3. Conception de l’enquête

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• 3.1 Population cible et couverture
• 3.2 Plan d’échantillonnage
• 3.3 Taille de l’échantillon et taux de réponse

3.1 Population cible et couverture

La population cible de l’EAPA de 2012 comprenait la population d’identité autochtone du Canada âgée de 6 ans et plus au 1^er février 2012, vivant dans les logements privés à l’extérieur des réserves indiennes ou des établissements indiens, de même qu’à l’extérieur de certaines communautés des Premières Nations au Yukon et dans les Territoires du Nord-Ouest. Ces exclusions visaient à éviter le chevauchement avec l’Enquête régionale sur l’éducation, l’emploi et la petite enfance chez les Premières Nations, enquête qui sera menée à l’automne 2013 par le Centre de gouvernance de l'information des Premières Nations (voir la section 2.2). La liste des subdivisions de recensement (SDR) incluses au Yukon et dans les Territoires du Nord-Ouest est présentée au tableau 2.

Tableau 2 :
Liste des subdivisions de recensement au Yukon et dans les Territoires du Nord-Ouest
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de tableau 2 : liste des subdivisions de recensement au yukon et dans les territoires du nord-ouest. Les données sont présentées selon territoire (titres de rangée) et no. de SDR , nom de SDR , genre de SDR , 6001058, marsh lake et no, calculées selon 6001059, macpherson-grizzly valley, no, 6101017, inuvik et t unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Territoire	No. de SDR	Nom de SDR	Genre de SDR
Yukon	6001003	Watson Lake	T
	6001004	Faro	T
	6001009	Whitehorse	CY
	6001029	Dawson	T
	6001044	Mt. Lorne	HAM
	6001045	Yukon, Unorganized	NO
	6001046	Swift River	SÉ
	6001049	Destruction Bay	SÉ
	6001050	Stewart Crossing	SÉ
	6001052	Keno Hill	SÉ
	6001055	Ibex Valley	HAM
	6001058	Marsh Lake	NO
	6001059	Macpherson-Grizzly Valley	NO
	6001060	Whitehorse, Unorganized	NO
Territoires du Nord-Ouest	6101014	Paulatuk	HAM
	6101017	Inuvik	T
	6101025	Aklavik	HAM
	6101036	Tuktoyaktuk	HAM
	6101041	Sachs Harbour	HAM
	6101063	Region 1, Unorganized	NO
	6101095	Ulukhaktok	HAM
	6102007	Norman Wells	T
	6102063	Region 2, Unorganized	NO
	6103097	Region 3, Unorganized	NO
	6104097	Region 4, Unorganized	NO
	6105003	Enterprise	SET
	6105016	Hay River	T
	6105026	Reliance	SET
	6105097	Region 5, Unorganized	NO
	6106023	Yellowknife	CY
	6106097	Region 6, Unorganized	NO

Les genres de SDR figurent dans le tableau 5 du Dictionnaire du recensement. La « population d’identité autochtone » est définie à la sous-section 3.1.1 ci-dessous.

3.1.1 Identification de la population autochtone

L’échantillon de l’EAPA est tiré à partir des répondants ayant déclaré soit une identité autochtone ou une ascendance autochtone dans le questionnaire de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011. Bien que l’ENM ait remplacé le questionnaire complet du Recensement de 2006, l’EAPA est toujours considérée comme une enquête postcensitaire étant donné le lien entre l’ENM et le recensement. Plus précisément, l’échantillon de l’EAPA a été sélectionné à partir de répondants ayant fourni des réponses spécifiques aux quatre questions de sélection figurant dans le questionnaire de l’ENM, qui comportait deux versions principales, soit le questionnaire N1 et le questionnaire N2.

Le questionnaire N1 était rempli par auto-dénombrement et était distribué à environ 1 ménage sur 3 dans la plupart des régions du Canada (régions N1). Outre les questions démographiques de base du recensement (nom, sexe, date de naissance, état matrimonial légal, union libre, lien avec la personne 1, langues et question sur le consentement en vue de divulguer les données dans 92 ans), le questionnaire N1 de l’ENM contenait notamment des questions sur l’activité sur le marché du travail, le revenu, l’éducation, les limitations d’activités, la citoyenneté, le logement et l’origine ethnique.

Le questionnaire N2, dont le contenu était identique à celui du questionnaire N1, sauf pour certains exemples adaptés et certaines questions exclues^Note1,était rempli au moyen d’interviews sur place par tous les ménages des régions éloignées, des communautés inuites, des réserves indiennes et des établissements indiens (régions N2).

Les quatre questions de sélection utilisées pour identifier la population autochtone étaient les suivantes : celle sur l’origine ethnique (question 17); celle sur l’autodéclaration autochtone (question 18); celle visant à déterminer si la personne est un Indien avec statut (Indien inscrit ou des traités, question 20); et celle visant à déterminer si la personne est membre d’une Première Nation ou d’une bande indienne (question 21).

La déclaration d’une origine autochtone à la question 17 définit la population d’ascendance autochtone (ou la population d’ascendance).

La population d’identité autochtone dans le cadre de l’ENM est établie en fonction de trois questions (questions 18, 20 et 21 de l’ENM). Le concept d’identité autochtone fait référence aux personnes ayant : (a) déclaré appartenir à au moins un groupe autochtone, c’est-à-dire Première Nation (Indien de l’Amérique du Nord), Métis, Inuit; (b) indiqué être un Indien avec statut (Indien inscrit ou des traités aux termes de la Loi sur les Indiens du Canada) ou (c) déclaré être membre d’une Première Nation ou d’une bande indienne.

Dans le cadre de l’EAPA, les personnes ayant une ascendance autochtone mais ne possédant pas d’identité autochtone dans l’ENM composent la population d’ascendance autochtone seulement (ou population d’ascendance seulement). Aux fins d’échantillonnage de l’EAPA, la population autochtone comprend la population d’identité et la population d’ascendance seulement. Bien que, contrairement à l’EAPA de 2006, la population d’ascendance seulement ne faisait pas partie de la population cible de l’EAPA de 2012, cette population était tout de même échantillonnée à l’ENM. On a procédé ainsi après avoir constaté qu’en 2006, selon les données recueillies à l’aide du questionnaire complet, un peu moins du tiers de la population d’ascendance seulement du Recensement de 2006 avait déclaré l’identité autochtone lors de l’EAPA de 2006.

Le concept d’identité autochtone de l’EAPA est le même que pour l’ENM, mais celui-ci est défini selon un ensemble de questions légèrement différentes (voir le tableau 1 à la section 2.2).

Enquête nationale auprès des ménages de 2011 – N1 - question 17

17 Quelles étaient les origines ethniques ou culturelles des ancêtres de cette personne?

Enquête nationale auprès des ménages de 2011 – N1 - question 18

18 Cette personne est-elle un Autochtone, c'est-à-dire Première Nation (Indien de l'Amérique du Nord), Métis ou Inuk (Inuit)?

Enquête nationale auprès des ménages de 2011 – N1 - question 20

20 Cette personne est-elle un Indien avec statut (Indien inscrit ou des traités aux termes de la Loi sur les Indiens du Canada)?

Enquête nationale auprès des ménages de 2011 – N1 - question 21

21 Cette personne est-elle membre d'une Première Nation/bande indienne?

3.1.2 Date de référence de l’enquête

Le 1^er février 2012 a été retenu comme date de référence de l’EAPA. Cette date correspond approximativement au début de la collecte des données de l’enquête. L’âge est établi en fonction de cette date de référence et détermine l’enchaînement des questions à utiliser.

3.1.3 Base de données de l’Enquête nationale auprès des ménages

L’échantillon de l’EAPA a été tiré à partir de la base de données non contrôlées et non imputées de l’ENM. Il s’agit de la base de données de l’ENM appelée base de données des réponses (BDR), en anglais response database ou RDB. Avant de sélectionner l’échantillon, l’équipe de méthodologie d’enquête a développé une stratégie de contrôle et d’imputation pour traiter les valeurs manquantes aux quatre questions de sélection (ou « questions filtres ») de l’ENM ou les variables utilisées lors de la stratification (dont l’âge et certaines variables portant sur l’éducation), de même que pour les personnes présentant certaines caractéristiques qui semblaient incohérentes avec le fait d’être Autochtone.

La première étape du choix de l’échantillon consistait à inclure dans la base de sondage toutes les personnes de 6 ans et plus au 1^er février 2012 ayant déclaré avoir une identité ou une ascendance autochtone.

À la deuxième étape, toutes les personnes appartenant aux mêmes ménages que les unités de la base initiale ont été ajoutées à la base. Ces autres personnes ont été conservées dans la base uniquement si leurs réponses aux questions filtres étaient manquantes et que les caractéristiques des membres du ménage ayant répondu aux questions filtres indiquaient qu’ils avaient une forte chance d’avoir une identité ou une ascendance autochtone. Ainsi, une personne dont les réponses étaient manquantes aux questions filtres sur l’identité serait habituellement imputée comme ayant l’identité autochtone si au moins 50 % des membres du même ménage ayant répondu aux questions filtres avaient une identité autochtones. De même, une personne n’ayant pas répondu à la question filtre sur l’ascendance serait habituellement imputée comme ayant une ascendance autochtone si au moins 50 % des membres du même ménage ayant répondu à la question filtre sur l’ascendance avaient  une ascendance autochtone.

Il était évidemment très important de stratifier l’échantillon de l’EAPA de 2012 selon les groupes de scolarité décrits au chapitre 2 (les élèves actuels, de la 1^re à la 6^e année; les élèves actuels, de la 7^e à la 12^e année; les finissants de l’école secondaire; et les décrocheurs). Des estimations étaient ciblées pour chacun de ces quatre groupes. Étant donné que la situation d’une personne par rapport aux études peut avoir changé entre le moment de l’ENM de 2011 et le 1^er février 2012, une méthode d’imputation déterministe a été élaborée pour déterminer le groupe de scolarité le plus probable pour chaque répondant en date du 1^er février 2012.

Une fois le traitement complété, on a identifié et exclu de la base de sondage les personnes âgées de moins de 6 ans au 1^er février 2012, celles vivant dans les réserves ou dans certaines communautés du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest ainsi que les répondants devenus non-Autochtones à la suite du traitement des données.

3.2 Plan d’échantillonnage

3.2.1 Domaines d’estimation

Pour être efficace, la stratification doit utiliser des domaines d’estimation. Les domaines d’estimation sont les groupes d’unités pour lesquels des estimations sont ciblées. Dans le cas de l’EAPA, des domaines d’estimation spécifiques à la stratification ont été utilisés.  Ces domaines d’estimation correspondaient à des régions géographiques pour lesquelles des estimations d’un niveau de précision « acceptable » étaient visées pour un groupe autochtone en particulier (c.-à-d. Première Nation, Métis ou Inuit) et un groupe de scolarité précis.

Un domaine d’estimation peut être, par exemple, les Métis de l’Alberta fréquentant l’école primaire. Lors de la stratification, le groupe autochtone composé des Métis était formé de personnes ayant déclaré une identité métisse unique à la question 18 de l’ENM ou, chez les répondants ne possédant pas l’identité autochtone (population d’ascendance autochtone seulement), une ascendance métisse unique à la question 17 (avec ou sans ascendance non autochtone). En réalité, les personnes d’ascendance autochtone seulement ne faisaient pas partie de la population cible de l’enquête. Toutefois, ceux-ci ont été échantillonnés, car ils avaient une chance relativement importante de déclarer avoir une identité autochtone dans l’enquête, tel qu’il est décrit à la sous-section 3.1.1. C’est la raison pour laquelle on parle ici de « domaines d’estimation spécifiques à la stratification » plutôt que de « domaines d’estimation spécifiques à l’enquête ».

Plus précisément, les domaines d’estimation spécifiques à la stratification sont définis par le croisement des variables suivantes :

• Géographie
  • Régions inuites,
  • Hors régions inuites
    • Province ou territoire
    • Provinces de l’Atlantique regroupées
• Groupe de scolarité
  • Élèves actuels, de la 1^re à la 6^e année
  • Élèves actuels, de la 7^e à la 12^e année
  • Finissants de l’école secondaire, avec un diplôme d’études secondaires (ou l’équivalent)
  • Décrocheurs de l’école secondaire, sans diplôme d’études secondaires et ne fréquentant pas l’école de la 1^re à la 12^e année
• Groupe autochtone
  • Inuit dans les régions inuites
  • Inuit hors régions inuites (reste du Canada)
  • Groupes autochtones combinés pour le Canada atlantique, le Québec (hors Nunavik), le Yukon et les Territoires du Nord-Ouest (hors Inuvialuit)
  • Pour l’Ontario, le Manitoba, la Saskatchewan, l’Alberta et la Colombie-Britannique
    • Première Nation avec statut vivant hors réserve
    • Première Nation sans statut vivant hors réserve
    • Métis

Voici la façon dont les groupes autochtones ont été définis lors de la stratification en fonction des réponses indiquées dans l’ENM :

• Première Nation avec statut vivant hors réserve — personnes répondant uniquement Première Nation à la question 18 de l’ENM et ayant répondu OUI à la question 20 de l’ENM
• Première Nation sans statut vivant hors réserve — personnes répondant uniquement Première Nation à la question 18 et ayant répondu NON à la question 20 ou personnes n’ayant pas une identité autochtone, mais répondant Première Nation uniquement à la question 17 (avec ou sans ascendance non autochtone)
• Métis seulement — personnes répondant Métis seulement à la question 18 ou personnes n’ayant pas une identité autochtone, mais répondant Métis uniquement à la question 17 (avec ou sans ascendance non autochtone)
• Inuit seulement — personnes répondant Inuit seulement à la question 18 ou personnes n’ayant pas une identité autochtone, mais répondant Inuit uniquement à la question 17 (avec ou sans ascendance non autochtone)
• Groupe autochtone multiple — personnes déclarant plus d’une identité à la question 18 ou personnes n’ayant pas une identité autochtone, mais déclarant plus d’une ascendance autochtone à la question 17 (avec ou sans ascendance non autochtone)
• Indien avec statut ou membre d’une Première Nation ou d’une bande indienne seulement — personnes ayant répondu OUI à la question 20 ou à la question 21, mais NON à la question 18.

Afin de s’assurer de la fiabilité des estimations, certains groupes de scolarité ou groupes autochtones ont été combinés pour des régions données. Le fait de combiner les groupes de scolarité a permis de réduire leur nombre, qui est passé de quatre à deux groupes; les personnes fréquentant l’école primaire et celles fréquentant l’école secondaire ont été regroupées, et les finissants (diplômés) l’ont été avec les décrocheurs. Au Canada atlantique excluant le Nunatsiavut, au Québec excluant le Nunavik, au Yukon et dans les Territoires du Nord-Ouest, le nombre de Métis est généralement trop faible pour produire des estimations distinctes pour les Premières Nations et les Métis selon le groupe de scolarité. C’est la raison pour laquelle tous les groupes autochtones ont été combinés lors de la stratification.

Bien que les estimations ciblaient les Inuit hors régions inuites à l’échelle nationale, des domaines d’estimation ont été créés « artificiellement » pour les Inuit vivant dans le groupe formé des provinces allant de l’Ontario jusqu’à la Colombie-Britannique (pour les autres provinces et territoires hors régions inuites, tous les groupes autochtones sont combinés). Étant donné que les Inuit vivant dans les provinces de l’Ontario jusqu’à la Colombie-Britannique représentent un petit groupe, des estimations relativement imprécises ont été ciblées pour deux groupes de scolarité seulement. L’ajout des Inuit des autres provinces et territoires hors régions inuites devait permettre d’obtenir des estimations plus précises pour les Inuit hors régions inuites à l’échelle nationale.

En tout, 88 domaines d’estimation cibles et 92 domaines d’estimation complémentaires ont été créés, soit au total 180 domaines d’estimation. Les domaines d’estimation complémentaires comprenaient des domaines pour lesquels la production d’estimations n’était pas prévue dans le cadre de l’EAPA mais comportant un groupe particulier qui devait tout de même être représenté dans l’échantillon. Ainsi, les non-Inuit vivant dans les régions inuites et les personnes de 45 ans et plus constituent des exemples de domaines d’estimation complémentaires.

L’objectif pour chaque domaine cible était d’estimer une caractéristique présente pour au moins 10 % des personnes dans les groupes de scolarité associés aux enfants et aux jeunes (élèves actuels de la 1^re à la 6^e année et ceux de la 7^e à la 12^e année) et pour au moins 7,5 % des répondants faisant partie des groupes de scolarité associés aux adultes (finissants et décrocheurs), avec un coefficient de variation (c.v.) donné. Le coefficient de variation est une mesure de précision de l’estimation qui est décrite à la section 7.2 (Erreurs d’échantillonnage et méthode bootstrap). La proportion minimale visée est appelée min-p. La capacité d’atteindre les c.v. ciblés pour une valeur de min-p donnée dépendait de facteurs comme la taille de la population, le nombre de répondants disponibles à l’ENM, le taux de réponse prévu, le nombre prévu de faux positifs (personnes ayant déclaré dans l’ENM avoir l’identité ou l’ascendance autochtone mais sans avoir l’identité autochtone selon l’EAPA, soit un type très particulier de répondants hors de la population cible), la perte prévue de l’échantillon en raison de la contrainte de sélection d’au maximum trois personnes par ménage ainsi que la perte prévue découlant de la réduction du chevauchement avec d’autres enquêtes. Selon la taille des domaines, les valeurs des c.v. ont été fixées à 20 %, 22,5 %, 25 % ou 33 %.

Le tableau ci-dessous présente les c.v. et min-p visés pour chaque domaine d’estimation cible.

À titre d’exemple, au Nunatsiavut, les estimations étaient ciblées chez les Inuit seulement dans deux groupes de scolarité : les élèves actuels de la 1^re à la 12^e année et les finissants et les décrocheurs combinés. On espérait pouvoir estimer, avec un c.v. de 20 %, une proportion minimale de 10 % dans le premier groupe et une de 7,5 % dans le deuxième groupe. En Ontario, on ciblait des estimations pour les Premières Nations avec et sans statut séparément, de même que pour les Métis, et ce, dans les quatre groupes de scolarité. Chez les Premières Nations avec et sans statut, on visait des c.v. de 25 %, alors que chez les Métis faisant partie de chacun des groupes de scolarité, les c.v. visés étaient de 22,5 %.

Évidemment, tout regroupement de domaines entraînera des c.v. plus petits. En raison des estimations distinctes pour les Premières Nations avec et sans statut vivant dans les provinces de l’Ontario jusqu’à la Colombie-Britannique, des c.v. de 25 % étaient visés pour ces deux groupes, ce qui devrait produire des c.v. inférieurs à 20 % pour les Premières Nations avec ou sans statut. Des c.v. de 22,5 % étaient visés dans le cas des Métis vivant dans les provinces de l’Ontario jusqu’à la Colombie-Britannique.

3.2.2 Stratification

Une stratification permettra de produire des estimations plus précises si les unités sont homogènes à l’intérieur des strates et hétérogènes entre les strates. De plus, il est idéalement souhaitable que les poids d’estimation associés aux répondants de l’enquête soient les plus rapprochés possibles à l’intérieur des strates.

Le plan de l’ENM en est un à deux phases dans les régions où le questionnaire N1 a été distribué (dans la plupart des régions du Canada, voir la sous-section 3.1.1). Dans ces régions, un échantillon systématique d’environ 1 ménage sur 3 a été tiré lors de la première phase. Le 14 juillet 2011, ceux qui avaient déjà répondu formaient les répondants initiaux. Les non-répondants à cette date constituaient le groupe des non-répondants initiaux. Un sous-échantillon d’environ 1 ménage sur 3 de ces non-répondants initiaux (pour une fraction de sondage combinée d’environ 1 sur 9) a été sélectionné pour le suivi des cas de non-réponse (SCNR). Environ 40 % de ces personnes ont répondu dans le cadre du SCNR. Par conséquent, les poids associés aux répondants de l’ENM (ou plus simplement poids de l’ENM) dans les régions où le questionnaire N1 a été distribué varient beaucoup. Par contre, dans les régions où le questionnaire N2 a été distribué (ce questionnaire a été distribué à tous les ménages dans les régions sans sous-échantillon du SCNR), seule la non-réponse (et non l’échantillonnage) a fait varier les poids de l’ENM. Ainsi, même avec un taux de réponse de 50 % dans une région N2 donnée, le poids de l’ENM ne serait que de 2. Une description plus détaillée du plan d’échantillonnage de l’ENM se trouve au chapitre 3 du Guide de l'utilisateur de l'Enquête nationale auprès des ménages.

L’une des hypothèses utilisées dans la méthode de répartition de l’échantillon de l’EAPA était que les poids de l’ENM varieraient le moins possible à l’intérieur d’une strate de l’EAPA. Pour ce faire, seulement une partie de la stratification de l’EAPA provenait de la stratification de l’ENM. Comme on ne pouvait tenir compte de toute la stratification de l’ENM, il fallait choisir les variables de stratification qui causaient la plus grande variation possible des poids entre les strates.

Comme il a été mentionné précédemment, le type de région (N1 ou N2) associé au type de questionnaire de l’ENM et à la méthode de collecte ont créé une différence significative dans les poids de l’ENM. Une répartition optimale entre les régions N1 et N2  aurait été de tirer proportionnellement plus de répondants de l’EAPA dans les régions N1 que dans les régions N2 afin d’équilibrer les poids combinant l’échantillonnage de l’ENM et celui de l’EAPA.

Un autre facteur qui fait varier les poids de l’ENM dans les régions N1 était si le répondant faisait partie ou non de l’échantillon du suivi des cas de non-réponse (SCNR). On peut démontrer que les poids des répondants au SCNR étaient en moyenne 7,5 fois plus élevés que ceux des répondants initiaux. Une des façons de contrebalancer cet effet aurait été de tirer en proportion 7,5 fois plus de personnes dans les strates de répondants au SCNR que dans les strates de répondants initiaux. Cependant, une telle méthode aurait pu présenter de nombreux désavantages (tels que de ne pas pouvoir tirer assez de répondants au SCNR et le fait que les probabilités de réponse à l’EAPA sont certainement moindres chez les répondants au SCNR que chez les répondants initiaux). Certains compromis ont dû être effectués lors de la répartition de l’échantillon.

Un autre facteur, qui n’est pas lié à la variabilité des poids de l’ENM mais qui était très important à considérer comme facteur de stratification, était le type d’identification autochtone (ou plus simplement type d’Autochtone) des répondants sélectionnés à partir de l’ENM. Ce facteur correspond au fait que les répondants à l’ENM ont indiqué soit l’identité autochtone (ID) ou l’ascendance autochtone seulement (AS) dans l’ENM. Ces deux groupes ont des caractéristiques très différentes. De plus, la répartition doit utiliser la probabilité de chaque unité d’appartenir à la population cible (avoir l’identité autochtone à l’EAPA). À l’échelle nationale, selon les données de l’EAPA de 2006, les personnes ayant l’identité à l’ENM ont une probabilité d’environ 88 % d’avoir l’identité autochtone à l’EAPA, alors que les personnes ayant l’ascendance seulement à l’ENM ont une probabilité d’environ 32 % d’avoir l’identité à l’EAPA.

En combinant les facteurs type de région (N1 ou N2), type de répondant à l’ENM (répondant initial ou de l’échantillon du SCNR) et type d’Autochtone (AS ou ID), on obtenait un maximum de six strates par domaine d’estimation :

• N1, répondant initial, AS
• N1, répondant initial, ID
• N1, répondant SCNR, AS
• N1, répondant SCNR, ID
• N2, AS
• N2, ID

Pour certains domaines comme les Premières Nations avec statut, il n’y avait que trois strates possibles, puisque par définition les personnes incluses avaient une identité autochtone. Il peut également y avoir quelques strates vides, surtout dans les domaines complémentaires. Par exemple, pour une région inuite donnée, il était possible qu’aucune des personnes classifiées comme ayant une ascendance autochtone seulement ait une ascendance autochtone autre qu’inuite.

3.2.3 Plan d’échantillonnage et répartition de l’échantillon

L’échantillon de l’EAPA de 2011 a été sélectionné à partir des répondants de l’ENM de 2011. À la sous-section 3.2.2, il a été mentionné que l’ENM utilisait un plan d’échantillonnage à deux phases dans les régions N1 ainsi qu’un plan d’échantillonnage à une seule phase dans les régions N2. Ainsi, celui de l’EAPA peut être considéré comme un plan d’échantillonnage à trois phases dans les régions N1 et à deux phases dans les régions N2. 

Une fois la base de sondage élaborée, elle a été stratifiée selon les domaines d’estimation puis sous-stratifiée en fonction du type de région (N1 vs N2), du type de répondant à l’ENM (répondant initial vs répondant au SCNR) et du type d’Autochtone (ID vs AS). Un échantillon aléatoire systématique a été par la suite sélectionné à l’intérieur de chacune des strates, la base ayant été préalablement triée par numéro de ménage et de personne. Cette mesure visait à bien répartir l’échantillon géographiquement à l’intérieur des strates de même qu’à répartir l’échantillon sur le plus grand nombre de ménages possible. Cette procédure était toutefois limitée du fait que les membres d’un même ménage pouvaient se trouver dans des strates différentes.

Une méthode de répartition optimale entre les sous-strates d’un domaine particulier a été utilisée en tenant compte de différentes formes de pertes de taille d’échantillon telles qu’elles sont décrites à la sous-section 3.2.4, de même que la probabilité de chaque unité d’appartenir à la population cible dans une strate donnée. Cette répartition dépendait, entre autres, des poids de l’ENM. Il est à noter qu’au moment de faire la répartition, ces poids n’avaient pas encore été calculés. Des poids préliminaires ont donc été calculés pour la répartition seulement. Les poids définitifs calculés par l’équipe de méthodologie travaillant sur les estimations de l’ENM ont été utilisés lors de la pondération (voir le chapitre 6). Pour en savoir plus à ce sujet, veuillez consulter l’article de Verret (2013).^Note2

La répartition a d’abord été effectuée dans les domaines cibles de l’enquête. Pour les domaines non ciblés ou domaines complémentaires (p. ex. les non-Inuit des régions inuites ou les personnes de 45 ans et plus chez les finissants et les décrocheurs), la taille de l’échantillon dans une strate donnée est calculée en prenant une fraction de sondage égale ou inférieure à la fraction de sondage de la strate correspondante du domaine cible correspondant. Ces domaines complémentaires devaient être retenus pour couvrir toute la population cible mais ne nécessitaient pas une taille de l’échantillon déterminée puisqu’aucune estimation n’était visée pour ces domaines. Pour les groupes autochtones non ciblés (p. ex. les non-Inuit des régions inuites), on a utilisé la même fraction de sondage que chez les Inuit. Dans le cas des personnes de 45 ans et plus, la moitié de la fraction de sondage des personnes de moins de 45 ans a été utilisée.

Bien qu’on ait prévu sélectionner l’échantillon de l’EAPA de 2012 en une seule vague, après quelques semaines de collecte de données, il a été décidé de sélectionner un échantillon supplémentaire (appelé échantillon de vague 2). Trois raisons ont mené à cette décision :

• Comme la BDR (base de sondage de l’EAPA) n’était pas entièrement révisée au moment de la sélection de l’échantillon pour l’EAPA, un certain nombre de personnes apparaissaient par erreur comme Indien avec statut ou membre d’une Première Nation ou d’une bande indienne seulement (voir la sous-section 3.2.1). L’échantillon initial de l’EAPA comportait 1 254 de ces cas, appelés « faux Autochtones » dans le présent document;
• Le taux de réponse des décrocheurs était inférieur à celui des autres groupes et aussi plus faible que prévu;
• La proportion de l’échantillon du Québec faisant partie de la population cible (taux d’identité autochtone à l’enquête) était moins élevée que prévu aussi bien pour les personnes ayant déclaré une identité autochtone à l’ENM que pour celles ayant déclaré une ascendance autochtone seulement.

Pour calculer la taille de l’échantillon supplémentaire, les « faux Autochtones » ont été exclus de la base de sondage. Les taux de réponse chez les décrocheurs ont été ajustés à la baisse, et les taux d’identité à l’enquête ont été revus pour le Québec en fonction des résultats observés au début de la collecte des données. La même méthode de répartition a ensuite été utilisée afin de déterminer de nouvelles tailles d’échantillon. La taille de l’échantillon ainsi obtenue représente celle qui aurait été utilisée si les « faux Autochtones » n’avaient jamais existés dans la base, et si l’on avait pu estimer de façon plus précise les taux de réponse chez les décrocheurs de même que les taux d’identité au Québec. La différence entre cette taille de l’échantillon et celle de l’échantillon initial constitue la taille de l’échantillon supplémentaire. Aucune unité additionnelle n’a été sélectionnée dans les domaines complémentaires. Après le retrait des « faux Autochtones », l’échantillon initial comportait 49 287 unités et l’échantillon supplémentaire, 1 737 unités, ce qui donne un total de 51 024 unités.

3.2.4 Ajustements de la taille de l’échantillon

a) Probabilité d’appartenir à la population cible

Selon l’EAPA de 2006, 88 % des personnes ayant déclaré une identité autochtone dans le cadre du Recensement de 2006 ont déclaré une identité autochtone à l’EAPA de 2006, et 32 % des personnes ayant déclaré une ascendance autochtone seulement au Recensement de 2006 ont déclaré une identité autochtone dans le cadre de l’EAPA de 2006. En raison des changements apportés à la méthodologie et au questionnaire et des changements liés au contexte social, on s’attendait à ce que les probabilités d’appartenance à la population cible en 2012 soient inférieures à celles de 2006. C’est pourquoi les probabilités d’appartenir à la population cible de 2012 ont été ajustées à la baisse, en multipliant les chiffres de 2006 par 75 % pour les strates d’ascendance autochtone seulement de l’ENM et par 95 % pour les strates d’identité autochtones de l’ENM.

b) Taux de réponse

Les taux de réponse de l’EAPA de 2006 ont été utilisés pour répartir l’échantillon de l’EAPA de 2012. À titre préventif, ces taux ont été réduits en les multipliant par un facteur d’ajustement de 90 %. Mentionnons que le fait d’augmenter la taille de l’échantillon en fonction d’un taux de réponse prévu constitue une mesure de protection visant à diminuer l’erreur d’échantillonnage. Toutefois, cela ne joue pas un rôle pour ce qui est de réduire le biais de non-réponse, un type particulier d’erreur non due à l’échantillonnage (voir la section 7.3). Il est évidemment préférable d’obtenir un taux de réponse élevé pour un plus petit échantillon que d’obtenir un taux de réponse plus faible pour un échantillon plus grand.

c) Transition entre les groupes de scolarité

Les estimations ont été ciblées pour quatre groupes de scolarité (ou parfois deux) selon la région et le groupe autochtone. Cependant, la classification des répondants entre ces groupes a été effectuée à partir des variables de la scolarité et de l’âge, qui sont parfois inexactes ou manquantes dans l’ENM. Dans de nombreux cas, particulièrement en ce qui concerne les enfants, le niveau de scolarité ne peut être estimé que de façon approximative à partir des données de l’ENM (en fait, seule la date de naissance est utilisée pour déterminer le groupe de scolarité des enfants âgés de moins de 15 ans). Par ailleurs, l’évolution au fil du temps fait en sorte que les données de l’ENM ne permettent pas de prédire exactement le groupe de scolarité des répondants à l’EAPA au 1^er février 2012, date de référence de l’enquête. Des facteurs de perte liés aux transitions entre les groupes ont été estimés pour l’EAPA de 2012, toujours à l’aide des données de 2006. Pour chacun des répondants de l’EAPA de 2006, le groupe de scolarité a été calculé de façon approximative à partir de la BDR du Recensement de 2006 et l’établissement des catégories a été comparé aux groupes de scolarité obtenus lors de l’EAPA de 2006.

Les résultats de l’EAPA de 2006 avaient révélé qu’un peu plus de répondants que prévu fréquentaient l’école primaire (2,5 % de plus) et que moins de répondants que prévu allaient à l’école secondaire (8,5 % de moins). Selon ces résultats, il y avait un peu moins de finissants que prévu (5,8 % de moins) et plus de décrocheurs que prévu (15 % de plus). Des facteurs d’ajustement des tailles ont été calculés selon la région, le groupe autochtone et le groupe de scolarité. Ces facteurs ont été multipliés par 1,05 par mesure de précaution. Si un facteur demeurait plus petit que 1, on lui donnait la valeur de 1 pour ne pas diminuer les tailles d’échantillon. Par exemple, même si l’on s’attendait à obtenir plus de décrocheurs à l’EAPA qu’à l’ENM, on n’a pas diminué la taille du groupe de décrocheurs par souci de précaution. Ces facteurs ont été inclus dans le processus de répartition afin d’augmenter ou non la taille de l’échantillon en conséquence.

d) Ménages comprenant plus de trois membres sélectionnés

Étant donné que l’unité d’échantillonnage était la personne et non le ménage, plusieurs membres d’un même ménage pouvaient faire partie de l’échantillon. De façon à limiter le fardeau de réponse, l’une des contraintes imposées pendant la collecte était de ne pas sélectionner plus de trois personnes par ménage. Pour estimer cette perte, on a tiré un échantillon préliminaire sur lequel on a calculé le nombre de personnes qui auraient été exclues en raison de cette contrainte. La perte relative obtenue a été multipliée par 1,1 pour chaque combinaison de domaines et strates et a été incorporée au facteur d’ajustement de la taille de l’échantillon.

e) Chevauchement avec d’autres enquêtes

La période de collecte des données de l’EAPA chevauche celle de plusieurs autres enquêtes menées par Statistique Canada. On considère généralement qu’une personne contactée pour répondre à une enquête est moins susceptible d’accepter d’y participer si elle vient tout juste d’être interviewée pour une autre enquête. De façon à compenser pour cette perte éventuelle, la taille totale de l’échantillon de l’EAPA de 2012 a été augmentée d’environ 5 % de façon uniforme.  Parmi ces enquêtes, plusieurs couvraient aussi les territoires où la population autochtone représente une fraction élevée de la population totale. Les possibilités de chevauchement dans les territoires entre les différentes enquêtes étaient donc plus élevées. Une attention particulière a été accordée à ce sujet, afin de réduire le plus possible le chevauchement et, implicitement, le fardeau potentiel imposé aux répondants. Le chevauchement dans les territoires a été étudié pour l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC), l'Enquête sur la population active (EPA) et le Programme pour l'évaluation internationale des compétences des adultes (PEICA); des mesures ont été prises afin de réduire le fardeau de réponse lorsque c’était possible.

Ainsi, le chevauchement avec l’ESCC était particulièrement préoccupant. Certaines questions sur la santé de l’EAPA sont directement tirées du questionnaire de l’ESCC, dont plusieurs questions de nature délicate sur la santé mentale. Aucune mesure n’a été prise pour les interviews de l’ESCC menées avant et après la collecte des données de l’EAPA, soit avant janvier 2012 et après juin 2012. Par contre, le chevauchement identifiable des ménages devant être interviewés entre janvier et juin 2012 pour l’ESCC a été éliminé. Mentionnons qu’un appariement entre la base aréolaire de l’EPA (duquel l’échantillon de l’ESCC est tiré) avec le recensement avait été fait et qu’environ 70 % des ménages de la base aréolaire ont pu être appariés avec le recensement. Comme l’ESCC tire un échantillon aléatoire systématique de ménages à l’intérieur de chaque communauté couverte, les ménages non sélectionnés forment aussi un échantillon aléatoire systématique de ménages. Les ménages sélectionnés de janvier à juin à l’ESCC ayant répondu à l’ENM ont été exclus de la base de sondage de l’EAPA. À l’intérieur de chaque communauté couverte par l’ESCC, les poids des ménages restants de l’ENM ont été ajustés pour représenter tous les ménages de la communauté. Puisque ces ménages sont exclus de la base de sondage de l’EAPA, ils n’ont donc aucune chance d’être choisis.

3.3 Taille de l’échantillon et taux de réponse

Les échantillons initial et supplémentaire de l’EAPA de 2012 contenaient en tout 51 024 unités, dont 376 unités retirées avant d’être envoyées à la collecte (voir la section 6.2). La répartition des 50 648 unités échantillonnées selon le domaine géographique de même que les taux de réponse correspondants sont présentés au tableau 4.

Un taux de réponse est défini comme étant le nombre de répondants admissibles divisé par le nombre d’unités admissibles dans l’échantillon. Les personnes demeurant à l’extérieur du Canada ou vivant en établissement au moment de la tenue de l’enquête ainsi que celles âgées de moins de 6 ans au 1^er février 2012 sont des exemples d’unités inadmissibles pour l’EAPA.

Dans le cadre de l’EAPA, les unités admissibles étaient définies de deux façons. Dans la  première définition, les personnes n’ayant pas l’identité autochtone à l’EAPA étaient considérées comme inadmissibles (en plus des autres types d’unités inadmissibles). Dans la deuxième définition, ces personnes étaient considérées comme admissibles et faisaient partie des répondants. En effet, ces personnes ont accepté de participer à l’enquête et ont répondu à toutes les questions qui leur ont été posées, soit les questions filtres déterminant s’ils avaient ou non l’identité autochtone.

Ces deux définitions d’unités et de répondants admissibles donnent donc lieu à deux façons de mesurer le taux de réponse. Le premier taux de réponse (70,4 %) est généralement celui qui est utilisé au moment de la collecte. Il s’agit du taux de réponse établi en fonction des unités échantillonnées qui font partie de la population d’identité autochtone selon l’EAPA. Le second taux de réponse (76,2 %) est celui dont se sert l’équipe de la Méthodologie; il correspond davantage au taux de réponse établi en fonction de toutes les unités échantillonnées (avec certaines exclusions, cependant). Bien sûr, dans les deux cas, les unités non répondantes ne peuvent pas toujours être définies comme étant « admissibles » ou « inadmissibles ». La probabilité de déclaration d’une identité autochtone à l’EAPA diffère considérablement selon si les répondants ont déclaré une identité autochtone à l’ENM ou l’ascendance autochtone seulement à l’ENM. Par conséquent, le taux de réponse utilisé durant la collecte est très influencé par la répartition des unités d’échantillon entre ces deux groupes, ce qui n’est pas le cas pour le taux de réponse utilisé par l’équipe de méthodologie.

Dans les régions inuites, comme la plupart des répondants ont l’identité autochtone, les deux taux de réponse sont très similaires, ce qui n’est pas le cas pour les autres régions. La différence maximale entre les deux taux est observée au Québec excluant le Nunavik. Dans cette région, la population d’ascendance autochtone seulement forme une grande partie de la population autochtone totale. Selon les données de l’EAPA de 2006, les probabilités d’avoir l’identité autochtone à l’enquête sont les plus faibles du pays, et ce, peu importe que le répondant ait l’ascendance autochtone seulement (20 %) ou qu’il ait l’identité autochtone à l’ENM (66 %). En conséquence, même si le taux de réponse utilisé par la Méthodologie est le plus élevé au Québec, le taux de réponse utilisé durant la collecte correspondant est relativement bas.

Tableau 4 
Taille de l’échantillon et taux de réponse par domaine géographique, selon deux définitions Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de taille d’échantillon et taux de réponse par domaine géographique selon deux définitions. Les données sont présentées selon domaine géographique (titres de rangée) et total, éligibles 1, éligibles 2, répondants 1, répondants 2, taux de réponse 1 et taux de réponse 2, calculées selon nombre d'unités et pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Domaine géographique	total	Éligibles 1	Éligibles 2	Répondants 1	Répondants 2	Taux de réponse 1	Taux de réponse 2
	nombre d'unités					%
Nunatsiavut	777	752	759	604	611	80,3	80,5
Nunavik	2 084	2 000	2 021	1 543	1 564	77,2	77,4
Inuvialuit	1 153	1 117	1 139	791	813	70,8	71,4
Nunavut	2 181	2 128	2 156	1 581	1 609	74,3	74,6
Nunangat (total)	6 195	5 997	6 075	4 519	4 597	75,4	75,7
Atlantique excluant le Nunatsiavut	3 352	2 640	3 336	2 025	2 721	76,7	81,6
Québec excluant le Nunavik	6 776	3 155	6 724	2 317	5 886	73,4	87,5
Ontario	8 366	6 299	8 306	4 286	6 293	68,0	75,8
Manitoba	5 190	4 589	5 136	3 006	3 553	65,5	69,2
Saskatchewan	4 946	4 412	4 860	3 124	3 572	70,8	73,5
Alberta	6 603	5 477	6 547	3 765	4 835	68,7	73,9
Colombie Britannique	6 963	5 707	6 901	3 918	5 112	68,7	74,1
Yukon	786	712	764	489	541	68,7	70,8
Territoires du Nord-Ouest excluant l’Inuvialuit	1 471	1 365	1 440	960	1 035	70,3	71,9
Reste du Canada (total)	44 453	34 356	44 014	23 890	33 548	69,5	76,2
Canada (total)	50 648	40 353	50 089	28 409	38 145	70,4	76,2
Éligibles 1 Taille d’échantillon excluant les hors champs à l'EAPA (les non Autochtones sont hors champs sous cette définition) Éligibles 2 Taille d’échantillon excluant les hors champs à l'EAPA (les non Autochtones à l’EAPA ne sont pas hors champs sous cette définition) Répondants 1 Nombre de répondants excluant les non Autochtones à l’EAPA Répondants 2 Nombre de répondants incluant les non Autochtones à l’EAPA Taux de réponse 1 Taux de réponse excluant les non Autochtones à l’EAPA Taux de réponse 2 Taux de réponse incluant les non Autochtones à l’EAPA

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Notes

1. Les questions sur la citoyenneté (question 10), le statut d'immigrant reçu (question 11) et l'année d'immigration (question 12) ne sont pas posées aux personnes vivant dans les réserves indiennes et dans les établissements indiens qui ont été dénombrées au moyen du questionnaire N2.
2. Verret, François. 2013. The estimation methodology of the 2011 National Household Survey. Article présenté au Joint Statistical Meeting de 2013.