Enquête canadienne sur l'incapacité, 2012 : Guide des concepts et méthodes\n2. Contenu de l'enquête : concepts et questions\n3. Plan d’échantillonnage de l’ECI\n8. Différences entre l'Enquête canadienne sur l'incapacité (ECI) de 2012 et l'Enquête sur la participation et les limitations d'activités (EPLA) de 2006\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 est une enquête nationale qui vise les adultes canadiens dont les activités quotidiennes sont limitées par un état ou un problème de santé de longue durée. Elle a été élaborée par Statistique Canada avec le concours d’Emploi et Développement social Canada (EDSC) (anciennement Ressources humaines et Développement des compétences Canada). Les renseignements ayant servi à la conception de l’enquête ont été recueillis auprès du Groupe consultatif technique sur les personnes ayant une incapacité d’EDSC, composé d’experts du domaine de l’incapacité, notamment des universitaires et des représentants de diverses associations communautaires des différentes régions du Canada, de même que d’employés d’EDSC et de Statistique Canada. L’enquête a été menée du 24 septembre 2012 au 13 janvier 2013.\nL’ECI repose sur un modèle social de l’incapacité plutôt que sur un modèle médical. Le modèle social est fondé sur le principe selon lequel l’incapacité résulte de l’interaction entre les limitations fonctionnelles d’une personne et les obstacles auxquels elle fait face dans l’environnement, notamment les obstacles sociaux et physiques qui compliquent la vie quotidienne. Par conséquent, l’incapacité est un désavantage social imposé par un environnement défavorable qui s’ajoute à la limitation fonctionnelle d’une personne (Mackenzie et coll., 2009).\nL’ECI de 2012 offre un éventail de données sur différents types d’incapacité et leur sévérité. Elle évalue à quelle fréquence les activités quotidiennes des adultes canadiens sont limitées par des problèmes chroniques, des problèmes de santé et des difficultés liées à certaines tâches. L’enquête recueille également des données sur l’utilisation d’aides et d’appareils fonctionnels ainsi que l’aide reçue ou requise par les répondants. Elle comprend des questions sur la scolarité et l’expérience de travail des personnes ayant une incapacité, les aménagements faits à cet égard et la capacité à se déplacer dans la communauté.\nLes données de l’ECI seront utilisées par les analystes des politiques relatives aux personnes ayant une incapacité et des politiques sociales de tous les ordres de gouvernement, ainsi que par les associations de personnes ayant une incapacité et les chercheurs qui œuvrent dans le domaine des politiques et des programmes touchant les personnes ayant une incapacité. Elles serviront à planifier et à évaluer les politiques, les programmes et les services à l’intention des adultes canadiens ayant une incapacité, en vue de les aider à participer pleinement à la vie en société. Notamment, l’information sur les adultes ayant une incapacité est essentielle à l’élaboration efficace et au bon fonctionnement du Programme d’équité en matière d’emploi. Les données sur l’incapacité servent également à respecter l’accord international du Canada lié à la Convention des Nations Unies relative aux droits des personnes ayant une incapacité .\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 a été menée à partir d’un échantillon de personnes qui ont déclaré une limitation d’activités dans l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011 et qui étaient âgées de 15 ans et plus à la date de l’ENM, soit le 10 mai 2011. Étant donné que l’ENM exclut la population vivant en établissement et les autres logements collectifs, l’ENM ne porte que sur les personnes qui habitent dans des logements privés au Canada. De plus, pour des raisons opérationnelles, la population des réserves des Premières Nations est également exclue. La taille totale de l’échantillon de l’ECI était de quelque 45 500 personnes. Le taux de participation global a atteint 75 %. L’ECI fournit des données fiables sur les personnes ayant une incapacité dans chaque province et territoire au Canada. Les groupes d’âge sont également ventilés en fonction de la province.\nLes données sur les limitations d’activités au Canada sont recueillies depuis une trentaine d’années, ce qui traduit bien la reconnaissance grandissante de l’importance des données pour soutenir l’objectif fixé, aider les personnes ayant une incapacité à participer pleinement à la vie en société. Les concepts et les méthodes employés dans la production de données sur les incapacités ont évolué avec le temps. La première enquête sur l’incapacité au Canada a été menée en 1981, l’Année internationale des personnes handicapées, peu après la publication du rapport intitulé « Obstacles » par le Comité spécial du Parlement concernant les invalides et les handicapés. Les auteurs du rapport ont recommandé, entre autres choses, que Statistique Canada produise des données sur les personnes ayant une incapacité. C’est ce rapport qui a débouché sur la mise en place de l’Enquête sur la santé et l’incapacité, qui se voulait un complément à l’Enquête sur la population active d’octobre 1983 et de juin 1984 . De plus, le Recensement de 1986 contenait une question concernant les limitations d’activités, qui devait aider à identifier les personnes susceptibles d’avoir une incapacité. Un peu plus tard la même année, Statistique Canada s’est servi de la base du recensement afin de constituer un échantillon pour l’Enquête sur la santé et les limitations d’activités (ESLA). Cette enquête a été conçue de manière à identifier les Canadiens ayant une incapacité et à déterminer leurs limitations et les obstacles auxquels ils faisaient face. Une deuxième ESLA a eu lieu en 1991.\nEn 1996, aucune enquête postcensitaire n’a été effectuée. En 1998, les gouvernements fédéral, provinciaux et territoriaux ont toutefois dévoilé un cadre stratégique commun pour les personnes ayant une incapacité, intitulé À l’unisson, qui favorisait une plus grande inclusion des personnes ayant une incapacité dans tous les aspects de la société canadienne. Leur rapport de 1998 soulignait l’importance de l’élaboration d’une base de données statistiques fiables et le rôle essentiel que les données d’enquête jouerait dans le soutien à l’élaboration de politiques et à la recherche dans ce domaine.\nEn 2001, la Classification internationale du fonctionnement, du handicap et de la santé (CIF) a été approuvée par les états membres de l’Organisation mondiale de la santé (OMS), y compris le Canada. La CIF définit l’incapacité en rapport avec la relation qui s’établit entre les structures et les fonctions corporelles, les activités de la vie quotidienne et la participation sociale tout en tenant compte du rôle des facteurs du milieu. Reflet de cette nouvelle définition de l’incapacité, axée sur une approche liée à un modèle social, l’ESLA a été rebaptisée Enquête sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) et elle a été menée en 2001 et en 2006. Comme l’indique son nouveau nom, l’enquête mettait l’accent sur la participation des personnes dont les activités sont limitées. À l’instar de l’ESLA, l’EPLA est un projet conjoint d’Emploi et Développement social Canada et de Statistique Canada.\nTout récemment, en 2010, le Canada a ratifié la Convention des Nations Unies relative aux droits des personnes ayant une incapacité. Conformément à l’Article 31 sur les statistiques et la collecte des données, EDSC a lancé la nouvelle stratégie en matière de données pour les personnes ayant une incapacité et ’a élaboré une série de questions afin d’identifier les personnes ayant une incapacité, ce qu’on a appelé les « Questions d’identification des incapacités » (QII). Les QII sont plus axées sur le modèle social de l’incapacité afin d’uniformiser davantage les catégories d’incapacité et d’améliorer la couverture de la gamme complète des catégories d’incapacité, notamment les incapacités mentales ou psychologiques et les troubles d’apprentissage et de la mémoire. Les QII ont été l’objet d’essais qualitatifs et quantitatifs poussés et elles ont ensuite été utilisées pour la première fois en vue d’identifier les adultes ayant une incapacité dans l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012. L’ECI a également brossé un tableau des adultes canadiens ayant une incapacité par rapport à leur participation à la vie en société.\nLes concepts et les méthodes employés pour l’évaluation de l’incapacité dans l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 se démarquent considérablement de ceux utilisés dans l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) de 2006. Le changement le plus important réside dans le fait que la définition de l’incapacité n’est pas la même dans les deux enquêtes. Dans le cadre de l’ECI, la nouvelle définition s’appliquait au moyen de la nouvelle série de questions d’identification des incapacités, traduisant une mise en oeuvre plus complète du modèle social de l’incapacité. D’autres changements majeurs apportés à l’ECI (se reporter au chapitre 8 ci-dessous) se répercutent également sur la comparabilité des séries chronologiques. Compte tenu des grandes différences entre les concepts et les méthodes employés dans l’EPLA de 2006 et l’ECI de 2012, il n’est ni possible ni recommandé de comparer la prévalence de l’incapacité au fil du temps entre ces deux sources de données.\n1.4 Objet du Guide des concepts et des méthodes\nLe Guide des concepts et des méthodes est conçu pour aider à comprendre l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 en ce qui concerne son sujet et ses approches méthodologiques. Il est conçu pour aider les utilisateurs de données de l’ECI en servant de guide en ce qui a trait aux concepts et questions employés dans l’enquête ainsi qu’aux détails techniques de la conception de l’enquête, du travail de terrain et du traitement des données. Ce guide contient des renseignements utiles quant à la façon d’utiliser et d’interpréter les résultats d’enquête. La description de la qualité des données permet également aux utilisateurs d’examiner les points forts et les limites des données par rapport à leurs propres besoins.\nLe chapitre 1 de ce guide donne un aperçu de l’ECI de 2012 en présentant le contexte et les objectifs de l’enquête. Le chapitre 2 traite de l’élaboration du contenu de l’enquête et des essais en expliquant les concepts clés et les définitions employés dans l’enquête. Ce chapitre présente les modules du questionnaire de l’ECI ainsi que les couplages d’informations avec l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM). Les chapitres 3 à 6 traitent d’aspects importants de la méthodologie de l’enquête, du plan de sondage à la création des fichiers de données définitives, en passant par la collecte et le traitement des données. Les chapitres 7 et 8 traitent des problèmes liés à la qualité des données et ils présentent des mises en garde aux utilisateurs quant aux comparaisons avec des données des enquêtes sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) antérieures. Le chapitre 9 décrit les résultats de l’enquête mis à la disposition du grand public, notamment les tableaux de données, un feuillet d’information et des documents de référence. Les annexes offrent des précisions sur les indicateurs du questionnaire, l’indicateur de sévérité des incapacités, les questions utilisées afin d’évaluer l’équité en matière d’emploi, les catégories de codage spécial pour l’enquête et les classifications types utilisées. Ce document contient également un glossaire des termes utilisés dans l’enquête.\n2.1 Identification des personnes ayant une incapacité\nDans la foulée de la nouvelle stratégie en matière de données sur les personnes ayant une incapacité de 2010, on a créé les « Questions d’identification des incapacités» (QII), un outil visant à mieux identifier les personnes ayant une incapacité. Les QII représentent la première composante de la version plus complète de l’Enquête canadienne sur l’incapacité.\nEn élaborant ces nouvelles questions d’identification, on visait à mettre au point un nouveau module d’identification complet des personnes ayant une incapacité, présentant les caractéristiques suivantes :\nêtre orienté davantage vers le modèle social de l’incapacité;\ndéterminer le type et la sévérité de l’incapacité;\nuniformiser davantage les catégories d’incapacité;\naméliorer la couverture de toute la gamme des types d’incapacité, notamment les incapacités mentales ou psychologiques ainsi que les troubles d’apprentissage et de mémoire;\nêtre suffisamment court pour s’adapter à toute une gamme d’enquêtes à l’échelle de l’ensemble de la population.\nIl convient de souligner que les QII ont été précisément mises au point pour évaluer les incapacités chez les adultes canadiens, mais non chez les enfants.\nQuestions d'identification des incapacités (QII)\nLe modèle social de l'incapacité indique qu'à elle seule, une difficulté ne suffit pas à définir une incapacité; une limitation dans la vie quotidienne doit également être déclarée. Par conséquent, les QII évaluent le type et la sévérité des incapacités d'adultes canadiens à qui l'on demande de préciser à quelle fréquence leurs activités quotidiennes sont limitées par une condition physique ou mentale de longue durée, des problèmes de santé et des difficultés dans l'accomplissement de tâches.\nLes questions d'identification dans les QII permettent d'évaluer la présence et la sévérité de dix catégories distinctes d'incapacités liées à des difficultés ou à des problèmes de santé qui durent depuis au moins six mois ou qui pourraient durer six mois ou plus. Les questions d'identification mettent l'accent sur l'uniformité des mesures entre les catégories d'incapacité. Ces questions portent sur les catégories d'incapacité suivantes :\nOn retrouve également dans les QII une question au sujet de tout autre problème de santé ou condition qui dure ou pourrait durer six mois ou plus. On associe cette question au type « Autre ». Toutefois, on tiendra compte de ce type seulement si aucune autre limitation n’a été déclarée aux 10 types d’incapacité listés ci-dessus. Si au contraire il existe une limitation à un des 10 types et une limitation au type « Autre », alors ce dernier sera ignoréNote 1. On a donc créé un type dit « Inconnu » pour les personnes ayant déclaré une limitation de type « Autre » seulement et aucune autre limitation.\nMise à l’essai sur les plans qualitatif et quantitatif des questions d’identification des incapacités\nOn a rédigé les nouvelles questions d’identification des incapacités après avoir étudié en profondeur les indicateurs d’incapacité actuellement utilisés au Canada etau niveau international. Ensuite, les QII ont été testées sur les plans qualitatif et quantitatif. Différentes itérations des essais qualitatifs ont été effectuées par le Centre de ressources en conception de questionnaires (CRCQ) de Statistique Canada en septembre 2010, en mars 2011 et en mai 2011. Les essais qualitatifs ont été effectués en français et en anglais, à six endroits différents au Canada, ce qui, dans l’ensemble, représente environ 125 interviews cognitifs individuels et quatre groupes de discussion. Des modifications ont été apportées à la formulation des questions en fonction de ces résultats.\nAu cours de l’automne 2011, on a également soumis les QII à des essais quantitatifs dans deux enquêtes de Statistique Canada : l’Enquête sur la population active et l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes. Ces essais ont démontré que les QII étaient un instrument fiable pour estimer la prévalence de l’incapacité dans la population adulte en fonction du modèle social d’incapacité. Après les dernières modifications à la formulation des questions et aux directives destinées aux intervieweurs, l’utilisation des QII dans l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) a été autorisée.\nIl convient de souligner qu’une version plus courte des QII a également été élaborée comme option minimale pour identifier les personnes ayant une incapacité dans les enquêtes visant la population générale à Statistique Canada. On pourra ainsi identifier de façon fiable les personnes ayant une incapacité dans les enquêtes nationales sur la population générale plus fréquemment, en plus de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI), plus spécialisée. On peut donc produire des données plus variées sur les personnes ayant une incapacité au Canada.\nDéfinition opérationnelle de l’incapacité au moyen des QII\nPour chacun des 10 types d’incapacité, les QII comprennent toujours au moins une question sur le niveau de difficulté relié à ce type d’incapacité (Aucune difficulté, Un peu de difficulté, Beaucoup de difficulté, Incapable de le faire) et une question sur la fréquence des limitations d’activité (Jamais, Rarement, Parfois, Souvent ou Toujours). Pour identifier une incapacité à un type donné, il faut que la fréquence des limitations soit « Parfois », « Souvent » ou « Toujours », ou qu’elle soit « Rarement » mais combinée à un niveau de difficulté de « Beaucoup » ou « Incapable de le faire ».\nLe tableau 2.1 ci-dessous résume la combinaison de réponses dans les QII qui servent généralement à identifier une incapacité. Cette classification s’applique à la majorité des catégories d’incapacité évaluées par les QII.\nCombinaisons de réponses aux Questions d’identification des incapacités utilisées pour identifier une incapacité\nLe tableau montre les résultats de Combinaisons de réponses aux Questions d’identification des incapacités utilisées pour identifier une incapacité. Les données sont présentées selon Dans quelle mesure avez-vous de la difficulté à...? (titres de rangée) et À quelle fréquence vos activités sont-elle limitées...?(figurant comme en-tête de colonne).\nDans quelle mesure avez-vous de la difficulté à...?\nÀ quelle fréquence vos activités sont-elle limitées...?\nPas d'incapacité Pas d'incapacité Incapacité Incapacité Incapacité\nPas d'incapacité Incapacité Incapacité Incapacité Incapacité\nIl convient de souligner que dans certains cas, ces critères ont été modifiés. Plus particulièrement, une personne qui déclare souffrir d’un trouble du développement est considérée comme ayant une incapacité si cet état a été diagnostiqué chez elle, peu importe le degré de difficulté ou la fréquence de la limitation d’activités déclarée.\nAutre exception à souligner, l’incapacité de type « Inconnu », où nous ne posons pas de question sur le degré de difficulté. Ainsi une personne aura une incapacité de type « Inconnu » seulement si elle déclare être limitée « Parfois », « Souvent » ou « Toujours » à cause de ce problème de santé ou de cette condition et qu’elle ne déclare aucune autre limitation pour les 10 types d’incapacité.\nEnfin, pour les incapacités concernant la vision, l’ouïe, la mobilité, la flexibilité et la dextérité, qui sont évaluées à l’aide de questions liées à des tâches, la réponse « Aucune difficulté » n’est pas suivie de la question sur les limitations relatives aux activités quotidiennes. Donc, toutes les réponses « Aucune difficulté » pour ces catégories d’incapacité sont classées dans la catégorie « Pas d’incapacité ».\n2.2 Calcul des taux d’incapacité au Canada\nL’un des principaux objectifs de l’ECI de 2012 consiste à calculer les taux d’incapacité au Canada. Ceux-ci peuvent se calculer en fonction de la province et du territoire, par exemple, ou du groupe d’âge. Voici la formule qui sert à les calculer :\n(Personnes ayant une incapacité / (Personnes ayant une incapacité + Personnes sans incapacité)) x 100\nAfin d’obtenir ce genre de statistiques, il fallait que la méthodologie de l’ECI réussisse non seulement à identifier les personnes ayant une incapacité, mais également à donner des estimations du nombre de personnes sans incapacité au Canada. Voilà pourquoi deux échantillons distincts de personnes ont été constitués à partir de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011 :\nLes personnes du premier échantillon (appelé l’échantillon OUI) ont été filtrées à l’aide des questions de l’ENM sur les limitations d’activités pour être ensuite soumises aux Questions d’identification des incapacités (QII) de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI), ce qui a permis d’identifier plus précisément les personnes ayant une incapacité.\nLes personnes du deuxième échantillon (appelé l’échantillon NON) ont été exclues du premier groupe à l’aide des questions de l’ENM sur les limitations d’activités et étaient automatiquement considérées comme des personnes sans incapacité.\nCes méthodes sont décrites en détail au chapitre 3 du guide.\n2.3 Évaluation de la sévérité des incapacités\nUtilité de l'indice de sévérité\nSelon des études antérieures faites à partir de l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités de 2006, il est évident que la sévérité des incapacités est un excellent indicateur de la réduction des activités des personnes ayant une incapacité dans plusieurs domaines de la vie quotidienne (Rapport Fédéral sur les personnes handicapées – 2010). Il est beaucoup moins probable que les gens ayant une incapacité sévère soient actifs sur le marché du travail, qu’ils s’inscrivent à des programmes d’éducation postsecondaire et terminent leurs études et qu’ils participent à la vie communautaire, que leurs homologues souffrant d’une incapacité moins grave. Les gens ayant une incapacité sévère vont probablement avoir besoin de mesures de soutien et de services, comme des aides, des appareils fonctionnels, des soins, des médecins spécialistes et des mesures de soutien du revenu.\nL’inclusion du degré de sévérité des incapacités représente un facteur important dans les analyses de la participation des personnes ayant une incapacité. Grâce à l’indice de sévérité des incapacités uniforme et facile à utiliser inclus dans le fichier de l’ECI, les analystes peuvent élaborer des inférences plus précises relativement à la situation à laquelle font face les personnes ayant une incapacité.\nL'indice de sévérité\nUn score de sévérité a été développé à partir des questions d’identification des incapacités (QII). À partir d’une grille de pointage qui tient compte à la fois de la fréquence des limitations d’activité (Jamais, Rarement, Parfois, Souvent ou Toujours) et de l’intensité des difficultés (Aucune difficulté, Un peu de difficulté, Beaucoup de difficulté ou Incapable de le faire), un score est assigné à chacun des 10 types d’incapacité. Ce score augmente avec la fréquence de la limitation et avec le niveau de difficulté éprouvé.\nUn indice de sévérité global est dérivé à partir toutes les catégories d’incapacité. L’indice de sévérité global pour une personne s’obtient à partir de la moyenne des scores des 10 types d’incapacité. Ainsi plus le nombre de types d’incapacité est grand, plus son indice sera élevé.\nLe score global développé se devait de répondre aux 3 critères suivants :\nle score doit augmenter avec le nombre de types d’incapacité\nle score doit augmenter avec le niveau de difficulté relié à l’incapacité\nle score doit augmenter avec la fréquence de la limitation des activités\nAfin de faciliter l’utilisation du score de sévérité, des classes de sévérité ont été établies. Il est important de comprendre que le nom assigné à chaque classe a pour seul but d’en faciliter l’utilisation. Il ne constitue pas une forme d’étiquette ou de jugement du niveau d’incapacité de la personne. En d’autres termes, la façon d’interpréter ces classes est de dire que les personnes de la classe 1 ont une incapacité moins sévère que celles de la classe 2, ces dernières ayant une incapacité moins sévère que celles de la classe 3, et ainsi de suite.\n1 = Incapacité légère\n2 = Incapacité modérée\n3 = Incapacité sévère\n4 = Incapacité très sévère\nLe tableau suivant donne la répartition des personnes avec incapacité selon les 4 classes de sévérité.\nDistribution des personnes avec incapacité selon la classe de sévérité, Canada\nLe tableau montre les résultats de Distribution des personnes avec incapacité selon la classe de sévérité. Les données sont présentées selon Classe de sévérité (titres de rangée) et Personnes avec incapacité\n, calculées selon nombre et % unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\nClasse 1 = léger\n1 195 590 31,7\nClasse 2 = modéré\n747 980 19,8\nClasse 3 = sévère\n849 540 22,5\nClasse 4 = très sévère\n982 810 26,0\nPour en savoir davantage sur les méthodes employées pour dériver les indices de sévérité, reportez-vous à l’annexe B.\n2.4 Portrait des adultes canadiens ayant une incapacité\nEn plus des Questions d’identification des incapacités (QII), on a défini le contenu détaillé de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) qui dressait le portrait des problèmes affectant les adultes canadiens qui ont de la difficulté à accomplir leurs activités quotidiennes. L’ECI portait sur l’utilisation d’aides et d’appareils fonctionnels ainsi que sur l’aide reçue ou requise par les personnes ayant une incapacité. Les priorités en matière de données comprenaient également l’expérience en matière d’éducation et d’emploi des adultes ayant une incapacité, les aménagements faits dans ces domaines, la capacité à se déplacer dans la collectivité en recourant aux transports en commun ainsi que les sources de revenus.\nLes indicateurs de l’enquête dans ces domaines provenaient de sources variées, notamment l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) de 2006. On a également recueilli des mesures normalisées et bien établies, employées dans d’autres enquêtes de Statistique Canada, qu’on a examinées en les considérant comme des indicateurs éventuels. Les indicateurs jugés particulièrement importants ont ensuite été modifiés pour qu’ils soient mieux adaptés à la population des personnes ayant une incapacité.\nOn a mis à l’essai un questionnaire provisoire en mars 2012. Les essais qualitatifs comportaient 50 interviews cognitives en français et en anglais, réalisées à trois endroits différents au Canada. Les résultats des essais ont débouché sur des recommandations concernant une série définitive de questions pour l’Enquête canadienne sur l’incapacité intégrale. On a apporté des améliorations à la formulation des questions, aux directives à l’intention des intervieweurs et à l’enchaînement des questions.\nDans le cadre de l’ECI de 2012, les questions ont été conçues de manière à être utilisées dans les interviews assistées par ordinateur (IAO). Les IAO permettent un enchaînement plus complexe des questions et intègrent de nombreuses caractéristiques visant à optimiser la qualité des données, comme des vérifications de la cohérence par comparaison des questions. Dans le cas de l’ECI, le questionnaire consistait en une interview téléphonique assistée par ordinateur (ITAO). La nouvelle application du questionnaire ITAO a été soumise à des essais rigoureux (essais modulaires et essais bout à bout).\nPour ce qui est de l’ECI de 2012, on a pris une dernière mesure concernant l’élaboration du contenu : couplage des données avec celles de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011. Étant donné que l’échantillon de l’ECI de 2012 a été constitué à partir des données de l’ENM de 2011 (reportez-vous au chapitre 3 pour en savoir davantage), les données utiles provenant de l’ENM peuvent être associées aux données recueillies au cours de l’interview de l’ECI de 2012. Cette approche réduit le nombre de questions à poser dans l’ECI et permet de brosser un tableau précis des gens ayant une incapacité pour les utilisateurs de données de l’ECI. De plus, étant donné qu’on a constitué un échantillon de personnes sans incapacité à partir de l’ENM afin de calculer les taux d’incapacité au Canada (reportez-vous au chapitre 3 pour en savoir davantage), le couplage des données avec celles de l’ENM représente également une excellente source d’information sur les gens sans incapacité, ce qui permet d’établir des comparaisons importantes de caractéristiques entre les deux groupes.\nCette procédure de couplage des données de l’ENM est présentée plus en détail à la section 2.6 ci-dessous.\nRemarque concernant les données sur l'âge\nL’âge figure au nombre des principaux facteurs démographiques qui nous intéressent dans l’analyse des incapacités au Canada. Lorsqu’on utilise l’âge dans une étude effectuée avec les données de l’ECI de 2012 conjointement avec des données couplées provenant de l’ENM de 2011, il importe que les utilisateurs se rappellent les différentes périodes de référence visées. La section 6.2 du présent guide explique les périodes de référence de l’enquête. Pour ce qui est de l’âge, il convient de souligner que la collecte des données dans le cadre de l’ENM a été effectuée le 10 mai 2011, et celle de l’ECI, de 16 à 20 mois plus tard, soit entre septembre 2012 et janvier 2013. Ainsi, les répondants à l’ECI qui avaient 15 ans à l’époque de l’ENM avaient 16 à 20 mois de plus au moment de l’ECI. En ce qui a trait aux études particulières pour lesquelles l’écart entre les périodes de référence fait une différence, les utilisateurs de données auront la possibilité de sélectionner un indicateur d’âge établi en fonction de la période de référence de l’ENM de 2011 ou encore une variable d’âge en fonction de la date de l’interview de l’ECI de 2012. La section 6.2 explique l’utilisation des périodes de référence de l’enquête par rapport à différents types d’analyses de données susceptibles d’intéresser les utilisateurs.\n2.5 Modules du questionnaire\nVoici les modules du questionnaire qui se trouvent dans l’Enquête canadienne sur l’incapacité de 2012. La description détaillée de chacun d’eux figure à l’annexe A.\nL'Enquête canadienne sur l'incapacité de 2012\nNature volontaire de l’enquête\nExplication du couplage des données avec l’ENM\nQuestions d'identification des incapacités\nQuestions sur les incapacités\nPrincipale condition sous-jacente\nAides et appareils fonctionnels\nQuestions récurrentes portant sur les aides et les appareils fonctionnels\nAide requise et reçue dans les activités quotidiennes\nFréquentation récente de l’école\nFréquentation passée de l’école\nDétails liés à l’emploi\nHors du marché du travail\nModifications à l’emploi\nDéplacements dans la ville ou communauté\nÀ l’information sur les modules du questionnaire, qui figure à l’annexe A, s’ajoutent les catégories de questions supplémentaires à l’annexe D, créées pendant le codage, de même que les classifications types qui ont servi à créer des indicateurs pour les questions ouvertes. L’Enquête Canadienne sur l’incapacité est accessible sur le site Web de Statistique Canada.\nLa description complète de toutes les variables dérivées des données de l’enquête se trouve dans les dictionnaires de données de l’ECI de 2012. Pour en savoir plus long sur la façon de se procurer les dictionnaires de données, communiquez avec les Services à la clientèle de Statistique Canada .\n2.6 Contenu couplé de l'Enquête nationale auprès des ménages de 2011\nL’échantillon de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) a été constitué à partir de répondants à l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011 (reportez-vous au chapitre 3 pour en savoir davantage). Au début de l’interview de l’ECI de 2012, tous les répondants ont été mis au courant des projets de couplage des données de l’ECI avec l’information qu’ils avaient donné dans l’ENM. Toutes les données couplées demeureront confidentielles et ne serviront qu’à des fins statistiques.\nLes avantages particuliers du couplage d’enregistrements ECI-ENM sont les suivants : diminution du fardeau de réponse pour la population cible de l’ECI, établissement des poids de l’enquête qui sont essentiels à la production d’estimations et création d’un fichier complet de microdonnées sur les personnes ayant une incapacité au Canada. Prises ensemble, les données de ces deux sources dressent un portrait statistique précis des personnes ayant une incapacité au Canada (des données qu’il est impossible d’obtenir d’autres sources).\nComme il est expliqué plus précisément au chapitre 3, on a également constitué un échantillon de personnes sans incapacité à partir de l’ENM pour l’ECI. Le couplage avec l’ENM permet donc aux utilisateurs de données de comparer certaines caractéristiques des personnes ayant une incapacité et celles qui n’en ont pas.\nQuelque 200 variables de l’ENM ont été couplées avec la version finale du fichier de l’ECI pour 2012, pour les personnes ayant une incapacité et les personnes sans incapacité. Voici la liste des catégories de variables de l’ENM qui ont été couplées dans les fichiers analytiques de l’ECI.\nVariables au niveau du ménage\nLa géographie, y compris les régions métropolitaines de recensement\nLe logement, notamment le mode d'occupation, le nombre de chambres dans le logement et les réparations nécessaires\nLa famille, notamment la présence d'un conjoint ou d'un partenaire, le nombre d'enfants dans la famille de recensement\nVariables au niveau de la personne\nLes limitations d'activités, notamment les difficultés dans les activités ou la réduction des activités à la maison, au travail et à l'école\nL'ascendance et l'identité autochtones\nLes caractéristiques démographiques, notamment l'âge, l'état matrimonial et l'union libre, le lieu de naissance\nL'immigration, la citoyenneté et l'origine ethnique\nL'éducation, notamment la fréquentation scolaire, le lieu des études, les certificats postsecondaires, les grades et les diplômes, les types obtenus, le principal domaine d'études\nL'emploi, notamment la situation par rapport au marché du travail, le nombre de semaines travaillées en 2010, la catégorie de travailleurs, le travail à plein temps ou à temps partiel\nLe lieu de travail, notamment la catégorie de lieu de travail, le type de moyen de transport et la distance\nLa mobilité, notamment la mobilité un an et cinq ans auparavant\nLe revenu, notamment le revenu familial, les revenus d'emploi, la situation de faible revenu (avant et après impôt)\nLa langue, notamment la connaissance des langues officielles, la langue maternelle, la langue parlée à la maison et la langue de travail\nIl convient de souligner que les variables de l’ENM renvoient à la situation de chaque répondant le jour de l’interview pour l’ENM de 2011, c’est-à-dire le 10 mai 2011. Par conséquent, pour les répondants de l’ECI de 2012, les utilisateurs doivent savoir que dans certains cas, il se peut que le répondant ait déménagé, que des changements soient survenus dans la composition de son ménage ou qu’il ait changé d’emploi entre la date de l’interview de l’ENM de 2011 et celle de l’interview de l’ECI de 2012. Autrement dit, une partie des renseignements provenant de l’ENM ne correspond peut-être pas à la situation du répondant au moment où l’interview de l’ECI a eu lieu.\nLa liste complète des variables dérivées de l’ENM accompagnées de leurs spécifications se trouve dans les dictionnaires de données de l’ECI de 2012.\n2.7 Régions géographiques\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 a été conçue pour produire des données fiables pour chaque province et territoire. On peut également avoir accès à d’autres variables géographiques dans la base de données de l’ECI de 2012, dérivées des régions géographiques établies pour l’Enquête nationale auprès des ménages, comme les régions métropolitaines de recensement (RMR). De plus, les régions géographiques comprendront les régions sociosanitaires au Canada, qui représentent les secteurs administratifs ou régions administratives au sens où les autorités sanitaires l’entendent. Cependant, les utilisateurs doivent prendre note que ce ne sont pas toutes les données de l’ECI qui peuvent être croisées ou analysées à ces niveaux géographiques plus détaillés. Il sera possible de produire des tableaux de données, mais il y aura lieu d’examiner la fiabilité des estimations des données à ces niveaux géographiques en fonction de chaque cas.\nLe dictionnaire de l’ENM présente les régions géographiques liées à l’ECI.\nOn trouvera de plus amples renseignements au sujet les régions sociosanitaires sur le site Web de Statistique Canada.\n3.1 Population cible et couverture\nLa population couverte par l’ECI se compose de toutes les personnes âgées de 15 ans ou plus (en date du recensement/ENM, soit le 10 mai 2011), et qui présentent des limitations d’activités ou une restriction de participation liées à une condition physique ou mentale ou à un problème de santé, et qui vivaient au Canada au moment du recensement/ENM. Cette population inclut les personnes des ménages privés des 10 provinces et des 3 territoires. Cependant, pour des raisons d’ordre opérationnel, la population des réserves indiennes est exclue.\nL’ECI tire son échantillon à partir des réponses fournies aux questions de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011. Ainsi, toutes les personnes qui ont répondu « oui » à au moins une des questions filtres sur les limitations d’activité à l’ENM (voir Figure 1) ont été incluses dans la base de sondage de l’ECI. Ces personnes sont en effet très susceptibles d’avoir une incapacité, et font partie de la population qu’on appelle la population des OUI. Parmi ces personnes, celles dont les activités quotidiennes sont limitées en raison d’une condition ou d’un problème de santé à long terme font partie de la population cible des personnes avec incapacité.\nBien que l’ECI ne couvre pas la population ayant répondu négativement aux questions filtres de l’ENM (dite la population des NON), un échantillon de ces personnes est inclus dans le fichier analytique de l’ECI (voir section 3.8). Ces personnes sont toutes considérées comme étant des personnes sans incapacité. On retrouvera également un certain nombre de personnes sans incapacité dans la population des OUI. Elles sont représentées par les personnes qui n’ont pas déclaré de limitation d’activités au module des QII de l’ECI. Comme on le verra plus loin, l’échantillon de personnes sans incapacité sert à deux fins : le calcul de taux d’incapacité et la comparaison des caractéristiques de l’ENM des personnes avec et sans incapacité.\nEnquête nationale auprès des ménages – N1 – question 7\nCette personne a-t-elle une quelconque difficulté à entendre, à voir, à communiqué, à marcher, à monter un escalier, à se pencher, à apprendre ou à faire d’autres activités semblables?\nEnquête nationale auprès des ménages – N1 – question 8\nEst-ce qu’un état physique ou un état mental ou un problème de santé réduit la quantité ou le genre d’activités que cette personne peut faire :\n(a) à la maison?\n(b)\tau travail ou à l'école?\n(c)\tdans d'autres activités, par exemple, dans les déplacements ou les loisirs?\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) représente la population âgée de 15 ans ou plus en date du recensement/de l’ENM, soit le 10 mai 2011. Cependant, étant donné le délai entre le Recensement/l’ENM et la collecte de l’ECI, toutes les informations recueillies lors de l’ECI représentent leurs caractéristiques telles que mesurées à l’automne 2012. Pour bien comprendre comment ces deux périodes de référence affectent l’utilisation et l’interprétation des données de l’ECI, voir la section 6.2.\n3.3 Base de sondage tirée de l'ENM\nLa base de sondage a été construite à partir de la base de données de réponse du recensement et de l’ENM (communément appelée la BDR). Cette base contenait l’ensemble des réponses obtenues des divers modes de déclaration (Internet, questionnaires papiers, entrevues personnelles, etc.).\nPlusieurs étapes de traitement ont été nécessaires sur la base de sondage afin que toutes les informations soient le plus complètes possible. Ainsi on a :\nimputé l’âge lorsque celui-ci était manquant sur le questionnaire de l’ENM, en se fiant sur les réponses au questionnaire de l’ENM (par exemple, données sur la scolarité, le travail, le revenu, etc.);\nutilisé différentes sources de données pour détecter des erreurs dans les numéros de téléphone ou pour trouver des numéros de téléphone ou adresses manquants;\ndérivé des poids préliminaires pour l’ENM afin de pouvoir estimer les tailles de population dans chaque strate lors de la répartition de l’échantillon.\n3.4 Plan d'échantillonnage\nLe plan de sondage de l’ECI peut être vu comme un plan à trois phases, où les deux premières phases correspondent à la sélection de l’échantillon de l’ENM lui-même, et la troisième phase correspond à la sélection du sous-échantillon de l’ECI.\nLa première phase correspondait à la sélection de l’échantillon de l’ENM lui-même. Le questionnaire de l’ENM comprend deux versions principales, le formulaire N1 et le formulaire N2.\nLe formulaire N1 est complété par auto-dénombrement et est administré à environ un logement sur trois dans la plupart des régions du Canada (régions N1). En plus des questions démographiques de base du recensement (nom, sexe, date de naissance, état matrimonial légal, statut d’union libre, relation à la Personne 1, diverses questions de langue et la question portant sur le consentement à ce que les données soient diffusées dans 92 ans), le formulaire N1 de l’ENM comprend également des questions sur l’activité sur le marché du travail, le revenu, l’éducation, la citoyenneté, le logement, l’origine ethnique et ainsi de suite.\nLe formulaire N2 est identique au formulaire N1, mis à part certaines questions excluesNote 2 et des exemples adaptés, et est administré par entrevue personnelle à tous les logements dans les régions éloignées et dans les réserves indiennes (régions N2).\nDans la terminologie d’échantillonage, la première phase du plan de sondage de l’ENM est un échantillon systématique stratifié de logements privés occupés avec une fraction de sondage constante de 1/3 dans les régions N1 et une énumération complète dans les régions N2.\nLa non-réponse de l’ENM n’était pas sans conséquence, alors une nouvelle stratégie a été mise en place pour diminuer l’effet potentiel d’un biais dû à la non-réponse. Ainsi un sous-échantillon de ménages non répondants a été sélectionné pour le suivi de la non-réponse (SNR). Par conséquent, ce sous-échantillon possède de plus grands poids de sondage pour réfléter les probabilités de sélection à chaque phase. Le sous-échantillon a été sélectionné de sorte à assurer une bonne représentation des unités de collecte (UC) avec plus forte concentration de certains groupes à risque de ne pas répondreNote 3. Il est important de noter que le suivi de la non-réponse n’a pas été fait dans les régions N2. Ce sous-échantillon du SNR représente environ un ménage non répondant sur trois. Le plan de sondage de cette deuxième phase est un plan aléatoire assisté d’un modèle.\nÀ la troisième phase, on a sélectionné l’échantillon de l’ECI parmi les personnes ayant répondu à l’ENM (incluant le sous-échantillon du SNR) et qui ont déclaré des limitations d'activités à l’ENM. Sont exclues de la sélection les personnes vivant sur des réserves indiennes et les personnes de moins de 15 ans au 10 mai 2011.\nL’échantillon de l’ECI a été sélectionné de manière à disposer d'échantillons suffisamment importants dans chaque domaine d’estimation, tel qu’expliqué à la section 3.5.\n3.5 Domaines d'estimation et stratification\nLes domaines d’estimation désignent les groupes d’unités pour lesquels des estimations doivent être produites avec un degré de précision « acceptable ». Ces domaines d'estimation pour l’ECI correspondent au croisement de chaque province par les groupes d'âge ci-dessous :\nPour chacun des trois territoires, le domaine d’estimation comprend un seul groupe d’âge (15 ans et plus). À l’Île-du-Prince-Édouard, les deux premiers groupes d’âge ont dû être combinés puisque les tailles de population dans ces groupes d’âge étaient très petites.\nChaque domaine d’estimation a ensuite été subdivisé en strates, ce qui permet de tenir compte de la sévéritéNote 4 de la limitation d’activités ainsi que du plan de sondage de l’ENM. Pour neutraliser la sévérité, les personnes qui ont répondu « Oui, souvent » au moins une fois dans les questions filtres de l’ENM ont été placées dans la strate « Souvent » ; par ailleurs, les personnes qui ont répondu « Oui, parfois » au moins une fois, mais jamais « Oui, souvent » ont été rangées dans la strate « Parfois ». Pour tenir compte du plan d’échantillonnage de l’ENM, nous avons pris deux caractéristiques en considération : le fait de figurer au nombre du premier groupe de répondants de l’ENM (strates des premiers répondants) par opposition aux répondants qui ont été l’objet d’un suivi de la non-réponse (les strates SNR) et vivant dans une région éloignée (les strates N2) ou non (les strates N1). Notez qu’aucun suivi de non-réponse n’était effectué dans les régions éloignées. En tenant compte de ses caractéristiques, il a été possible de mieux regrouper les gens avec des poids provisoires semblables.\nAinsi, chaque domaine d’estimation était divisé en 6 strates définies comme suit :\nrégion N1 – répondant initial - « souvent »\nrégion N1 – répondant initial - « parfois »\nrégion N1 – répondant au SNR - « souvent »\nrégion N1 – répondant au SNR - « parfois »\nrégion N2 – répondant initial - « souvent »\nrégion N2 – répondant initial - « parfois »\nNotez que ces 6 strates n’étaient pas toujours présentes dans chaque domaine d’estimation. Toutes les personnes rencontrant les conditions pour faire partie de la base de sondage de l’ECI étaient ainsi classifiées dans les domaines d’estimation et strates avant de procéder à la sélection de l’échantillon.\n3.6 Répartition de l'échantillon\nLes unités d'échantillon ont été réparties de sorte que, pour chaque domaine d’estimation, on puisse estimer une proportion minimale avec un coefficient de variation (CV) maximal de 16,5 %. À Statistique Canada, on utilise souvent la valeur de 16,5 % comme limite supérieure d'un CV permettant de qualifier l'estimation correspondante d'acceptable. Le tableau suivant donne les proportions minimales à estimer dans chaque domaine d’estimation. Pour ces calculs, on a supposé un effet de plan de 1,2. C’est-à-dire qu’on a supposé que dans les domaines d’estimation, la variance qui serait obtenue avec le plan de sondage de l’ECI serait 20 % plus grande que celle qu’on obtiendrait si on tirait un échantillon aléatoire simple de même taille dans chaque domaine.\nProportions minimales à estimer avec un coefficient de variation (c.v.) maximal de 16,5 % par domaine d'estimation\nLe tableau montre les résultats de Proportions minimales à estimer avec un coefficient de variation (c.v.) maximal de 16. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Groupes d'âge, 15 à 24 ans, 25 à 44 ans, 45 à 64 ans, 65 à 74 ans et 75 ans et plus, calculées selon % unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\n9,0 8,0 8,0 11,0 11,0\n9,0 8,0 11,0 11,0\nUne méthode de répartition optimale entre les strates d’un domaine particulier a été utilisée en tenant compte de la non-réponse attendue et du taux de faux positifs attendus (les personnes ayant déclaré des limitations d’activités à l’ENM mais qui n’ont pas d’incapacité selon les QII) dans chacune. Cette répartition dépendait entre autres des poids de l’ENM corrigés pour la non-réponse. 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 aux fins de cette répartition seulement. Toutefois les poids finaux de l’ENM ont été utilisés dans le processus de pondération de l’ECI. Pour une référence au sujet de la pondération de l’ENM, voir Morel et Nambeu (2013)Note 5.\nSuite à la répartition de l’échantillon, il arrivait qu’on ait besoin de plus d’unités dans une strate que le nombre disponible sur la base de sondage. Dans ce cas, on devait sélectionner toutes les unités de cette strate (en faire une strate à tirage complet) et sélectionner le nombre d’unités en déficit dans les autres strates du même domaine d’estimation proportionnellement à leur répartition dans celles-ci.\n3.7 Tailles d'échantillons\nLe tableau 3.2 ci-dessous donne les tailles d’échantillon finales de l’échantillon de l’ECI (échantillon des OUI) par province et territoire.\nTailles d'échantillon par province et territoire\nLe tableau montre les résultats de Tailles d'échantillon par province et territoire. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Échantillon envoyé à la collecte(figurant comme en-tête de colonne).\nÉchantillon envoyé à la collecte\n3.8 Échantillon des NON\nTel que mentionné précédemment, le fichier analytique de l’ECI sert entre autres à estimer des taux d’incapacité à divers niveaux géographiques, mais aussi à comparer les caractéristiques des personnes avec incapacité avec celles des personnes sans incapacité. Pour ce faire, le fichier analytique doit également inclure un échantillon représentatif des personnes sans incapacité, ce qui n’est pas le cas si on considère seulement l’échantillon des OUI. On a donc aussi sélectionné un échantillon à partir de la population des NON, soit les personnes n’ayant pas déclaré de limitations d’activités aux questions filtres de l’ENM. L’hypothèse sous-jacente ici est que les personnes appartenant à la population des NON à l’ENM sont moins susceptibles d’avoir une incapacité, ou sinon que cette incapacité est très légère. La décision de ne pas couvrir la population des NON à l’ECI est aussi reliée au coût que cela comporte, puisqu’il faut un très grand échantillon de cette population pour arriver à trouver des personnes avec incapacité, ce qui est très coûteux lors de la collecte.\nL’échantillon des NON n’a pas à être envoyé sur le terrain puisque chaque personne est considérée comme n’ayant pas d’incapacité. Dans le fichier analytique, on retrouve un grand nombre de caractéristiques provenant de l’ENM pour cet échantillon, de même que pour l’échantillon des OUI, ce qui permet de faire la comparaison des personnes avec et sans incapacité. Grâce à cet échantillon de NON, il est aussi possible pour les analystes d’obtenir les dénominateurs requis au calcul des taux d’incapacité pour plusieurs sous-groupes de la population canadienne. Pour éviter que le fichier analytique soit trop gros, on a tiré un échantillon de la population des NON plutôt que de prendre toute la population. La taille de cet échantillon a été fixée de sorte à obtenir la même précision que celle demandée pour l’échantillon des OUI (voir tableau 3.1), avec un CV maximal de 7 %Note 6. La sélection de l’échantillon a été faite en stratifiant la population des NON selon la province, le sexe, et des groupes d’âges de 5 ans, le dernier groupe étant les 75 ans et plus (donc plus détaillé que pour l’échantillon des OUI). Le plan de sondage de l’ENM a également été pris en compte pour l’échantillon des NON puisque les strates ont ensuite été sous-divisées selon la région N1 ou N2, et selon le fait d’être un répondant initial ou un répondant au suivi de la non réponse. Le tableau suivant donne les tailles d’échantillon par province.\nTailles d'échantillon des NON, par province et territoire\nLe tableau montre les résultats de Tailles d'échantillon des NON. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Échantillon des NON\n(non envoyés à la collecte)(figurant comme en-tête de colonne).\nÉchantillon des NON\n(non envoyés à la collecte)\nPuisque toutes les unités de la population des NON sont considérées comme n’ayant pas d’incapacité, le score de sévérité de chaque unité dans le fichier a été fixé à 0, et la classe de sévérité a été fixée à 0.\n4.1 Période de référence\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) s’est déroulée du 24 septembre 2012 au 13 janvier 2013. À titre d’enquête postcensitaire ou post-ENM, elle suivait l’Enquête nationale auprès des ménages de 2011, qui avait eu lieu le 10 mai 2011. Il s’était écoulé un délai de 16 à 20 mois entre les deux enquêtes.\nDans les mois précédant la collecte des données pour l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI), on a organisé des activités promotionnelles afin de sensibiliser le public à l’enquête et à encourager la participation.\nStatistique Canada a ajouté sur son site Web une page où figurait une liste de questions et de réponses à l’intention des répondants, une description de l’enquête, des renseignements généraux sur l’enquête et sa méthodologie ainsi que le lien donnant accès au questionnaire. Statistique Canada a conçu une icône spéciale pour son site Web, qui’ a été distribuée aux membres du Groupe consultatif technique sur les personnes ayant une incapacité d’EDSC. Ceux-ci ont contribué à faire la promotion de l’enquête en affichant l’icône de l’enquête sur le site Web de leur organisation, donnant ainsi accès à la page Web de Statistique Canada sur l’ECI.\nAvant la collecte des données, Statistique Canada a envoyé aux répondants une lettre de présentation et un dépliant afin de les mettre au courant de l’enquête à venir et de leur faire valoir l’importance de leur participation à celle-ci. La lettre a été rédigée dans les deux langues officielles. Pour la collecte au Nunavut, la lettre a été également distribuée en inuktitut (dialecte parlé sur l’île de Baffin). De plus, Statistique Canada a joint un encart en braille aux lettres de présentation, contenant le numéro de téléphone d’une personne-ressource pour que les personnes ayant une déficience visuelle puissent communiquer avec Statistique Canada pour obtenir de plus amples renseignements.\n4.3 Mode de collecte\nLes questions de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 ont été administrées sous la forme d’une interview téléphonique assistée par ordinateur (ITAO). On a pris des mesures d’adaptation afin d’optimiser la participation directe des personnes ayant une incapacité en offrant à tous les répondants une adresse de courriel, un numéro de téléphone ATS (appareil de télécommunication pour malentendants) et un numéro de téléphone d’une personne-ressource sur l’encart en braille accompagnant la lettre de présentation. Dans les cas où les répondants demandaient d’autres arrangements, on a procédé à des interviews sur place avec la méthode des interviews utilisant papier et crayon (IPC).\nOn s’est également servi de la méthode des IPC pour mener des interviews en personne auprès de certains répondants des Territoires du Nord-Ouest qui n’avaient pas de téléphone et qu’il aurait été impossible de contacter autrement. Avant l’enquête, on savait déjà qu’un fort pourcentage des logements des territoires de l’Ouest n’avaient pas de téléphone, ce qui impliquait que la couverture se limiterait généralement aux répondants de l’ENM qui avaient un téléphone. Avant de commencer la collecte des données, Statistique Canada a réussi à conclure un partenariat avec le bureau de la statistique des Territoires du Nord-Ouest afin de créer une équipe d’intervieweurs chargés d’aider à mener les interviews sur place. On a donc constitué un échantillon de logements qui n’avaient pas de téléphone et utilisé la méthode des IPC pour recueillir les données en faisant du porte-à-porte.\nPartout au Canada, les interviews se sont déroulées dans la langue officielle choisie par le répondant (le français ou l’anglais). Le questionnaire a également été traduit en inuktitut, et les interviews dans cette langue ont été mises à la disposition des répondants vivant au Nunavut.\nLe temps nécessaire pour répondre au questionnaire variait d’une personne à l’autre, mais, en moyenne, les répondants ont pris une quarantaine de minutes pour le faire.\n4.4 Supervision et contrôle de la qualité\nTous les intervieweurs de Statistique Canada ont travaillé sous la supervision d’intervieweurs principaux qui avaient pour responsabilité de s’assurer que les intervieweurs connaissaient bien les concepts et les procédures associés aux enquêtes auxquelles ils étaient affectés. Les intervieweurs principaux étaient également chargés d’observer périodiquement les intervieweurs afin de s’assurer qu’ils suivaient les procédures courantes.\nLes intervieweurs ont reçu une formation sur le contenu de l’enquête et l’application d’interview assistée par ordinateur. En plus des exposés en classe et d’une période d’autoformation, les intervieweurs ont mené une série d’interviews simulées afin de se familiariser avec l’enquête ainsi que ses concepts et ses définitions.\n4.5 Interviews par procuration\nL’incapacité étant difficile à mesurer et très subjective, on demandait aux intervieweurs de faire tous les efforts possibles pour mener l’interview auprès de la personne choisie. Cependant, dans les circonstances suivantes, une interview par procuration pouvait être acceptée :\nLa personne choisie était absente pendant l’enquête.\nLa personne choisie ne parlait ni anglais ni français.\nLa personne choisie ne pouvait pas participer en raison de problèmes de santé mentale ou physique.\nUn parent insistait pour répondre pour son enfant âgé de 15 à 17ans.\nLe candidat substitut devait satisfaire aux conditions suivantes afin d’être accepté :\nÊtre un adulte et parler soit le français ou l’anglais;\nPouvoir être joint pendant la collecte des données de l'enquête;\nÊtre la personne la mieux renseignée, ou parmi les mieux renseignées sur les difficultés liées aux limitations d’activités et aux restrictions à la participation de la personne choisie.\nAu total, 5 164 entrevues ont été faites par procuration et de celles-ci, 93 % ont été complétées (i.e. avec un statut final de « répondant »).\nLe tableau suivant donne la distribution des entrevues par procuration selon l’âge du répondant et la raison de l’entrevue par procuration (excluant 320 personnes pour qui on ne connaît pas la raison).\nDistribution du nombre d'entrevues par procuration selon l'âge du répondant et la raison de l'entrevue par procuration\nLe tableau montre les résultats de Distribution du nombre d'entrevues par procuration selon l'âge du répondant et la raison de l'entrevue par procuration. Les données sont présentées selon Groupes d'âge (titres de rangée) et Raison de l'entrevue par procuration(figurant comme en-tête de colonne).\nRaison de l'entrevue par procuration\nParentNote 1 insiste pour répondre\n835 431 30 328 1 624\n360 150 100 8 618\n235 132 167 7 541\n335 62 178 5 580\n863 47 216 7 1 133\n2 628 822 691 355 4 496\nIci, le mot "parent" est utilisé au sens large. Il s'agit souvent du parent ou du tuteur lorsqu'il est question d'un jeune répondant mais il pourrait s'agir du conjoint ou d'un autre membre de la famille pour les répondants plus âgés.\n4.6 Problèmes particuliers\nLes intervieweurs ont reçu comme consigne de faire toute tentative raisonnable pour obtenir une interview complète avec le membre du ménage qui avait été choisi. On a communiqué de nouveau, et ce, jusqu’à deux reprises, avec les personnes qui avaient d’abord refusé de participer, afin de leur expliquer l’importance de l’enquête et de les inciter à y participer. Dans les cas où l’intervieweur avait téléphoné à un mauvais moment, il prenait rendez-vous en vue de rappeler à un moment plus opportun. Dans les cas où il n’y avait personne à la maison, de nombreux appels ont été faits.\nDes problèmes particuliers ont surgi par rapport à la collecte de données pour l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI), problèmes qui ont été abordés avec plus de coordination sur le terrain et par des corrections aux méthodes de l’enquête. Par exemple, en raison du long délai qui s’était écoulé entre l’ENM de 2011 et l’ECI de 2012, il est arrivé que les coordonnées de certains répondants soient inexactes. Pour cette raison, il a été difficile de livrer les lettres de présentation à certains répondants qui ne vivaient plus à l’adresse qu’ils avaient indiquée à l’époque où l’ENM ’a eu lieu. Pour ce qui est des numéros de téléphone qui n’étaient plus en fonction, les intervieweurs avaient reçu des directives spéciales sur la façon de retracer les répondants afin de procéder à l’interview.\nComme ça arrive parfois, la collecte des données de l’ECI de 2012 a lieu en même temps que celle de plusieurs autres enquêtes menées par Statistique Canada, ce qui risquait de représenter un fardeau pour les répondants. On a planifié soigneusement la conception de l’enquête et on y a apporté des ajustements afin de réduire le fardeau pour les ménages et les répondants au questionnaire.\nLa description complète des ajustements apportés aux poids de l’enquête à la suite de problèmes particuliers qui ont surgi pendant la collecte des données est présentée à la section 6.1.\n4.7 Taux de réponse\nLa collecte de l’ECI s’est terminée avec un taux de réponse de 74,6 %. Ce taux de réponse est calculé comme étant le nombre de répondants complets (avec ou sans incapacité), divisé par le nombre de cas envoyés à la collecte duquel on a soustrait les hors-champs. Les cas « hors du champ de l’enquête » comprennent les gens qui sont décédés, qui ont émigré, qui ont été admis dans un établissement institutionnel, qui ont déménagé dans une réserve indienne, qui font partie des Forces canadiennes, qui sont des visiteurs au Canada (classés par erreur pendant l’ENM) ou dont l’âge est invalide. Ce taux reflète le pourcentage de cas qui ont complété l’entrevue par rapport au nombre qui devaient la compléter (d’où l’exclusion des hors champs au dénominateur).\nTaux de réponse = Cas complétés / (Cas envoyés à la collecte – Cas hors champs)\nLes prochains tableaux donnent des taux de réponse par province et territoire et par groupe d’âge.\nTaux de réponse par province et territoire\nLe tableau montre les résultats de Taux de réponse par province et territoire. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Envoyés à la collecte, Hors champs, Complétés et Taux de réponse, calculées selon nombre et % unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\nEnvoyés à la collecte\n3 792 156 2 733 75,2\n2 809 118 2 126 79,0\n3 769 141 2 819 77,7\n4 146 109 2 761 68,4\n4 254 134 3 182 77,2\n4 563 117 3 243 72,9\n5 081 158 3 645 74,0\n4 372 154 3 356 79,6\n4 740 119 3 522 76,2\n5 197 122 3 635 71,6\n913 20 655 73,3\n836 35 545 68,0\n971 37 600 64,2\n45 443 1 420 32 822 74,6\nTaux de réponse par groupe d'âge\nLe tableau montre les résultats de Taux de réponse par groupe d'âge. Les données sont présentées selon Groupes d'âge (titres de rangée) et Envoyés à la collecte, Hors champs, Complétés et Taux de réponse, calculées selon nombre et % unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\n9 944 121 6 633 67,5\n11 672 119 7 831 67,8\n10 487 180 8 182 79,4\n6 481 244 5 282 84,7\n6 859 756 4 894 80,2\nLes réponses au questionnaire de l’enquête ont été saisies directement par l’intervieweur dans le questionnaire automatisé. Il s’agissait d’une application mise au point au moyen du logiciel Blaise dans un système d’interviews téléphoniques assistées par ordinateur (ITAO). L’emploi d’un questionnaire automatisé réduit les délais et les coûts de traitement associés à la saisie des données, aux erreurs de transcription et à la transmission des données. Les données recueillies à l’aide du questionnaire papier de l’ECI ont également été entrées dans le système d’ITAO après leur retour du terrain et elles ont donc été saisies par voie électronique pour être traitées de façon plus poussée.\nUne partie du contrôle se fait au moment de l’interview. Plus particulièrement, lorsqu’une réponse donnée ne semble pas correspondre aux réponses antérieures ou qu’elle tombe à l’extérieur des valeurs prévues, le système demande à l’intervieweur, en affichant des messages à l’écran, de confirmer les réponses auprès du répondant, et, au besoin, de modifier l’information. On soumet ensuite les données des réponses à d’autres processus de vérification et d’imputation après réception au bureau central.\n5.2 Étapes du traitement\nLe traitement des données comporte une série d’étapes pour la conversion des réponses au questionnaire, de leur format brut initial en une base de données conviviale de grande qualité, contenant un vaste ensemble de variables à analyser. Léquipe du traitement exécute une série d’opérations avec les données afin d’enlever des fichiers les erreurs commises par inadvertance, de modifier les données aux fins de cohérence, de coder les questions à développement, de créer les variables utiles aux fins de l’analyse des données et enfin de systématiser et de documenter les variables pour en faciliter l’analyse.\nPour l’ECI de 2012, nous nous sommes servis d’une nouvelle série d’outils de traitement des enquêtes sociales appelée « Environnement pour le traitement des enquêtes sociales » (ETES). L’ETES comprend des programmes du logiciel SAS, des applications sur mesure et des procédures manuelles permettant d’exécuter les étapes de traitement systématique suivantes :\nCréation du fichier de traitement final\nCréation des fichiers de diffusion\n5.3 Nettoyage des enregistrements : enregistrements dans le champ de l'enquête et enregistrements complets\nNous avons mis en place un certain nombre de procédures de nettoyage préliminaire pour l’ECI de 2012 au niveau des enregistrements individuels, que l’on utilise après avoir reçu les données brutes recueillies à l’aide du questionnaire électronique. L’une de ces mesures rigoureuses employées systématiquement pour protéger la confidentialité des répondants consistait en la suppression dans les fichiers tous les renseignements personnels, comme le nom et l’adresse. C’est à cette étape que les enregistrements en double étaient corrigés. De plus, au nombre des procédures de nettoyage figurait l’examen des enregistrements de tous les répondants, ce qui permettait de vérifier si chaque répondant était « dans le champ de l’enquête » et s’il avait répondu à un nombre suffisant de questions pour avoir un questionnaire « complet ». Voici les critères que les répondants devaient remplir :\nPour être « dans le champ de l’enquête » pour l’ECI de 2012, les répondants devaient être âgés d’au moins 15 ans le jour de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM), le 10 mai 2011. Les répondants qui sont « dans le champ de l’enquête » se rangent dans deux groupes : 1) les répondants qui ont été sélectionnés après avoir répondu aux Questions d’identification des incapacités (QII) et qui faisaient donc partie de la population ayant une incapacité; 2) les répondants qui n’ont pas été retenus après avoir répondu aux QII et qui étaient donc considérés comme des personnes sans incapacité. Les deux groupes se retrouvent dans la base de données de l’enquête.\nPour avoir un questionnaire « complet », les répondants qui remplissaient les critères de la population ayant une incapacité devaient avoir répondu au nombre minimum de questions essentielles dans l’enquête, nécessaires à la production des tableaux de données sur les personnes ayant une incapacité selon les exigences stipulées par la Loi sur l’équité en matière d’emploi de 1995 . Ces questions figurent à l’annexe C.\nPour avoir un questionnaire « complet », les répondants qui avaient été classés dans la population sans incapacité ne devaient avoir répondu qu'aux questions des QII. Le reste du questionnaire ne s'appliquait pas à eux.\nLes répondants qui ne remplissaient pas ces critères ont été retirés de la base de données et ils ont été classés dans la catégorie des non-répondants.\n5.4 Recodage des variables et questions à réponses multiples\nCette étape du traitement consistait en des modifications de variables individuelles. Certaines variables pouvaient être éliminées, recodées, redimensionnées ou laissées telles quelles. On a apporté des changements au formatage dans le but de faciliter le traitement ainsi que l’analyse des données par les utilisateurs finaux. On a, entre autres choses, laissé tomber la lettre Q qui apparaissait au début du numéro de chaque question (voir ci-dessous).\nParmi les autres changements apportés aux variables, on note la transformation des questions à réponses multiples (questions pour lesquelles toutes les réponses appropriées doivent être choisies) en séries correspondantes de variables à réponse unique, qui sont plus faciles à utiliser. À chaque catégorie de réponses associée à la question initiale, on a créé une variable avec « oui/non » comme valeur de réponse. Reportez-vous à l’exemple ci-après. Cette procédure s’appelle « désenchaîner » les variables et elle facilite la mise en tableaux statistiques des variables par les utilisateurs finaux.\nQuestion initiale à réponses multiples :\nDRV_Q06 Quelles sont les raisons pour lesquelles vous avez de la difficulté à utiliser les modes de transport en commun ou le service de transport adapté?\nINTERVIEWEUR : Exemples de services de transport adapté : Handi-Transit, Wheel-Trans, Para-Transpo, etc.\nChoisissez toutes les réponses appropriées. Lisez les catégories au répondant.\n01 Service non disponible lorsque vous en avez besoin\n02 Les modalités de réservation ne permettent pas les arrangements de dernière minute\n03 Difficulté à vous rendre aux arrêts d'autobus ou à repérer les points d'arrêts d'autobus\n04 Difficulté à monter à bord du véhicule ou à en descendre\n05 Difficulté à voir les affiches, les avis, les arrêts ou à entendre les annonces\n06 Réseau achalandé/transports en commun bondés\n07 Difficulté à demander les services\n08 Difficulté à interpréter les horaires\n09 Correspondance difficile à effectuer ou compliquée\n10 Sortir aggrave votre état\n11 Trop dispendieux\n12 Autre raison\nVariables définitives sous la forme de questions à réponse unique « oui/non » :\nDRV_06A Quelles sont les raisons pour lesquelles vous avez de la difficulté à utiliser les modes de transport en commun ou le service de transport adapté?\n-Service non disponible lorsque vous en avez besoin\nDRV_06B Quelles sont les raisons pour lesquelles vous avez de la difficulté à utiliser les modes de transport en commun ou le service de transport adapté?\n- Les modalités de réservation ne permettent pas les arrangements de dernière minute\nDRV_06C Quelles sont les raisons pour lesquelles vous avez de la difficulté à utiliser les modes de transport en commun ou le service de transport adapté?\n- Difficulté à vous rendre aux arrêts d'autobus ou à repérer les points d'arrêts d'autobus\n... autres questions dont la réponse est « Oui » ou « Non » pour chaque catégorie de réponses, selon les indications, de « Difficulté à monter à bord du véhicule ou à en descendre » à « Trop dispendieux »... y compris la dernière catégorie :\nDRV_06L Quelles sont les raisons pour lesquelles vous avez de la difficulté à utiliser les modes de transport en commun ou le service de transport adapté?\nDans certains cas, les questions à réponses multiples dans l’enquête ont des questions de suivi correspondantes, qui sont également des questions à réponses multiples. Voilà pourquoi, une seule question peut devenir un large éventail de variables dans la base de données finale.\nPar exemple, AAD_Q10 se lit comme suit : Quels sont les aides ou les appareils fonctionnels dont vous avez besoin, mais que vous n’avez pas? En tout, 17 catégories de réponse pour les appareils fonctionnels sont présentées (et une catégorie supplémentaire a été créée lors du du codage (voir la discussion ci-dessous), soit 18 catégories finales en tout). Par conséquent, AAD_Q10 se transformera en 18 variables distinctes de type « oui/non » : AAD_10A à AAD_10R. La question est suivie de AAD_Q11 – Pourquoi n’avez-vous pas (elle fait référence aux réponses de AAD_Q10)? Pour cette question de suivi, 8 catégories de raisons sont présentées. Donc, pour AAD_Q11, une gamme de 144 (18 x 8) variables de type « oui/non » a été créée, dans laquelle les 18 appareils correspondent aux lettres A à R inclusivement, et les 8 raisons, aux lettres A à H inclusivement : AAD_11AA, AAD_11AB, AAD_11AC... AAD_11AH à AAD_11RA, AAD_11RB, AAD_11RC... AAD_11RH.\n5.5 Enchaînement des questions : parcours des réponses, enchaînements valides et la non-réponse aux questions\nLa vérification de l’enchaînement des questions ou les instructions « passez à » représente une autre série de procédures pour le traitement des données de l’ECI de 2012. On a vérifié tous les parcours des réponses et toutes les instructions « passez à » intégrées au questionnaire afin de s’assurer que l’univers ou la population visée de chaque question soit saisie précisément au cours du traitement. On a accordé une attention toute particulière aux distinctions entre les enchaînements valides et la non-réponse, ce qui représente une distinction importante aux fins de l’analyse statistique. Ces concepts sont exposés ci-après, ce qui aidera les utilisateurs à mieux comprendre les univers de questions ainsi que les résultats statistiques pour les variables de l’ECI.\nRéponse – Une réponse se rapportant directement au contenu de la question, qui peut être classée dans les catégories de réponses établies d’avance, y compris « Autre - Précisez ».\nEnchaînement valide (saut valide) – Il s’agit d’une question que le répondant a sautée parce qu’elle ne s’appliquait pas à sa situation, compte tenu des réponses valides à des questions précédentes. Dans un tel cas, on considère que le répondant ne fait pas partie de la population visée (l’univers) de cette question. Comme nous l’avons fait remarquer ci-dessous, lorsque le répondant saute une question pour une raison indéterminée (c’est-à-dire que la réponse « Je ne sais pas » ou « Refus » à une question antérieure l’a mené à sauter la question), on lui attribue le code « Non déclaré » pour cette question.\nNe sais pas – Le répondant était incapable de répondre, et ce, pour différentes raisons (par exemple, il avait du mal à se souvenir ou il répondait à la place de quelqu’un d’autre).\nRefus – Le répondant a préféré ne pas répondre, peut-être en raison de la nature délicate de la question.\nNon déclaré – Cette catégorie indique que le répondant n’a pas répondu et qu’un parcours n’est pas déterminé pour ce dernier, comme lorsque le répondant a omis de répondre à la question filtre précédente ou que l’on a relevé une incohérence dans une série de réponses.\nSupprimé – Pour les variables de l’ENM seulement, un type supplémentaire de non-réponse est la valeur supprimée en raison des procédures de contrôle de la cohérence ayant eu lieu au cours du traitement des données de l’ECI (voir la section 5.7).\nOn a affecté des codes spéciaux à chaque type de réponses, dans le but d’aider les utilisateurs à les reconnaître et à faciliter l’analyse des données. Par exemple, les codes « enchaînement valide » se terminent par un « 6 », précédé d’un ou de plusieurs « 9 » (par exemple, le code serait « 996 » pour les variables à trois chiffres). Pour toutes les réponses « Ne sais pas », le code se termine par un « 7 », précédé par un ou plusieurs « 9 » (par exemple, « 997 »). Pour les refus, le code se termine par un « 8 », précédé par un ou plusieurs « 9 » (par exemple, « 998 ») ; pour « Non déclaré », le code se termine par un 9, précédé par un « 9 » également (par exemple, « 999 »). Pour ce qui est des valeurs supprimées, on entre le code « 5 » comme dernier chiffre, et les chiffres précédents sont des « 9 » (par exemple « 995 »).\nRéponse « Autre – Précisez »\nLe traitement des données consiste également à coder les réponses « Autre – Précisez » (réponses écrites). Pour la plupart des questions de l’ECI, on avait prévu des catégories de réponses précodées, et les intervieweurs avaient reçu de la formation leur permettant de coder la réponse d’un répondant à la catégorie appropriée. Cependant, si la réponse d’un répondant était difficile à classer dans une catégorie existante, l’intervieweur pouvait également pour bien des questions entrer une réponse en toutes lettres dans la catégorie « Autre – Précisez ».\nToutes les questions dans les catégories « Autre – Précisez » ont été examinées au cours du traitement. Dans le cas de questions pour lesquelles les réponses « Autre – Précisez » représentent moins de 10 % du total des réponses à la question, le codage n’a pas été effectué, et les réponses sont demeurées dans la catégorie « Autre ». Dans le cas de12 éléments du questionnaire, on a codé les réponses « Autre – Précisez ». Selon les lignes directrices sur le codage, le code de beaucoup de réponses données en toutes lettres par les répondants à ces questions a été remplacé par le code de l’une des catégories de réponses existantes. Les réponses uniques et différentes sur le plan qualitatif par rapport aux catégories existantes sont demeurées dans la catégorie « Autre ». Lorsque les nombres le justifiaient, on a créé des catégories pour saisir les nouveaux thèmes qui ressortaient des données, que les catégories existantes ne reflétaient pas. L’annexe D présente les catégories supplémentaires ajoutées à l’ECI de 2012. Elles seront prises en considération au moment de revoir les catégories de réponse pour les cycles à venir de l’enquête.\nQuestions ouvertes et classifications types\nLes intervieweurs ont enregistré quelques questions de l'ECI de 2012 dans un format complètement ouvert. Il s'agit des questions se rapportant à ce qui suit :\nLe principal problème de santé du répondant, qui lui cause le plus de difficultés ou qui limite le plus ses activités;\nSa profession et le secteur d’activité dans lequel il travaille;\nLe principal domaine d’études postsecondaires, le cas échéant.\nOn a codé ces réponses en se servant d’une combinaison de procédures de codage automatisées et interactives (manuelles). Les systèmes de classification type ont servi à coder ses réponses. Des précisions sur ces classifications figurent à l’annexe D.\nLe codage pour toutes les classifications a fait appel à une équipe de codeurs chevronnés et de surveillants du contrôle de la qualité. Des spécialistes dans le domaine du traitement des données ont appliqué d’autres procédures de vérification.\n5.7 Vérifications et imputations\nL’étape du codage a été suivie d’analyses des données visant à relever les lacunes, les incohérences, les valeurs aberrantes et autres problèmes potentiels dans les données. Afin de régler les problèmes relevés dans les données, on a procédé à des vérifications et à des imputations personnalisées.\nOn a évalué les données de l’ECI afin de faire ressortir les incohérences internes entre les variables ainsi que les incohérences externes par rapport aux données de l’ENM couplées des répondants. Pour ce qui est des incohérences internes, on avait déjà soumis les données à d’importantes vérifications, intégrées dans le questionnaire électronique.\nMentionnons, à titre d’exemple de vérifications électroniques, plusieurs vérifications qui consistaient à s’assurer que les réponses se rapportant à l’âge dans le questionnaire ne se contredisaient pas. Par exemple, certaines vérifications consistaient à s’assurer que l’âge indiqué par le répondant au moment où le répondant s’est rendu compte pour la première fois d’une limitation dans ses activités quotidiennes ou lorsqu’il a obtenu son niveau de scolarité le plus élevé ne dépassait pas l’âge du répondant au moment de l’interview. Dans une autre vérification du questionnaire : il s’agissait de s’assurer que le nombre d’heures travaillées par semaine habituellement, déclarées par le répondant, ne dépassait pas 168 (24 heures x 7 jours) et de demander aux intervieweurs de confirmer le nombre d’heures auprès des répondants lorsque le nombre déclaré d’heures par semaine dépassait 80.\nOn a procédé à des analyses post-enquête afin d’examiner la fréquence à laquelle les vérifications ont été déclenchées pendant les interviews des répondants. Étant donné qu’aucun de ces chiffres n’était élevé, il était inutile de pousser la vérification de la cohérence interne.\nEn plus de ces analyses, on a relevé deux cas où on a décelé une erreur dans le questionnaire électronique, ce qui a fait en sorte que des données manquaient pour certains répondants. Dans les deux cas, l’imputation était considérée comme une solution possible. L’imputation consiste à remplacer les données manquantes par une valeur établie en fonction de valeurs provenant d’un répondant donneur présentant des caractéristiques semblables ou qui sont fondées sur des valeurs établies par déterminisme logique.\nDans le premier cas, on a oublié un sous-groupe de répondants (n = 581) dans le module sur les modifications liées à l’emploi à la question EMO_Q02, qui demandait si on avait offert au répondant d’apporter certaines modifications à son lieu de travail. Plus particulièrement, en raison d’une erreur de programmation commise dans l’enchaînement des questions, le sous-groupe de répondants oublié se composait de personnes hors du marché de travail avec incapacité, qui ont travaillé depuis 2007, qui ont dit que leur état ne les empêche pas complètement de travailler et qui auraient besoin d’une accommodation pour travailler. Nous avons considéré l’option d’imputer les réponses manquantes pour ces personnes, en utilisant de l’imputation par donneur. Le problème est que ces personnes ont un profil très particulier et, après avoir analysé de près les donneurs possibles, nous n’avons pas pu trouver des donneurs convenables, ayant des charactéristiques semblables aux répondants. En conséquence, nous avons laissé les réponses manquantes plutôt que d’imputer des réponses provenant de donneurs qui ont des profils (au niveau de l’emploi) très différents.\nDans le deuxième cas, les réponses aux questions SNC_Q01D et SNC_Q01E (« Dans la dernière année, avez-vous reçu des revenus de prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada ? » et « Dans la dernière année, avez-vous reçu des revenus de prestations d’invalidité du Régime de rentes du Québec ? ») ont été imputées pour certains répondants (n= 466) du fait que leur année de naissance était manquante. En effet, ces questions étaient posées lorsqu’une condition sur l’année de naissance était satisfaite (YOB>=1946). Une année de naissance manquanteNote 7 faisait en sorte que certaines personnes devaient répondre à ces questions mais elles n’étaient pas posées. Comme les deux réponses possibles étaient « oui » ou « non », nous avons imputé leurs réponses à l’aide de deux modèles de régression logistique pour prédire la probabilité de répondre « oui » à ces deux questions, respectivement. Pour construire et valider ces modèles, nous avons utilisé les données des autres répondants avec incapacité qui avaient donné une année de naissance et qui avaient donc bien respecté le cheminement des questions. Nous avons ensuite appliqué les modèles aux cas pour qui les données étaient manquantes afin d’imputer une valeur, selon la probabilité prédite de dire « oui ». Des indicateurs identifiant les cas imputés ont été créés pour les utilisateurs.\nEn ce qui concerne les vérifications externes, on a procédé à des comparaisons entre les données de l’ECI et celles de l’ENM, pour les indicateurs où les concepts se chevauchaient de façon significative et où des incohérences auraient risqué de présenter des problèmes d’interprétation aux fins d’analyse pour les utilisateurs. Une vingtaine d’indicateurs ont été analysés, essentiellement dans les secteurs de l’activité sur le marché du travail, du niveau de scolarité et de la situation familiale. L’hypothèse de base était que l’ECI contient des données plus récentes que l’ENM et les variables de l’ENM, dans leur version de diffusion, ont possiblement été assujetties à plusieurs manipulations et imputations. La règle générale est donc la suivante : en présence d’une incohérence, la valeur de la variable de l’ENM en cause est effacée et remplacée par une valeur spéciale, « 95 », permettant à l’utilisateur d’en tenir compte durant leurs analyses.\n5.8 Variables dérivées et variables externes couplées de l'ENM\nAfin de faciliter l’analyse approfondie du vaste ensemble de données de l’ECI, on a créé une centaine de variables dérivées en regroupant ou en combinant des éléments du questionnaire. De plus, environ 200 variables de l’ENM ont été couplées au fichier de traitement final de l’ECI pour 2012.\nOn a créé des variables dérivées afin de fournir aux utilisateurs des indicateurs de l’état d’incapacité et du type d’incapacité, en fonction des définitions utilisées pour l’ECI (consultez les définitions d’incapacité pour l’enquête à la section 2.1). On a également créé des variables dérivées afin de saisir la sévérité des incapacités et les catégories de sévérité entre les types d’incapacité. On en a également créé pour l’utilisation d’appareils et accessoires fonctionnels et l’aide nécessaire dans les activités quotidiennes, ce qui obligeait à combiner plusieurs éléments dans le questionnaire. De multiples concepts importants liés au marché du travail ont été saisis par des variables dérivées, comme l’ont été les sources de revenus. Finalement, plusieurs variables dérivées reflétaient le codage des variables par rapport aux systèmes de classification type, comme la Classification internationale des maladies et la Classification des programmes d’enseignement.\nEn créant des variables dérivées pour les répondants, si une question ne recevait pas de réponse (autrement dit, une valeur « Je ne sais pas », « Refus », « Pas déclaré » ou « Saut de question valide »), on attribuait à la variable dérivée la valeur « Pas déclaré ».\nLa plupart des noms des variables dérivées ont un « D » à la position du premier caractère du nom. Pour toutes les variables couplées de l’ENM, le nom de la variable de l’ENM a été préservé dans la mesure du possible dans la base de données de l’ECI. Certaines exceptions s’appliquaient étant donné que le nom des variables de l’ECI est limité à huit caractères et que celui des variables de l’ENM dépassait parfois huit caractères.\nLa liste complète des variables dérivées accompagnées des spécifications pour leur dérivation se trouve dans les dictionnaires de données de l’ECI de 2012 (pour en savoir davantage, communiquez avec les Services à la clientèle de Statistique Canada ). Les variables dérivées sont classées par thème à l’annexe A avec d’autres indicateurs d’enquête. La liste complète des variables dérivées et des variables de l’ENM, accompagnées de leurs spécifications se trouve dans les dictionnaires de données de l’ECI de 2012.\nDans une enquête par sondage, chaque répondant ne représente pas que lui- ou elle-même mais aussi d'autres personnes qui n'ont pas été échantillonnées. C'est pourquoi un poids est assigné à chaque répondant de manière à indiquer le nombre de personnes qu’il représente. Pour assurer la cohérence des données et s’assurer que les résultats représentent bien l’ensemble de la population cible et non seulement les personnes échantillonnées, ce poids doit être utilisé pour calculer toutes les estimations.\nLe calcul des poids pour l’ECI se fait en plusieurs étapes. La première étape consiste à assigner un poids initial fondé sur le plan de sondage à chaque unité sélectionnée pour l’ECI. Le poids initial est l'inverse de la probabilité d'inclusion. Pour l'ECI, le poids initial est le produit de deux éléments : le poids à l’ENM et le poids de sous-échantillonnage de l’ECI (l'inverse de la fraction d'échantillonnage). Ensuite viennent un certain nombre d’ajustements aux poids pour tenir compte d’exclusions lors de la collecte, de la non-réponse, et pour éviter les poids extrêmes dans les domaines d’estimation. On termine en calant les poids d’enquête sur des totaux estimés de l’ENM et en procédant à certains ajustements pour tenir compte des unités qui étaient dans le champ de l’enquête lors de la sélection en mai 2011, mais hors champ au moment de l’enquête en 2012. Les sous-sections suivantes décrivent les grandes étapes de la pondération.\nCalcul des poids initiaux\nIl faut calculer les poids initiaux pour l’échantillon OUI et l’échantillon NON. Puisque le plan d’échantillonnage de l’ECI est fondé sur celui de l’ENM, le poids initial correspond au produit du poids final de l’ENM et de l’inverse de à la fraction de sondage de l’ECINote 8. Le poids final de l’ENM tient compte du plan d’échantillonnage de l’ENM, des cas de non-réponse et d’autres corrections. Pour en savoir davantage sur la stratégie de pondération de l’ENM, reportez-vous à la section 4.3 du guide de l’utilisateur de l’ENM.\nLe poids initial de l’ECI correspond donc au produit du poids initial ajusté et corrigé de l’ENM par l’inverse de la fraction de sondage à l’ECI. La fraction de sondage à l’ECI est calculée en prenant la taille de l’échantillon sélectionné dans une strate, divisé par le nombre d’unités disponibles sur la base de sondage dans cette strate.\nLes ajustements de poids décrits dans les prochaines sous-sections ne concernent que l’échantillon OUI, parce qu’aucune donnée n’a été recueillie pour l’échantillon NON; il est donc inutile de faire des ajustements pour les cas où aucun contact n’a été établi ou de les cas de non-réponse.\nAjustement pour les unités non envoyées à la collecte\nL'échantillon qui a été sélectionné pour l'ECI a été gonflé légèrement en prévision de l'exclusion de certaines unités de la collecte pour les raisons suivantes :\nSélection de plus de 3 personnes dans un même ménage ;\nSélection de personnes dans des ménages déjà sélectionnés par d’autres enquêtes dans le Nord (Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, Enquête sur la population active ou Enquête sur les dépenses des ménages);\nAucun numéro de téléphone disponible pour un ménage (en dehors des TNO) ;\nPas de nom ni de date de naissance rapporté à l’ENM pour une personne, donc aucune façon d’identifier le bon répondant dans le ménage.\nOn avait estimé ces pertes lors du calcul de la taille d'échantillon, et sur-échantillonné dans certaines strates pour compenser. On a donc traité les unités exclues de la collecte comme des non-répondants et on a redistribué leurs poids aux autres unités au niveau de la strate.\nAjustements pour le non-contact et la non-réponse\nLa non-réponse à l’ECI se divisait en deux grandes catégories : le non-contact, et la non-réponse étant donné le contact. Ces deux types de non-réponse étaient traités séparément puisqu’ils représentaient deux phénomènes différents. En effet les facteurs qui expliquaient le non-contact étaient davantage reliés aux caractéristiques du ménage et à la mobilité des personnes, tandis que ceux qui expliquaient la non-réponse dans un ménage contacté étaient davantage reliés aux caractéristiques des individus.\nDans un premier temps, les unités envoyées sur le terrain ont été séparées en deux grands groupes : les unités contactées, et celles non contactées. On s’est servis de la régression logistique pour modéliser la probabilité d’être contacté. Les variables explicatives pour ce modèle provenaient soit de la base de l’ENM, soit des paradonnéesNote 9. Les variables retenues pour le modèle de non-contact étaient : la province, le fait d’être propriétaire ou locataire de son logement, le nombre de personnes dans le ménage, le nombre d’enfants dans le ménage, le nombre de chambres à coucher, le revenu total du ménage, un indicateur de mobilité dans les derniers 5 ans, le groupe de minorité visible, le fait d’être un indien inscrit, la classe de travailleur, le statut de population active, le type d’occupation, la raison de ne pas avoir pu commencer à travailler la semaine avant le recensement, le groupe d’âge, l’état matrimonial, le fait d’accepter que ses données de l’ENM soient rendues publiques dans 92 ans, la connaissance des langues officielles, le statut de la personne au sein de la structure de famille du recensement et le nombre de tentatives de contact.\nGrâce à ce modèle on a obtenu, pour chaque unité (contactée ou non), une probabilité d’être contactée. On a ensuite formé des classes de réponse homogènes en groupant les unités avec une probabilité d’être contactées similaires. On s’est servi d’une méthode automatique de formation des classesNote 10 afin de générer des classes homogènes en termes de probabilité prédite d’être contacté, et comprenant un nombre suffisant d’unités contactées pour éviter de trop grands facteurs d’ajustement des poids. Au total 37 classes ont été formées, et à l’intérieur de chacune, le poids des unités non contactées a été redistribué aux unités contactées.\nEnsuite, un ajustement a été fait pour un sous-ensemble des personnes contactées mais non répondantes, soit celles qui ont une incapacité ou une condition de santé ne leur permettant pas de répondre, ou qui ont répondu au module des QII (et selon leurs réponses ont une incapacité), mais pas au reste de l’entrevue de l’ECI. Puisque le nombre de ces cas était minime (environ 700), on a procédé à un ajustement relativement simple au niveau des strates, où le poids des non répondants avec incapacité a été réparti parmi les répondants avec incapacité.\nL’étape suivante consistait à ajuster les poids pour tenir compte des autres non répondants (généralement des refus). Ici encore, on s’est servi de la régression logistique pour modéliser la probabilité de répondre étant donné qu’un contact a eu lieu au niveau du ménage. Les variables retenues pour le modèle de non-réponse avec contact étaient : la province, le groupe d’âge, la présence d’enfants dans le ménage, le nombre d’enfants dans la famille de recensement, le nombre de soutiens dans le ménage, le fait de vivre dans un grand centre urbain ou non, le groupe de minorité visible, la classe de travailleur, le groupe d’occupation, le revenu total du ménage, le fait d’accepter que ses données de l’ENM soient rendues publiques dans 92 ans, la connaissance des langues officielles, le nombre de tentatives de contact, le nombre de contacts, le nombre de refus, le nombre de rendez-vous, le nombre moyen de jours entre chaque contact, la date du dernier contact (on a divisé la période de collecte en 4 groupes), le jour de la semaine du dernier contact et l’heure du dernier contact.\nGrâce à ce modèle de non-réponse, on a obtenu pour chaque unité (répondanteNote 11 ou non), une probabilité de répondre étant donné le contact. On a ensuite formé des classes de réponse homogènes en groupant les unités avec une probabilité de répondre similaire. La même procédure que celle utilisée pour le modèle de contact a été utilisée et a résulté en la formation de 14 classes. À l’intérieur de chaque classe, le poids des unités non répondantes a été redistribué parmi les unités répondantes.\nÀ noter que les unités hors champs (les décès, les entrées en institutions, les personnes qui vivent maintenant à l’extérieur du pays, etc.) ont été considérées au départ comme des unités répondantes, dans le sens où on a pu parler à quelqu’un de leur ménage qui nous a confirmé leur statut de hors champs. On n’a pas mis leur poids à zéro, on a plutôt conservé leur poids puisqu’elles représentaient des unités de la population de départ (au 10 mai 2011) qui étaient sorties du champ de l’enquête à l’automne 2012. Ces unités sont toutefois exclues du fichier analytique.\nAjustement pour poids extrêmes\nSuite aux ajustements pour le non-contact et la non-réponse, on a vérifié la distribution des poids des répondants pour détecter la présence de très grands poids par province puis par domaine d’estimation. En effet, certains facteurs d’ajustement pouvaient avoir généré de très grands poids pour certains individus comparativement aux autres dans certains domaines, et ceci pouvait avoir un effet néfaste sur les estimations et leur variance. On a donc utilisé une méthode appelée « écart-sigma » pour détecter ces poids extrêmes d’abord à l’intérieur de chaque province, puis à l’intérieur de chaque domaine d’estimation. Un exemple d’application de la méthode du sigma-gap est décrit dans Bernier et Nobrega (1998)Note 12. La méthode du sigma-gap telle qu’utilisée ici, visait à détecter les grands écarts entre deux poids successifs (et supérieurs à la médiane), lorsque ceux-ci étaient triés en ordre croissant. Lorsqu’on trouvait un écart qu’on jugeait trop grand entre deux poids successifs, le plus grand poids des deux et tous les suivants étaient alors catégorisés comme étant aberrants. Pour juger de la grandeur d’un écart entre deux poids, on la comparait à un certain nombre de fois l’écart-type de la distribution de tous les poids. Pour l’ECI, on a d’abord cherché à détecter les écarts entre les poids supérieurs à trois fois l’écart-type de la distribution à l’intérieur de chaque province. La valeur de trois a été choisie puisque c’est celle qui permettait d’identifier les poids aberrants qu’on aurait nous-mêmes identifiés si on avait appliqué une procédure manuelle. Tous les poids identifiés comme étant aberrants ont été fixés à la plus grande valeur non aberrante de la province. On a ensuite réappliqué la même procédure mais au niveau des domaines d’estimation. La réduction des poids qui a découlé de cette étape a été compensée à l’étape de la post-stratification, tel que décrit plus bas.\nTransfuges de domaines d'estimation\nAvant de passer à la post-stratification, on a dû tenir compte des cas dont l’âge dérivé à partir de la date de naissance déclarée à l’ECI ne correspondait plus au groupe d’âge auquel le cas était assigné selon la base de sondage. Cette situation était possible puisque la date de naissance sur la base de l’ENM pouvait être manquante et avoir été imputée, ou pouvait avoir été mal déclarée ou mal saisie. On a trouvé un peu moins de 300 cas dans cette situation. Pour ceux-ci, on a comparé leur poids suite à l’ajustement des poids extrêmes de l’étape précédente par rapport à la distribution des poids dans leur nouveau domaine. Lorsque le poids de l’individu tombait dans la fourchette des poids de son nouveau domaine, celui-ci était conservé tel quel. Mais s’il tombait en dehors de la fourchette des poids de son nouveau domaine, alors on le changeait pour mettre la valeur minimum (si le poids était inférieur à la fourchette) ou maximum (si le poids était supérieur à la fourchette) du nouveau domaine. On ajusté ainsi le poids de 35 personnes dans l’échantillon de l’ECI.\nPost-stratification et ajustement pour les hors champs\nDeux étapes distinctes de post-stratification ont été nécessaires pour obtenir les poids finaux. Ces étapes ont été nécessaires à la fois pour l'échantillon des OUI et celui des NON.\nLa première post-stratification consistait à ajuster les poids des répondants à l’ECI (c’est-à-dire les hors-champs, les répondants avec incapacité et les répondants sans incapacité) de sorte à obtenir les mêmes totaux qu’à l’ENM pour la population des OUI et ce, par province, groupe d’âge, sexe et sévérité. Par sévérité, on entend la sévérité indiquée à l’ENM, soit « souvent » ou « parfois ». Les groupes d’âge sur lesquels on a post-stratifié sont les suivants : 15-19, 20-24, 25-29,…,60-64, 65-79, 75+.\nLa même post-stratification a été faite aux poids préliminaires de l’échantillon des NON en partant du poids initial calculé plus tôt.\nLa première post-stratification a donc été faite de façon indépendante pour les OUI et les NON. Les totaux de contrôle ont été calculés à partir de la base de diffusion de l’ENM pour les 15 ans et plus, vivant dans des logements privés, et excluant les réserves.\nLa deuxième post-stratification avait pout but principal d’ajuster les poids de l’échantillon des NON afin d’estimer la part de la population qui était hors champs à l’automne 2012. Néanmoins, cette étape a été appliquée sur l’échantillon des OUI et des NON. Puisque la collecte de l’ECI a eu lieu environ un an et demi après l’ENM, un grand nombre d’unités hors-champs a été observé dans l’échantillon des OUI, représentant environ 235 000 personnes dans la population des OUI. Puisque ces hors champs doivent être exclus des taux d’incapacité, il est important de tenter d’exclure également les hors champs au dénominateur (comprenant la population des OUI et des NON). Autrement, on risquerait de sous-estimer les taux d’incapacité. Comme l’échantillon des NON n’a pas été envoyé à la collecte, on a dû trouver une méthode indirecte pour estimer et exclure les hors champs. La stratégie utilisée pour estimer les hors-champs chez les NON, comme on le verra, dépend du type de hors-champs et de l’information disponible pour le faire.\nDans un premier temps, on a calé les poids des échantillons de OUI et de NON sur les estimations de populationNote 13 produites par la Division de la démographie, ajustées pour le sous-dénombrement net au 10 mai 2011, excluant les moins de 15 ans, les réserves indiennes, les logements collectifs, les membres des Forces canadiennes et les visiteurs au pays. Cette calibration était nécessaire puisque les totaux de décès et d’émigrants qu’on utilisera ensuite pour estimer les hors champs dans la population des NON correspondent à la population totale et non uniquement à la population dénombrée. Les décès représentent plus de 65 % des hors champs observés à l’ECI. L’ajustement pour ce type de hors champs se devait d’être le plus précis possible.\nDans un second temps, on a procédé aux différents ajustements pour exclure de la population des NON les unités qui, à l’automne 2012, auraient été hors champs. Il ne s’agit pas ici d’identifier quelles personnes dans l’échantillon des NON sont des hors champs, mais plutôt de réduire la somme des poids de l’échantillon des NON afin qu’ils correspondent aux totaux de population excluant les hors champs.\nCes ajustements ont été faits séparément pour différents types de hors champs, et à l’aide de différentes sources de données, tel que décrit ci-après.\nLe tableau suivant donne les estimations des différents types de hors champs dans la population des OUI.\nEstimations des types de hors champs dans la population des OUI\nLe tableau montre les résultats de Estimations des types de hors champs dans la population des OUI. Les données sont présentées selon Type de hors champs (titres de rangée) et Non pondéré et Pondéré, calculées selon nombre et % unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\nType de hors champs\n939 153 570 65,40\n66 15 870 6,80\nEntrées en institutions\n349 57 450 24,50\nDéménagé sur réserve indienne\n4 120 0,05\n62 7 800 3,30\n1 420 234 810 100,00\nDécès et émigrants (entre le 10 mai 2011 et la collecte de l'ECI)\nLa Division de la démographie a produit des totaux cumulatifs de décès et d’émigrants entre le 10 mai 2011 et le 15 novembre 2012 (soit le milieu de la collecte de l’ECI) par province et territoire, groupe d’âge et sexe. Ces totaux étaient ajustés pour exclure les moins de 15 ans, les réserves indiennes, les logements collectifs, les membres des Forces canadiennes et les visiteurs au pays. Puisque ces totaux couvrent l’ensemble de la population (population des OUI et des NON), on pouvait soustraire de ce total le nombre de décès estimés pour la population des OUI grâce à l’échantillon de l’ECI (et aux poids obtenus suite à la post-stratification sur les totaux de démographie tel que décrit plus haut) pour déduire le nombre de ceux-ci provenant de la population des NON. On pouvait ensuite ajuster le poids de sondage des NON à la baisse pour reproduire la population toujours vivante et étant toujours au pays à l’automne 2012.\nEstimations du nombre de décès et d'émigrants entre le jour du Recensement de 2011 et la collecte de l'ECI\nLe tableau montre les résultats de Estimations du nombre de décès et d'émigrants entre le jour du Recensement de 2011 et la collecte de l'ECI Estimation de l'ECI\n(population des OUI), Estimation de la Div. de la démographie\n(population totale) et Estimation indirecte\n(population des NON)(figurant comme en-tête de colonne).\nEstimation de l'ECI\n(population des OUI)\nEstimation de la Div. de la démographie\n(population des NON)\n153 570 338 520 184 950\n15 870 70 290 54 420\nSources : Statistiques Canada, Enquête canadienne sur l'incapacité, 2012 et Programme des estimations démographiques.\nL’ajustement à la baisse des poids de la population des NON a été fait pour les décès au niveau des provinces croisées par deux groupes d’âge (15-64 et 65+). Pour l’émigration, l’ajustement a été fait par groupe d’âge seulement (15-24, 25-44 et 45+). Il était important que l’ajustement soit fait au niveau le plus précis possible sans toutefois créer des incohérences dans les ajustements à effectuer.\nPersonnes vivant en institution après le 10 mai 2011\nCe type de hors champ est plus difficile à estimer pour la population des NON. En effet, il n’existe aucune source de données exacte nous permettant d’estimer le nombre de personnes entrées en institutions depuis le dernier recensement. De plus, on sait que la proportion de personnes entrées en institutions parmi la population des OUI devrait être supérieure à celle parmi la population des NON, mais on ne sait pas à quel point celle-ci est plus grande.\nOn a obtenu des estimations d’entrées en institution de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR, panel 7) pour la population totale de 15 ans et plus (avec les mêmes exclusions de réserves, logements collectifs, etc. que l’ECI, mais excluant aussi les territoires). Ces estimations nous ont été fournies par groupe d’âge (15-64, 65-74,75+) et couvrent une période de un an et demi, ce qui est comparable au délai entre le Recensement et l’ECI. Comme l’EDTR n’a pas d’estimation pour les territoires, il a été impossible d’estimer le nombre d’entrées en institution chez les NON dans les territoires. Une estimation indirecte des entrées en institution chez les NON a été obtenue en soustrayant le nombre d’entrées en institution/ estimé pour la population des OUI à l’ECI du total estimé pour l’ensemble de la population à partir de l’EDTR (comme on l’a fait pour les décès et l’émigration).\nLe nombre d’entrées en institution chez les NON pour les deux premiers groupes d’âge (15-24 et 65-74) était négligeable, on a donc seulement procédé à un ajustement pour le dernier groupe d’âge chez les NON. On a donc réduit le poids des NON de 75 ans et plus afin de réduire le total de population d’un peu moins de 26 000 personnes dans les 10 provinces.\nPersonnes ayant déménagé sur une réserve indienne après le 10 mai 2011\nLe nombre de hors champs chez les OUI dû à un déménagement sur réserve étant tellement faible, on n’a pas jugé nécessaire de procéder à un ajustement chez les NON.\nAutres hors champs\nPour les autres types de hors champs, soit les membres des Forces canadiennes, les visiteurs au pays (mauvaise classification à l’ENM) et âge non valide, on a dû supposer que la proportion estimée pour la population des OUI aurait été la même pour la population des NON. Cette hypothèse est moins réaliste pour les membres des Forces canadiennes, toutefois cet ajustement pour les hors champs est minime.\nAinsi on a chez les OUI un total de personnes pour ces 3 types de hors champs représentant environ 0.13% de la population des OUINote 14. On a donc supposé que 0.13% des NON étaient de tels hors-champs, et on a diminué les poids des NON proportionnellement à ce qui a été observé chez les OUI dans les 3 groupes d’âges suivants : 15-24, 25-44, 45+.\nEnfin il faut bien comprendre ici que l’exclusion des hors champs chez les NON a été fait en ajustant à la baisse le poids de ceux-ci pour compenser ces pertes. Chez les OUI au contraire, on a simplement exclus du fichier analytique les personnes identifiées comme étant hors champs, et dont le poids de sondage nous avait permis d’estimer le nombre de personnes qu’elles représentaient dans la population des OUI au départ.\nComptes pondérés de la population\nOn retrouve au tableau 6.3 des comptes pondérés de la population des OUI couverte par l’enquête, soit les personnes ayant déclaré une limitation d’activités aux questions filtres de l’ENM, après ajustement pour le sous-dénombrement net et exclusion des hors champs en date de l’automne 2012.\nPopulation des OUI de l'ENM couverte par l'ECI, et nombre de personnes avec incapacité, par province et territoire\nLe tableau montre les résultats de Population des OUI de l'ENM couverte par l'ECI. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Population couverte et Personnes avec incapacité\n, calculées selon nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\n85 130 59 300\n26 370 18 840\n199 490 143 760\n145 300 99 450\n956 330 616 740\n2 399 620 1 651 620\n214 640 145 270\n172 330 116 640\n573 660 369 190\n891 330 546 760\n6 300 4 070\n3 900 2 740\n2 900 1 540\n5 677 290 3 775 910\nLe tableau suivant donne des comptes pondérés de la population couverte par l’échantillon des NON, après ajustements pour le sous-dénombrement net et exclusion des hors champs en date de l’automne 2012.\nPopulation des NON de l'ENM couverte par l'échantillon des NON, par province et territoire\nLe tableau montre les résultats de Population des NON de l'ENM couverte par l'échantillon des NON. Les données sont présentées selon Province/Territoire (titres de rangée) et Population couverte, calculées selon nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).\n5 480 590\n8 328 280\n21 838 910\n6.2 Structure et contenu des fichiers\nOn a créé pour l’ECI deux fichiers de données : un ficher comprenant les personnes avec incapacité, et un autre comprenant les personnes sans incapacité. Selon le type d’analyse qu’on veut faire, on devra soit utiliser le fichier de personnes avec incapacité seulement, soit utiliser les deux fichiers ensemble.\nLe fichier de personnes avec incapacité comprend les personnes sélectionnées à l’ECI qui, selon la définition de l’incapacité retenue pour l’ECI, sont considérées comme ayant une incapacité. Ce fichier est le plus complet des deux. Il contient à la fois toutes les données de l’ECI, et plusieurs variables provenant de l’ENM. Toute analyse visant exclusivement les personnes avec incapacité peut être faite grâce à ce seul fichier.\nLe fichier de personnes sans incapacité quant à lui comprend trois groupes de personnes, les deux premiers groupes provenant de l’échantillon des OUI de l’ECI, le troisième de l’échantillon des NON. Les 3 groupes sont les suivants :\nles personnes interviewées à l'ECI qui ont déclaré n'être limitées que « Rarement » avec « Aucune difficulté » ou « Peu de difficulté ». Ces personnes étaient, aux fins de l'entrevue de l'ECI, considérées comme ayant potentiellement une incapacité et donc ont eu à répondre à toutes les questions de l'ECI. Toutefois elles ont été exclues de la définition finale de l'incapacité.\nles personnes interviewées à l'ECI et qui ont déclaré n'être « Jamais » limitées (les « faux positifs »). Ces personnes étaient, aux fins de l'entrevue de l'ECI, considérées comme n'ayant pas d'incapacité et n'ont donc pas eu à répondre au reste des questions de l'ECI.\nles personnes provenant de l'échantillon des NON. Celles-ci n'ont pas déclaré de limitations d'activité à l'ENM, n'ont pas été envoyées à la collecte, et sont automatiquement considérées comme n'ayant pas d'incapacité.\nLe fichier de personnes sans incapacité comprend donc un contenu différent, selon le groupe de personnes à qui on a affaire. Ainsi pour les personnes du groupe « a », on a le même contenu que pour les personnes avec incapacité, c’est-à-dire toutes les données de l’ECI et plusieurs variables provenant de l’ENM. Pour les personnes du groupe « b », on n’a que les données du module des QII provenant de l’ECI puisque l’entrevue s’est terminée immédiatement après ce module. On a cependant aussi les variables de l’ENM. Enfin pour les personnes du groupe « c », on n’a que les variables de l’ENM puisqu’on n’a pas fait de collecte pour ces unités.\nLe fichier de personnes sans incapacité doit être utilisé conjointement avec le fichier de personnes avec incapacité pour deux types d’analyses : le calcul de taux d’incapacité, puisque le dénominateur doit inclure à la fois les personnes avec et sans incapacité ; puis la comparaison des caractéristiques de l’ENMNote 15 des personnes avec et sans incapacité.\nPour être en mesure de différencier chaque groupe de personnes dans les fichiers, on a créé une variable dérivée appelée CSDPOPFL qui prend la valeur 1 pour les personnes avec incapacité, la valeur 2 pour les personnes sans incapacité du groupe « a », la valeur 3 pour les personnes sans incapacité du groupe « b », et la valeur 4 pour les personnes sans incapacité du groupe « c ».\nPour faciliter l’utilisation de ces deux fichiers, on y retrouvera les mêmes variables. Cependant certaines variables auront des valeurs manquantes dans le fichier des personnes sans incapacité puisqu’on ne possède pas toutes les informations pour certains groupes de personnes. Le tableau suivant résume le contenu disponible de chaque fichier, et de chaque groupe de personnes pour le fichier des personnes avec et sans incapacité.\nContenu disponible selon différents groupes de personnes dans les fichiers analytiques de l'ECI\nLe tableau montre les résultats de Contenu disponible selon différents groupes de personnes dans les fichiers analytiques de l'ECI CSDPOPFL, Variables démographiques, QII, Autre contenu ECI et variables dérivées , Variables ENM et Poids final et poids Bootstrap(figurant comme en-tête de colonne).\nAutre contenu ECI et variables dérivées\nPoids final et poids BootstrapNote 1\nPour une description des poids Bootstrap, voir la section 7.2.\nNote sur les périodes de référence\nLorsqu’on vise à calculer des taux d’incapacité ou lorsqu’on cherche à comparer les caractéristiques des personnes avec et sans incapacité, la date de référence est le 10 mai 2011. En revanche, lorsqu’on s’intéresse uniquement aux caractéristiques des personnes avec incapacité, on travaillera avec les données recueillies à l’ECI et telles que mesurées à l’automne 2012. La période de référence sera donc ici l’automne 2012. Ceci revient à considérer l’ECI comme un type d’enquête longitudinale où on a recueilli une première vague de données en 2011 grâce à l’ENM (population initiale) autant pour la population des OUI que des NON, et une seconde vague de données en 2012 grâce à l’ECI pour le sous-ensemble de personnes avec incapacité.\nEn d’autres mots, les personnes avec incapacité de l’ECI sont donc des personnes qui, au 10 mai 2011, avaient déclaré une limitation d’activité à l’ENM et qui, en 2012, ont déclaré une incapacité lors de l’ECI. Les caractéristiques de l’ECI pour les personnes avec incapacité représentent donc des informations de 2012 au sujet d’une population définie en 2011.\n6.3 Ensembles de données finaux et dictionnaires de données\nLes fichiers de données finaux comprennent :\nFichiers analytiques à utiliser dans les Centres de données de recherche.\nLe fichier de traitement final est un fichier maison qui comprend un certain nombre de variables temporaires utilisées exclusivement aux fins de traitement. Les fichiers analytiques sont des fichiers de diffusion qui ont fait l’objet d’un traitement plus approfondi aux fins de publication. Ils sont distribués dans les Centres de données de recherche au Canada. À Statistique Canada, ils servent également à produire des tableaux de données à la demande de clients. On a pris de nombreuses mesures afin d’assurer la confidentialité des données des répondants. Les fichiers de diffusion devraient être distribués après le jour de la diffusion des résultats de l’ECI le 3 décembre 2013 (pour obtenir des précisions sur la diffusion, veuillez consulter le chapitre 9).\nAfin de transformer le fichier de traitement final et nettoyé en fichiers de données analytiques finaux, une série de mesures ont été effectuées. D’abord, des mesures ont été adoptées afin d’assurer une meilleure protection des renseignements confidentiels fournis par les répondants. Ensuite, les poids affectés à la personne ont été ajoutés aux fichiers. La pondération est décrite de façon plus détaillée à la section 6.1. Enfin, toutes les variables temporaires ou les variables utilisées exclusivement à des fins de traitement ont été supprimées des fichiers.\nVoici les documents complémentaires qui accompagnent les fichiers analytiques de l’ECI de 2012 :\nle cliché d’enregistrement;\nla syntaxe liée à SAS (Système d’analyse statistique), à SPSS (Ensemble des programmes statistiques relatif aux sciences sociales) et à Stata, afin de charger les fichiers,\nles métadonnées sous la forme de dictionnaires de données qui décrivent chaque variable et présentent les comptes de fréquence pondérés et non pondérés.\n6.4 Lignes directrices pour l'analyse\nOn a élaboré un guide de l’utilisateur pour les fichiers analytiques. Ce guide décrit étape par étape la façon d’utiliser les fichiers de données de l’ECI. Le guide de l’utilisateur comprent des lignes directrices pour la mise en tableau et l’analyse statistique, de l’information sur la façon d’appliquer les poids nécessaires aux données, de l’information concernant des progiciels disponibles et des lignes directrices pour la diffusion des données, comme les règles d’arrondissement. La procédure permettant d’estimer la fiabilité des estimations quantitatives et qualitatives est décrite de façon détaillée. De plus, on dispose de deux manuels des codes détaillés, qui consistent en dictionnaires de données pour toutes les variables disponibles.\n7.1 Aperçu de l'évaluation de la qualité des données\nL’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) vise à produire des estimations de qualité concernant le type et la sévérité des incapacités qu’éprouvent les Canadiens de 15 ans et plus (en date du 10 mai 2011). Elle fournit également des estimations à l’égard de divers indicateurs importants des expériences et des difficultés des personnes ayant une incapacité. Le présent chapitre examine la qualité des données de l’enquête.\nLes sections 7.2 et 7.3 exposent deux genres d’erreur qui se produisent dans les enquêtes — les erreurs d’échantillonnage et les erreurs non dues à l’échantillonnage. Chaque type d’erreur est évalué dans le cadre de l’ECI. Une erreur d’échantillonnage correspond à la différence entre les données obtenues à partir de l’échantillon de l’enquête et les données qui auraient été obtenues d’un recensement complet réalisé dans des conditions semblables auprès de l’ensemble de la population. Par conséquent, une erreur d’échantillonnage peut être décrite comme la différence découlant de la variabilité des échantillons. Les erreurs non dues à l’échantillonnage désignent toutes les autres erreurs causées par des facteurs autres que l’échantillonnage. Les erreurs non dues à l’échantillonnage peuvent se produire à n’importe quelle étape du processus d’enquête et elles comprennent l’absence de réponse à une enquête ainsi que les erreurs introduites pendant la collecte des données ou le traitement informatique.\nLe présent chapitre décrit les différentes mesures adoptées afin de prévenir les erreurs lorsque c’était possible et d’apporter des ajustements en cas d’erreur lors des différentes étapes de l’ECI. Les aspects qu’il faut traiter avec prudence dans l’interprétation des données de l’ECI sont notés. Les lecteurs peuvent également consulter le guide de l’utilisateur de l’Enquête nationale auprès des ménages pour obtenir des renseignements connexes sur la qualité des données.\n7.2 Erreurs d'échantillonnage et méthode Bootstrap\nLes estimations qui peuvent être calculées à partir de cette enquête sont fondées sur un échantillon de personnes. Des estimations quelque peu différentes auraient pu être obtenues si l’on avait procédé à un recensement complet au moyen des mêmes questionnaires, intervieweurs, superviseurs, méthodes de traitement, etc. que ceux réellement utilisés. La différence entre une estimation obtenue à partir de l’échantillon et celle découlant d’un dénombrement complet effectué dans des conditions similaires est appelée « erreur due à l’échantillonnage » de l’estimation.\nAfin de fournir des estimations de l’erreur due à l’échantillonnage pour les statistiques produites dans le cadre de l’ECI, on a eu recours à un type particulier de méthode « bootstrap ». Plusieurs méthodes bootstrap existent dans les ouvrages publiés, mais aucune d’elles n’était appropriée pour le plan d’échantillonnage complexe de l’ECI. Les particularités du plan d’échantillonnage qui font que l’estimation des erreurs dues à l’échantillonnage est difficile sont les suivantes :\nPlan d’échantillonnage à trois phases dans lequel des ménages (ou logements) sont sélectionnés aux deux premières phases, et des personnes le sont à la troisième. À la première phase, un échantillon aléatoire de 4,5 millions de ménages stratifié par unité de collecte (UC) a été sélectionné pour participer à l'ENM. À la mi-juillet 2011, un sous-échantillon de 2e phase de 400 000 ménages parmi les 1,2 million qui n'avaient pas encore répondu a été sélectionné dans le cadre de l’opération du suivi de la non-réponse (SNR). À la 3e phase, un échantillon d’environ 45 500 individus avec limitations d’activité selon l’ENM a été tiré pour l’ECI.\nFraction de sondage de l’échantillon de première phase (ENM) non négligeable (environ 1/3 dans les régions N1) et fraction de sondage de l’ECI assez élevée dans certaines strates.\nStrates de l’ECI (combinaisons de domaines d’estimation, régions N1 ou N2, répondant initial vs répondant SNR, souvent vs. parfois limité) non imbriquées dans les strates de l’ENM (UC ou groupes d’UC).\nPour les besoins du calcul de l’erreur due à l’échantillonnage, on a considéré que les répondants au SNR formaient un échantillon de 3e phase, où la probabilité d’inclusion d’un logement était égale à sa propre probabilité de répondre et ce, de façon indépendante pour chaque logement.\nTel que mentionné précédemment, plusieurs méthodes bootstrap existent dans les ouvrages publiés pour l’échantillonnage à une phase. La plus courante est appelée bootstrap « avec remise » et consiste à sélectionner M sous l’échantillons avec remise à partir de l’échantillon principal et à produire des estimations pour chaque sous l’échantillon. L’estimation de la variance bootstrap est par la suite calculée comme fonction du carré des différences entre les estimations provenant de chacun des M sous-échantillons bootstrap et l’estimation provenant de l’échantillon de l’enquête.\nL’utilisation de poids bootstrap simplifie grandement le calcul de la variance. Pour chaque sous l’échantillon (réplique bootstrap), les poids d’échantillonnage initiaux sont rajustés en fonction du sous l’échantillonnage bootstrap, ce qui produit ce que l’on appelle les « poids bootstrap initiaux ». Étant donné que chaque échantillon bootstrap est le résultat de la sélection d’unités avec remise, une unité peut se retrouver plusieurs fois dans un échantillon bootstrap particulier. On peut démontrer que les poids bootstrap sont une fonction du poids initial de l’observation multiplié par ce que l’on appelle « la multiplicité » de l’unité dans l’échantillon bootstrap, c’est-à-dire le nombre de fois où l’unité est sélectionnée dans l’échantillon bootstrap. La multiplicité d’une unité dans l’échantillon bootstrap est une variable aléatoire qui suit ce que l’on appelle une « distribution multinomiale ». Ainsi, les poids bootstrap peuvent être considérés comme le produit des poids d’échantillonnage initiaux par un facteur de correction aléatoire (qui est, dans ce cas-ci, une fonction de la multiplicité de l’unité). Une fois les poids bootstrap initiaux calculés, tous les ajustements de poids appliqués aux poids d’échantillonnage initiaux sont appliqués aux poids bootstrap initiaux en vue d’obtenir les poids bootstrap finaux, qui rendront compte de la variance liée non seulement au plan d’échantillonnage particulier, mais aussi à tous les ajustements de poids appliqués à l’ensemble de l’échantillon pour calculer les poids finaux.\nEn 2006, l’Enquête auprès des peuples autochtones (EAPA) avait élaboré une méthode bootstrap généralisée pour l’échantillonnage à deux phases (Langlet, Beaumont et Lavallée, 2008). Cette méthode n’avait pas pu être utilisée pour l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) puisque les travaux étaient toujours en cours au moment de la diffusion des données. Pour 2011, on a donc adapté la méthode à deux phases utilisée par l’EAPA de 2006 pour tenir compte des nouvelles complexités du plan de sondage. Une revue de la méthode de 2006 est décrite plus bas.\nTel que mentionné précédemment, les poids bootstrap peuvent être considérés comme le produit des poids d’échantillonnage initiaux et d’un facteur de correction aléatoire. Il s’agit du concept qui sous-tend la méthode du bootstrap généralisée. Dans le cas d’un échantillon à deux phases, la variance peut être décomposée en deux composantes, chacune étant associée à une phase de l’échantillonnage. La méthode du bootstrap généralisée à deux phases produit un facteur de correction aléatoire pour chaque phase d’échantillonnage. Dance ce cas, le poids bootstrap initial d’une unité est le produit du poids de sondage initial par ces deux facteurs d’ajustement aléatoires.\nOr en 2011, pour l’estimation de la variance, on considère que l’ENM a deux phases additionnelles, soit celle correspondant au sous-échantillon du SNR ainsi qu’une phase additionnelle associée à la non-réponse au sous-échantillon du SNR. Pour tenir compte de ces phases supplémentaires, on a combiné les trois phases de l’ENM en une seule phase pour ensuite utiliser la méthode du bootstrap généralisé à deux phases (une phase à l’ENM et une phase à l’ECI). Dans la méthode du bootstrap généralisé pour plans à deux phases, on peut montrer que les facteurs d’ajustement aléatoires dépendent des probabilités d’inclusion simples et doubles associées à chacune des phases. Pour combiner les trois phases en une seule phase, il s’agit de combiner les probabilités d’inclusion simples et doubles pour les trois phases de l’ENM. Les probabilités d’inclusion simples et doubles des trois phases combinées sont données par le produit des probabilités d’inclusion simples et doubles de chacune des trois phases. Les détails de la méthodologie utilisée se trouvent dans Haddou (2013)Note 16.\nUne fois les trois phases de l’ENM combinées en une seule phase, on utilise la méthode bootstrap généralisée pour l’échantillonnage à deux phases, qui implique le calcul de deux ensembles de facteurs de correction aléatoires, soit un pour chacune des phases.\nLa présence de ces deux ensembles facteurs de correction aléatoires comporte un avantage majeur. Le premier ensemble peut être utilisé pour les estimations fondées sur la première phase seulement, c’est-à-dire les estimations fondées sur l’échantillon de l’ENM. Ces estimations sont utilisées lorsque les poids sont ajustés en fonction des totaux de l’ENM au moment de la post-stratification (section 6.1). Cette méthode produira des totaux de l’ENM variables pour chaque échantillon bootstrap. Cela rend compte du fait que les totaux de l’ENM utilisés sont fondés sur un échantillon et non sur des totaux fixes connus.\nDans le cas de l’ECI, 1 000 ensembles de poids bootstrap ont été produits au moyen de la méthode décrite précédemment. La méthode utilisée est légèrement biaisée, en ce sens qu’elle surestime légèrement la variance. L’ampleur de la surestimation est considérée comme négligeable pour l’ECI. La méthode peut aussi produire des poids bootstrap négatifs. Pour remédier à ce problème, on a procédé à une transformation des poids bootstrap en vue de réduire leur variabilité. Par conséquent, la variance calculée à partir de ces poids bootstrap transformés doit être multipliée par un facteur qui est fonction d’un certain paramètre appelé phi. La valeur du paramètre est choisie de façon à correspondre au plus petit nombre entier faisant en sorte que tous les poids bootstrap sont positifs. Pour l’ECI, ce facteur est 4. Les variances calculées à partir des poids bootstrap transformés doivent donc être multipliées par 42 = 16. De même, les coefficients de variation obtenus (racine carrée de la variance divisée par l’estimation proprement dite) doivent être multipliés par 4. Toutefois, la plupart des logiciels qui produisent des estimations de l’erreur d’échantillonnage à partir de poids bootstrap comportent une option permettant de préciser ce facteur de correction, afin que la bonne estimation de la variance soit obtenue sans la nécessité d’une étape additionnelle de multiplication par la constante.\nIl est extrêmement important d’utiliser le facteur multiplicatif approprié pour n’importe quelle mesure de l’erreur d’échantillonnage, telle la variance, l’erreur type et le c.v.. L’omission de ce facteur multiplicatif produira des résultats et des conclusions erronés. Ce facteur est souvent spécifié comme étant « l’ajustement de Fay » dans les logiciels produisant des estimations de l’erreur d’échantillonnage à partir de poids bootstrap.\nPour des exemples de procédures utilisant l’ajustement de Fay, voir le Guide de l’utilisateur des données de l’Enquête sur l’incapacité de 2012.\nEnfin, la mesure de l’erreur due à l’échantillonnage utilisée pour l’ECI est le coefficient de variation (c.v.) de l’estimation, c’est-à-dire l’erreur type de l’estimation divisée par l’estimation proprement dite. Dans le cas de cette enquête, lorsque le c.v. d’une estimation est supérieur à 16,5 % mais inférieur ou égal à 33,3 %, l’estimation sera accompagnée de la lettre « E », ce qui indique que les données doivent être utilisées avec prudence. Lorsque le c.v. d’une estimation est supérieur à 33,3 %, ou si l’estimation est basée sur un échantillon de 10 personnes ou moins, l’estimation de la cellule sera remplacée par la lettre « F », ce qui indique que le chiffre a été supprimé pour des raisons de fiabilité.\n7.3 Erreurs non dues à l'échantillonnage\nMis à part l’échantillonnage, plusieurs facteurs, qui peuvent se produire à presque toutes les étapes d’une enquête, peuvent causer des erreurs dans les résultats de l’enquête. Les répondants peuvent ne pas comprendre les questions et y répondre de façon erronée, les réponses peuvent être entrées de façon incorrecte lors de la saisie des données, et des erreurs peuvent être introduites dans le traitement et la mise en tableaux des données. Ce sont tous là des exemples d’erreurs non dues à l’échantillonnage.\nSur un grand nombre d’observations, les erreurs aléatoires auront peu d’effet sur les estimations tirées de l’enquête. Toutefois, les erreurs qui se produisent systématiquement contribueront à des biais dans les estimations de l’enquête. Voilà pourquoi, on a consacré beaucoup de temps et d’efforts à réduire les erreurs non dues à l’échantillonnage dans l’enquête. À l’étape de l’élaboration du contenu, de nombreuses activités ont été entreprises afin de formuler des questions qui seraient bien comprises des répondants. Le nouveau questionnaire a fait l’objet de tests poussés au cours de plusieurs séries d’essais qualitatifs. De plus, beaucoup d’initiatives ont été prises sur le terrain afin d’encourager la participation et de réduire le nombre de non-réponses. Les nombreuses méthodes d’assurance de la qualité appliquées aux étapes de la collecte de données, du codage et du traitement des données afin de vérifier et de corriger les erreurs dans les données sont également importantes. Des corrections de la pondération ont été appliquées afin de corriger le biais potentiel, au besoin.\nLes facteurs suivants sont souvent à l’origine des erreurs non dues à l’échantillonnage : absence de réponse, couverture, mesure et traitement des données. Les sections suivantes traitent des différentes mesures utilisées pour réduire et corriger les erreurs pouvant de produire dans chacun de ces domaines.\nDes erreurs de couverture se produisent lorsque la population échantillonnée exclut des personnes qui devraient faire partie de la population ciblée. Étant donné que l’ECI est le prolongement de l’ENM de 2011, elle hérite des problèmes de couverture de cette enquête, qui hérite elle-même des problèmes de couverture du recensement de 2011. Pour en savoir davantage au sujet des erreurs de couverture dans le cadre du recensement, veuillez consulter : « Estimations définitives de la couverture du Recensement de 2011 » sur le site Web de Statistique Canada. Pour de plus amples renseignements sur la qualité des données de l’ENM, veuillez consulter le Guide de l’utilisateur de l’ENM sur le site Web de Statistique Canada.\nIl y a erreurs de non-réponse lorsqu’on ne parvient pas à recueillir des renseignements complets sur toutes les unités dans l’échantillon sélectionné. La non-réponse entraîne des erreurs dans les estimations de l’enquête de deux façons. D’abord, les non-répondants présentent souvent des caractéristiques différentes des répondants, ce qui peut introduire des biais dans les estimations de l’enquête si l’erreur de non-réponse n’est pas corrigée adéquatement. Dans ce cas-là, plus le taux de non-réponse est élevé, plus le biais sera important. Ensuite, si le taux de non-réponse est plus élevé que prévu, il réduira la taille réelle de l’échantillon. Par conséquent, la précision des estimations sera réduite (l’erreur d’échantillonnage dans les estimations augmentera). Ce deuxième aspect peut être réglé si on sélectionne dès le départ un plus gros échantillon. Cependant, le biais potentiel dans les estimations ne s’en trouvera pas réduit pour autant.\nL’ampleur de la non-réponse varie. D’une part, il existe la non-réponse partielle, selon laquelle le répondant omet de répondre à une ou plusieurs questions, mais remplit une partie importante préétablie de l’ensemble du questionnaire. De façon générale, la portée de la non-réponse partielle est demeurée limitée dans le cadre de l’ECI en raison des examens qualitatifs importants qui ont été effectués et de la mise à l’essai des questions. D’autre part, il y a la non-réponse totale, selon laquelle la personne qui a été choisie pour participer à l’enquête n’a pas pu être jointe ou a refusé de participer à l’enquête après avoir été contactée. Le poids des répondants a été augmenté afin de tenir compte de l’absence de réponse, tel que décrit à la section 6.1.\nDans le but de réduire le nombre de non-réponses, on a fait preuve de nombreuses initiatives avant et pendant la collecte des données.\nLe site Web de Statistique Canada comprenait une page Web dédié à l’ECI qui renfermait une série de questions et de réponses pour les répondants, ainsi que des renseignements généraux au sujet de l’enquête. Dans les mois précédant l’enquête, un lien spécial donnant accès au site Web de Statistique Canada a été placé sur le site Web d’organisations à l’intention des personnes ayant une incapacité, afin de leur donner accès à des renseignements utiles concernant l’ECI à venir. Avant la collecte des données, chaque répondant sélectionné a reçu un dépliant accompagné d’une lettre de présentation qui donnait un aperçu de l’enquête et expliquait l’importance de participer. Un petit feuillet en braille a également été distribué.\nDe plus, les intervieweurs ont reçu une formation poussée. Les intervieweurs ont été formés par un personnel expérimenté de Statistique Canada. Des manuels d’intervieweur détaillés on été fournis comme référence, en conjonction avec la formation. De plus, tous les intervieweurs étaient sous la direction d’intervieweurs principaux, qui supervisaient les activités sur le terrain. Les intervieweurs principaux, qui encourageaient les répondants à participer à l’enquête, n’ont pas ménagé leurs efforts non plus pour joindre les non-répondants en les rappelant et en faisant des appels de suivi. Le tableau des taux de réponse définitifs obtenus pour l’ECI est présenté à la section 4.2 du présent guide. Le taux de réponse globale pour l’enquête s’établissait à 74,6 %. Les taux de réponse étaient les plus élevés dans les groupes de personnes plus âgées.\nIl y a erreurs de mesure lorsque la réponse donnée est différente de la valeur réelle. Ce type d’erreur peut être attribuable au répondant, à l’intervieweur, au questionnaire, à la méthode de collecte des données ou encore au système de conservation des dossiers du répondant. Dans le cadre de l’ECI de 2012, on a mené un travail considérable afin d’élaborer des questions qui seraient comprises, pertinentes et sensibles aux besoins des répondants.\nPlusieurs séries d’essais qualitatifs ont été menées dans le cadre de l’ECI, notamment pour les nouvelles questions d’identification des incapacités (QII). Les essais qualitatifs ont été effectués par le Centre de ressources en conception de questionnaires (CRCQ) de Statistique Canada. Afin de réduire les erreurs de mesure, des modifications ont été apportées à la formulation et l’enchaînement des questions.\nOn a également pris plusieurs autres mesures afin de réduire les erreurs de mesure, notamment le recours à des intervieweurs compétents, en donnant une formation approfondie à ces derniers en matière de méthodes d’enquête et de questionnaires, et l’observation et le suivi du travail des intervieweurs afin de cerner les problèmes liés à la conception du questionnaire ou une mauvaise interprétation des instructions.\nOn peut commettre des erreurs de traitement à différentes étapes, notamment la programmation de l’application ITAO, la saisie des données par l’intervieweur, le codage et la vérification. Des procédures de contrôle de la qualité ont été appliquées à chaque étape du traitement des données, afin de réduire ce type d’erreur. Les interviews pour l’ECI ont été réalisées au moyen d’interviews assistées par ordinateur, et plusieurs vérifications ont été effectuées dans le système afin de permettent aux répondants de confirmer les valeurs inhabituelles pendant l’interview, et pour corriger les erreurs immédiatementNote 17.\nÀ l’étape du traitement des données, on s’est servi d’une série précise de procédures et de règles de vérification afin de repérer et de corriger les incohérences entre les réponses fournies. Pour chaque étape du nettoyage des données, on a mis au point un ensemble de procédures systématiques complètes afin d’évaluer la qualité de chaque variable du fichier et de corriger chaque erreur relevée. Un aperçu des fichiers de sortie a été établi à chaque étape, et on a procédé à une vérification en comparant les fichiers à l’étape courante et à l’étape précédente. La programmation de toutes les règles de vérification a fait l’objet d’essais exhaustifs avant d’être appliquée aux données. À titre d’exemples de vérification du traitement des données, mentionnons l’examen de l’enchaînement des questions, y compris les séquences très complexes, afin de vérifier si les valeurs de sauts de question avaient été correctement affectées et distinguées de différents types de valeurs manquantes, le codage en double aux fins de contrôle de la qualité des réponses « Autre- Précisez », la supervision par du personnel expérimenté du codage par rapport aux classifications types et l’examen des variables dérivées par rapport aux variables de leur composante afin d’assurer la programmation adéquate de la logique de dérivation, y compris des dérivations très complexes. Consultez le chapitre sur le traitement du présent guide pour en savoir davantage.\n8. Différences entre l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 et l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités (EPLA) de 2006\nLes concepts et les méthodes ayant servi à mesurer l’incapacité dans le cadre de l’ECI de 2012 diffèrent considérablement de ceux utilisés pour l’EPLA de 2006. Le principal changement touche la définition de l’incapacité : dans l’ECI, la définition repose sur un nouvel ensemble de « questions d’identification des incapacités » (QII). Ces questions de sélection reflètent une mise en application plus complète du modèle social de l’incapacité, une plus grande cohérence dans l’identification de l’incapacité selon chaque type, de même qu’une meilleure couverture de l’ensemble des types d’incapacité, en particulier les incapacités mentales/psychologiques et cognitives (apprentissage et mémoire)Note 18. Ces différences sont décrites de façon plus détaillée dans la suite du présent document.\n8.1 Nouvelle méthode d'identification des incapacités\nD’après leurs réponses aux questions du module QII, les répondants sont considérés comme ayant une incapacité uniquement si leurs activités quotidiennes sont limitéesNote 19 en raison d’un trouble ou d’une difficulté à accomplir certaines tâches.\n8.2 Autres changements touchant le contenu de l'ECI\n8.3 Questions filtres de l'ENM\n8.4 Changement relatif au délai suite à l'enquête de présélection\nComme mentionné précédemment, les bases de sondage de l’EPLA et de l’ECI ont été établies à partir des réponses au questionnaire complet du Recensement de 2006 et à l’ENM de 2011, respectivement. L’EPLA a été menée de six à neuf mois après le Recensement, tandis que l’ECI a été menée sur le terrain de 16 à 20 mois après l’ENM. En raison du délai plus long, non seulement a-t-il été plus difficile de faire le suivi des répondants sélectionnés qui avaient déménagé, mais cela a en outre fait augmenter la possibilité qu’un répondant ayant déclaré une limitation d’activité à l’ENM n’ait plus d’incapacité, qu’il ait été institutionnalisé ou qu’il soit décédé dans l’intervalle (voir la section 8.5). Il se peut aussi que certains renseignements recueillis dans le cadre de l’ENM et annexés au fichier de l’ECI (par exemple, des données sur le revenu) aient changé au cours de la période séparant les deux enquêtes.\n8.5 Autres changements d'ordre méthodologique\nLa base de sondage de l’ECI a été constituée à partir des réponses à l’ENM de 2011, tandis que celle de l’EPLA reposait sur les réponses au questionnaire complet du Recensement de 2006. Bien que tous les efforts aient été déployés par l’ENM afin de réduire les effets du taux de réponse plus faible, ce changement particulier a pu avoir une incidence sur les résultats de l’ECI. Pour en savoir davantage sur le suivi des cas de non-réponse et la correction de la pondération pour l’ENM, veuillez vous reporter au chapitre 6.\nUne deuxième différence méthodologique entre l’ECI et l’EPLA découle d’un changement apporté à la stratégie de pondération dans le cadre de l’ECI pour contrebalancer le délai plus long entre la collecte de l’ENM et celle de l’ECI. Comme mentionné plus tôt, ce délai entraînait une augmentation de la probabilité de non-réponse à l’ECI en raison du décès ou de l’institutionnalisation de certains répondants. En raison de la possibilité que bon nombre de ces personnes soient des personnes avec incapacité, il était important de prendre des mesures afin de ne pas sous-estimer la prévalence de l’incapacité. Par conséquent, on a ajusté les poids applicables à la population ayant répondu NON aux questions filtres de l’ENM de manière à prendre en compte les décès et les institutionnalisations qui pourraient avoir eu lieu entre la collecte des données de l’ENM et celle des données de l’ECI. Cela a nécessité un calage des poids aux estimations de population ajustées pour le sous-dénombrement net, ce qui n’avait pas été fait dans le cas de l’EPLA de 2006. Pour de plus amples renseignements sur la pondération employée dans la cadre de l’ECI, veuillez vous reporter au chapitre 6.\n8.6 Résumé et recommandation\n9.1 Produits et services de données\nLes données de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 ont été diffusées le 3 décembre 2013. La diffusion comprenait un court feuillet d’information concernant l’incapacité au Canada et une série de tableaux de données sur les taux d’incapacité pour les adultes au Canada, selon l’âge et le sexe, pour chaque province et territoire. Les tableaux comprenaient également des données sur les types d’incapacité et leur sévérité. Le grand public peut consulter ces produits gratuitement sur le site Web de Statistique Canada.\nÀ partir de 2014, les chercheurs au pays pourront procéder à des analyses approfondies en se servant des fichiers de données analytiques de l’ECI disponibles dans les centres de données de recherche (CDR) de Statistique Canada. Pour accéder aux fichiers, les chercheurs doivent soumettre leur proposition à un comité de recherche et d’éthique pour approbation. Leur utilisation des données doit se faire conformément aux politiques, aux directives et aux normes de Statistique Canada. Par exemple, seules des estimations statistiques agrégées conformes aux dispositions de confidentialité de la Loi sur la statistique peuvent être diffusées à l’extérieur de Statistique Canada.\nLa prochaine diffusion comprendra un rapport analytique traitant de sujets importants comme l’utilisation d’aides et d’appareils fonctionnels, l’aide reçue ou requise, et l’expérience de travail et les expériences scolaires des personnes ayant une incapacité.\nEn plus de ces produits et services de données, les clients peuvent adresser une demande de tableaux de données personnalisés à Statistique Canada. Toutes ces demandes sont filtrées pour s’assurer qu’elles sont conformes aux normes de confidentialité et les données agrégées sont arrondies avant d’être divulguées aux clients. Statistique Canada fait également des présentations spéciales de l’ECI aux principaux intervenants et lors de différentes conférences.\n9.2 Produits de référence\nL’information sur l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI) de 2012 peut être consultée sur le site Web de Statistique Canada. Statistique Canada offre une base de métadonnées intégrée (BMDI) en ligne de toutes les enquêtes qu’elle mène, y compris l’ECI de 2012. La BMDI a pour objectif de fournir de l’information qui aidera le public à interpréter les données publiées par Statistique Canada. Cette information (également désignée sous le nom de métadonnées) est publiée pour que les gens comprennent les concepts de base qui définissent les données, y compris les variables et les classifications, les méthodes statistiques et les enquêtes sous-jacentes, de même que les principaux aspects de la qualité des données. Les gens ont également accès directement au questionnaire.\nEn plus de la BMDI, un guide de l’utilisateur a été rédigé pour les fichiers de données. Dans le but de renseigner le grand public, le guide des concepts et des méthodes de l’ECI est disponible en ligne et fourni des renseignements pertinents sur le contenu, le plan de sondage, les méthodes de collecte, le traitement des données, la qualité des données, les différences entre l’ECI de 2012 et l’EPLA de 2006, de même que les produits de diffusion pour l’ECI.\nLes chercheurs qui utilisent les fichiers analytiques des Centres de données de recherche (CDR) de Statistique Canada peuvent consulter un guide de l’utilisateur des CDR, qui décrit, étape par étape la façon d’utiser le fichier de données. Le guide de l’utilisateur des CDR décrit en détails la structure du fichier de données, notamment les variables de base, les variables dérivées et les recoupements avec l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM). Les dictionnaires des données comprennent toutes les variables disponibles. Le guide de l’utilisateur des CDR présente également des lignes directrices précises concernant la mise en tableaux et l’analyse statistique, la façon d’appliquer les poids nécessaires aux données, l’information sur les progiciels disponibles et les lignes directrices concernant la diffusion des données, comme les règles d’arrondissement. La procédure consistant à évaluer la fiabilité des estimations, quantitatives et qualitatives, est traitée en détail.\n9.3 Contrôle de la divulgation\nIl est légalement interdit à Statistique Canada de mettre à la disposition du public toute donnée susceptible de révéler des renseignements obtenus en vertu de la Loi sur la statistique qui se rattachent à un particulier, une entreprise ou une organisation identifiable sans que cette personne, entreprise ou organisation donne, par écrit, son consentement à leur révélation. Diverses règles de confidentialité s’appliquent à toutes les données étant diffusées ou publiées afin d’empêcher la publication ou la divulgation de toute information jugée confidentielle. Au besoin, des données sont supprimées pour empêcher la divulgation directe ou par recoupement de données reconnaissables.\nBERNIER, J., et K. NOBREGA. 1998. Outlier detection in asymmetric samples: A comparison of an inter-quartile range method and a variation of a sigma-gap method, congrès annuel de la Société statistique du Canada, juin 1998.\nHADDOU, M. 2013. Bootstrap Variance Estimation Specifications – Aboriginal Peoples Survey, document interne, janvier 2013.\nLANGLET, É., J.-F. Beaumont et P. Lavallée. 2008. Bootstrap Methods for Two-Phase Sampling Applicable to Postcensal Surveys, article présenté au Comité consultatif des méthodes statistiques, mai 2008, Ottawa.\nMACKENZIE, A., M. HURST et S. CROMPTON. 2009. Définition de l’incapacité dans l’Enquête sur la participation et les limitations d’activités, Tendances sociales canadiennes, no 88, « Série sur la vie avec une incapacité », produit no 11-008-X au catalogue de Statistique Canada, décembre 2009.\nMOREL, J., et C. NAMBEU. 2013. National Household Survey: Weighting and estimation update, présenté au congrès de la Société statistique du Canada en mai 2013.\nRESSOURCES HUMAINES ET DÉVELOPPEMENT DES COMPÉTENCES CANADA. 2010. Rapport fédéral sur les personnes handicapées : Rapport annuel du gouvernement sur la condition des personnes handicapées - 2010, Ressources humaines et Développement des compétences Canada, Gatineau, Québec.\nLa décision d’ignorer le type « Autre » lorsqu’on a déjà une limitation à un des 10 types d’incapacité vient du fait qu’on a pu remarquer que les répondants ayant une incapacité de l’un des 10 types avaient tendance à déclarer, dans le type « Autre », la condition médicale responsable de leur incapacité. On voulait donc éviter de compter en double les types d’incapacité.\nLes questions sur la citoyenneté (question 10), le statut d’immigrant reçu (question 11) et l’année d’immigration (question 12) ne sont pas demandées aux personnes vivant dans les réserves indiennes et « settlements » énumérées à l’aide du formulaire 2.\nDe nombreuses simulations ont été effectuées en préparation pour la collecte de l’ENM afin de tenter d’identifier les groupes les plus à risque de ne pas répondre à l’enquête. Les UC comprenant de fortes concentrations de ces groupes cibles ont donc été sur-échantillonnées pour le suivi de la non-réponse.\nLe concept de “sévérité” dont il est question ici n’est pas le même que celui utilisé pour le score de sévérité décrit à la section 2.3. Ici, on tient compte uniquement de la fréquence des limitations rapportées aux questions filtres de l’ENM.\nMorel, J. et Nambeu, C. (2013). « National Household Survey: Weighting and estimation update ». Présenté à la conférence ACS en mai 2013.\nÀ l’Île-du-Prince-Édouard, on a fixé le CV à une valeur de 10 % chez les 65-74 ans et à 15 % chez les 75 ans et plus afin d’éviter de sélectionner toutes les unités disponibles sur la base de sondage.\nL’application utilisait le champ correspondant à la date de naissance rapportée directement par le répondant au moment de l’entrevue, mais certains répondants ne rapportaient que leur âge.\nLe poids de l’ENM qui a été utilisé ici est une version corrigée, ce qui évite d’avoir des poids beaucoup trop élevé.\nLes paradonnées sont des variables de collecte disponibles pour toutes les unités sélectionnées, comme par exemple le nombre de tentatives de contact, la date, l’heure et la durée de chaque contact, le résultat de chaque contact (refus, prise de rendez-vous, interview complétée, etc.).\nLa procedure PROC FASTCLUS de SAS a été utilisée ici.\nÀ noter ici que les unités hors champs ont été exclues de cet ajustement (mais étaient inclues dans l’ajustement pour le non-contact). En effet, puisqu’il y a déjà eu contact avec le ménage pour tous ces cas, on aurait su si la personne sélectionnée était hors champs. On suppose donc ici que tous les non répondants avec contact sont dans le champ de l’enquête et leur poids est réparti parmi les répondants dans le champ de l’enquête seulement.\nBernier, J. et Nobrega, K. (1998). « Outlier detection in asymmetric samples: A comparison of an inter-quartile range method and a variation of a sigma-gap method ». Rencontre annuelle de la Société Statistique du Canada, juin 1998.\nAu moment de procéder à la pondération de l’ECI, la Division de la démographie produisait encore ses estimations de population à partir d’un modèle basé sur le Recensement de 2006. Les données permettant d’ajuster les données du Recensement de 2011 pour tenir compte du sous-dénombrement net n’étaient pas encore disponibles. On a tout de même jugé qu’il valait mieux faire cet ajustement pour éviter de sous-estimer les taux d’incapacité de l’ECI.\nIci, 0.13 % est calculé en prenant 7739 et le divisant par la somme totale des poids de l’ECI après la deuxième post-stratification.\nOn parle ici des caractéristiques de l’ENM puisque pour la grande majorité des personnes sans incapacité, on ne possède que ces variables (échantillon des NON).\nHaddou, M. (2013). « Bootstrap Variance Estimation Specifications - Aboriginal Peoples Survey ». Document interne, janvier 2013.\nLa seule exception à cet égard concerne les interviews sur place effectuées dans les Territoires du Nord-Ouest avec des questionnaires papier dont les données ont été saisies plus tard dans le système ITAO au bureau régional.\nCet énoncé est vrai en ce qui a trait au module QII lui-même; il existe toutefois certaines contraintes associées à l’administration de ce module dans le contexte de l’ECI de 2012, qui est une enquête postcensitaire. Reportez-vous à la section 8.3 pour en savoir davantage.