Rapport technique sur la couverture, Recensement de la population, 2016
12. Sujets spéciaux

12.1 Sous-dénombrement de la collecte

Jusqu’à présent, il a été question du sous-dénombrement des chiffres de population du recensement. La présente section traite du concept de sous-dénombrement de la collecte du Recensement de la population. Il est utile d’élargir le concept de sous-dénombrement de façon à tenir compte des personnes non dénombrées pour une raison quelconque. Le sous-dénombrement désigne le nombre de personnes non incluses dans les chiffres du recensement. Comme indiqué dans la section 3.3, les chiffres du recensement $C$ comportent deux éléments, soit : $C=D+I$, où $D$ = le nombre de dénombrements et $I$ = le nombre de personnes imputées.

Le sous-dénombrement représente donc seulement une partie de toutes les personnes non inscrites dans un questionnaire du recensement, mais qui auraient dû y être inscrites. Il n’inclut pas les personnes qui n’ont pas été dénombrées, soit parce qu’aucun questionnaire du recensement n’a été retourné pour le logement (logement non répondant), soit parce que le logement n’a pas fait l’objet d’un suivi des cas de non-réponse puisqu’il a été classé par erreur comme étant un logement inoccupé (logement occupé classé à tort comme logement inoccupé).

Toujours selon la section 3.3, voici une estimation du nombre réel de personnes $P$ visées par le recensement :

$\widehat{P}=C+\widehat{N}=C+\widehat{S}-\widehat{R}$

Si on combine ces deux équations, on obtient :

$\widehat{P}=C+\widehat{N}=C+\widehat{S}-\widehat{R}=D+\left(I+\widehat{S}\right)-\widehat{R}$

Cette formulation de $\widehat{P}$ comporte trois éléments :

$D$ = le nombre de personnes figurant dans un questionnaire du recensement^Note 1 (les dénombrements)

$\widehat{R}$ = une estimation du nombre de dénombrements excédentaires^Note 2

$\left(I+\widehat{S}\right)$ = une estimation du nombre de personnes non inscrites dans un questionnaire du recensement, mais qui auraient dû l’être.

Le dernier élément, $\left(I+\widehat{S}\right)$, désigne une estimation du nombre de personnes omises dans le cadre du recensement pour une raison quelconque. Le sous-dénombrement de la collecte du Recensement de la population, ($L$), désigne les personnes non dénombrées pour une raison quelconque. L’estimation du sous-dénombrement de la collecte du recensement est la suivante :

$\widehat{L}=\left(I+\widehat{S}\right)$

L’estimation correspondante du taux de sous-dénombrement de la collecte du Recensement de la population est la suivante :

${\widehat{T}}_L=100*\frac{\widehat{L}}{\widehat{P}}=100*\left(\frac{I+\widehat{S}}{C+\widehat{N}}\right)$

Le sous-dénombrement net de la collecte du Recensement de la population peut être défini en soustrayant le surdénombrement $\widehat{R}$ de $\widehat{L}$ :

$\widehat{P}=C+\widehat{N}=D+\left(I+\widehat{S}\right)-\widehat{R}=D+\widehat{L}-\widehat{R}$

Bien que l’on ne puisse pas appliquer le sous-dénombrement net de la collecte aux données du recensement pour effectuer un rajustement à titre d’erreur de couverture, $\widehat{L}$ et ${\widehat{T}}_L$ donnent une idée plus générale de la façon dont le recensement a permis de dénombrer la population cible. En fait, il inclut les personnes non dénombrées, qu’elles aient été prises en compte ou non par le recensement au moyen des imputations. Le tableau 12.1 fait état de l’estimation du sous-dénombrement de la collecte de la population du Recensement de 2016 $\widehat{L}$ et ${\widehat{T}}_L$ ainsi que du sous-dénombrement de la population $\widehat{S}$ et ${\widehat{T}}_S$ (voir également le tableau 1.3). Il présente aussi l’estimation des erreurs-types. Les résultats sont présentés selon la province ou le territoire ainsi que pour l’ensemble du Canada, de même que selon le groupe d’âge et le sexe. À l’échelle nationale, la collecte du Recensement de 2016 a donné lieu au dénombrement de 93,63 % de la population cible ($100-{\widehat{T}}_L$), alors que le chiffre officiel et publié du Recensement de 2016 représentait 95,68 % des personnes qui auraient dû être comprises dans ce chiffre ($100-{\widehat{T}}_S$). La différence entre ces deux taux est tout simplement attribuable à l’inclusion de l’imputation dans ${\widehat{T}}_L$. Le Recensement de 2011 avait donné lieu au dénombrement de 93,65 % de la population cible, alors que 95,93 % des personnes qui auraient dû être incluses dans les chiffres officiels du Recensement de 2011 l’ont été. Le collecte du Recensement de 2016 a donc permis de dénombrer un même pourcentage de la population cible que le précédent recensement, et les imputations ont été réduites par rapport à 2011.

12.2 Participation des réserves indiennes et des établissements indiens

12.2.1 Introduction

En 2016, on dénombrait 984 réserves indiennes et établissements indiens, dont 14 jugés partiellement dénombrés. Pour ces 14 réserves et établissements partiellement dénombrés, le dénombrement des logements n’était soit pas permis, soit avait été interrompu avant la fin. Il n’existait pas de données en 2016 pour les réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés et, par conséquent, ils n’ont pas été inclus dans les calculs. Dans le Recensement de 2011, 31 réserves indiennes et établissements indiens avaient été déclarés partiellement dénombrés; dont 22 ont pris part au Recensement de 2016. En 2006, 22 réserves indiennes et établissements indiens ont été partiellement dénombrés.

De plus amples renseignements se trouvent à la page Réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés.

Les estimations des réserves indiennes et des établissements indiens partiellement dénombrés sont basées sur un modèle. On doit utiliser ces dernières estimations avec circonspection étant donné qu’il n’existe aucune source fiable permettant de confirmer les hypothèses utilisées dans les modèles.

12.2.2 Réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés

Pour 14 réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés, le Recensement de 2016 n’a pas été en mesure d’inclure des chiffres de population et les études de couverture n’ont pas pu estimer directement le sous-dénombrement net de la population, du fait du caractère limité des données du Recensement de 2016. Les chiffres et le sous-dénombrement net ont été estimés à l’aide d’approximations.

Afin d’estimer les chiffres de population du recensement, on a utilisé une méthodologie fondée sur un modèle pour ces réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés. Dans le cadre de ce modèle d’estimation, la régression linéaire a été construite à partir de toutes les réserves indiennes et de tous les établissements indiens entièrement dénombrés aux Recensements de 2011 et de 2016. Le modèle supposait que le chiffre du Recensement de 2016 était une fonction linéaire du chiffre du Recensement de 2011 pour toutes les provinces, avec estimations distinctes dans le cas de la coordonnée à l’origine et des paramètres de régression pour chaque province. Le modèle a été évalué pour les hypothèses de régression de base que sont l’indépendance des erreurs, l’homogénéité des variances et la normalité des erreurs. Pour chacune des 14 réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés, la variable d’entrée pour le modèle de régression était soit le chiffre réel du Recensement de 2011 soit le meilleur chiffre prédit du recensement en fonction du modèle de 2011. Le produit du modèle était le chiffre estimé du Recensement de 2016 pour ces 14 collectivités. Les estimations obtenues doivent être utilisées avec prudence puisqu’elles reposent entièrement sur un modèle dont les hypothèses ne peuvent être vérifiées. La validité de ces estimations fondées sur un modèle dépend de la mesure dans laquelle les hypothèses du modèle peuvent saisir la véritable situation sous-jacente.

Au Recensement de 2011, 31 réserves indiennes et établissements indiens, comptant environ 37 000 personnes, ont été classés comme « partiellement dénombrés ». Parmi les 14 réserves et établissements utilisés dans les estimations fondées sur un modèle au Recensement de 2016, 4 ont été jugés avoir été entièrement dénombrés au Recensement de 2011, alors que les 10 autres ont été classés comme « partiellement dénombrés » ou « refus ». La population totale des 14 réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés pour lesquels des estimations fondées sur un modèle ont été produites a été estimée à 27 790 personnes, c’est-à-dire moins qu’en 2011.

Les chiffres de population estimés pour les 14 réserves indiennes et établissements indiens partiellement dénombrés sont sujets à des erreurs de couverture, de la même façon que les chiffres de population du recensement pour le reste du pays. Le sous-dénombrement net pour ces 14 régions a été estimé au moyen du calcul du taux de sous-dénombrement net pour l’ensemble des réserves indiennes et établissements indiens dénombrés au complet dans chaque province et par l’application de ce taux au chiffre du recensement estimé de l’ensemble des réserves indiennes et des établissements indiens partiellement dénombrés de la province.

Les estimations de la population des réserves indiennes et des établissements indiens partiellement dénombrés ne sont pas incluses dans les estimations de sous-dénombrement, de sous-dénombrement de collecte, de surdénombrement et de sous-dénombrement net présentées dans ce rapport, car elles sont établies par un modèle et non par les études de couverture du recensement. De plus, elles ne fournissent pas le niveau de détails (p. ex. estimations par langue maternelle ou état matrimonial) présenté pour les autres estimations.

Les estimations de population pour les réserves indiennes et les établissements indiens partiellement dénombrés par province et territoire figurent au tableau 1 de la section « Qualité des données et la méthodologie de Statistique Canada » de la publication des estimations démographiques suivante : Estimations démographiques annuelles : Canada, provinces et territoires, 2018 (Population totale seulement), produit nº 91-215-X au catalogue.

Notes

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