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Série de documents de recherche sur les dépenses des ménages
Enquête sur les dépenses des ménages de 2004 : Indicateurs de qualité des données
Section 2
La non-réponse
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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 2004, le taux de réponse final est de 69,2 %. 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 non-contacts, les données inutilisables et les données utilisables. Ce taux est fourni à l'échelle nationale et provinciale.
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 non-contacts 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 et provinciale.
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 30,8 %. Il est dû aux refus (18,4 %), aux ménages qu'il a été impossible de rejoindre (8,6 %), et finalement aux ménages dont les données étaient inutilisables (3,8 %). Pour chacune des provinces, les refus représentent la cause majeure de non-réponse, suivie des non-contacts, puis des données inutilisables.
Les taux de non-réponse finaux varient selon les provinces. C'est en Saskatchewan qu'on observe le taux de non-réponse le plus bas, soit de 21,9 %. C'est également dans cette province que le taux de non-contacts est le plus faible (5,8 %). Par ailleurs, on remarque qu'au Québec il n'y avait pas de questionnaires non équilibrés. Les taux de non-réponse en Saskatchewan et à l'Île-du-Prince-Édouard sont inférieurs à 25 %, tandis que les taux sont supérieurs à 35 % en Nouvelle-Écosse et en Ontario. Le taux de non-réponse final plus élevé en Nouvelle-Écosse est en partie attribuable à un taux plus élevé de questionnaires non équilibrés (6,3 %). Le taux de non-réponse de l'Ontario est particulièrement élevé atteignant 41,3 %. C'est aussi dans cette province que l'on trouve le plus haut taux de non-contacts (10,4 %) et de refus (25,0 %).
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 2004 est de 11,9 %.
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 contactés (11,4 %), de refus (24,8 %) et de données inutilisables (7,2 %). Le taux de non-réponse final de 43,3 % de cette catégorie d'urbanisation est dû à la fois à la non-réponse obtenue lors de la collecte (36,2 %), laquelle est due en partie à celle obtenue en Ontario (42,1 %, donnée non présentée), ainsi qu'au taux de données inutilisables (7,2 %), lequel est dû en partie à celui obtenu en Nouvelle-Écosse (8,5 %, donnée non présentée).
Le taux de non-réponse à la collecte a lui aussi tendance à croître avec le niveau d'urbanisation. Il y a un écart de près de 8 % entre les catégories d'urbanisation « Moins de 30 000 » et « 1 000 000 ou plus ». Les refus comptent pour plus de 50 % 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 près de deux fois plus élevé en région rurale (22,2 %) que dans les régions urbaines à faible population (11,7 %). Ces dernières régions ont aussi un taux de vacance supérieur 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, tel qu'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.
L'échantillon de l'EDM 2004 a été sélectionné à partir du nouveau plan d'échantillonnage de l'EPA. Les changements qui ont été apportées à la stratification, plus particulièrement aux strates déterminées en fonction du revenu, ainsi que le fait qu'elles aient été redéfinies selon les données du Recensement de 2001 font en sorte que les taux de réponse selon les strates de revenu de l'EDM 2004 ne sont pas directement comparables à ceux des enquêtes précédentes.
Sous le nouveau plan, le nombre de strates à revenu élevé a été augmenté. Ces strates sont formées d'aires géographiques à plus forte concentration de ménages ayant un revenu supérieur à 125,000 $. Elles comptent pour environ 5 % de tous les ménages du Canada. Pour l'échantillon de l'EDM de 2004, 9,9 % des ménages admissibles provenaient de ces strates considérant que l'on suréchantillonne afin d'obtenir une meilleure représentation des ménages à revenu élevé dans l'échantillon.
Par ailleurs, selon le nouveau plan de sondage de l'EPA, il n'y a plus de base d'appartements et par conséquent de base d'immeubles d'appartements à faible revenu à partir de laquelle étaient formées les strates à faible revenu. Les immeubles d'appartements sont désormais intégrés au plan régulier de l'EPA. Ainsi, il n'y a donc plus de strates distinctes à faible revenu comme c'était le cas pour les années précédentes.
Le tableau 2.3 présente les taux de non-réponse et de vacance des strates à revenu élevé par rapport aux autres strates. Mentionnons que l'ensemble des autres strates comprend en plus des strates régulières, quatre nouveaux types de strates qui se sont ajoutés au nouveau plan d'échantillonnage de l'EPA. Ces types de strates sont les 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 (38,9 %) est d'environ 30 % supérieur à celui des autres strates. Le taux de refus des strates à revenu élevé se situe à 25,3 %, ce qui est supérieur à ce qui est observé pour les autres strates. Les ménages des strates à revenu élevé et des autres strates présentent toutefois des taux de données inutilisables semblables.
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 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.
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