Guide pratique pour la conception d'enquêtes sur les ménages

50 Guide pratique pour la conception d’enquêtes sur les ménages
à 1,0. Une fois de plus, nous souhaitons estimer l’incidence des graves problèmes de santé avec
une marge d’erreur relative de 10 % : e = 0,10r 6 (soit une erreur type de 0,005), et les valeurs
du taux escompté de non-réponse, de l’effet imputable à la conception de l’échantillon et la
dimension moyenne des ménages sont celles que nous avons recommandées. La formule (3.9)
donne un peu plus de 1 600 ménages (84,5*0,95)/(0,05).
64. Comme on l’a dit, la dimension de l’échantillon utilisé pour l’enquête peut en définitive être
déterminée en calculant les dimensions des échantillons à utiliser pour plusieurs indicateurs clés et
en retenant celui qui donne l’échantillon le plus nombreux. En outre, avant de parvenir à une décision
finale, il faudra prendre en compte aussi le nombre de domaines visés par l’enquête ainsi que
le budget disponible.
65. Pour les pays dans le cas desquels une ou plusieurs des hypothèses susmentionnées ne sont pas
valides, l’on peut, dans la formule (3.7), procéder à des substitutions simples pour obtenir des chiffres
plus exacts concernant la dimension de l’échantillon. Il se peut par exemple que la taille moyenne
des ménages soit inférieure ou supérieure à 6,0, que le taux de non-réponse à prévoir soit environ de
5 % plutôt que de 10 % et que la valeur de p pour le pays puisse être calculée de façon plus précise
au moyen des chiffres provenant du recensement.
66. Toutefois, il est recommandé de ne pas modifier la valeur statistique z de 1,96, qui est la norme
communément utilisée. Il convient également de conserver pour l’effet dû à la conception de l’échantillon,
f, une valeur de 2,0, à moins que, comme on l’a vu, des données récentes provenant d’une autre
source conduisent à choisir une autre valeur. Il est également recommandé que e soit défini comme
étant égal à 0,10r, sauf si, pour des raisons budgétaires, il n’est pas possible de retenir un échantillon
de cette taille, auquel cas cette valeur pourrait être portée à 0,12r ou à 0,15r. Ces augmentations de la
marge d’erreur, cependant, se traduiront par des erreurs d’échantillonnage beaucoup plus élevées.
3.4.
Stratification
67. La stratification de la population à interroger avant de sélectionner l’échantillon est une méthode
communément utilisée lors de la conception d’une enquête sur les ménages. La stratification
permet de classer la population en sous-populations (strates) sur la base d’informations auxiliaires
disponibles au sujet de l’ensemble de la population. Les éléments de l’échantillon sont alors sélectionnés
indépendamment, dans chaque strate, à la lumière des caractéristiques à mesurer.
3.4.1.
Stratification et allocation de l’échantillon
68. Avec un échantillonnage stratifié, les dimensions de l’échantillon à l’intérieur de chaque strate
dépendent du technicien plutôt que d’un choix aléatoire fondé sur le processus d’échantillonnage.
Une population divisée en strates peut avoir exactement ns unités d’échantillonnage dans chaque
strate, où ns est le nombre souhaité d’unités d’échantillonnage dans la sième strate. Un échantillon
non stratifié, en revanche, donnerait pour la sième sous-population un échantillon de taille un peu
différente de ns.
6 Comme r s’applique en l’occurrence à l’ensemble de la population, il est égal à p, de sorte que e est égal à 0,10p.