Publications
Série de documents de recherche sur les dépenses des ménages
Enquête sur les dépenses des ménages de 2005 : Indicateurs de qualité des données
Section 2
La non-réponse
Consulter la version la plus récente.
Information archivée dans le Web
L’information dont il est indiqué qu’elle est archivée est fournie à des fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elle n’est pas assujettie aux normes Web du gouvernement du Canada et elle n’a pas été modifiée ou mise à jour depuis son archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.
Le taux de réponse, les taux de non-réponse et les taux de vacance
La non-réponse selon le niveau d'urbanisation
La non-réponse selon les strates de revenu
L'ajustement pour la non-réponse
Les erreurs dues à la non-réponse découlent du fait que certains répondants potentiels ne fournissent pas l'information nécessaire ou que cette information s'avère inutilisable. Lorsque le répondant a omis de répondre à certaines questions seulement, on parle alors de non-réponse partielle. Dans ce cas, les données manquantes sont imputées. Les erreurs liées à l'imputation sont présentées dans la section 5 portant sur les erreurs de traitement. Dans la présente section, la non-réponse englobe la non-réponse à la collecte, due principalement à l'impossibilité de contacter le ménage ou au refus des membres du ménage de participer à l'enquête, que ce soit partiellement ou complètement, ainsi que les ménages pour lesquels les données ont été collectées mais sont inutilisables.
Le principal impact de la non-réponse sur la qualité des données est qu'elle peut induire un biais dans les estimations si les caractéristiques des répondants et des non-répondants diffèrent et que cette différence a un impact sur les caractéristiques étudiées. Les taux de non-réponse peuvent être calculés facilement mais ils n'ont qu'une valeur indicative à l'égard de la qualité des données car ils ne permettent pas de mesurer l'importance du biais associé aux estimations. L'ampleur de la non-réponse peut être considérée comme une évaluation des risques de biais dans les estimations.
2.1 Le taux de réponse, les taux de non-réponse et les taux de vacance
Dans l'enquête sur les dépenses des ménages (EDM), comme les unités sélectionnées sont des logements, les intervieweurs doivent d'abord identifier les logements inadmissibles, c'est-à-dire les logements occupés par des personnes ne faisant pas partie de la population cible, les logements qui n'existent plus (démoli, maison mobile déplacée ou logement converti en entreprise) et les logements vacants (inoccupés, saisonniers ou en construction).
Parmi les logements admissibles, on évalue ensuite la proportion des ménages qui n'ont pas répondu à l'enquête, qu'on appelle le taux de non-réponse à la collecte. Ces derniers comprennent les ménages qui ont refusé de participer à l'enquête et les ménages où il a été impossible d'établir un contact avec les répondants parce qu'ils étaient absents ou encore à cause de circonstances spéciales (problème de langue, maladie ou décès).
Toujours parmi les logements admissibles, on détermine également le taux de données inutilisables. Les données inutilisables correspondent au nombre de ménages pour lesquels le questionnaire était au moins partiellement complet mais qui ont été rejetés lors du traitement des données. Il existe deux causes principales de rejet. D'abord lorsqu'une partie importante des questions sur le revenu ou des questions sur les dépenses a été laissée sans réponse, le questionnaire est classé incomplet et n'est pas utilisé. L'autre source de rejet correspond aux questionnaires pour lesquels la différence entre les entrées (revenu et autres sources d'argent du ménage) et les déboursés (dépenses et variation nette des actifs et passifs) est supérieure à 20 %. Ces questionnaires sont également exclus de l'estimation et considérés comme de la non-réponse.
Il est à noter que tous les taux de la présente section sont non pondérés. Pour l'Enquête sur les dépenses des ménages de 2005, le taux de réponse final à est de 71,4 %. Le tableau 2.1-1 présente le taux de réponse final ainsi que la taille de l'échantillon (ménages admissibles) ventilée selon les refus, les unités non contactées, les données inutilisables et les données utilisables. Ce taux est fourni à l'échelle nationale , provinciale et territoriale.
Le tableau 2.1-2 présente le taux de non-réponse final, le taux de non-réponse à la collecte, ventilé selon les refus et les unités non contactées ainsi que le taux de ménages dont les données étaient inutilisables, parce que le questionnaire était incomplet ou non-équilibré. On y trouve également le taux de vacance. Ces taux sont fournis à l'échelle nationale, provinciale et territoriale.
Notons que les taux de vacance présentés aux tableaux de la section 2 incluent les logements vacants (inoccupés, saisonniers ou en construction) ainsi que les logements qui n'existent plus (démoli, maison mobile déplacée ou logement converti en entreprise).
Le taux de non-réponse final au Canada est de 28,6 %. Il est dû aux refus ( 17,5 %), aux ménages qu'il a été impossible de rejoindre ( 7,5 %), et finalement aux ménages dont les données étaient inutilisables (3,7 %). Pour chacune des provinces, le refus représente la cause majeure de non-réponse, suivie des unités non contactées, puis des données inutilisables. Pour les Territoires du Nord-Ouest et le Nunavut, le taux de refus est inférieur au taux d'unités non contactées.
Les taux de non-réponse finaux varient selon les provinces et territoires. C'est aux Territoires du Nord-Ouest que l'on observe le taux de non-réponse le plus bas, soit de 19,5 %, principalement en raison d'un taux de refus relativement faible . Les taux de non-réponse sont supérieurs à 30 % en Nouvelle-Écosse et en Ontario. Le taux de non-réponse de l'Ontario est particulièrement élevé atteignant 41,6 %. C'est aussi dans cette province que l'on trouve un des plus haut taux d'unités non contactées (10,8 %) et le plus haut taux de refus (21,4 %).
Le taux de vacance est présenté au tableau 2.1-2, mais on doit considérer que les logements vacants ne contribuent pas au biais de l'échantillon dans la mesure où ils sont identifiés correctement. En analysant les taux de vacance, on décèle les problèmes d'identification des logements liés à la collecte. Le taux de vacance de l'EDM de 2005 est de 12,9 %.
2.2 La non-réponse selon le niveau d'urbanisation
La non-réponse varie selon le niveau d'urbanisation. Les divers taux à l'échelle nationale sont présentés par niveau d'urbanisation dans le tableau 2.2.1
Tableau 2.2 Taux de non-réponse (%) et taux de vacance (%) par niveau d'urbanisation
Le taux de non-réponse final augmente généralement avec le niveau d'urbanisation. C'est dans la catégorie d'urbanisation «250 000 à 499 999» que l'on retrouve le plus haut taux d'unités non contactées (10,5 %), de refus (21,1 %) et de données inutilisables (7,3 %).
Le taux de non-réponse à la collecte a lui aussi tendance à croître avec le niveau d'urbanisation. Il y a un écart d'environ 7 % entre les catégories d'urbanisation « 6 000 à 30 000 » et « 1 000 000 ou plus ». Les refus comptent pour plus de 60 % de la non-réponse totale à tous les niveaux d'urbanisation
En examinant les taux de vacance par niveau d'urbanisation, il ressort que le taux de vacance est au moins deux fois plus élevé en région rurale (25,5 %) que dans les régions urbaines à faible population (12,5 %). Ces dernières régions ont aussi un taux de vacance supérieur, en moyenne, à celui des régions urbaines à plus forte population. Ce phénomène s'observe également dans l'Enquête sur la population active (EPA) et s'explique sans doute par un plus grand nombre de logements saisonniers en milieu rural. Ceci explique entre autre pourquoi le taux de vacance est plus élevé dans les provinces de l'Atlantique, qu'il est illustré dans le tableau 2.1-2, et surtout à l'Île-du-Prince-Édouard puisqu'on y observe une proportion plus élevé de logements ruraux dans l'échantillon.
2.3 La non-réponse selon les strates de revenu
Il est impossible de comparer le taux de réponse selon le revenu car cette information n'est pas accessible pour les non-répondants. Toutefois, le plan d'échantillonnage de l'EPA, utilisé pour l'EDM, a été conçu de sorte à former, dans les régions métropolitaines de recensement, des strates d'aires géographiques présentant une plus forte concentration de ménages à revenu élevé. Bien que le nombre de strates à revenu élevé demeure relativement petit (51 sur un total de 1060 strates), la comparaison des taux de non-réponse dans ce groupe par rapport à l'ensemble des autres strates fournit de l'information pertinente sur l'effet potentiel de la non-réponse (voir le tableau 2.3).
Mentionnons que l'ensemble des autres strates comprend, en plus des strates régulières, les quatre types de strates suivants : les strates à taux de vacance élevé, les strates à coût élevé, les strates ayant une concentration d'immigrants et les strates ayant une concentration d'autochtones. La portion de l'échantillon de l'EDM allouée pour ces quatre derniers types de strates étant plus faible, les résultats de ceux-ci ne sont pas présentés individuellement au tableau 2.3.
Dans les strates à revenu élevé, le taux de non-réponse final (37,7 %) est d'environ 35,0 % supérieur à celui des autres strates. Le taux de refus des strates à revenu élevé se situe à 24,3 %, ce qui est supérieur à ce qui est observé pour les autres strates. Les ménages des strates à revenu élevé présentent également un taux de données inutilisables plus élevé que les autres ménages, principalement en raison des questionnaires incomplets.
On remarque que le taux de vacance est plus faible pour les strates à revenu élevé que pour l'ensemble des autres strates. Ce phénomène était aussi observé pour les enquêtes précédentes.
2.4 L'ajustement pour la non-réponse
Pour compenser la non-réponse, les poids de l'EDM sont gonflés par l'inverse du taux de réponse pondéré à l'intérieur de certains groupes prédéfinis. À la suite du remaniement du plan de sondage de l'EPA, les groupes d'ajustement de non-réponse ont été remaniés. Tout comme pour les années précédentes, ces groupes sont définis en fonction des différents niveaux d'urbanisation dans chaque province et de régions géographiques infra-provinciales pour les provinces du Québec, de l'Ontario et de la Colombie-Britannique. De plus, des groupes spécifiques d'ajustement de non-réponse sont créés pour les strates à revenu élevé. Comme on l'a vu à la section précédente, le nombre de strates à revenu élevé a augmenté avec l'introduction du nouveau plan de sondage de l'EPA. Ainsi il est dorénavant possible de former dans toutes les provinces, à l'exception de l'Île-du-Prince-Édouard, des groupes d'ajustement de non-réponse pour les strates à revenu élevé. On ne peut former un tel groupe à l'Île-du-Prince-Édouard, puisque cette province ne possède pas de strates à revenu élevé.
Les taux pondérés diffèrent des taux présentés dans cette section puisqu'ils tiennent compte du poids de sondage de chaque ménage. Une description algébrique de l'ajustement pour la non-réponse est présentée à l'annexe A.
L'ajustement des poids pour la non-réponse permet de tenir compte des différences au niveau de la non-réponse par niveau d'urbanisation (tel qu'illustré dans la section 2.2) et régions géographiques ou par groupes de strates à revenu élevé. Il permettra de réduire le biais dans la mesure où les caractéristiques des répondants et des non-répondants sont similaires pour un même niveau d'urbanisation et région géographique ou encore pour un même groupe de strates à revenu élevé.
Il est à noter qu'un groupe d'ajustement de non-réponse peut être combiné à un autre groupe si le nombre de ménages dans le groupe est trop petit ou si le facteur d'ajustement est trop élevé.
Note
- Des tableaux portant sur les taux de non-réponse selon le niveau d'urbanisation par province sont disponibles sur demande auprès de la Division des méthodes d'enquêtes auprès des ménages.
- Date de modification :