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- 41. Utilisation des équations estimantes pour réaliser un calage sur des paramètres complexes ArchivéArticles et rapports : 12-001-X201100111451Description :
Dans la méthode du calage de Deville et Särndal (1992), les équations de calage ne prennent en compte que les estimations exactes de totaux des variables auxiliaires. L'objectif de cet article est de s'intéresser à d'autres paramètres que le total pour caler. Ces paramètres que l'on qualifie de complexes sont par exemple le ratio, la médiane ou la variance de variables auxiliaires.
Date de diffusion : 2011-06-29 - Articles et rapports : 12-001-X201000111250Description :
Nous proposons un estimateur de prédiction bayésien avec splines pénalisées (PBSP pour Bayesian Penalized Spline Predictive) pour une proportion de population finie sous échantillonnage avec probabilités inégales. Cette nouvelle méthode permet d'intégrer directement les probabilités d'inclusion dans l'estimation d'une proportion de population, en effectuant une régression probit du résultat binaire sur la fonction spline pénalisée des probabilités d'inclusion. La loi prédictive a posteriori de la proportion de population est obtenue en utilisant l'échantillonnage de Gibbs. Nous démontrons les avantages de l'estimateur PBSP comparativement à l'estimateur de Hájek (HK), à l'estimateur par la régression généralisée (RG) et aux estimateurs de prédiction fondés sur un modèle paramétrique au moyen d'études en simulation et d'un exemple réel de vérification fiscale. Les études en simulation montrent que l'estimateur PBSP est plus efficace et donne un intervalle de crédibilité à 95 % dont la probabilité de couverture est meilleure et dont la largeur moyenne est plus étroite que les estimateurs HK et RG, surtout quand la proportion de population est proche de zéro ou de un, ou que l'échantillon est petit. Comparativement aux estimateurs de prédiction fondés sur un modèle linéaire, les estimateurs PBSP sont robustes à l'erreur de spécification du modèle et à la présence d'observations influentes dans l'échantillon.
Date de diffusion : 2010-06-29 - 43. Inférence par maximum de vraisemblance pseudo-empirique pour enquêtes multiples et à bases multiples ArchivéArticles et rapports : 11-536-X200900110806Description :
Les travaux récents qui utilisent la méthode du maximum de vraisemblance pseudo-empirique pour des inférences pour populations finies avec données d'enquêtes complexes se sont d'abord concentrées sur un échantillon d'enquête simple, non stratifié ou stratifié, avec de considérables efforts sur les procédures de calcul. Dans cet exposé, nous présentons une approche d'inférence par maximum de vraisemblance pseudo-empirique pour des enquêtes multiples et des enquêtes à bases multiples, deux problèmes souvent rencontrés en pratique dans les enquêtes. Nous montrons qu'il est possible de faire l'inférence à propos du paramètre d'intérêt commum et d'utiliser efficacement les divers types d'information auxiliaire de façon pratique par la maximisation sous contrainte de la fonction du maximum de vraisemblance pseudo-empirique. Nous obtenons les résultats asymptotiques qui sont utilisés pour construire des intervalles de confiance de ratio de maximum de vraisemblance pseudo-empiriques, soit en utilisant une approximation du chi-deux, soit en utilisant une calibration bootstrap. Tous les problèmes de calcul reliés peuvent être résolus en utilisant des algorithmes d'échantillonnage stratifié existants après avoir reformulé le problème de façon appropriée.
Date de diffusion : 2009-08-11 - 44. Une répartition bayésienne des électeurs indécis ArchivéArticles et rapports : 12-001-X200800110606Description :
Aux États Unis, les données provenant des sondages électoraux sont habituellement présentées dans des tableaux de contingence à double entrée et de nombreux sondages sont réalisés avant qu'ait lieu l'élection réelle en novembre. Par exemple, pour l'élection du gouverneur de l'État de l'Ohio en 1998, trois sondages (Buckeye State Poll) ont eu lieu, un en janvier, un en avril et un en octobre; la première catégorie des tableaux représente les candidats (par exemple Fisher, Taft et autre) et la deuxième représente l'intention courante de vote (votera vraisemblablement ou ne votera vraisemblablement pas pour le gouverneur de l'Ohio). Le nombre d'électeurs indécis est important dans l'une ou dans les deux catégories pour les trois sondages et nous utilisons une méthode bayésienne pour les répartir entre les trois candidats. Nous pouvons ainsi modéliser divers scénarios de données manquantes sous les hypothèses d'ignorabilité et de non ignorabilité, et nous utilisons un modèle Dirichlet Multinomial pour estimer les probabilités de cellule qui nous aideront à prédire le gagnant. Nous proposons un modèle de non réponse non ignorable variable en fonction du temps pour les trois tableaux. Ici, un modèle de non réponse non ignorable est centré sur un modèle de non réponse ignorable afin d'induire une certaine souplesse et une certaine incertitude au sujet de l'ignorabilité ou de la non ignorabilité. Nous considérons également deux autres modèles concurrents, à savoir un modèle de non réponse ignorable et un modèle de non réponse non ignorable. Ces deux derniers modèles reposent sur l'hypothèse d'un processus stochastique commun pour obtenir un renforcement par emprunt de données au cours du temps. Nous utilisons des méthodes de Monte Carlo par chaîne de Markov pour ajuster les modèles. Nous construisons aussi un paramètre qui peut éventuellement être utilisé pour prédire le gagnant parmi les candidats à l'élection de novembre.
Date de diffusion : 2008-06-26 - 45. Inférence bayésienne prédictive robuste pour les quantiles de population finie d'un petit domaine ArchivéArticles et rapports : 11-522-X200600110392Description :
Nous suivons une méthode bayésienne robuste pour analyser des données pouvant présenter un biais de non-réponse et un biais de sélection non ignorables. Nous utilisons un modèle de régression logistique robuste pour établir le lien entre les indicateurs de réponse (variable aléatoire de Bernoulli) et les covariables, dont nous disposons pour tous les membres de la population finie. Ce lien permet d'expliquer l'écart entre les répondants et les non-répondants de l'échantillon. Nous obtenons ce modèle robuste en élargissant le modèle de régression logistique conventionnel à un mélange de lois de Student, ce qui nous fournit des scores de propension (probabilité de sélection) que nous utilisons pour construire des cellules d'ajustement. Nous introduisons les valeurs des non-répondants en tirant un échantillon aléatoire à partir d'un estimateur à noyau de la densité, formé d'après les valeurs des répondants à l'intérieur des cellules d'ajustement. La prédiction fait appel à une régression linéaire spline, fondée sur les rangs, de la variable de réponse sur les covariables selon le domaine, en échantillonnant les erreurs à partir d'un autre estimateur à noyau de la densité, ce qui rend notre méthode encore plus robuste. Nous utilisons des méthodes de Monte-Carlo par chaînes de Markov (MCMC) pour ajuster notre modèle. Dans chaque sous-domaine, nous obtenons la loi a posteriori d'un quantile de la variable de réponse à l'intérieur de chaque sous-domaine en utilisant les statistiques d'ordre sur l'ensemble des individus (échantillonnés et non échantillonnés). Nous comparons notre méthode robuste à des méthodes paramétriques proposées récemment.
Date de diffusion : 2008-03-17 - Articles et rapports : 11-522-X200600110398Description :
L'étude de données longitudinales est essentielle si l'on veut observer correctement l'évolution des variables d'intérêt chez les personnes, les collectivités et les populations plus importantes au cours du temps. Les modèles linéaires à effets mixtes (pour les réponses continues observées au fil du temps), ainsi que les modèles linéaires généralisés à effets mixtes et les équations d'estimation généralisées (pour les réponses plus générales, telles que les données binaires ou les dénombrements observés au fil du temps) sont les méthodes les plus répandues pour analyser les données longitudinales provenant d'études sur la santé, même si, comme toute méthode de modélisation, elles ont leurs limites, dues en partie aux hypothèses sous jacentes. Dans le présent article, nous discutons de certains progrès, dont l'utilisation de méthodes fondées sur des courbes, qui rendent la modélisation des données longitudinales plus souple. Nous présentons trois exemples d'utilisation de ces méthodes plus souples tirés de la littérature sur la santé, dans le but de démontrer que certaines questions par ailleurs difficiles peuvent être résolues raisonnablement lors de l'analyse de données longitudinales complexes dans les études sur la santé des populations.
Date de diffusion : 2008-03-17 - 47. Inférence causale dans les études par observation utilisant des données administratives sur la santé ArchivéArticles et rapports : 11-522-X200600110419Description :
La recherche sur les services de santé s'appuie habituellement sur des données d'observation afin de comparer les résultats chez des patients recevant des traitements différents. La comparaison de groupes de patients participant à des études par observation peut être biaisée, car les résultats diffèrent à la fois en raison des effets du traitement et de ceux liés au pronostic fait sur le patient. Dans certains cas, particulièrement lorsque les données recueillies ont trait à des facteurs de risque cliniques précis, il est possible de tenir compte de ces différences en utilisant des méthodes statistiques ou épidémiologiques. Dans d'autres cas, où des caractéristiques non mesurées de la population de patients ont une incidence sur la décision de prodiguer le traitement ainsi que sur le résultat, il est impossible d'éliminer ces différences par des techniques courantes. L'utilisation de données administratives sur la santé pour entreprendre des études par observation demande des précautions particulières, puisque d'importants renseignements cliniques font défaut. Nous discutons de plusieurs méthodes statistiques et épidémiologiques visant à éliminer le biais manifeste (mesurable) et caché (non mesurable) dans les études par observation. Ces méthodes comprennent l'ajustement de la composition des groupes de cas, l'appariement fondé sur la propension, la redéfinition des variables d'exposition d'intérêt et la technique économétrique d'analyse avec variables instrumentales (VI). Nous illustrons ces méthodes à l'aide d'exemples extraits de publications médicales, dont la prédiction de la mortalité un an après une crise cardiaque, le rendement des dépenses en soins de santé, en ce qui a trait aux avantages cliniques et financiers, dans les régions des États-Unis où les dépenses sont élevées, ainsi que les avantages du traitement effractif des patients ayant fait une crise cardiaque liés à la survie à long terme. Il est possible d'utiliser des données administratives sur la santé pour réaliser des études par observation à condition de veiller soigneusement à résoudre les problèmes liés à la causalité inverse et au facteur de confusion non mesuré.
Date de diffusion : 2008-03-17 - 48. Définition et mesure des régions métropolitaines : comparaison entre le Canada et les États-Unis ArchivéArticles et rapports : 92F0138M2008002Description :
Le 26 novembre 2006, l'Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) a été l'hôte d'un atelier international sur la définition et la mesure des régions métropolitaines. Les raisons ayant amené l'OCDE à organiser cet atelier sont les suivantes :
1. Dans le monde hautement intégré que nous connaissons aujourd'hui, les régions métropolitaines sont devenues des agents économiques clés. Outre leur rôle traditionnel de pôles de croissance au niveau national, les régions métropolitaines constituent des centres essentiels de l'économie mondiale.2. Les décideurs politiques, les organismes internationaux et les réseaux de recherche sont de plus en plus fréquemment amenés à comparer les résultats économiques et sociaux des régions métropolitaines d'un pays à l'autre. Entre autres exemples de travaux menés par des réseaux et des organismes internationaux, mentionnons Habitat ONU, l'initiative Urban Audit de l'UE, ESPON et les travaux de l'OCDE sur la compétitivité des villes.3. Toutefois, la portée des enseignements que l'on peut tirer de ces comparaisons internationales est limitée en raison de l'absence d'une définition comparable du concept de région métropolitaine. La plupart des pays ont leur propre définition, et celle-ci varie sensiblement d'un pays à l'autre. De plus, les initiatives internationales visant à améliorer la comparabilité entre pays ont conduit, un peu paradoxalement, à une prolifération de définitions.4. Il n'y a en principe aucune raison particulière de préconiser une définition plutôt qu'une autre. Chaque définition a été formulée pour des fins analytiques particulières et, de ce fait, rend compte de certaines caractéristiques des régions métropolitaines tout en ayant tendance à en passer certaines autres sous silence. Le fait est que nous ne connaissons pas les points forts et les points faibles des différentes définitions; plus important encore, nous ne savons pas quelle incidence l'utilisation d'une définition donnée plutôt que d'une autre peut avoir sur l'analyse. 5. C'est dans le but de répondre à ces questions que l'OCDE a organisé un atelier international sur la définition et la mesure des régions métropolitaines (« Defining and Measuring Metropolitan Regions »). Cet atelier a rassemblé de grandes organisations internationales (ONU, Eurostat, Banque mondiale et OCDE), des bureaux de statistique nationaux et des chercheurs qui s'intéressent à ce domaine. L'objectif était d'élaborer certains « principes directeurs » auxquels les participants pourraient souscrire et qui constitueraient en bout de ligne l'assise d'une « orientation internationale » permettant de comparer les régions métropolitaines d'un pays à l'autre.
Ce document de travail a été présenté lors de l'atelier en question. Il expose le fondement conceptuel et méthodologique qui sous tend la définition des régions métropolitaines au Canada; également, on y compare de façon détaillée la méthodologie utilisée au Canada et celle employée aux États-Unis. L'objet du document était d'alimenter les débats sur l'approche adoptée par le Canada pour la définition des régions métropolitaines, dans le contexte des travaux destinés à mettre de l'avant les « principes directeurs » mentionnés précédemment. Si cette étude est offerte sous forme de document de travail, c'est pour faire progresser les discussions sur le sujet et pour fournir des données de base à la collectivité des utilisateurs afin de favoriser le dialogue et la formulation de commentaires à propos de la méthodologie canadienne relative aux régions métropolitaines.
Date de diffusion : 2008-02-20 - Articles et rapports : 92F0138M2007001Description :
Statistique Canada crée des fichiers qui fournissent le couplage entre les codes postaux et les régions géographiques selon lesquelles les données statistiques sont diffusées. En couplant les codes postaux et ses régions géographiques, Statistique Canada facilite l'extraction et l'agrégation subséquente de données pour certaines régions géographiques de fichiers mis à la disposition des utilisateurs. Les utilisateurs peuvent alors totaliser les données de Statistique Canada pour leurs régions et d'autres données pour ces mêmes régions de manière à établir un profil statistique combiné de ces régions.
La méthodologie utilisée par Statistique Canada pour le couplage des codes postaux et des régions géographiques a été questionnée. Pour régler la situation, Statistique Canada a décidé de créer un cadre conceptuel pour l'élaboration des règles régissant le couplage des codes postaux et des régions géographiques de Statistique Canada. Le présent document de travail expose le cadre conceptuel et les règles de géocodage. La méthodologie qui y est décrite servira de fondement pour le couplage des codes postaux aux régions géographiques du Recensement de 2006. Les utilisateurs des produits de Statistique Canada qui font appel aux codes postaux sont invités à formuler des commentaires sur le présent document.
Date de diffusion : 2007-02-12 - Articles et rapports : 12-001-X20060019257Description :
En présence de non réponse partielle, deux approches sont généralement utilisées à des fins d'inférence des paramètres d'intérêt. La première repose sur l'hypothèse que la réponse est uniforme dans les classes d'imputation, tandis que la seconde s'appuie sur l'hypothèse que la réponse est ignorable, mais utilise un modèle pour la variable d'intérêt comme fondement de l'inférence. Dans le présent article, nous proposons une troisième approche qui se fonde sur l'hypothèse d'un mécanisme de réponse précisé ignorable sans que doive être spécifié un modèle de la variable d'intérêt. Dans ce cas, nous montrons comment obtenir des valeurs imputées qui mènent à des estimateurs d'un total approximativement sans biais sous l'approche proposée, ainsi que sous la deuxième des approches susmentionnées. Nous obtenons aussi des estimateurs de la variance des estimateurs imputés qui sont approximativement sans biais en suivant une approche proposée par Fay (1991) dans laquelle sont inversés l'ordre de l'échantillonnage et de la réponse. Enfin, nous effectuons des études par simulation afin d'étudier les propriétés des méthodes dans le cas d'échantillons finis, en termes de biais et d'erreur quadratique moyenne.
Date de diffusion : 2006-07-20
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- Articles et rapports : 12-001-X202200200008Description :
La présente réponse contient des remarques supplémentaires sur certaines questions soulevées par les participants à la discussion.
Date de diffusion : 2022-12-15 - Articles et rapports : 12-001-X202200200011Description :
L’échantillonnage à deux phases est un plan de sondage rentable couramment utilisé dans les enquêtes. Le présent article propose une méthode optimale d’estimation linéaire des totaux dans un échantillonnage à deux phases, qui exploite au mieux l’information auxiliaire de l’enquête. Tout d’abord, on calcule formellement un meilleur estimateur linéaire sans biais (MELSB) de tout total sous une forme analytique, et on démontre qu’il s’agit d’un estimateur par calage. Ensuite, la reformulation appropriée du MELSB et l’estimation de ses coefficients inconnus permettent de construire un estimateur par la régression « optimal », qui peut également être obtenu au moyen d’une procédure de calage adéquate. Ce calage présente une caractéristique distinctive : l’alignement des estimations des deux phases dans une procédure en une étape comprenant les échantillons combinés de la première et de la deuxième phase. L’estimation optimale est faisable pour certains plans à deux phases souvent employés dans les enquêtes à grande échelle. Pour les plans généraux à deux phases, une autre procédure de calage donne un estimateur par la régression généralisée comme estimateur optimal approximatif. L’approche générale proposée d’estimation optimale permet d’utiliser le plus efficacement possible l’information auxiliaire disponible dans toute enquête à deux phases. Les avantages de cette méthode par rapport aux méthodes existantes d’estimation dans un échantillonnage à deux phases sont démontrés théoriquement et au moyen d’une étude par simulations.
Date de diffusion : 2022-12-15 - Articles et rapports : 12-001-X202200100004Description :
Lorsque la taille de l’échantillon d’un domaine est faible, le fait d’emprunter des renseignements aux voisins est une technique d’estimation sur petits domaines qui permet d’obtenir des estimations plus fiables. L’un des modèles les plus connus en ce qui concerne l’estimation sur petits domaines est un modèle multinomial hiérarchique de Dirichlet pour les comptes multinomiaux. En raison des caractéristiques naturelles des données, il est pertinent d’émettre une hypothèse sur la restriction d’ordre unimodal dans le cas des espaces de paramètres. Dans notre application, l’indice de masse corporelle est plus susceptible de correspondre à un niveau de surpoids, ce qui signifie que la restriction d’ordre unimodal pourrait être raisonnable. La même restriction d’ordre unimodal pour tous les domaines pourrait être trop forte pour s’avérer dans certains cas. Pour accroître la souplesse, nous ajoutons une incertitude à la restriction d’ordre unimodal. Chaque domaine présentera des tendances unimodaux similaires, sans être identiques. Comme la restriction d’ordre intégrant de l’incertitude augmente la difficulté d’inférence, nous effectuons une comparaison avec les valeurs sommaires a posteriori et la pseudo-vraisemblance marginale logarithmique approximative.
Date de diffusion : 2022-06-21 - Articles et rapports : 12-001-X202200100009Description :
La probabilité inverse, aussi connue en tant que l’estimateur de Horvitz-Thompson, est un outil de base de l’estimation pour une population finie. Même lorsque de l’information auxiliaire est disponible pour modéliser la variable d’intérêt, elle est utilisée pour estimer l’erreur du modèle. Dans la présente étude, l’estimateur de probabilité inverse est généralisé par l’introduction d’une matrice définie positive. L’estimateur de probabilité inverse habituel est un cas spécial de l’estimateur généralisé, dans lequel la matrice définie positive est la matrice identité. Étant donné que l’estimation par calage permet de chercher des poids qui sont proches des poids de probabilité inverse, elle peut également être généralisée pour permettre de chercher des poids qui sont proches de ceux de l’estimateur de probabilité inverse généralisé. Nous savons que le calage est optimal, car il atteint asymptotiquement la borne inférieure de Godambe-Joshi, et celle-ci a été obtenue à partir d’un modèle dépourvu de corrélation. Cette borne inférieure peut également être généralisée en vue de permettre des corrélations. En choisissant judicieusement la matrice définie positive qui généralise les estimateurs par calage, cette borne inférieure généralisée peut être atteinte de façon asymptotique. Bien souvent, il n’existe pas de formule analytique pour calculer les estimateurs généralisés. Toutefois, des exemples simples et clairs sont fournis dans la présente étude pour illustrer la façon dont les estimateurs généralisés tirent parti des corrélations. Cette simplicité s’obtient en supposant une corrélation de 1 entre certaines unités de la population. Ces estimateurs simples peuvent être utiles, même si cette corrélation est inférieure à 1. Des résultats de simulation sont utilisés pour comparer les estimateurs généralisés aux estimateurs ordinaires.
Date de diffusion : 2022-06-21 - Articles et rapports : 12-001-X202100200003Description :
La pondération par calage est un moyen statistiquement efficace de traiter la non-réponse totale. En supposant que le modèle (ou la sortie) de la réponse justifiant l’ajustement du poids de calage est exact, il est souvent possible de mesurer la variance des estimations de façon asymptotique et sans biais. Une des manières d’estimer la variance consiste à créer des poids de rééchantillonnage jackknife. Cependant, il arrive que la méthode classique de calcul des poids de rééchantillonnage jackknife pour les poids d’analyse calés échoue. Dans ce cas, il existe généralement une autre méthode de calcul des poids de rééchantillonnage jackknife. Cette méthode est décrite ici et appliquée à un exemple simple.
Date de diffusion : 2022-01-06 - Articles et rapports : 12-001-X202100200006Description :
Le calage fondé sur l’échantillon se produit quand les poids d’une enquête sont calés pour contrôler les totaux aléatoires, au lieu de représenter les totaux fixes au niveau de la population. Les totaux de contrôle peuvent être estimés à partir de différentes phases de la même enquête ou d’une autre enquête. En cas de calage fondé sur l’échantillon, pour que l’estimation de la variance soit valide, il est nécessaire de tenir compte de la contribution de l’erreur due à l’estimation des totaux de contrôle. Nous proposons une nouvelle méthode d’estimation de la variance qui utilise directement les poids de rééchantillonnage de deux enquêtes, dont une sert à fournir des totaux de contrôle pour le calage des autres poids d’enquête. Aucune restriction n’est établie quant à la nature des deux méthodes de rééchantillonnage et il n’est pas nécessaire de calculer d’estimation de la variance-covariance, ce qui simplifie la mise en œuvre pratique de la méthode proposée. Nous fournissons la description générale de la méthode utilisée pour les enquêtes comportant deux méthodes de rééchantillonnage arbitraire avec un nombre de répliques différent. Il est démontré que l’estimateur de la variance obtenu est convergent pour la variance asymptotique de l’estimateur calé, quand le calage est effectué au moyen de l’estimation par la régression ou la méthode itérative du quotient (raking). La méthode est illustrée dans une application réelle, dans laquelle il faut harmoniser la composition démographique de deux enquêtes pour améliorer la comparabilité des estimations de l’enquête.
Date de diffusion : 2022-01-06 - Articles et rapports : 12-001-X202000100001Description :
Depuis plusieurs décennies, les agences nationales de statistique dans le monde utilisent des enquêtes probabilistes comme outil privilégié pour répondre à des besoins d’informations au sujet d’une population d’intérêt. Au cours des dernières années, on a observé un vent de changement et on considère de plus en plus d’autres sources de données. Cette tendance peut être expliquée par cinq facteurs principaux : le déclin des taux de réponse dans les enquêtes probabilistes, les coûts de collecte élevés, l’accroissement du fardeau sur les répondants, le désir d’avoir accès à des statistiques en « temps réel » et la prolifération des sources de données non probabilistes. Certaines personnes en sont même venues à croire que les enquêtes probabilistes pourraient graduellement disparaître. Dans cet article, nous passons en revue quelques approches qui permettent de réduire, voire éliminer, l’utilisation d’enquêtes probabilistes tout en conservant un cadre d’inférence statistique valide. Toutes les approches que nous considérons utilisent des données d’une source non probabiliste accompagnées, dans la plupart des cas, de données d’une enquête probabiliste. Certaines d’entre elles reposent sur la validité d’hypothèses de modèle ce qui contraste avec les approches fondées sur le plan de sondage probabiliste. Ces dernières sont généralement moins efficaces mais, en contrepartie, elles ne sont pas affectées par le risque de biais découlant d’une mauvaise spécification d’un modèle.
Date de diffusion : 2020-06-30 - Articles et rapports : 12-001-X201800254956Description :
En Italie, l’Institut statistique national (ISTAT) mène tous les trimestres l’enquête sur la population active (EPA) et en tire des estimations de la situation d’activité de la population à différents niveaux géographiques. Il estime en particulier le nombre de salariés et de chômeurs en s’appuyant sur cette enquête pour les zones locales de marché du travail (ZLMT). En tant que ZLMT, on compte 611 grappes infrarégionales de municipalités. Ce sont là des domaines non planifiés pour lesquels les estimations directes sont entachées de trop grandes erreurs d’échantillonnage, d’où la nécessité de recourir aux méthodes d’estimation sur petits domaines (EPD). Nous exposerons ici une nouvelle méthode EPD à niveaux de zones avec un modèle latent ou caché de Markov (MLM) comme modèle de couplage. Dans de tels modèles, la caractéristique d’intérêt et son évolution dans le temps sont représentées par un processus caché en chaîne de Markov, habituellement du premier ordre. Ainsi, les zones en question sont à même de changer leur état latent dans le temps. Nous appliquons le modèle proposé aux données trimestrielles de l’EPA de 2004 à 2014 et l’ajustons dans un cadre bayésien hiérarchique au moyen d’un échantillonneur de Gibbs à augmentation de données. Nous comparons nos estimations à celles du modèle classique de Fay-Herriot, à un modèle EPD à niveaux de zones et en séries chronologiques et enfin aux données du recensement de la population de 2011.
Date de diffusion : 2018-12-20 - Articles et rapports : 12-001-X201800154928Description :
Un processus à deux phases a été utilisé par la Substance Abuse and Mental Health Services Administration pour estimer la proportion d’Américains adultes atteints d’une maladie mentale grave (MMG). La première phase correspondait à la National Survey on Drug Use and Health (NSDUH) réalisée annuellement, tandis que la seconde phase consistait en un sous-échantillon aléatoire d’adultes ayant répondu à la NSDUH. Les personnes qui ont répondu à la deuxième phase d’échantillonnage ont été soumises à une évaluation clinique visant à déceler les maladies mentales graves. Un modèle de prédiction logistique a été ajusté à ce sous-échantillon en prenant la situation de MMG (oui ou non) déterminée au moyen de l’instrument de deuxième phase comme variable dépendante, et les variables connexes recueillies dans la NSDUH auprès de tous les adultes comme variables explicatives du modèle. Des estimations de la prévalence de la MMG chez l’ensemble des adultes et au sein de sous-populations d’adultes ont ensuite été calculées en attribuant à chaque participant à la NSDUH une situation de MMG établie en comparant sa probabilité estimée d’avoir une MMG avec un seuil diagnostique choisi sur la distribution des probabilités prédites. Nous étudions d’autres options que cet estimateur par seuil diagnostique classique, dont l’estimateur par probabilité. Ce dernier attribue une probabilité estimée d’avoir une MMG à chaque participant à la NSDUH. La prévalence estimée de la MMG est la moyenne pondérée de ces probabilités estimées. Au moyen des données de la NSDUH et de son sous-échantillon, nous montrons que, même si l’estimateur par probabilité donne une plus petite erreur quadratique moyenne quand on estime la prévalence de la MMG parmi l’ensemble des adultes, il a une plus grande tendance que l’estimateur par seuil diagnostique classique à présenter un biais au niveau de la sous-population.
Date de diffusion : 2018-06-21 - Articles et rapports : 12-001-X201700254872Description :
La présente note expose les fondements théoriques de l’extension de l’intervalle de couverture bilatéral de Wilson à une proportion estimée à partir de données d’enquêtes complexes. Il est démontré que l’intervalle est asymptotiquement équivalent à un intervalle calculé en partant d’une transformation logistique. Une légèrement meilleure version est examinée, mais les utilisateurs pourraient préférer construire un intervalle unilatéral déjà décrit dans la littérature.
Date de diffusion : 2017-12-21
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Références (8)
Références (8) ((8 résultats))
- Enquêtes et programmes statistiques — Documentation : 11-522-X201300014259Description :
Dans l’optique de réduire le fardeau de réponse des exploitants agricoles, Statistique Canada étudie d’autres approches que les enquêtes par téléphone pour produire des estimations des grandes cultures. Une option consiste à publier des estimations de la superficie récoltée et du rendement en septembre, comme cela se fait actuellement, mais de les calculer au moyen de modèles fondés sur des données par satellite et des données météorologiques, ainsi que les données de l’enquête téléphonique de juillet. Toutefois, avant d’adopter une telle approche, on doit trouver une méthode pour produire des estimations comportant un niveau d’exactitude suffisant. Des recherches sont en cours pour examiner différentes possibilités. Les résultats de la recherche initiale et les enjeux à prendre en compte sont abordés dans ce document.
Date de diffusion : 2014-10-31 - 2. Note sur les identificateurs dans l'Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes ArchivéEnquêtes et programmes statistiques — Documentation : 12-002-X20040027035Description :
Lors du traitement des données du cycle 4 de l'Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes (ELNEJ), des révisions historiques ont été apportées au trois premiers cycles de l'enquête afin de corriger des erreurs et faire une mise à jour des données. Au cours du traitement, une attention particulière a été portée à la variable PERSRUK (l'identificateur au niveau de la personne) et à la variable FIELDRUK (l'identificateur au niveau du ménage). Le même niveau d'attention n'a pas été accordé aux autres identificateurs incluent dans la base de données, soit, la variable CHILDID (un identificateur au niveau de l'enfant) et la variable _IDHD01 (un identificateur au niveau du ménage). Ces identificateurs ont été créés pour les fichiers publics et ils se retrouvent par défaut dans les fichiers maîtres. Lorsque les fichiers maîtres sont utilisés, la variable PERSRUK devrait être utilisée pour lier les différents fichiers de données de l'enquête entre eux et la variable FIELDRUK pour déterminer le ménage.
Date de diffusion : 2004-10-05 - 3. Enquête sur la sécurité financière - Méthodologie pour estimer la valeur des droits à pension ArchivéEnquêtes et programmes statistiques — Documentation : 13F0026M2001003Description :
Les premiers résultats de l'Enquête sur la sécurité financière (ESF), qui fournit de l'information sur la valeur nette du patrimoine des Canadiens, ont été publiés le 15 mars 2001 dans Le quotidien. L'enquête a recueilli des renseignements sur la valeur des avoirs financiers et non financiers de chaque unité familiale et sur le montant de sa dette.
Statistique Canada travaille actuellement à préciser cette première estimation de la valeur nette en y ajoutant une estimation de la valeur des droits à pension constitués dans les régimes de retraite d'employeur. Il s'agit d'un volet essentiel pour toute enquête sur l'avoir et la dette étant donné que, pour la plupart des unités familiales, c'est probablement l'un des avoirs les plus importants. Le vieillissement de la population rend l'information sur la constitution des droits à pension nécessaire afin de mieux comprendre la situation financière des personnes qui approchent de la retraite. Ces estimations mises à jour seront publiées à la fin de l'automne 2001.
Le processus utilisé pour obtenir une estimation de la valeur des droits à pension constitués dans les régimes de pension agréés d'employeur (RPA) est complexe. Le présent document décrit la méthodologie utilisée pour estimer cette valeur en ce qui concerne les groupes suivants : a) Les personnes qui faisaient partie d'un RPA au moment de l'enquête (appelées membres actuels d'un régime de retraite); b) Les personnes qui ont déjà fait partie d'un RPA et qui ont laissé l'argent dans le régime de retraite ou qui l'ont transféré dans un nouveau régime de retraite; c) Les personnes qui touchent des prestations d'un RPA.
Cette méthodologie a été proposée par Hubert Frenken et Michael Cohen. Hubert Frenken compte de nombreuses années d'expérience avec Statistique Canada où il a travaillé avec des données sur les régimes de retraite d'employeur. Michael Cohen fait partie de la direction de la firme d'actuariat-conseil William M. Mercer. Plus tôt cette année, Statistique Canada a organisé une consultation publique sur la méthodologie proposée. Le présent rapport inclut des mises à jour faites après avoir reçu les rétroactions des utilisateurs des données.
Date de diffusion : 2001-09-05 - Enquêtes et programmes statistiques — Documentation : 13F0026M2001002Description :
L'Enquête sur la sécurité financière (ESF) fournira des renseignements sur la situation nette des Canadiens. C'est pourquoi elle a recueilli, en mai et juin 1999, des données sur la valeur de l'avoir et de la dette de chacune des familles ou personnes seules comprises dans l'échantillon. Il s'est avéré difficile de calculer ou d'estimer la valeur d'un avoir en particulier, à savoir la valeur actualisée du montant que les répondants ont constitué dans leur régime de retraite d'employeur. On appelle souvent ces régimes des régimes de pension agréés (RPA), car ils doivent être agréés par l'Agence des douanes et du revenu du Canada (ARDC) (c'est-à-dire enregistrés auprès de l'ADRC). Bien qu'on communique à certains participants à un RPA une estimation de la valeur de leurs droits constitués, ils l'ignorent dans la plupart des cas. Pourtant, il s'agit sans doute d'un des avoirs les plus importants pour bon nombre d'unités familiales. De plus, à mesure que la génération du baby boom se rapproche de la retraite, le besoin d'information sur ses rentes constituées se fait très pressant si l'on veut mieux comprendre sa capacité financière à négocier ce nouveau virage.
La présente étude vise deux objectifs : décrire, pour stimuler des discussions, la méthodologie proposée en vue d'estimer la valeur actualisée des droits à pension pour les besoins de l'Enquête sur la sécurité financière; et recueillir des réactions à la méthodologie proposée. Le présent document propose une méthodologie pour estimer la valeur des droits constitués dans un régime d'employeur pour les groupes suivants : a) les personnes qui adhéraient à un RPA au moment de l'enquête (les «participants actuels»); b) les personnes qui ont déjà adhéré à un RPA et qui ont soit laissé leurs fonds dans le régime ou les ont transférés dans un nouveau régime; et c) les personnes qui touchent une rente prévue par un RPA.
Date de diffusion : 2001-02-07 - Enquêtes et programmes statistiques — Documentation : 11-522-X19990015642Description :
La Base de données longitudinale sur l'immigration (BDIM) établit un lien entre les dossiers administratifs de l'immigration et de l'impôt en une source exhaustive de données sur le comportement sur le marché du travail de la population des immigrants ayant obtenu le droit d'établissement au Canada. Elle porte sur la période de 1980 à 1995 et sera mise à jour en 1999 pour l'année d'imposition 1996. Statistique Canada gère la base de données pour le compte d'un consortium fédéral-provincial dirigé par Citoyenneté et Immigration Canada. Le présent document examine les enjeux du développement d'une base de données longitudinale combinant des dossiers administratifs, à l'appui de la recherche et de l'analyse en matière de politiques. L'accent est plus particulièrement mis sur les questions de méthodologie, de concepts, d'analyse et de protection des renseignements personnels découlant de la création et du développement continu de cette base de données. Le présent document aborde en outre brièvement les résultats des recherches, qui illustrent les liens en matière de résultats des politiques que la BDIM permet aux décideurs d'examiner.
Date de diffusion : 2000-03-02 - Enquêtes et programmes statistiques — Documentation : 11-522-X19990015650Description :
La U.S. Manufacturing Plant Ownership Change Database (OCD) a été créée d'après des données sur les usines extraites de la Longitudinal Research Database (LRD) du Census Bureau. Elle contient des données sur toutes les usines de fabrication qui ont changé de propriétaire au moins une fois entre 1963 et 1992. L'auteur fait le point sur l'OCD et examine les possibilités de recherche. Pour utiliser empiriquement ces possibilités, il se sert de données extraites de la base de données pour étudier le lien entre les changements de propriété et les fermetures d'usines.
Date de diffusion : 2000-03-02 - Enquêtes et programmes statistiques — Documentation : 11-522-X19990015658Description :
Le radon, qui est un gaz dont la présence est observée naturellement dans la plupart des maisons, est un facteur de risque confirmé pour le cancer du poumon chez les humains. Le National Research Council des États-Unis (1999) vient de terminer une évaluation approfondie du risque pour la santé de l'exposition résidentielle au radon, tout en élaborant des modèles de projection du risque de cancer pulmonaire dû au radon pour l'ensemble de la population. Cette analyse indique que le radon joue possiblement un rôle dans l'étiologie de 10-15 % des cas de cancer du poumon aux États-Unis, bien que ces estimations comportent une part appréciable d'incertitude. Les auteurs présentent une analyse partielle de l'incertidude et de la variabilité des estimations du risque de cancer pulmonaire dû à l'exposition résidentielle au radon, aux États-Unis, à l'aide d'un cadre général d'analyse de l'incertitude et de la variabilité établi antérieurement par ces mêmes auteurs. Plus particulièrement, il est question des estimations de l'excès de risque relatif (EFF) par âge et du risque relatif à vie (RRV), qui varient tous deux considérablement d'une personne à l'autre.
Date de diffusion : 2000-03-02 - Fichiers et documentation sur la géographie : 92F0138M1993001Géographie : CanadaDescription :
Dans une perspective d'amélioration et de développement, les divisions de la géographie de Statistique Canada et du U.S. Bureau of the Census ont entrepris conjointement un programme de recherche pour étudier les régions géographiques, et la pertinence de ces dernières. Un des principaux objectifs poursuivis est la définition d'une région géographique commune qui servira de base géostatistique aux travaux transfrontaliers de recherche, d'analyse et de cartographie.
Le présent rapport, première étape du programme de recherche, dresse la liste des régions géographiques normalisées canadiennes et américaines comparables d'après les définitions actuelles. Statistique Canada et l'U.S. Bureau of the Census ont deux grandes catégories d'entités géographiques normalisées: les régions administratives ou législatives (appelées entités "légales" aux États-Unis) et les régions statistiques.
Ce premier appariement de régions géographiques s'est fait uniquement à partir des définitions établies pour le Recensement de la population et du logement du Canada du 4 juin 1991 et du Recensement de la population et du logement des États- Unis du 1er avril 1990. La comparabilité globale des concepts est l'aspect important d'un tel appariement, non pas les seuils numériques utilisés pour les délimitations des régions.
Les utilisateurs doivent se servir du présent rapport comme d'un guide général pour comparer les régions géographiques de recensement du Canada et des États- Unis. Ils doivent garder à l'esprit que les types de peuplement et les niveaux de population présentent des différences qui font qu'une correspondance parfaite ne peut être établie entre des régions conceptuellement semblables. Les régions géographiques comparées dans le présent rapport peuvent servir de cadre pour d'autres recherches et d'autres analyses empiriques.
Date de diffusion : 1999-03-05
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