Statistique Canada
www.statcan.gc.ca
Liens de la barre de menu commune
Consulter la version la plus récente.Contenu archivé
L'information indiquée comme étant archivée est fournie aux fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elle n'est pas assujettie aux normes Web du gouvernement du Canada et elle n'a pas été modifiée ou mise à jour depuis son archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.
6. Étude sur la classification des logements
6.2.1 Stratification et prélèvement d'un échantillon
6.2.2 Interviews sur le terrain
6.2.3 Traitement, codage et contrôle
6.2.4 Imputation de ménages au complet
6.3.1.1 Logements occupés considérés à tort comme des logements inoccupés
6.3.1.2 Surdénombrement du parc de logements
6.3.2 Logements non répondants
6.3.2.1 Personnes ajoutées dans le cas des logements non répondants
6.1 Introduction
Tel qu'indiqué dans la section 5.7, les données du recensement ont été corrigées afin de tenir compte des logements occupés non répondants. Le nombre de personnes vivant dans ces logements a été évalué grâce à l'Enquête sur la classification des logements (ECL). Cette estimation a été utilisée au moment du dépouillement des questionnaires du recensement, afin de déterminer combien de personnes devraient être imputées dans le cadre du processus d'imputation de ménages au complet. L'ECL vise également à évaluer trois types d'erreur de classification des logements.
L'une des sources d'erreur possible au cours d'un recensement est la classification erronée des logements. Lorsqu'un ménage omet de retourner son questionnaire du recensement, l'agent recenseur doit déterminer si le logement en question est occupé ou non. Deux types d'erreurs peuvent survenir. Premièrement, un logement occupé peut être considéré à tort comme un logement inoccupé. Le sous-dénombrement des logements et de la population est le résultat d'une telle erreur de classification étant donné que le logement est exclu de la base de données du recensement. Deuxièmement, un logement inoccupé peut être considéré à tort comme un logement occupé. Lorsqu'une telle erreur est commise, aucun questionnaire n'est reçu pour le logement et celui-ci fait l'objet du suivi des cas de non-réponse (SCNR) décrit dans la section 4.3. Le logement est considéré comme un logement non répondant et il est donc assujetti à l'imputation. Une telle situation donnerait lieu à l'ajout de personnes à la base de données du recensement alors que personne ne vit dans le logement en question. Autrement dit, une telle erreur de classification donne lieu à un surdénombrement de la population. Les estimations découlant de l'ECL sont utilisées pour rajuster les données du recensement en fonction de ces deux erreurs de couverture.
Le troisième type d'erreur de classification des logements évalué grâce à l'ECL vise les erreurs commises lorsque les logements marginaux ou les logements en voie de construction sont considérés à tort comme des logements. Étant donné que le logement serait considéré comme un logement inoccupé, il n'y a pas de surdénombrement de la population puisque seuls les logements occupés peuvent être considérés comme des logements non répondants et, par ricochet, être assujettis à une imputation. Cependant, il y a un surdénombrement des logements. Les données du recensement ne sont pas rajustées en fonction de ces logements, ce qui fait que l'estimation du parc de logements comporte un certain niveau de surdénombrement.
6.2 Méthodologie
6.2.1 Stratification et prélèvement d'un échantillon
La population cible aux fins de l'ECL est formée de tous les logements non répondants et de tous les logements inoccupés, sauf pour ce qui est des logements qu'on retrouve dans les unités de collecte (UC) collectives, les UC de recensement par interview et les UC des réserves indiennes. Ces logements sont exclus en raison du coût et de considérations opérationnelles.
La taille de l'échantillon aux fins de l'ECL a été fixée à 1 405 UC. La base de sondage était formée de toutes les UC faisant l'objet d'un autodénombrement, sauf pour ce qui est des réserves indiennes. Ainsi, dans le cas des territoires, la base de sondage incluait uniquement Whitehorse, Yellowknife, Rivière au Foin et Fort Smith. Le plan d'échantillonnage était le suivant : premièrement, les UC de Whitehorse, Yellowknife, de Rivière au Foin et de Fort Smith (Territoires du Nord-Ouest) formaient une strate. Toutes ces UC ont été prélevées aux fins de l'échantillon de l'ECL. Toutes les UC de l'Île-du-Prince-Édouard formaient une deuxième strate à partir de laquelle un échantillon aléatoire simple formé de 44 UC a été prélevé.
Les UC restantes ont été regroupées en strates urbaines et rurales. Une UC était considérée comme une UC urbaine si elle faisait partie initialement d'une région métropolitaine de recensement (RMR) ou d'une agglomération de recensement (AR) comportant au moins 40 000 logements occupés. Par ailleurs, toutes les UC relevant d'un district de chef d'équipe (DCE) étaient considérées comme des UC urbaines si plus de 50 % de toutes les UC du DCE étaient urbaines. Les UC restantes formaient les strates rurales. Les UC urbaines ont été stratifiées par RMR et par AR. Un échantillon aléatoire simple formé d'au moins cinq UC a été prélevé pour chaque strate. D'après les données de recensements précédents, on a conclu que cinq UC constituaient une charge de travail appropriée pour un intervieweur. L'échantillon comportait 812 UC urbaines. Pour contrôler le coût des opérations sur le terrain, l'échantillon des UC rurales a été prélevé de sorte qu'elles soient proches les unes des autres. Cette opération était effectuée grâce à un échantillonnage aléatoire simple stratifié comportant deux étapes. Au cours de la première étape, les DCE ont été choisis dans chaque province. Au cours la deuxième étape, cinq UC ont été choisis à partir de chacun des DCE choisis. L'échantillon comptait 593 UC rurales.
Tous les logements inoccupés et les logements non répondants contenus dans les UC prélevées dans le cadre de l'échantillon formaient l'échantillon de l'ECL, soit un total de 32 345 logements inoccupés et de 6 788 logements non répondants. Le tableau 6.2.1 indique la répartition de l'échantillon selon la province et le territoire.
6.2.2 Interviews sur le terrain
Tous les logements inclus dans les UC échantillonnées et qui ont été considérés comme des logements inoccupés le Jour du recensement ou comme des logements occupés, mais pour lesquels aucune formule du recensement n'a été retournée devaient être vérifiés de nouveau à la fin de juin ou au début de juillet 2006 afin de déterminer s'ils étaient occupés ou non le Jour du recensement. Un questionnaire de l'ECL a été utilisé à cette fin.
Le moment choisi pour procéder à cette opération était laissé à la discrétion de chaque bureau régional (BR). Pour déterminer si un logement était occupé/inoccupé et pour recueillir d'autres renseignements, les agents recenseurs devaient communiquer avec les occupants, les voisins, les propriétaires ou toute autre personne ayant une certaine connaissance du logement. On a effectué jusqu'à concurrence de trois tentatives de contact pour chaque logement. Lorsque le logement était occupé le Jour du recensement, on a obtenu le nombre d'occupants.
6.2.3 Traitement, codage et contrôle
Tous les questionnaires remplis ont été envoyés à Ottawa aux fins de traitement.
Certaines mesures préliminaires de contrôle et de prétraitement général ont ensuite été effectuées avant que le questionnaire ne soit envoyé aux fins de saisie des données (entrée des données). Une fois la saisie des données terminée, les questionnaires étaient soumis à une série exhaustive de contrôles de la cohérence. Les questionnaires rejetés au contrôle étaient examinés à la main pour régler les problèmes de cohérence.
Pour chaque logement inclus dans l'échantillon de l'ECL et considéré comme un logement occupé le Jour du recensement, le questionnaire de l'ECL était consulté afin de déterminer s'il renfermait une autre adresse à laquelle les membres du ménage pourraient avoir été recensés. Lorsqu'une autre adresse était fournie, le Registre des visites (RV) et les questionnaires du recensement pour les adresses de rechange étaient vérifiés afin de déterminer si les membres du ménage avaient bel et bien été recensés ailleurs. Si tel était le cas, ces personnes étaient considérées comme des personnes déjà recensées et qui ne devaient pas être incluses de nouveau, de façon à éviter le surdénombrement. Cependant, le logement proprement dit était ajouté au nombre de logements occupés.
À ce stade du processus de traitement, les logements inoccupés et les logements non répondants contenus 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 faisant partie de l'échantillon ont fait l'objet d'un appariement en fonction de la liste finale des logements inoccupés. En cas de non-appariement, les logements inclus dans l'échantillon étaient éliminés et aucune autre mesure de traitement n'était nécessaire. Les logements considérés comme des logements inoccupés d'après la liste de recensement pour lesquels aucun questionnaire de l'ECL n'a été reçu, étaient considérés comme des cas de non-réponse totale et le traitement s'est poursuivi. De même, la liste finale du recensement faisant état de tous les logements pour lesquels aucun questionnaire du recensement n'a été reçu a été utilisée pour déterminer quels logements de l'ECL pour lesquels aucun questionnaire de l'ECL n'a été reçu seraient considérés comme des cas de non-réponse totale.
Les cas de non-réponse totale ont donné lieu à un rajustement sous forme de pondération, alors que les cas de non-réponse partielle ont donné lieu à une imputation partielle. La procédure était la même dans le cas des logements inoccupés et des logements non répondants. En l'absence de renseignements concernant un logement, le poids déterminé par le plan d'échantillonnage visant les répondants a été rajusté afin de tenir compte du poids des non-répondants. Le rajustement a été effectué séparément pour les RMR de Montréal, Toronto et Vancouver, pour les autres régions urbaines dans chaque province et territoire et pour les régions rurales dans chaque province et territoire. Les cas de non-réponse partielle pour ce qui est du statut d'occupation, du nombre de résidents habituels et du type de logement ont donné lieu à une imputation. Le statut d'occupation a fait l'objet d'une imputation en premier et les résultats ont été utilisés aux fins de l'imputation des autres variables. Le poids déterminé par le plan d'échantillonnage a ensuite été rajusté de façon à ce que la somme des pondérations rajustées pour chaque région infraprovinciale soit égale au nombre de logements inoccupés/non répondants.
6.2.4 Imputation de ménages au complet
Une fois que les estimations de l'ECL ont été établies, les données du recensement ont été rajustées en fonction des logements non répondants et des logements occupés considérés à tort comme des logements inoccupés. Cette opération a été effectuée dans le cadre de l'imputation de ménages au complet (IMC), lors de l'étape du traitement, comme suit dans le cas des logements non répondants; les logements inoccupés ont été traités d'une façon semblable mais plus simple. Premièrement, une strate à posteriori a été utilisée pour tous les logements non répondants. Deuxièmement, les logements non répondants pour lesquels la collecte sur le terrain a permis de déterminer le nombre de résidents habituels ont été considérés comme des logements occupés et on leur a attribué la taille du ménage. Enfin, un nombre supplémentaire de logements non répondants ont été choisis au hasard et considérés comme des logements occupés. Cette sélection a été effectuée de façon à ce que le nombre final de logements non répondants convertis en logements occupés aux fins de la strate à posteriori correspondent à l'estimation de l'ECL quant aux logements occupés faisant partie de l'univers des logements non répondants. Ce processus a fait en sorte que tous les logements privés figurant dans la base de données soient considérés soit comme des logements occupés, soit comme des logements inoccupés.
Une deuxième procédure a été utilisée pour imputer la taille du ménage et d'autres variables. La taille du ménage a été établie en procédant à une sélection aléatoire d'un logement parmi tous les logements ayant remplit un questionnaire du recensement pour la même UC. Le dossier complet de ce ménage donneur a ensuite été attribué au logement non répondant. En l'absence de donneur, seule la taille du ménage a été attribuée.
Pour plus de renseignements à propos de l'IMC, voir Dick (2007).
6.3 Estimations
Les données du recensement sont rajustées de façon à tenir compte des logements non répondants et des logements occupés considérés à tort comme des logements inoccupés selon les estimations de l'ECL. On trouve ces estimations dans les sections 6.3.1.1 et 6.3.2. Les données du recensement ne sont pas rajustées en fonction des logements marginaux ou des logements en voie de construction considérés à tort comme des logements. La section 6.3.1.2 renferme une estimation du nombre de logements marginaux et de logements en voie de construction considérés à tort comme des logements et qui, par conséquent, sont inclus à tort dans le parc de logements.
6.3.1 Logements inoccupés
6.3.1.1 Logements occupés considérés à tort comme des logements inoccupés
Le tableau 6.3.1.1.1 indique le nombre estimé de logements considérés à tort comme des logements inoccupés, ainsi que le taux d'erreur correspondant en ce qui a trait aux logements inoccupés, selon les régions urbaines et rurales1, selon la province et le territoire, pour les trois principales RMR et selon le type de logement. Le tableau 6.3.1.1.2 fournit les mêmes estimations pour le Recensement de 2001. Le tableau 6.3.1.1.3 indique le nombre estimé de personnes vivant dans des logements occupés considérés à tort comme des logements inoccupés. Le tableau 6.3.1.1.4 indique le nombre de ménages et de personnes ajoutés au Recensement initial de 2006 pour corriger ces erreurs de classification.
Le tableau 6.3.1.1.1 indique que 17,4 % de l'ensemble des logements classés comme inoccupés étaient en fait des logements occupés. Il s'agit là d'une augmentation par rapport au taux de 12,7 % de 2001. La classification erronée des logements est beaucoup plus répandue dans les régions urbaines (25,7 %) que dans les régions rurales (8,1 %). Cependant, les erreurs de classification ont augmenté dans les deux types de régions par rapport à 2001. Pour ce qui est des trois principales RMR, on a pu assister à une forte diminution du taux de classification erronée à Toronto et à Vancouver et à une forte augmentation à Montréal. Le taux de classification erronée a augmenté pour toutes les provinces, sauf l'Île-du-Prince-Édouard, où il est demeuré stable. Le taux de classification erronée a diminué dans le cas des immeubles d'appartements comportant cinq étages ou plus entre 2001 et 2006, mais le taux a augmenté pour tous les autres types de logements.
Parmi les provinces et territoires, c'est en Colombie-Britannique que le taux de classification erronée est le plus élevé, soit 25,5 %. Viennent ensuite le Territoire du Yukon (23,5 %), l'Alberta (21,4 %), le Québec (21,1 %) et l'Ontario (16,0 %). Dans le cas des autres provinces et territoires, le taux de classification erronée varie de 7,3 % à Terre-Neuve-et-Labrador, à 14,9 % en Nouvelle-Écosse. Pour ce qui est des trois principales RMR, le taux de classification erronée pour 2006 est très élevé dans les trois cas et, dans le cas de Montréal (34,0 %), il est plus élevé qu'à Vancouver (25,5 %) et à Toronto (23,3 %). Pour ce qui est des types de logements privés pris en considération aux fins du recensement, le taux de classification erronée est le moins élevé dans le cas des maisons individuelles (17,4 %) et le plus élevé dans le cas des immeubles d'appartements comportant cinq étages ou plus (39,6 %). Le taux de classification erronée de la catégorie « Autre », qui inclut les maisons jumelées, les maisons en rangée, les duplex, les appartements qu'on retrouve dans les immeubles comportant moins de cinq étages, les maisons mobiles et les autres types de logements mobiles, est également élevé, soit 38,2 %.
En raison des erreurs commises lors de la classification initiale des logements, environ 162 897 ménages n'ont pas été inclus dans le Recensement de 2006. Il s'agit là du nombre de ménages ajoutés aux fins du recensement dans le cadre de l'IMC. Le tableau 6.3.1.1.4 indique le nombre de ménages et de personnes ajoutés pour tenir compte des logements occupés considérés à tort comme des logements 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 pour diverses régions géographiques. Aucun rajustement n'a été effectué en ce qui a trait aux données du recensement afin de tenir compte des logements ne faisant pas partie du parc de logements et classés à tort comme des logements inoccupés.
Le dénombrement des logements inoccupés ne faisant pas partie de l'univers des logements donne lieu à 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 deux fois aux fins du recensement. Une telle situation se produit lorsque le logement semble avoir deux adresses ou lorsque deux questionnaires sont retournés par erreur pour un logement qui ne compte dorénavant qu'un appartement distinct.
Les estimations de l'Étude sur la classification des logements (ECL) en ce qui a trait au nombre de logements inoccupés considérés à tort comme des logements ne sont pas utilisées pour rajuster la base de données du recensement, en raison du niveau de subjectivité associé à la classification d'un logement à titre de logement pouvant être utilisé à longueur d'année. Un logement doit être doté d'une source d'énergie ou de chauffage et mettre les habitants à l'abri des intempéries pour être considéré comme un logement approprié. Il est parfois difficile de dire 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 qu'il est presque terminé ou lorsque l'état du logement s'est détérioré.
Les logements ne faisant pas partie du parc de logements représentent 35,5 % de l'ensemble des logements considérés comme des logements inoccupés. Dans le cas des provinces et territoires, le pourcentage de logements ne faisant pas partie du parc de logements et considérés comme des logements inoccupés varie entre 8,3 % à l'Île-du-Prince-Édouard, et 46,1 % au Manitoba. Le problème est réparti équitablement entre les régions urbaines (35,0 %) et les régions rurales (36,0 %). Pour ce qui est des trois principales RMR, le taux varie entre 29,9 % à Montréal, et 54,4 % à Toronto.
Les logements ne faisant pas partie du parc de logements représentaient 2,5 % de l'ensemble des logements privés lors du Recensement de 2006. Il s'agit là d'une augmentation par rapport au taux d'erreur de 1,7 % pour 2001. Dans le cas des provinces et territoires, le taux d'erreur se situe entre 0,9 % au Territoire du Yukon, et 3,8 % à Terre-Neuve-et-Labrador. Dans le cas des trois principales RMR, le taux d'erreur se situe entre 1,0 % à Montréal, et 2,3 % à Toronto.
6.3.2 Logements non répondants
6.3.2.1 Personnes ajoutées dans le cas des logements non répondants
Le tableau 6.3.2.1.1 indique le nombre estimé et le pourcentage de logements non répondants occupés dans les régions urbaines (> 50 000 habitants) et rurales, selon la province et le territoire, pour les trois principales RMR et selon le type de logement. Le tableau 6.3.2.1.2 indique le nombre estimé de personnes qui, selon l'ECL, vivaient dans ces logements non répondants en 2006, alors que le tableau 6.3.2.1.3 fournit les mêmes données pour l'ECL de 2001.
Le tableau 6.3.2.1.1 indique que 70,9 % de tous les logements non répondants étaient en fait des logements occupés. Le recensement a permis de classer plus de logements non répondants dans les régions urbaines (72,1 %) que dans les régions rurales (64,1 %). Pour ce qui est des provinces et territoires, c'est dans les Territoires du Nord-Ouest que le taux de classification appropriée des logements non répondants était le plus élevé en 2006 (91,0 %) et au Nouveau‑Brunswick qu'il était le moins élevé (59,5 %).
Pour ce qui est des trois principales RMR, le taux de logements non répondants occupés variait entre 68,3 % à Vancouver, et 75,6 % à Montréal. Enfin, lorsqu'on examine le type de logements privés, le taux de logements non répondants occupés variait entre 74,3 % dans le cas des appartements d'immeubles comportant cinq étages ou plus, et 78,9 % dans le cas de la catégorie « Autre », qui inclut les maisons jumelées, les maisons en rangée, les duplex, les appartements situés dans des immeubles comportant moins de cinq étages, les maisons mobiles et les autres types de logements mobiles.
Le tableau 6.3.2.1.2 indique le nombre de logements non répondants lors du Recensement de 2006, ainsi que le nombre de personnes ajoutées dans le cas de ces logements grâce à l'ECL. Le tableau 6.3.2.1.3 fournit les mêmes données pour l'ECL de 2001. En 2006, 571 521 personnes ont été ajoutées pour 259 894 logements. Les nombres comparatifs en 2001 sont de 317 587 personnes pour 143 681 logements.
6.3.2.2 Logements hors du parc de logements classés par erreur comme étant des logements non répondants
Le tableau 6.3.2.2 indique les erreurs de classification relatives aux logements classés à tort comme des logements non répondants étant donné qu'ils n'auraient pas dû être inclus dans le parc de logements. La section 6.3.1.2 renferme une définition des logements ne faisant pas partie de l'univers des logements et indique qu'il est difficile de déterminer si un logement devrait être inclus ou non dans le parc de logements.
À l'échelle nationale, les logements ne faisant pas partie du parc de logements représentent 9,0 % de tous les logements non répondants. Le taux d'erreur est légèrement plus élevé dans les régions rurales (10,5 %) que dans les régions urbaines (8,7 %). Dans les cas des provinces et territoires, le taux de logements ne faisant pas partie du parc de logements et considérés comme des logements non répondants varie entre 2,4 % à l'Île-du-Prince-Édouard, et 11,2 % en Alberta et en Colombie-Britannique. Dans le cas des trois plus grandes RMR, le taux varie de 8,4 % à Montréal, à 15,6 % à Vancouver. À l'échelle nationale, les logements non répondants ne faisant pas partie du parc de logements représentent 0,3 % de tous les logements privés. Dans le cas des provinces et territoires, ce taux d'erreur varie de 0 % arrondi à l'Île-du-Prince-Édouard, à 0,4 % en Alberta et en Colombie-Britannique. Dans le cas des trois plus grandes RMR, le taux d'erreur varie de 0,2 % à Toronto, à 0,7 % à Vancouver.
Note :
