8. Étude sur le surdénombrement du recensement (ESR)

Haut de la page

8.1 Aperçu et méthodologie

À la suite du Recensement de la population de 2001, le niveau de surdénombrement causé par le dédoublement des individus a été mesuré par trois études, chacune couvrant une partie du surdénombrement : l'Étude par appariement automatisé (EAA), l'Étude sur les logements collectifs (ELC) et la Contre-vérification des dossiers (CVD). Le fait que la Base de données des réponses du Recensement de 2006 et de 2011 contienne les noms^{Note de bas de page 1} permet de n'utiliser qu'une seule étude pour mesurer tout le surdénombrement : l'Étude sur le surdénombrement du recensement (ESR). Cette étude, menée en 2011, est fondée sur une série d'opérations d'appariement probabiliste ainsi que d'un travail de vérification manuelle des paires de cas potentiels de surdénombrement. Ces opérations d'appariement nécessitent également l'usage de certains fichiers administratifs. Ainsi, depuis 2006, la CVD n'est plus utilisée pour mesurer le surdénombrement et l'ELC a été abandonnée. L'EAA a été poursuivie aux fins d'évaluation.

Pour alléger la lecture du reste de cette section, une paire de cas potentiels de surdénombrement sera appelée une paire. Et, une paire qui a été confirmée comme étant la même personne sera appelée un doublon.

L'ESR de 2011 est une enquête statistique dans le cadre de laquelle le surdénombrement est estimé au moyen d'un échantillon probabiliste tiré d'une base de sondage des cas potentiels de surdénombrement. Tout comme les autres enquêtes statistiques, l'ESR comprend la série d'étapes suivantes :

• création de la base de sondage
• sélection d'un échantillon
• collecte des données
• traitement et vérification des données collectées
• pondération et estimation
• analyse.

Cependant, l'ESR diffère aussi d'une enquête type pour les raisons suivantes :

• la base de sondage est construite au moyen d'opérations successives de couplage probabiliste d'enregistrements
• la collecte est fondée sur la vérification manuelle des paires d'enregistrements échantillonnées, et ne fait pas intervenir de répondants.

La méthodologie de l'ESR pour la mesure du surdénombrement en 2011 est fondée sur l'appariement de personnes sans restriction géographique, tandis que l'Étude par appariement automatisée (EAA)^{Note de bas de page 2} est fondée sur l'appariement de ménages privés situés dans la même région géographique. L'Étude sur le surdénombrement du Recensement de 2011 (ESR) tire profit du fait que la Base de données des réponses du Recensement de 2011 (BDR) contient les noms et prénoms des répondants dans deux variables distinctes. Cela permet d'estimer de façon plus précise le surdénombrement causé par des personnes dénombrées plus d'une fois dans la base de données du recensement par les méthodes d'appariement automatisées et des vérifications manuelles en incluant les personnes vivant dans les logements collectifs, et sans restrictions géographiques comme celles appliquées à l'EAA.

En principe, la BDR pourrait être appariée à elle-même aux fins de détection des doubles dénombrements de personnes. Cependant, sur le plan pratique et pour certaines considérations méthodologiques, l'ESR est effectuée en deux étapes décrites ci-dessous. La base de données du Recensement utilisée pour l'ESR est la même que celle utilisée pour la CVD : la BDR CVD. Toutefois, pour simplifier l'écriture, l'acronyme BDR sera utilisé pour la désigner.

Notons que contrairement à 2006 où un couplage exact et un couplage probabiliste ont été réalisés, les deux étapes principales menant à la création des bases de paires de personnes potentiellement surdénombrées dans l'ESR 2011 sont réalisées par des méthodes de couplage probabiliste d'enregistrements. Pour ce faire, l'ESR utilise G-Coup^{Note de bas de page 3}, le système probabiliste de couplage d'enregistrements, conçu à Statistique Canada selon la méthode Fellegi-Sunter, pour résoudre principalement les problèmes de couplage de fichiers lorsqu'il n'y a pas d'identificateurs uniques.

Haut de la page

8.2 Création de la base de sondage

L'ESR débute par la création d'une base de sondage des cas potentiels de surdénombrement en faisant appel au couplage probabiliste d'enregistrements. Ce travail comprend les quatre phases suivantes :

• Étape 1 : Couplage probabiliste d'enregistrements entre la BDR et un fichier de données administratives.
• Étape 2 : Couplage probabiliste d'enregistrements entre la BDR résiduelle (définie ci-dessous) et la BDR complète.
• Extension de la base de sondage fondée sur les ménages.
• Traitement pour le chevauchement des bases de sondage.

8.2.1 Fichiers en entrée pour la création de la base de sondage de l'ESR

Tel qu'indiqué plus haut, la réalisation de l'ESR comprenait la création d'une base de sondage des cas potentiels de surdénombrement, entre autres, au moyen de couplages probabilistes d'enregistrements aux étapes 1 et 2.

À l'étape 1, un couplage d'enregistrements est effectué entre la Base de données des réponses du recensement (BDR) et une base de données administratives cumulative (appelée BA). À l'étape 2, un couplage d'enregistrements est exécuté entre la BDR complète et la BDR résiduelle, c'est-à-dire la partie de la BDR qui n'a pas été appariée à la BA à l'étape 1 ou dont la force des liens a été jugée trop faible (en dessous du seuil supérieur).

La BDR de 2011 contient plus de 32,6 millions d'enregistrements tandis que la BA en contient plus de 48 millions. La BA est créée à partir de cinq sources de données administratives :

• Fichiers maîtres de l'impôt sur le revenu des particuliers T1 (FMPT1) pour la période allant de 2005 à 2009, fournis par l'Agence du revenu du Canada (ARC) et représentant 58,2 % des enregistrements de la BA.
• Fichiers de la Prestation fiscale canadienne pour enfants (PFCE) allant de mai 2004 à juillet 2011, fournis par l'ARC et représentant 15 % des enregistrements de la BA.
• Enregistrements de naissance tirés des dossiers de la statistique de l'état civil pour la période de 1974 à 2011, fournis par la Division de la statistique de la santé et représentant 12,2 % des enregistrements de la BA.
• Fichiers des immigrants et des résidents non permanents allant du début de 1898 jusqu'à septembre 2011, fournis par Citoyenneté et Immigration Canada (CIC) et représentant 14,4 % des enregistrements de la BA.
• Fichiers territoriaux des soins de santé incluant tous les résidents des territoires en date de juillet 2011, et représentant 0,2 % des enregistrements de la BA.

Les FMPT1 de 2010 n'étaient pas disponibles au moment de la création de la BA. Toutes les sources, sauf la PFCE, ont également été utilisées pour l'ESR de 2006. Toutefois, l'ajout de la PFCE en 2011 a considérablement augmenté la couverture de la BA.

Les variables d'appariement communes aux deux bases (la BDR et la BA) soumises à G-Coup sont :

• Noms : les variables de prénoms et noms de famille.
• Données démographiques : les variables de dates de naissance et de genres.
• Données géographiques : les variables de provinces/territoires et codes postaux.

À l'étape 2, un deuxième couplage probabiliste d'enregistrements est exécuté entre la BDR complète et la BDR résiduelle, comme mentionné plus haut.

Haut de la page

8.2.2 Création de la base initiale de l'ESR (étapes 1 et 2)

La base initiale de l'ESR comprend l'ensemble des paires constituant des cas potentiels de surdénombrement produits par G-Coup à la suite des étapes 1 et 2. La création de la base initiale est illustrée à la figure 8.2.2 suivante :

8.2.2.1 Étape 1 : Couplage probabiliste entre la BDR et la BA

L'étape 1 a pour objectif de mesurer le surdénombrement des personnes de la BDR qui sont couvertes par la base de données administratives BA (voir figure 8.2.2). L'étape 1 s'appuie sur un couplage probabiliste des enregistrements de la BDR avec ceux de la BA, où les paramètres de couplage sont estimés au moyen de l'algorithme espérance-maximisation (EM). Cet appariement permet de déceler la plupart des cas potentiels de surdénombrement, c.-à-d. où deux enregistrements de la BDR ou plus sont appariés à un même enregistrement administratif. Il permet aussi de repérer les pseudo-doublons, c.-à-d. des enregistrements de la BDR et de la BA qui concordent pour de nombreuses variables d'appariement avec un poids d'appariement élevé, mais qui, en réalité, représentent des personnes différentes.

L'étape 1 est basée sur la séquence d'opérations suivantes :

• création de paires « BDR-BA » potentielles en appliquant des critères initiaux de sélection
• comparaison des enregistrements dans les paires potentielles en appliquant des règles de concordance
• calcul des poids des résultats de l'application des règles, au moyen de l'algorithme EM
• calcul des poids fréquentiels provinciaux et territoriaux des prénoms et noms de famille
• calcul des poids d'appariement des paires
• calcul des seuils de pondération supérieurs provinciaux/territoriaux S₂
• rétention des paires définitives, c'est-à-dire des paires dont le total des rapports de probabilités est supérieur au seuil supérieur S₂
• élimination des paires redondantes dont le poids est supérieur à S₂ lorsqu'un enregistrement donné de la BDR est apparié à de nombreux enregistrements de la BA provenant de différentes sources administratives (doublons entre sources BA)
• création de groupes d'enregistrements BDR liés, les unités d'échantillonnage. Ce qui constitue la première partie de la base de sondage (base de sondage de l'étape 1).

Les cas potentiels de surdénombrement sont repérés au moyen de groupes d'enregistrements de la BDR qui sont indirectement reliés au moyen des enregistrements de la BA. Ces groupes, qui sont mutuellement exclusifs, forment la base de sondage de l'étape 1. Chacun des groupes (ou unités d'échantillonnage) est construit en partant de paires d'enregistrements BDR-BA dont le poids d'appariement est plus grand qu'un seuil supérieur (S₂), où S₂ dépend de la province ou du territoire de l'enregistrement de la BDR dans une paire donnée. Chaque groupe est également associé à l'ensemble de paires d'enregistrements BDR-BDR qui est produit en considérant tous les moyens possibles de choisir deux enregistrements distincts de la BDR à partir du groupe.

La base de sondage de l'étape 1 contient 824 387 groupes (ou unités d'échantillonnage) mutuellement exclusifs de paires de personnes BDR liées d'une certaine façon.

Haut de la page

8.2.2.2 Étape 2 : Couplage probabiliste entre la BDR résiduelle et la BDR entière

L'étape 2 a pour objectif de mesurer le surdénombrement dans l'ensemble des personnes non retenues dans la base des paires de l'étape 1, nommé la BDR résiduelle. Il s'agit de personnes obtenues des paires d'enregistrements BDR-BA ayant un poids d'appariement en dessous du seuil supérieur S₂ de l'étape 1. Cette étape est un couplage probabiliste des enregistrements de la BDR résiduelle et la totalité des enregistrements de la BDR, où les paramètres de couplage sont estimés au moyen de l'algorithme espérance-maximisation (EM). Pour optimiser le couplage des enregistrements, des poids fréquentiels provinciaux/territoriaux sont appliqués pour comparer les prénoms et les noms de famille.

Ce couplage est basé sur la série d'opérations qui suit :

• création de paires d'enregistrements BDR-BDR potentielles en appliquant des critères de sélection
• comparaison des enregistrements dans les paires potentielles en appliquant des règles de concordance
• calcul des poids des résultats de l'application des règles, au moyen de l'algorithme EM
• calcul des poids fréquentiels provinciaux/territoriaux
• calcul des poids d'appariement des paires
• calcul des seuils de pondération inférieurs provinciaux/territoriaux S₁
• rétention des paires dont le poids est supérieur à S₁
• création de groupes d'enregistrements, les unités d'échantillonnage, ce qui constitue la base de sondage de l'étape 2.

Les cas potentiels de surdénombrement consistent en des groupes d'enregistrements reliés de la BDR (ou unités d'échantillonnage). Chacun de ces groupes est formé de paires d'enregistrements BDR résiduelles à BDR complète dont le poids d'appariement est supérieur à un seuil inférieur S₁, où S₁ dépend de la province ou du territoire de l'enregistrement de la BDR dans une paire donnée. Ces groupes sont mutuellement exclusifs et forment collectivement la base de sondage de l'étape 2. Cette base contient 748 329 groupes ainsi constitués.

Ainsi, la Base de sondage initiale de l'ESR (nommément ESR initiale) est constituée des groupes d'enregistrements de la BDR reliés par des paires d'enregistrements de la BDR provenant de l'étape 1 ou de l'étape 2. Au total, l'ESR initiale contient 1 572 716 groupes.

Haut de la page

8.2.3 Extension de la base de sondage fondée sur les ménages

L'extension de la base de sondage a pour objectif de trouver du surdénombrement supplémentaire dans les ménages qui contiennent des cas potentiels de surdénombrement provenant de l'étape 1 ou de l'étape 2 (voir figure 8.2.3). Cette phase donne lieu à la création de paires d'enregistrements BDR-BDR supplémentaires et de nouveaux cas potentiels de surdénombrement pour ces paires. Les paires d'enregistrements BDR-BDR supplémentaires sont produites en deux étapes.

Premièrement, une paire de ménages est produite pour chaque paire de personnes BDR-BDR créée à l'étape 1 ou à l'étape 2 (l'ESR initiale) en y ajoutant les autres membres de leur ménage. Deuxièmement, de nouvelles paires de personnes BDR-BDR sont identifiées en comparant les personnes présentes dans la paire de ménages à l'aide des variables sur le sexe et la date de naissance. Des règles de comparaison sont appliquées pour identifier les cas pouvant représenter des cas de surdénombrement. Les nouveaux cas de surdénombrement potentiels sont créés en considérant les groupes d'enregistrements de la BDR qui sont reliés au moyen des nouvelles paires d'enregistrements BDR-BDR. Ces groupes sont mutuellement exclusifs et forment la base de sondage d'extension qui en contient 316 942.

Donc, la base de sondage étendue de l'ESR (nommément ESR étendue) est constituée des groupes d'enregistrements de la BDR qui sont reliés par des paires d'enregistrements de la BDR provenant des bases de sondage de l'étape 1, de l'étape 2 ou de l'extension. L'ESR étendue contient au total 1 889 658 groupes de paires de personnes BDR liées d'une certaine façon. Quoique ces groupes soient mutuellement exclusifs à l'intérieur de chacune des bases d'où ils proviennent, il peut subsister des chevauchements des groupes entre les trois bases de sondage. Ceci fait l'objet de la prochaine sous-section.

Haut de la page

8.2.4 Traitement du chevauchement des bases de sondage

Deux ou plusieurs groupes provenant de bases de sondage différentes se chevauchent si leurs enregistrements BDR sont reliés d'une certaine façon. Par exemple, deux groupes se chevauchent s'ils ont en commun un enregistrement de la BDR. Trois groupes se chevauchent si les premier et deuxième groupes ont en commun un enregistrement de la BDR et que les premier et deuxième groupes ont en commun un autre enregistrement de la BDR, même si les premier et troisième groupes n'ont aucun enregistrement de la BDR en commun. En général, deux groupes ou plus se chevauchent si deux enregistrements distincts de la BDR provenant de ces groupes sont reliés par un chemin de paires d'enregistrements BDR-BDR provenant de la base de sondage de l'étape 1, de la base de sondage de l'étape 2 ou de la base de sondage d'extension, et que tous leurs enregistrements de la BDR pourraient représenter la même personne.

Par conséquent, le surdénombrement d'une personne serait surestimé si l'on faisait la somme des cas de surdénombrement dans les groupes se chevauchant. Le surdénombrement doit plutôt être calculé en partant d'un groupe plus grand d'enregistrements reliés de la BDR, c'est-à-dire un groupe de chevauchement comprenant tous les enregistrements et paires provenant des groupes se chevauchant. Voir figure 8.2.4.

Pour estimer le surdénombrement sans biais, on attribue à un groupe impliqué dans un chevauchement une part du surdénombrement, p. ex., une part égale, provenant de son groupe de chevauchement au lieu de son propre surdénombrement. Autrement dit, le surdénombrement d'un groupe de chevauchement est réparti entre les groupes concernés provenant de l'étape 1, de l'étape 2 ou de l'extension. Cette répartition du surdénombrement est appliquée en remplaçant chaque groupe intervenant dans un chevauchement par son groupe de chevauchement et en ajustant son poids de sondage par sa part de surdénombrement lors de l'estimation.

8.3 Plan de sondage de l'ESR

L'échantillon de l'ESR est constitué de trois échantillons indépendants tirés des bases de sondage de cas potentiels de surdénombrement créées à l'étape 1, à l'étape 2 et à l'extension; les unités d'échantillonnage étant les groupes d'enregistrements de la BDR reliés par des paires d'enregistrements de la BDR, mutuellement exclusifs et traités pour le chevauchement entre les bases.

8.3.1 Échantillon de l'étape 1

L'échantillon est stratifié. La strate à laquelle appartient un cas potentiel de surdénombrement est définie par son nombre d'enregistrements de la BDR, son nombre d'enregistrements de la BA et les provinces ou territoires auxquels correspondent les enregistrements de la BDR. La taille de l'échantillon est répartie de façon optimale entre les diverses strates de manière à minimiser la taille totale, sous la contrainte d'un nombre minimal d'observations dans chaque strate et d'une borne supérieure appliquée au coefficient de variation (CV) du surdénombrement estimé à l'étape 1 pour chaque province ou territoire. Dans chaque strate, on procède au tirage d'un échantillon systématique après avoir trié les cas potentiels en fonction des valeurs des variables de sexe et de date de naissance dans la BDR.

Haut de la page

8.3.2 Échantillon de l'étape 2

L'échantillon est stratifié. La strate à laquelle appartient un cas potentiel de surdénombrement est définie par son nombre d'enregistrements de la BDR, les provinces ou territoires correspondant à ces enregistrements, ainsi que son poids d'appariement quand le cas est une paire constituée de deux enregistrements de la BDR seulement. La taille de l'échantillon est répartie de façon optimale entre les différentes strates de manière à minimiser la taille totale, sous la contrainte d'un nombre minimal d'observations dans chaque strate et d'une borne supérieure appliquée au CV du surdénombrement estimé à l'étape 2 pour chaque province ou territoire. Dans chaque strate, on tire un échantillon systématique après avoir trié les cas potentiels selon les variables de sexe et de date de naissance.

8.3.3 Échantillon d'extension

L'échantillon est stratifié. Les groupes de paires sont repartis en 13 strates intra provinciales/territoriales et d'une interprovinciale/territoriale. La taille de l'échantillon est répartie uniformément entre les différentes strates. Dans chaque strate, un échantillon systématique est tiré après avoir trié les cas potentiels selon le sexe et la date de naissance.

8.4 Collecte

Le processus de collecte consiste en une vérification manuelle des échantillons de groupes de paires provenant de l'étape 1, de l'étape 2 et de l'extension. Lorsqu'un groupe est échantillonné, toutes les paires qui le constituent sont examinées manuellement. Les paires provenant du groupe de chevauchement ne sont examinées qu'une fois, même si d'autres groupes échantillonnés sont associés au même groupe de chevauchement.

La vérification d'un cas potentiel (ou groupe de chevauchement) comprend la comparaison des enregistrements de la BDR pour chaque paire d'enregistrements de la BDR incluse dans le cas en vue d'enregistrer les éléments suivants :

• L'occurrence du surdénombrement, c'est-à-dire le fait que les enregistrements représentent effectivement la même personne; ainsi que le type de surdénombrement selon le tableau 8.4a : Code de type de surdénombrement.
• Le scénario de surdénombrement, codé seulement lorsqu'il y a surdénombrement vérifié entre des ménages non identiques, c'est-à-dire lorsque le code de type de surdénombrement est fixé à 2.1 ou 2.2 (voir le tableau 8.4a), tel que présenté dans le tableau 8.4b : Code de scénario de surdénombrement.

Ces déterminations sont fondées sur la comparaison des enregistrements de la BDR sélectionnés et des ménages correspondants.

Haut de la page

8.5 Traitement

Le traitement comprend l'identification des cas de surdénombrement, également appelés groupes de vérification manuelle (VM), en se basant sur les résultats de la vérification manuelle. Les groupes de vérification manuelle sont construits en retirant, des cas potentiels échantillonnés, les paires d'enregistrements de la BDR pour lesquelles aucun surdénombrement n'est confirmé. Dans ce processus, un cas potentiel échantillonné peut générer un ou plusieurs groupes plus petits d'enregistrements de la BDR, où les enregistrements de la BDR sont reliés par des paires dont le surdénombrement a été confirmé. Si un cas potentiel échantillonné n'intervient dans aucun chevauchement, son surdénombrement vérifié est égal au total du surdénombrement sur l'ensemble des groupes VM qui le constituent. Sinon, tel que mentionné précédemment, son surdénombrement est fixé à une fraction du total du surdénombrement sur l'ensemble des groupes VM qui appartiennent à son groupe de chevauchement.

Les estimations de l'ESR sont basées sur la somme pondérée des cas de surdénombrement comptés dans chaque groupe VM.

8.6 Estimation

Pour chaque domaine, le surdénombrement est estimé en calculant la somme pondérée des cas de surdénombrement vérifiés sur l'ensemble de tous les groupes échantillonnés. Dans chaque strate, la variance est estimée en supposant que les échantillons étaient sélectionnés selon l'échantillonnage aléatoire simple (EAS).

8.7 Rajustement d'après l'EAA

Les estimations de l'ESR sont, par la suite, ajustées afin de tenir compte du surdénombrement mesuré par l'EAA et non couvert par la base d'échantillonnage étendue de l'ESR, pour chaque domaine d'intérêt. Le rajustement d'après l'EAA modifie les estimations ponctuelles ainsi que la variance. Le rajustement des estimations ponctuelles correspond à une inflation de l'estimation de l'ESR au moyen d'un facteur d'ajustement estimé, dont la valeur est égale au ratio de la somme de l'estimation de l'ESR et de celle de l'EAA non couverte par l'ESR par rapport à l'estimation de l'ESR. Ce facteur d'ajustement estimé est calculé séparément pour chaque province et territoire.

8.8 Résultats finaux

Haut de la page

8.8.1 Surdénombrement par étape

Les estimations du surdénombrement d'après l'ESR initiale par étape sont données dans le tableau 8.8.1.

L'étape 1 a permis d'identifier 456 198 personnes surdénombrées avec une erreur-type de 2 038 alors que l'étape 2 en a estimé 132 658 avec une erreur-type de 4 659. Au total, l'estimation de l'ESR initiale a produit une estimation de 588 856 personnes surdénombrées avec un écart-type de 5 085.

8.8.2 Répartition du surdénombrement par type (%)

Les résultats du surdénombrement par type sont présentés dans le tableau 8.8.2; les codes de type de surdénombrement ayant déjà été présentés à la sous-section 8.4 ci-dessus.

Le type « Ménage identique, plusieurs personnes, proche » regroupe 39,2 % du surdénombrement de l'ESR initiale. On entend par « proche » deux ménages exactement à la même adresse ou deux ménages très près géographiquement. Deux ménages sont identiques s'ils contiennent les mêmes personnes avec les mêmes caractéristiques démographiques. Tandis que le type « Ménage identique, plusieurs personnes, éloigné » (donc, plus éloignés géographiquement) représente seulement 7,4 % du surdénombrement de l'ESR initiale.

Pour ce qui est des ménages non identiques, le type « Ménage non identique, plusieurs personnes, une en commun » regroupe 27,6 % du surdénombrement de l'ESR initiale et celui de « Ménage non identique, plusieurs personnes, deux ou plus en commun » compte pour 20,1 % du surdénombrement.

Haut de la page

8.8.3 Répartition du surdénombrement par scénario (%)

Les résultats du surdénombrement par scénario sont présentés dans le tableau 8.8.3; les codes de scénario de surdénombrement ayant déjà été présentés à la sous-section 8.4 ci-dessus.

Rappelons que le scénario de surdénombrement est codé seulement lorsqu'il y a surdénombrement entre des ménages non identiques, c'est-à-dire lorsque le code de type de surdénombrement est fixé à 2.1 ou 2.2.

La catégorie « Enfant(s) de parents dans des ménages séparés » regroupe 29,4 % du surdénombrement entre ménages non identiques, alors que celle « Enfant(s) vivant avec deux parents/adultes » comptent pour 6,1 %.

On retrouve ensuite 17,2 % du surdénombrement entre ménages non identiques dans la catégorie « Adulte(s) avec d'autres parents » et 4,5 % dans la catégorie des « Adulte(s) avec des adultes sans lien de parenté ».

Quant aux étudiants et jeunes adultes, le pourcentage de surdénombrement est de 15,4 % dans la catégorie « Étudiant/jeune adulte ayant récemment quitté le domicile familial » alors qu'il est de 3,9 % dans « Jeune adulte ayant récemment quitté le domicile familial pour un mariage ou une union civile ».

Le pourcentage de surdénombrement entre ménages non identiques dans la catégorie « Adulte ayant récemment mis fin à une relation maritale ou à une union civile » est de 4,6 % et de 2,5 % dans « Un ménage collectif ».

Finalement, la catégorie « Autre » regroupe 15,9 % du surdénombrement et 0,5 % est associé à un code de scénario manquant.

8.8.4 Surdénombrement par catégorie de poids d'appariement

Pour la répartition du surdénombrement de l'étape 1 par catégorie de poids d'appariement, nous nous limitons aux cas potentiels de surdénombrement ne comprenant que deux enregistrements de la BDR, c'est-à-dire les cas de type 2-à-1. Les résultats sont présentés dans le tableau 8.8.4a.

Pour la répartition du surdénombrement à l'étape 2 par catégorie de poids d'appariement, nous nous limitons aux cas potentiels de surdénombrement ne comprenant que deux enregistrements de la BDR, c'est-à-dire des paires de personnes de la BDR. Les résultats sont présentés dans le tableau 8.8.4b.

Haut de la page

8.8.5 Répartition provinciale/territoriale du surdénombrement total estimé et les composantes du surdénombrement

Le surdénombrement total estimé de l'ESR provient de trois composantes : l'estimation provenant de la l'ESR initiale (étapes 1 et 2), l'estimation provenant de l'extension de l'ESR initiale et celle ajustée avec l'EAA. Cette dernière composante est décrite à la section 10, Évaluation des études de couverture; elle correspond au surdénombrement trouvé par l'EAA et non par l'ESR. Les résultats sont présentés dans le tableau 8.8.5.

Au niveau national, l'ESR de 2011 a estimé un total de 632 846 personnes surdénombrées dans le Recensement de 2011 avec une erreur-type de 6 675. L'ESR initiale en a estimé 588 856, ce qui représente 93,05 % du total estimé. Le surdénombrement estimé par l'extension est 31 939 personnes ou 5,05 % et, seulement 1,90 % du surdénombrement total ou 12 051 personnes ont été estimées à partir du domaine de l'EAA non couvert par l'ESR.

Au niveau provincial/territorial, les taux de surdénombrement estimés provenant de l'ESR initiale sont au-delà de 90 %, sauf au Nouveau-Brunswick et dans les Territoires du Nord-Ouest où on note des taux de 86,37 % et 82,37 % respectivement.