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Tout (6)

Tout (6) ((6 résultats))

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214454
    Description :

    Dans cette étude, nous nous intéressons à des bases de sondage imparfaites desquelles on n’a retiré aucune unité de population mais dans lesquelles un nombre indéterminé d’unités peuvent avoir été ajoutées un nombre indéterminé de fois sous des identités différentes. Lorsqu’on ne pose pas l’hypothèse de l’existence d’information supplémentaire concernant des unités de la base imparfaite, il est établi qu’en ce qui a trait à l’estimation d’un ratio ou d’une moyenne de population, l’erreur quadratique moyenne des estimateurs fondés sur la base imparfaite est inférieure à celle des estimateurs fondés sur la base parfaite pour l’échantillonnage aléatoire simple, lorsque les fractions de sondage des deux bases sont les mêmes. Cependant, cette relation n’est pas toujours vraie en ce qui concerne l’estimation d’un total de population. Il peut aussi arriver que l’estimateur d’un ratio, d’une moyenne ou d’un total ait une erreur quadratique moyenne moins élevée même si la fraction de sondage est plus faible dans la base imparfaite que celle utiliser dans la base parfaite.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214459
    Description :

    On appelle couplage d’enregistrements l’appariement d’enregistrements contenant des données sur des particuliers, des entreprises ou des logements quand on ne dispose pas d’un identificateur unique. Les méthodes utilisées, en pratique, comportent la classification de paires d’enregistrements, comme constituant des liens ou des non-liens, à l’aide d’une procédure automatisée basée sur le modèle théorique présenté par Fellegi et Sunter (1969). L’estimation des taux d’erreur de classification constitue un problème important. Fellegi et Sunter présentent une méthode, afin de calculer des estimations des taux d’erreur de classification, qui découle directement du couplage. Ces estimations faites à l’aide de modèles sont plus faciles à produire que celles obtenues par appariement manuel d’échantillons, méthode généralement utilisée en pratique. Les propriétés des estimations du taux d’erreur de classification fondées sur un modèle, obtenues au moyen de trois estimateurs de paramètre de modèle, sont comparées.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214460
    Description :

    Les méthodes qui servent à estimer le biais de réponse dans les enquêtes requièrent des mesures répétées « non biaisées » pour à tout le moins un sous-échantillon d’observations. L’estimateur habituel du biais de réponse est la différence entre la moyenne des observations originales et la moyenne des observations non biaisées. Dans cet article, nous étudions divers estimateurs du biais de réponse tirés de la prédiction modéliste. Nous supposons comme plan de sondage un échantillonnage à deux phases stratifié, avec échantillonnage aléatoire simple dans chaque phase. Nous supposons que la caractéristique y est observée pour chaque unité échantillonnée dans la phase 1, tandis que la valeur vraie de la caractéristique, \mu, est observée pour chaque unité du sous-échantillon prélevée dans la phase 2. Nous supposons en outre qu’une variable auxiliaire x est connue pour chaque unité de l’échantillon de la phase 1 et que le chiffre de population de x est connu. On suppose un certain nombre de modèles qui mettent en relation y, \mu et x; de ces modèles découlent divers estimateurs de E (y - \mu), le biais de réponse. Les estimateurs sont calculés à l’aide d’une méthode d’auto-amorçage destinée à l’estimation de la variance, du biais et de l’erreur quadratique moyenne. La méthode que nous utilisons est en fait la méthode de Bickel-Freedman à une phase, étendue à un plan à deux phases stratifié. À des fins d’illustration, nous appliquons la méthode étudiée à des données du programme de réinterview du National Agricultural Statistics Service. Nous montrons par ces données que l’estimateur fondé sur un modèle de Särndal, Swensson et Wretman (1991) est supérieur à l’estimateur de différence habituel, ce qui prouve qu’il est possible d’améliorer les estimateurs classiques au moyen de la prédiction modéliste.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • 4. L'horaire flexible Archivé
    Articles et rapports : 75-001-X1993003126
    Géographie : Canada
    Description :

    Qui sont les travailleurs à horaire flexible et où travaillent-ils? Les caractéristiques des salariés ayant un tel régime de travail dans leur emploi principal sont décrites dans cet article.

    Date de diffusion : 1993-09-01

  • Stats en bref : 75-001-X19930032
    Géographie : Canada
    Description :

    Cet aperçu souligne les résultats de l'Enquête sur les horaires et les conditions de travail.

    Date de diffusion : 1993-09-01

  • Articles et rapports : 75-001-X199300216
    Géographie : Canada
    Description :

    Un examen de l'évolution de l'emploi par branche d'activité durant les trois dernières décennies, dans dix pays industrialisés.

    Date de diffusion : 1993-06-08
Stats en bref (1)

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Articles et rapports (5)

Articles et rapports (5) ((5 résultats))

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214454
    Description :

    Dans cette étude, nous nous intéressons à des bases de sondage imparfaites desquelles on n’a retiré aucune unité de population mais dans lesquelles un nombre indéterminé d’unités peuvent avoir été ajoutées un nombre indéterminé de fois sous des identités différentes. Lorsqu’on ne pose pas l’hypothèse de l’existence d’information supplémentaire concernant des unités de la base imparfaite, il est établi qu’en ce qui a trait à l’estimation d’un ratio ou d’une moyenne de population, l’erreur quadratique moyenne des estimateurs fondés sur la base imparfaite est inférieure à celle des estimateurs fondés sur la base parfaite pour l’échantillonnage aléatoire simple, lorsque les fractions de sondage des deux bases sont les mêmes. Cependant, cette relation n’est pas toujours vraie en ce qui concerne l’estimation d’un total de population. Il peut aussi arriver que l’estimateur d’un ratio, d’une moyenne ou d’un total ait une erreur quadratique moyenne moins élevée même si la fraction de sondage est plus faible dans la base imparfaite que celle utiliser dans la base parfaite.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214459
    Description :

    On appelle couplage d’enregistrements l’appariement d’enregistrements contenant des données sur des particuliers, des entreprises ou des logements quand on ne dispose pas d’un identificateur unique. Les méthodes utilisées, en pratique, comportent la classification de paires d’enregistrements, comme constituant des liens ou des non-liens, à l’aide d’une procédure automatisée basée sur le modèle théorique présenté par Fellegi et Sunter (1969). L’estimation des taux d’erreur de classification constitue un problème important. Fellegi et Sunter présentent une méthode, afin de calculer des estimations des taux d’erreur de classification, qui découle directement du couplage. Ces estimations faites à l’aide de modèles sont plus faciles à produire que celles obtenues par appariement manuel d’échantillons, méthode généralement utilisée en pratique. Les propriétés des estimations du taux d’erreur de classification fondées sur un modèle, obtenues au moyen de trois estimateurs de paramètre de modèle, sont comparées.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • Articles et rapports : 12-001-X199300214460
    Description :

    Les méthodes qui servent à estimer le biais de réponse dans les enquêtes requièrent des mesures répétées « non biaisées » pour à tout le moins un sous-échantillon d’observations. L’estimateur habituel du biais de réponse est la différence entre la moyenne des observations originales et la moyenne des observations non biaisées. Dans cet article, nous étudions divers estimateurs du biais de réponse tirés de la prédiction modéliste. Nous supposons comme plan de sondage un échantillonnage à deux phases stratifié, avec échantillonnage aléatoire simple dans chaque phase. Nous supposons que la caractéristique y est observée pour chaque unité échantillonnée dans la phase 1, tandis que la valeur vraie de la caractéristique, \mu, est observée pour chaque unité du sous-échantillon prélevée dans la phase 2. Nous supposons en outre qu’une variable auxiliaire x est connue pour chaque unité de l’échantillon de la phase 1 et que le chiffre de population de x est connu. On suppose un certain nombre de modèles qui mettent en relation y, \mu et x; de ces modèles découlent divers estimateurs de E (y - \mu), le biais de réponse. Les estimateurs sont calculés à l’aide d’une méthode d’auto-amorçage destinée à l’estimation de la variance, du biais et de l’erreur quadratique moyenne. La méthode que nous utilisons est en fait la méthode de Bickel-Freedman à une phase, étendue à un plan à deux phases stratifié. À des fins d’illustration, nous appliquons la méthode étudiée à des données du programme de réinterview du National Agricultural Statistics Service. Nous montrons par ces données que l’estimateur fondé sur un modèle de Särndal, Swensson et Wretman (1991) est supérieur à l’estimateur de différence habituel, ce qui prouve qu’il est possible d’améliorer les estimateurs classiques au moyen de la prédiction modéliste.

    Date de diffusion : 1993-12-15

  • 4. L'horaire flexible Archivé
    Articles et rapports : 75-001-X1993003126
    Géographie : Canada
    Description :

    Qui sont les travailleurs à horaire flexible et où travaillent-ils? Les caractéristiques des salariés ayant un tel régime de travail dans leur emploi principal sont décrites dans cet article.

    Date de diffusion : 1993-09-01

  • Articles et rapports : 75-001-X199300216
    Géographie : Canada
    Description :

    Un examen de l'évolution de l'emploi par branche d'activité durant les trois dernières décennies, dans dix pays industrialisés.

    Date de diffusion : 1993-06-08
Revues et périodiques (0)

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