5. Exemples de modèles de coût
David G. Steel et Robert Graham Clark
Les principales quantités qui déterminent l’utilité des données sur les coûts par unité sont et Les plans optimaux établis en utilisant l’information sur l’inégalité des coûts n’étant pas très fréquents, la littérature sur les valeurs types de ces mesures est peu abondante. Divers facteurs peuvent donner lieu à des coûts inégaux, y compris les effets de mode de collecte, la géographie et la propension à répondre, et les publications traitant de ces questions donnent une vague idée des modèles de coût qui peuvent être appliqués en pratique.
L’utilisation d’un mode mixte d’interview est l’une des raisons pour lesquelles les coûts par unité peuvent être inégaux. Différents modes de collecte, comme l’interview sur place ou par téléphone assistée par ordinateur, l’envoi de questionnaires par la poste ou l’utilisation de questionnaires en ligne, ou l’interview en face à face, peuvent être utilisés pour obtenir les réponses auprès de différents répondants (Dillman, Smyth et Christian 2009). Cette approche peut être adoptée pour réduire les coûts ou pour améliorer le taux de réponse, mais il faut veiller à ce qu’elle n’introduise pas de biais dû aux effets de mode. Les effets de mode peuvent comprendre des effets de sélection (qui ne posent généralement pas problème) et des effets de mesure (qui entraînement habituellement un biais), et ces deux types d’effets sont souvent difficiles à isoler l’un de l’autre (Vannieuwenhuyze, Loosveldt et Molenbergs 2012). Les économies résultant de l’utilisation de modes mixtes pourraient éventuellement être amplifiées en incorporant les coûts selon le mode de collecte dans le plan de sondage, comme il est décrit dans le présent article. Groves (1989, p. 538) compare les coûts par répondant de l’interview téléphonique (38,00 $) et de l’interview sur place (84,90 $) de la population générale. Si l’on connaissait la préférence de toutes les unités figurant dans une base de sondage et que chaque mode était préféré par une moitié d’entre elle, cela impliquerait que Greenlaw et Brown-Welty (2009) ont comparé l’utilisation de questionnaires papier et de questionnaires en ligne, et ont constaté des coûts par répondant de 4,78 $ et de 0,64 $, respectivement, dans le cadre d’une enquête auprès des membres d’une association professionnelle. Dans le cas d’une option à mode mixte, les deux tiers des répondants ont opté pour l’option de réponse en ligne. Si l’on connaît d’avance les préférences, alors
Une autre raison de l’existence de coûts variables est que certains répondants sont plus difficiles à recruter que d’autres, et nécessitent un plus grand nombre de visites ou de rappels. Groves et Heeringa (2006, section 2.2) ont réalisé un essai d’enquête où les intervieweurs classaient les non-répondants au moment du premier contact comme étant susceptibles ou non de répondre. Lors du suivi, le taux de réponse a été de 73,7 % pour le premier groupe comparativement à 38,5 % pour le deuxième. Cela donne à penser que le coût par répondant serait au moins 1,9 fois plus élevé pour le deuxième groupe que pour le premier. (En fait, le ratio serait plus élevé, parce qu’un plus grand nombre de tentatives de suivi serait faites pour le groupe difficile.). Si les deux groupes contiennent chacun 50 % des répondants, alors
La géographie est une autre source de différences de coût dans les enquêtes avec intervieweur. Dans le cas de l’Enquête sur la population active de l’Australie, les coûts ont été modélisés en utilisant une composante par îlot et une composante par logement (Hicks 2001, tableau 4.2.1 à la section 4.2) selon le type de région (15 types ont été définis). En supposant un échantillonnage constant de 10 logements par îlot, le coût par logement net varie de 4,98 $ dans le centre-ville de Sydney et de Melbourne à 6,71 $ dans les régions peu peuplées et autochtones. Bien qu’il s’agisse d’une différence de coût significative entre les types de régions, la grande majorité de la population se retrouve dans trois de ces types (zone habitée, croissance extérieure et grande ville) où les coûts par logement ne varient qu’entre 5,71 $ et 6,07 $. Par contre l’estimation de est très faible, soit 0,054.
Le tableau 5.1 montre l’amélioration en pourcentage approximative de la variance anticipée lorsqu’on utilise l’information estimée sur les coûts pour différentes valeurs de et certaines d’entre elles étant suggérées par les exemples susmentionnés. Les valeurs négatives indiquent que le plan de sondage est moins efficace que si l’on fait complètement abstraction des coûts. Le tableau donne à penser que l’utilisation de l’information sur les coûts ne vaut la peine qu’en cas de variation respectable des coûts par unité; sinon, l’avantage est très faible et peut disparaître en cas d’une imprécision, même faible, des coûts estimés. Les enquêtes à mode de collecte mixte sont celles offrant le plus de possibilités d’exploitation des coûts par unité variables dans le plan de sondage, mais le risque d’un biais de mesure doit être évalué méticuleusement, en utilisant des méthodes telles que celles décrites dans Vannieuwenhuyze, Loosveldt et Molenberghs (2010), Vannieuwenhuyze et coll. (2012), Vannieuwenhuyze et Loosveldt (2013) et Schouten, Brakel, Buelens, Laan et Klaus (2013). Il serait peut-être même possible d’incorporer les effets de mode (ou l’incertitude au sujet des effets de mode) dans le plan optimal au moyen du modèle de variance, une approche qui pourrait être le sujet de futures études. Les constatations faites dans la présente étude font penser qu’une telle approche mérite d’être envisagée.
| Coefficient de variation des coûts par unité (%) |
Scénario possible | Coefficient de variation du facteur d’erreur (%) |
|||
|---|---|---|---|---|---|
| 0 | 10 | 25 | 50 | ||
| 5 | 0,1 | -0,2 | -1,5 | -6,2 | |
| 10 | Déplacement de l’intervieweur dû à l’éloignement | 0,2 | 0,0 | -1,3 | -6,0 |
| 20 | 1,0 | 0,7 | -0,6 | -5,2 | |
| 30 | Propension à répondre | 2,2 | 2,0 | 0,7 | -3,9 |
| 40 | Mode mixte (interview par téléphone/sur place) | 3,8 | 3,6 | 2,3 | -2,2 |
| 50 | 5,9 | 5,6 | 4,4 | 0,0 | |
| 75 | Mode mixte (papier/en ligne autoadministré) | 12,3 | 12,1 | 11,0 | 6,8 |
- Date de modification :