Rapport technique sur la couverture, Recensement de la population, 2016
6. Enquête sur la classification des logements (ECL)

6.1 Introduction

L’Enquête sur la classification des logements (ECL) mesure les erreurs de classification des logements lors du recensement. L’ECL estime également le nombre de résidents habituels de logements non répondants occupés. Les données du recensement sont corrigées pour tenir compte des logements non répondants occupés^Note 1. Les estimations de l’ECL sont utilisées lors du dépouillement des questionnaires du recensement, afin de déterminer le nombre de personnes à imputer dans le cadre du processus d’imputation de ménages entiers (IME).

L’une des sources possibles d’erreur lors d’un recensement est la classification erronée d’un logement. Lorsqu’un ménage omet de retourner son questionnaire du recensement, l’agent recenseur doit déterminer si ce logement est occupé. Deux types d’erreurs de classification de logement peuvent survenir dans cette situation. Premièrement, un logement occupé peut être classé par erreur comme inoccupé. Cette erreur de classification de logement entraîne un sous-dénombrement au sein de la population de recensement, puisque les occupants du logement ne sont alors pas inclus dans la base de données du recensement. Deuxièmement, un logement inoccupé peut être classé par erreur comme occupé. Lorsque cette erreur se produit, aucun questionnaire n’est reçu pour ce logement et ce dernier fait l’objet d’un suivi des cas de non-réponse (SCNR)^Note 2. Si le SCNR ne permet pas de corriger la classification de ce logement en logement inoccupé, il continuera d’être considéré comme un logement non répondant et fera l’objet d’une imputation. Cette erreur de classification de logement entraîne un surdénombrement au sein de la population; des personnes sont ajoutées à la base de données du recensement alors que personne ne vit en fait dans ce logement. Les estimations découlant de l’ECL servent à corriger les données du recensement pour ces deux erreurs de couverture.

De plus, un troisième type d’erreur de classification de logement mesuré par l’ECL est l’erreur survenant lorsque des logements marginaux ou en construction sont classés par erreur comme logements. Puisque ces logements sont classés comme inoccupés (et parce que seuls les logements occupés peuvent être classés comme logements non répondants, soumis à une imputation), cette erreur n’entraîne pas de surdénombrement de la population. Cependant, elle entraîne un surdénombrement des logements. Les données du recensement ne sont pas corrigées pour tenir compte de ces logements, de sorte que les estimations du parc de logements au recensement comprennent un certain degré de surdénombrement.

6.2 Méthodologie

6.2.1 Stratification et sélection de l’échantillon

La population cible de l’ECL comprenait tous les logements classés comme logements inoccupés ou non répondants, à l’exception des logements faisant partie des unités de collecte (UC) de types logements collectifs, dénombrements par interview et réserves indiennes^Note 3. Ces secteurs sont exclus pour des raisons de coûts et des considérations opérationnelles.

La taille de l’échantillon de l’ECL a été fixée à 1 730 UC. La base de sondage comprenait toutes les UC d’autodénombrement (p. ex. UC traitées par envoi par la poste, listage/livraison et de façon saisonnière, pour lesquelles les répondants ont rempli leur propre questionnaire du recensement). Par conséquent, le Nunavut n’a pas d’UC faisant partie du champ d’observation, si bien que l’ECL n’y a pas eu lieu. Le plan de sondage a donc été le suivant : tout d’abord, toutes les UC faisant partie du champ de l’enquête au Yukon (42 UC) et dans les Territoires du Nord-Ouest (21 UC) formaient une strate; toutes ces UC ont été sélectionnées pour l’échantillon de l’ECL avec certitude. Toutes les UC de l’Île-du-Prince-Édouard formaient une deuxième strate, d’où a été tiré un échantillon aléatoire simple de 49 UC.

Les UC restantes ont été regroupées en strates urbaines et rurales. Une UC était considérée comme urbaine si elle faisait initialement partie d’une région métropolitaine de recensement (RMR) ou d’une agglomération de recensement (AR) comptant 40 000 logements occupés ou plus. Par ailleurs, toutes les UC relevant d’un district de chef d’équipe (DCE) étaient considérées comme urbaines si plus de 50 % des UC du DCE étaient urbaines. Toutes les UC restantes formaient les strates rurales. Les UC urbaines ont été stratifiées par RMR et AR. Un échantillon aléatoire simple d’au moins cinq UC a été choisi pour chaque strate. Les données des recensements précédents ont permis d’établir que cinq UC constituaient une charge de travail appropriée pour un intervieweur. L’échantillon comptait 984 UC urbaines. Pour contrôler les coûts des opérations sur le terrain, des UC géographiquement voisines ont été choisies pour l’échantillon des UC rurales. Cela a été effectué au moyen d’un plan de sondage aléatoire stratifié à deux étapes. À la première étape, des DCE ont été choisis dans chaque province. À la deuxième étape, cinq UC ont été choisies dans chacun des DCE sélectionnés. L’échantillon comptait 746 UC rurales.

Un sous-échantillonnage des logements au sein d’une UC échantillonnée a eu lieu lorsque le nombre de logements inoccupés et non répondants dépassait un paramètre maximal de logements, qui était de 50 pour les UC d’envoi par la poste et les UC de listage/livraison et de 200 dans les UC saisonnières. Un sous-échantillonnage de logements dans le champ d’enquête a eu lieu dans 325 UC. Sinon, tous les logements inoccupés et les logements non répondants faisant partie des UC échantillonnées formaient l’échantillon des logements de l’ECL. Au total, 38 714 logements inoccupés et 9 994 logements non répondants ont fait partie de l’échantillon en 2016. Le tableau 6.2.1 présente la répartition de l’échantillon par province et territoire.

6.2.2 Interviews sur le terrain

Un questionnaire d’ECL a servi à vérifier l’occupation/inoccupation réelle, le jour du recensement, des logements échantillonnés des UC échantillonnées classés comme inoccupés le jour du recensement, ou occupés, mais pour lesquels aucun questionnaire du recensement n’avait été retourné. L’occupation/inoccupation a été vérifiée fin juin-début juillet 2016.

Le moment des interviews sur le terrain pour l’ECL a été laissé à la discrétion de chaque bureau régional. Pour déterminer l’occupation/inoccupation et recueillir d’autres renseignements, les agents recenseurs avaient pour instructions de communiquer avec les occupants, les voisins, les propriétaires ou toute autre personne connaissant le logement. On a effectué jusqu’à trois tentatives de prise de contact pour chaque logement. Si le logement s’avérait occupé le jour du recensement, le nombre d’occupants le jour du recensement était également enregistré, ainsi que le sexe et l’âge des occupants, si possible.

6.2.3 Traitement et estimation

Tous les questionnaires remplis ont été envoyés pour traitement au bureau central à Ottawa.

Les questionnaires ont été envoyés aux fins de saisie des données (entrée des données). Après la saisie des données, les questionnaires ont été soumis à une série exhaustive de contrôles de la cohérence. Les questionnaires pour lesquels les contrôles ont échoué ont été examinés manuellement afin de résoudre les incohérences.

À ce stade du processus de traitement, les logements inoccupés et les logements non répondants figurant dans l’échantillon ont été séparés et la classification de ces logements a été confirmée en fonction de la liste finale du recensement. Les questionnaires remplis pour chaque UC de l’échantillon ont été appariés à la liste finale des logements inoccupés du recensement. En cas de non-appariement, le logement de l’échantillon était éliminé et aucun autre traitement n’était nécessaire. Les logements inscrits comme inoccupés sur la liste du recensement et pour lesquels aucun questionnaire de l’ECL n’avait été reçu ont été considérés comme des cas de non-réponse totale à l’ECL et sont passés à l’étape suivante du traitement. De la même façon, la liste finale du recensement de tous les logements pour lesquels aucun questionnaire n’avait été reçu (c.-à-d. les logements classés comme logements non répondants) a été utilisée pour déterminer les logements de l’ECL pour lesquels aucun questionnaire de l’ECL n’avait été reçu considéré comme une non-réponse totale à l’ECL, avant de poursuivre à l’étape suivante du traitement.

Les cas de non-réponse totale à l’ECL ont donné lieu à une correction par pondération, tandis qu’une imputation partielle a été appliquée aux cas de non-réponse partielle. La procédure était la même pour les logements inoccupés et les logements non répondants. En l’absence de renseignements sur un logement, les poids déterminés par le plan de sondage pour les répondants ont été corrigés, afin de tenir compte du poids déterminé pour les non-répondants. Ce rajustement a été effectué séparément par post-strate géographique, c’est-à-dire pour chacune des RMR de Montréal, de Toronto et de Vancouver, pour les autres régions urbaines de chaque province et territoire et pour les régions rurales de chaque province et territoire. Les cas de non-réponse partielle pour l’occupation/inoccupation, le nombre de résidents habituels et le type de logement ont été traités par imputation. L’occupation/inoccupation a été imputée en premier, puis utilisée dans l’imputation des autres variables. Les poids déterminés par le plan de sondage ont ensuite été corrigés, de sorte que la somme des poids corrigés pour chaque poststrate géographique soit égale au nombre de logements inoccupés/non répondants. La taille du ménage, recueillie sur le questionnaire de l’ECL lorsqu’un logement était occupé a servi à produire une estimation (par taille de ménage) du taux d’occupation des logements privés classés comme inoccupés et non répondants lors du recensement.

6.2.4 Imputation de ménages entiers (IME) du recensement

La procédure d’imputation de ménages entiers (IME) vise à représenter les logements privés non répondants du recensement; on y procède ainsi à une imputation de la non-réponse totale au recensement. Dans les secteurs où l’ECL a été menée (c.-à-d. les UC de type envoi par la poste ou listage/livraison), les estimations de l’ECL ont été utilisées comme intrants dans l’algorithme de la procédure d’IME, afin d’imputer les logements privés occupés en fonction de la répartition des tailles des ménages et des strates de second niveau. Tout d’abord, au sein d’une post-strate géographique de l’ECL, tous les logements non répondants ont été relevés (cela s’est déroulé séparément pour les univers des logements inoccupés et non répondants). Ensuite, seulement pour l’univers des logements non répondants, tout logement non répondant pour lequel la collecte sur le terrain avait permis d’obtenir le nombre de résidents habituels a été considéré être occupé et la taille du ménage enregistrée lui a été attribuée. Enfin, des logements non répondants ont été sélectionnés aléatoirement et imputés comme occupés. La sélection s’est effectuée de sorte que le nombre final de logements non répondants et inoccupés convertis en logements occupés pour la strate de second niveau soit égal à l’estimation des logements occupés de l’ECL dans les univers de logements non répondants et inoccupés. Dans les secteurs géographiques où l’ECL n’a pas été menée (c.-à-d. les UC faisant l’objet d’une méthodologie de collecte de type logements collectifs, par interview et réserves indiennes), tous les logements privés classés comme non répondants ont été imputés comme occupés en fonction de la répartition des tailles des ménages des répondants au recensement. Le résultat de la procédure d’IME a été que tous les logements privés ont été classés comme occupés ou comme inoccupés dans la base de données du recensement (c.-à-d. qu’il ne restait plus de logements non répondants).

Une fois un logement privé inoccupé/non répondant imputé comme occupé, une procédure (soumise aux contraintes des estimations de l’ECL par strate de second niveau et taille de logement du ménage) a servi à imputer la taille de logement de ménage et d’autres variables. La taille du ménage a été établie par sélection aléatoire d’un logement parmi tous les logements ayant rempli un questionnaire du recensement dans la même UC. L’enregistrement complet de ce ménage donneur a ensuite été attribué au logement inoccupé/non répondant imputé comme occupé. Si aucun donneur n’était trouvé, seule la taille du ménage était attribuée.

De plus amples renseignements sur la procédure d’IME figurent dans le rapport de Farr (2018).

6.3 Estimations

Les données de recensement ont été corrigées à l’aide d’estimations de l’ECL, au moyen de la procédure d’IME, pour les logements non répondants et pour les logements occupés ayant été classés par erreur comme inoccupés. Les estimations sont présentées aux sections 6.3.1.1 et 6.3.2. Les données de recensement n'ont pas été corrigées pour tenir compte des logements marginaux ou en construction classés par erreur comme logements. La section 6.3.1.2 présente des estimations du nombre de logements marginaux et de logements en construction classés par erreur comme logements et donc inclus par erreur dans le parc de logements.

6.3.1 Logements inoccupés

6.3.1.1 Logements occupés classés par erreur comme inoccupés

Le tableau 6.3.1.1.1 présente le nombre estimé de logements classés comme inoccupés qui auraient dû être classés comme occupés ainsi que le taux d’erreur correspondant pour les logements inoccupés, par région urbaine et rurale^Note 4 et par province et territoire. Aux fins de comparaison, le tableau 6.3.1.1.2 fournit les mêmes estimations pour le Recensement de 2011. Le tableau 6.3.1.1.3 indique le nombre estimé de personnes vivant dans des logements occupés classés par erreur comme inoccupés. Le tableau 6.3.1.1.4 donne le nombre de ménages et de personnes ajoutés aux chiffres initiaux du Recensement de 2016 pour corriger ces erreurs de classification.

Le tableau 6.3.1.1.1 indique que 15,0 % de tous les logements classés comme inoccupés en 2016 étaient en fait des logements occupés. Cela représente une légère augmentation par rapport à 13,8 % en 2011. La classification erronée des logements était plus fréquente dans les régions urbaines (21,3 %) que dans les régions rurales (6,5 %). Les régions urbaines enregistrent une augmentation par rapport à 2011. Le taux d’erreur de classification a augmenté dans toutes les provinces, à l’exception du Nouveau-Brunswick, où il a diminué.

Parmi les provinces et territoires, les Territoires du Nord-Ouest ont enregistré le taux d’erreur de classification le plus élevé (19,8 %), suivis de la Colombie-Britannique (18,0 %), de l’Alberta (16,9 %), de l’Ontario (16,5 %), du Yukon (16,3 %) et du Québec (14,3 %). Les taux des autres provinces variaient entre 12,9 % au Manitoba et 5,9 % à l’Île-du-Prince-Édouard.

Du fait d’erreurs dans la classification initiale des logements, environ 178 219 ménages n’ont pas été dénombrés dans le Recensement de 2016. Il s’agit du nombre de ménages ajoutés au recensement dans le cadre de la procédure d’IME. Le tableau 6.3.1.1.4 présente le nombre de ménages et de personnes ajoutés pour tenir compte des logements privés occupés classés par erreur comme inoccupés.

6.3.1.2 Surdénombrement du parc de logements

Le tableau 6.3.1.2 indique le nombre estimé de logements inoccupés ne faisant pas partie du parc de logements ainsi que le taux d’erreur correspondant pour les logements inoccupés de diverses régions géographiques. Aucune correction n’a été apportée à la base de données du recensement pour tenir compte des logements hors du parc de logements classés par erreur comme inoccupés.

Le dénombrement des logements inoccupés ne faisant pas partie de l’univers des logements se traduit par un surdénombrement des logements. Les logements sont considérés comme ne faisant pas partie de l’univers des logements s’ils sont utilisés à des fins commerciales, s’ils ne sont pas habitables à longueur d’année ou s’ils sont comptés en double au recensement. Cette dernière situation peut se produire lorsque le logement semble avoir deux adresses ou lorsque deux questionnaires sont retournés par erreur pour un logement qui ne compte plus d’appartement distinct.

Les estimations dans le cadre de l’ECL du nombre de logements inoccupés classés par erreur comme logements n’ont pas été utilisées pour corriger la base de données, du fait du degré de subjectivité associé à la classification d’un logement jugé pouvoir être occupé à longueur d’année. Pour être considéré comme approprié, le logement doit être doté d’une source de chauffage ou d’énergie et mettre ses occupants complètement à l’abri des intempéries toute l’année. Il est parfois difficile de juger si un logement est habitable ou non; c’est le cas, notamment, lorsque le logement est un chalet, lorsque le logement est en voie de construction et presque terminé ou lorsque l’état du logement s’est détérioré.

Les logements hors du parc de logements représentent 9,8 % de l’ensemble des logements classés comme inoccupés. Parmi les provinces et les territoires, la fréquence des logements exclus du parc immobilier classés comme inoccupés varie de 5,2 % à l’Île-du-Prince-Édouard à 17,2 % au Yukon. La prévalence de ce problème est similaire dans les régions urbaines (9,7 %) et dans les régions rurales (10,0 %).

Les logements qui ne font effectivement pas partie du parc de logements représentent 0,8 % de tous les logements privés au Recensement de 2016. Cela représente une légère augmentation par rapport au taux d’erreur de 0,6 % pour 2011. Parmi les provinces et territoires, ce taux d’erreur a varié du taux le plus bas de 0,1 % dans les Territoires du Nord-Ouest au taux le plus élevé de 1,4 % au Nouveau-Brunswick.

6.3.2 Logements non répondants

6.3.2.1 Personnes ajoutées dans le cas de logements non répondants

Le tableau 6.3.2.1.1 présente le nombre estimé et le taux de logements non répondants occupés au recensement, par région urbaine (population supérieure à 50 000 habitants) et rurale ainsi que par province et territoire. Le tableau 6.3.2.1.2 fournit le nombre estimé de personnes qui, selon l’ECL, vivaient dans ces logements non répondants, tandis que le tableau 6.3.2.1.3 donne les mêmes renseignements pour l’ECL de 2011.

Le tableau 6.3.2.1.1 indique que 63,1 % de tous les logements classés comme non répondants étaient en fait occupés. La classification des logements non répondants au recensement a été relativement similaire dans les régions urbaines (63,5 %) et dans les régions rurales (61,4 %). Au niveau des provinces et territoires en 2016, le taux de classification appropriée des logements non répondants était le plus élevé au Québec (67,8 %) et le moins élevé au Nouveau-Brunswick (53,4 %).

Le tableau 6.3.2.1.2 présente le nombre de logements non répondants lors du Recensement de 2016 ainsi que le nombre de personnes ajoutées pour ces logements grâce à l’ECL. Le tableau 6.3.2.1.3 fournit les mêmes données pour l’ECL de 2011. En 2016, au total, 357 666 personnes ont été ajoutées au recensement dans 179 823 logements. Les nombres comparables pour 2011 étaient 443 098 personnes dans 220 181 logements.

6.3.2.2 Logements hors du parc de logements classés par erreur comme des logements non répondants  

Le tableau 6.3.2.2 signale les erreurs de classification au Recensement de 2016 relatives aux logements classés à tort comme des logements non répondants, puisqu’ils n’auraient pas dû être inclus au parc de logements. La section 6.3.1.2 fournit la définition des logements ne faisant pas partie de l’univers des logements et comprend un commentaire sur la difficulté d’établir si un logement devrait faire partie ou non du parc de logements.

Au niveau national, les logements hors du parc de logements représentaient 4,0 % de tous les logements non répondants. Le taux d’erreur était plus élevé dans les régions rurales (5,2 %) que dans les régions urbaines (3,7 %). À l’échelle des provinces et des territoires, la fréquence des logements exclus du parc immobilier classés comme logements non répondants variait de 1,6 % à l’Île-du-Prince-Édouard à 9,2 % au Manitoba. À l’échelle nationale, les logements non répondants hors du parc de logements représentaient 0,1 % de l’ensemble des logements privés. Cette erreur a été arrondie à 0,0 % pour l’Île-du-Prince-Édouard, à 0,2 % pour le Manitoba et le Yukon et à 0,1 % pour toutes les autres provinces ainsi que les Territoires du Nord-Ouest.

Notes

• Précédent
• Suivant