Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS)

Information détaillée pour janvier 2014 au décembre 2015 (Cycle 4)

Statut :

Active

Fréquence :

Aux 2 ans

Numéro d'enregistrement :

5071

L'Enquête canadienne sur les mesures de la santé permettra de recueillir des renseignements importants concernant la santé des Canadiens au moyen d'une interview auprès des ménages et de mesures physiques directes effectuées dans un centre d'examen mobile (CEM), parfois aussi nommé clinique mobile.

Date de la parution - 13 octobre 2016 (Premier d'une série de communiqués pour cette période de référence.)

Aperçu

L'Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS), lancée en 2007, recueille des renseignements importants liés à la santé de la population canadienne au moyen de mesures physiques directes, comme la tension artérielle, la taille, le poids et la condition physique. En outre, on prélève des échantillons de sang et d'urine pour le dépistage de maladies chroniques et infectieuses, de problèmes de nutrition, et de marqueurs environnementaux.

Au moyen d'interviews, on recueille des renseignements auprès des ménages sur la nutrition, l'usage du tabac, la consommation d'alcool, les antécédents médicaux, l'état de santé courant, le comportement sexuel, le mode de vie, l'activité physique, l'environnement, les caractéristiques du logement ainsi que certaines caractéristiques démographiques et socioéconomiques.

Tous ces renseignements précieux permettront de produire des données nationales de base qui contribueront à évaluer l'étendue de problèmes de santé comme l'obésité, l'hypertension, les maladies cardiovasculaires et l'exposition aux maladies infectieuses et aux contaminants présents dans l'environnement. De plus, l'ECMS permettra de mieux connaître certaines maladies et d'avoir une meilleure idée de la proportion de maladies non diagnostiquées chez les Canadiens. Les données de l'enquête nous permettront d'examiner le lien entre l'état de santé et les facteurs de risque associés à la maladie et d'explorer les nouveaux enjeux en matière de santé publique.

Les données de l'ECMS sont représentatives de l'état de santé de la population et fournissent une meilleure image de la santé réelle des Canadiens.

Voici une liste partielle des mesures incluses dans l'ECMS:

Mesures physiques

- Anthropométrie (taille en position debout, taille en position assise, poids, circonférence de la taille, circonférence des hanches)
- Santé cardiovasculaire et aptitudes musculosquelettiques (fréquence cardiaque et pression artérielle au repos, force de préhension)
- Activité physique (accélérométrie)
- Fonction respiratoire (spirométrie)
- Ouïe (audiométrie, émissions otoacoustiques, otoscopie, tympanométrie)

Analyses de sang

- État nutritionnel (p. ex. folate, vitamine D)
- Diabète (p. ex. hémoglobine glyquée A1c)
- Santé cardiovasculaire (p. ex. profil des lipides, acides gras érythrocytaires)
- Exposition aux contaminants environnementaux (p. ex. acrylamide, dioxines, furanes)
- Marqueurs de maladies infectieuses (p. ex. hépatite)

Analyses d'urine

- Santé des reins (p. ex. créatinine)
- Exposition aux contaminants environnementaux (p. ex. cotinine, pesticides)
- État nutritionnel (p. ex. iode, vitamine C)

Mesures de l'air intérieur (domicile)

- Exposition aux contaminants environnementaux (composés organiques volatils)

Eau du robinet (domicile)
- Exposition aux contaminants environnementaux (fluorure, composés organiques volatils)

Les échantillons biologiques sont entreposés afin d'analyser d'autres mesures à une date ultérieure (biobanque de l'ECMS). L'équipe de l'ECMS travaille en étroite collaboration avec le Comité d'éthique de la recherche de Santé Canada et l'Agence de la santé publique du Canada, ainsi que le Bureau du Commissaire à la protection de la vie privée du Canada, afin de régler les questions touchant la vie privée et de mettre en place des procédures de laboratoire adéquates.

Période de référence : Varie selon la question (par exemple : « durant les 12 derniers mois », « durant les 6 derniers mois », « durant la dernière semaine »)

Période de collecte : janvier - décembre

Sujets

  • Facteurs environnementaux
  • Maladies et état de santé
  • Mode de vie et conditions sociales
  • Santé

Sources de données et méthodologie

Population cible

La population cible de l'ECMS consiste en des personnes âgées de 3 à 79 ans vivant dans les 10 provinces.

La population observée exclut: les personnes vivant dans les trois territoires, les personnes vivant dans les réserves et autres peuplements autochtones des provinces, les membres à temps plein des Forces canadiennes, la population vivant en établissement et les habitants de certaines régions éloignées. En tout, ces exclusions représentent approximativement 4 % de la population cible.

Élaboration de l'instrument

Deux questionnaires ont été utilisés pour le cycle 4 de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé :

1) Questionnaire auprès des ménages : http://www23.statcan.gc.ca/imdb/p3Instr_f.pl?Function=getInstrumentList&Item_Id=152604&UL=1V&%20

Le contenu du questionnaire auprès des ménages a été élaboré avec l'aide d'intervenants (de Santé Canada et de l'Agence de la santé publique du Canada) et d'experts externes, qui ont participé en tant que membres de divers comités consultatifs. Une grande partie du questionnaire auprès des ménages du cycle 4 était semblable au questionnaire du cycle 3.

Avant de finaliser les questions, des groupes de discussion et des interviews individuelles ont été menés afin d'examiner certains aspects du contenu, particulièrement le nouveau contenu du cycle 4. Par suite de ces essais, des améliorations ont été apportées au libellé du questionnaire et aux instructions, ainsi qu'à l'enchaînement des questions.

2) Questionnaire de la clinique : http://www23.statcan.gc.ca/imdb/p3Instr_f.pl?Function=getInstrumentList&Item_Id=150622&UL=1V&

L'élaboration du questionnaire clinique s'est déroulée à peu près de la même façon que celle du questionnaire auprès des ménages. Le contenu a été déterminé à l'aide d'un processus de consultation complet, et plusieurs itérations de l'application de la collecte ont été produites. Chaque itération a été évaluée afin de déterminer le meilleur enchaînement dans le centre d'examen mobile (CEM) pour le répondant et le personnel, ainsi que la quantité et la qualité des données recueillies.

Le questionnaire clinique inclut un ensemble de questions sur la santé auto-rapportée semblables aux types de questions demandées dans le questionnaire auprès des ménages. À la manière du cycle 3, les questions inclues au CEM sont reliées à l'utilisation de médicaments, l'eau du robinet, l'exposition du soleil, l'air intérieur et la consommation de poissons, mollusques et crustacés. De plus, le questionnaire clinique inclut des textes / instructions d'introduction et des questions d'évaluation et administratives relatives aux tests des mesures physiques effectuées au CEM.

Échantillonnage

Il s'agit d'une enquête transversale par échantillon.

Un échantillon stratifié à trois degrés comprenant une ou deux personnes de chaque logement sélectionné dans un site de collecte échantillonné.

Premier degré: site de collecte (unité géographique dont la superficie a été limitée à un rayon d'environ 50 km pour les régions urbaines(jusqu'à 75 km dans les régions rurales)

Deuxième degré: lodgement

Troisième degré: personne

Premier degré: les sites de collectes sont stratifiés selon les 5 régions canadiennes (Atlantique, Québec, Ontario, Prairies et Colombie-Britannique).

Deuxième degré: les logements de chaque site de collecte sélectionné sont obtenus et stratifiés selon 7 strates hiérarchiques définies selon la présence ou non de groupes d'âge dérivées à partir de la composition des ménages provenant d'une source auxiliaire de données récente:

1) logements avec 3 à 5 ans, sinon
2) logements avec 6 à 11 ans, sinon
3) logements avec 12 à 19 ans, sinon
4) logements avec 60 à 79 ans, sinon
5) logements avec 20 à 39 ans, sinon
6) logements avec 40 à 59 ans, sinon
7) autres logements n'ayant pas de composition du ménage ou dont les personnes ont des âges en dehors de ceux spécifiés ci-dessus.

Troisième degré: les personnes faisant partie du ménage au moment de l'entrevue sont stratifiées selon 2 strates d'âge avant la sélection: 3 à 11 ans et 12 à 79 ans.

Premier degré: On a établi qu'un échantillon de 16 sites de collecte était requis. Ces sites ont été répartis par région : Atlantique (2), Québec (4), Ontario (6), Prairies (2), Colombie-Britannique (2).

À l'intérieur de chaque région, les sites ont d'abord été triés selon la taille de leur population et selon l'appartenance ou non à une région métropolitaine de recensement (RMR). Dans les régions des Prairies et de l'Atlantique, les sites ont d'abord été triés selon la province. Après le tri, on a effectué une sélection aléatoire des sites en utilisant une méthode d'échantillonnage systématique avec probabilité proportionnelle à la taille des sites.

Détermination de la taille d'échantillon et sa répartition au second degré:

L'objectif pour le cycle 4 avait été fixé à 5 700 répondants pour la composante de la clinique de l'enquête, soit environ 356 répondants par emplacement de collecte. Afin de déterminer le nombre de logements à échantillonner dans chaque emplacement de collecte pour atteindre cet objectif, on a utilisé les taux de réponse antérieurs de l'ECMS et de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC). L'ECMS et l'ESCC ont servi toutes les deux à calculer :

¿ La probabilité prévue qu'un logement soit éligible à l'ECMS (taux d'éligibilité)
¿ La probabilité prévue qu'une liste de tous les occupants du ménage soit obtenue (taux de listage)
¿ La probabilité prévue qu'une personne sélectionnée réponde au questionnaire du ménage (taux de réponse au questionnaire).

Enfin, les taux de réponse antérieurs de l'ECMS ont servi à calculer la probabilité prévue qu'un répondant au questionnaire soit aussi un répondant à la clinique (taux de réponse au volet clinique). Comme les emplacements de collecte à l'extérieur des RMR, dans les RMR et de noyau urbain des RMR (centre-ville) comportent chacun des taux de réponse distincts, chaque emplacement de collecte a été classé dans un de ces trois groupes, et les taux de réponse mentionnés précédemment ont été calculés et appliqués séparément à chaque groupe. La distinction entre les emplacements de collecte urbains et dans les noyaux urbains des RMR était basée sur les blocs de diffusion du Recensement, soit le plus petit niveau de géographie défini pour le Recensement. Si un emplacement de collecte d'une RMR avait au moins 80% de ces blocs de diffusion dans un noyau urbain, il a été désigné comme étant dans un noyau urbain. Si ce taux était de moins de 80%, cet emplacement a été désigné comme un emplacement de collecte urbain.

Une fois que tous les taux de réponse prévus ont été calculés, une simulation de 100 échantillons indépendants de logements a été effectuée pour l'emplacement échantillonné. L'objectif de chacun des 100 échantillons simulés était d'utiliser les taux de réponse anticipés pour prévoir si, dans chaque logement échantillonné, 0, 1 ou 2 personnes répondraient au volet clinique. La base de sondage finale de l'emplacement a servi pour chaque simulation. Le nombre moyen prévu de répondants au volet clinique pour chaque groupe d'âge et de sexe pour les 100 échantillons indépendants a servi à déterminer si la taille et la répartition de l'échantillon choisies suffisaient. La simulation complète des 100 échantillons indépendants a été effectuée plusieurs fois, avec diverses tailles et répartitions d'échantillon, afin de déterminer une taille d'échantillon globale et une stratégie de répartition définitives. Dans le cadre de la première itération, on a utilisé des tailles d'échantillon approximatives de logements pour chaque groupe d'âge et de sexe en guise de valeurs de départ pour la taille globale de l'échantillon et la répartition entre les strates. Dans le cadre des itérations subséquentes, on a procédé à un ajustement manuel de la taille globale de l'échantillon et de la répartition entre les strates, selon les résultats de l'itération précédente, en vue de trouver les valeurs finales répondant aux objectifs pour la clinique.

La taille d'échantillon moyenne par emplacement au cycle 4 a été de 533 logements, avec un maximum de 615 un minimum de 480. L'échantillon a été réparti entre six strates de groupe d'âge (3 à 5, 6 à 11, 12 à 19, 20 à 39, 40 à 59 et 60 à 79), une petite fraction de l'échantillon allant à une strate « autre ». Un nombre maximum de 35 logements par emplacement a été sélectionné dans cette strate, et un nombre moindre a été sélectionné pour les emplacements comportant un moins grand nombre de logements dans cette strate. Cette taille d'échantillon a contribué à prévenir les poids extrêmes d'échantillonnage pour ce type de logement.

L'objectif pendant la répartition de l'échantillon entre chacune des strates de groupe d'âge était d'augmenter la probabilité de respecter les objectifs d'âge et de sexe pour les répondants au volet clinique du cycle 4, sans trop de dépassement. Dans la mesure du possible, l'échantillon a été réparti de façon à mettre l'accent sur les strates où un échantillon plus important était requis pour atteindre les objectifs.

Détermination de la taille d'échantillon et sa répartition au troisième degré:

Lors de l'interview d'un ménage, la première étape complétée par l'intervieweur est le listage de tous les membres du ménage. Il s'agit d'une liste de toutes les personnes résidant dans le ménage, qui comprend des renseignements pertinents comme l'âge, le sexe et le fait que la personne soit membre à temps plein des Forces canadiennes. À partir de ces données, l'application informatique a sélectionné de façon aléatoire une ou deux personnes pour participer au reste de l'enquête, soit le questionnaire suivi du volet clinique. Le nombre de personnes sélectionnées dépendait de la composition du ménage :

¿ S'il y avait au moins un enfant âgé entre 3 et 11 ans, deux personnes étaient sélectionnées : un enfant âgé entre 3 et 11 ans et une autre personne âgée entre 12 et 79 ans.
¿ S'il n'y avait pas d'enfant âgé entre 3 et 11 ans, seulement une personne du groupe des 12 à 79 ans était sélectionnée.
¿ Si aucune personne n'était admissible à l'enquête, personne n'était sélectionné. Cela comprenait les ménages dans lesquels toutes les personnes ciblées par l'enquête avaient moins de 3 ans ou plus de 79 ans et/ou étaient des membres à temps plein des Forces canadiennes.

Une fois la liste terminée, l'application informatique attribuait un facteur d'échantillonnage à chaque membre admissible du ménage, lequel servait à déterminer la probabilité de sélection. Le facteur d'échantillonnage, attribué à chaque personne, était calculé en fonction de l'âge et du sexe de cette personne, et ce afin de mieux permettre d'atteindre les objectifs du volet clinique pour chaque groupe d'âge et le sexe. Dans les ménages où deux personnes étaient sélectionnées, la sélection de l'enfant (entre 3 et 11 ans) s'est faite indépendamment de celle de la personne de 12 à 79 ans.

Les ménages comptant un nombre important de membres peuvent avoir des poids d'enquête très élevés et, par conséquent, exercer une influence trop grande au moment du calcul des estimations. Afin de prévenir cela, deux valeurs de réinitialisation ont été mises en place, afin de ramener à 1 certains des facteurs d'échantillonnage dans certaines conditions. Dans les deux cas décrits ci-après, chaque membre du groupe des 12 à 79 ans avait une probabilité égale d'être sélectionné :

1. Si un ménage comprenait six personnes ou plus dans le groupe des 12 à 79 ans, tous les facteurs d'échantillonnage pour les membres de 12 à 79 ans ont été réinitialisés à 1.

2. Si un ménage comprenait trois personnes ou plus dans le groupe des 12 à 19 ans, tous les facteurs d'échantillonnage pour les membres de 12 à 79 ans ont été réinitialisés à 1.

Avec la méthode de sélection de la personnes décrite ci-dessus, le nombre moyen de personnes sélectionnées par site au cycle 4 était de 513 avec un maximum de 559 et un minimum de 432.

Sources des données

Collecte des données pour cette période de référence : 2014-01-07 à 2015-12-16

Il s'agit d'une enquête à participation volontaire.

Les données sont obtenues directement auprès des répondants.

Les données sont obtenues directement auprès des répondants.

Les opérations de collecte comprennent une interview sur place assistée par ordinateur ainsi qu'une visite à un centre d'examen mobile (CEM) conçue pour les besoins de l'enquête où l'on prendra des mesures physiques.

La collecte des données de l'enquête aura lieu dans 16 sites à travers le pays. Les sites de collecte sont situés dans sept provinces : la Nouvelle-Écosse, le Nouveau-Brunswick, le Québec, l'Ontario, le Saskatchewan, l'Alberta et la Colombie-Britannique. La collecte est prévue de façon que les échantillons de chaque région soient répartis sur l'ensemble de la période de collecte de deux ans, entre les saisons, et de façon à réduire au minimum les mouvements de personnel et de matériel entre les emplacements. Les CEM de l'ECMS demeurent dans chacun des sites de cinq à sept semaines afin qu'on y prenne des mesures directes de la santé auprès d'environ 350 répondants par site.

Première étape : une interview en personne à domicile.

Le premier contact avec les répondants est une lettre envoyée par la poste, expliquant aux personnes vivant à l'adresse échantillonnée qu'un intervieweur leur rendra visite pour recueillir certains renseignements au sujet du ménage.

Lors de la visite, l'application choisit aléatoirement un ou deux répondants et l'intervieweur procède à une interview sur la santé avec chacun des répondants choisis. L'interview dure de 45 à 60 minutes par répondant. Ensuite, l'intervieweur propose au répondant un rendez-vous au CEM de l'ECMS pour y faire prendre les mesures physiques.

De plus, pour un sous-échantillon de ménages, l'intervieweur prélève un petit échantillon d'eau du robinet pour mesurer le niveau de fluorure et/ou de 10 composés organiques volatils.

Deuxième étape : une visite au CEM de l'ECMS.

Statistique Canada utilise des CEM pour la portion des mesures physiques de l'enquête. De tels CEM sont utilisés avec succès aux États-Unis depuis plusieurs années dans le cadre de NHANES (National Health and Nutrition Examination Survey).

Chaque CEM est constitué de trois remorques accolées, jointes par des passerelles fermées. Une remorque sert de section d'administration et de réception, la deuxième remorque contient un laboratoire et de salles de mesure physique et la troisième contient aussi de salles de mesure physique.

Pour chaque répondant, la portion au CEM de l'enquête dure à peu près deux heures au total. Il s'agit là d'une estimation puisqu'on évalue, pour chacun d'eux, la pertinence de chacune des mesures et qu'on leur fait passer les tests en conséquence.

Pour les enfants de moins de 14 ans, un parent ou un tuteur légal doit être présent avec l'enfant au CEM et doit fournir un consentement écrit afin que l'enfant puisse participer aux tests.

À la fin de leur visite au CEM, les répondants reçoivent un moniteur d'activité à l'épreuve de l'eau. Ils doivent porter ce petit appareil en tout temps pendant une semaine -- même en se lavant ou en pratiquant la natation. Ils peuvent cependant l'enlever pour dormir. Le moniteur enregistre de l'information sur les habitudes du répondant en matière d'activité physique sans que celui-ci ait à faire quoi que ce soit de particulier.

On demande également à un sous-échantillon de ménages de placer un échantillonneur d'air intérieur, un petit appareil cylindrique, à leur domicile pour la semaine suivant leur visite au CEM. L'échantillonneur mesure un certain nombre de substances en suspension dans le but d'établir des bases nationales pour les concentrations de l'air intérieur de plus de 80 différents composés organiques volatils.

Voir le(s) Questionnaire(s) et guide(s) de déclaration.

Détection des erreurs

La majeure partie de la vérification des données a été effectuée au moment des interviews par l'application d'IAO. Les intervieweurs/spécialistes des mesures de la santé ne pouvaient pas entrer de valeurs non valides et les erreurs d'enchaînement ont fait l'objet de l'instruction de contrôle programmée « passez à ». Par exemple, l'IAO faisait en sorte que l'on ne posait pas de questions non pertinentes aux répondants. Les vérifications nécessitant des mesures correctives ont été intégrées dans l'application d'IAO afin de traiter les réponses incohérentes. De plus, des avertissements ne nécessitant pas de mesures correctives ont aussi été inclus afin de déterminer les valeurs inhabituelles (c.-à-d. improbables plutôt qu'impossibles), en vue de déceler les erreurs possibles et de les corriger à la source.

Au bureau central, les données ont été assujetties à une série d'étapes de traitement qui ont pu occasionner certains ajustements. Comme étape de validation finale, les contrôles de l'IAO ont été appliqués de nouveau aux données traitées. Par conséquent, les données définitives étaient complètes et contenaient des codes de réserve pour les réponses « Moins que la limite de détection », « Sans objet », « Ne sait pas », « Refus » et « Non déclaré ».

Tableau 8.1 Codes de réserve des réponses

Étiquette du code de réserve Code de réserve
Moins que la limite de détection 9,5 95,99,5 etc.
Sans objet 6; 96; 99,6 etc.
Ne sait pas 7; 97; 99,7 etc.
Refus 8; 98; 99,8 etc.
Non déclaré 9; 99; 99,9 etc.

Imputation

Les données sur le revenu du ménage sont imputées à cause d'un haut pourcentage de valeurs manquantes. Pour l'imputer, comme première étape, le revenu du ménage modélisé est d'abord créé en à l'aide du revenu personnel de tous les membres des ménages répondants à l'ECMS obtenu de fichiers administratifs. Le revenu personnel des tous les membres de chaque ménage répondant sont ensuite additionnés afin d'obtenir le revenu du ménage modélisé. Cette variable est ensuite utilisée pour imputer le revenu du ménage en employant la méthode d'imputation par le plus proche voisin. Le revenu du ménage modélisé est utilisé comme mesure de distance, afin de déterminer quelle paire d'enregistrements répondant/non-répondant est le plus proche donneur à l'intérieur d'une classe d'imputation. L'information déclarée par le donneur est ensuite imputée au non-répondant au revenu du ménage ou au receveur. Pour les répondants qui ont fourni une tranche de revenu, un plus proche voisin est sélectionné dans la même tranche de revenu et de taille du ménage. Pour les répondants n'ayant pas déclaré de tranche de revenu, l'enregistrement donneur est sélectionné dans le même emplacement de collecte selon la taille du ménage.

Estimation

Pour que les estimations produites à partir de données d'enquête soient représentatives de la population couverte, et non pas seulement de l'échantillon comme tel, l'utilisateur doit incorporer les facteurs de pondération, appelés ici les poids d'enquête, dans ses calculs. Un poids d'enquête est attribué à chaque personne incluse dans l'échantillon final, c'est-à-dire dans l'échantillon de personnes ayant répondu à l'ensemble de l'enquête. Ce poids correspond au nombre de personnes représentées par le répondant dans l'ensemble de la population.

Le poids d'enquête est calculé en prenant l'inverse de la probabilité que le répondant soit sélectionné pour l'enquête. L'Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) est un échantillon à plusieurs degrés. La probabilité de sélection à l'enquête est déterminée en multipliant la probabilité de sélection à chaque degré.

Selon la stratégie de pondération, on multiplie les poids de sélection des sites de collecte par les poids de sélection des logements (ménages) ajustés pour la non-réponse. Le poids des ménages non-répondants est redistribué aux ménages répondants à l'intérieur de groupes homogènes de réponse (GHR). Dans le but de créer ces GHR, une méthode fondée sur une régression logistique est utilisée. En premier lieu, on crée un modèle de régression logistique pour estimer la probabilité de réponse, puis les probabilités estimées servent à subdiviser l'échantillon en groupes présentant des propriétés de réponse similaires. Les modèles de régression logistique sont créés à partir de l'information limitée qui est disponible pour l'ensemble des ménages, ce qui comprend les données de la base de sondage, comme les strates et l'emplacement géographique, de même que les paradonnées relatives à la collecte de données, comme le nombre d'essais pour contacter le ménage et le temps écoulé entre le premier et le dernier essais. Un facteur d'ajustement a donc été calculé à l'intérieur de chaque GHR. Le poids des ménages répondants est multiplié par ce facteur d'ajustement pour produire le poids des ménages ajusté.

Puisque l'unité d'échantillonnage finale pour l'ECMS est la personne, le poids des ménages ajusté jusqu'ici doit être converti en un poids affecté aux personnes. Celui-ci est obtenu en multipliant le poids des ménages ajusté par l'inverse de la probabilité de sélection de la personne choisie dans le ménage.

On demande ensuite à la personne choisie de compléter le questionnaire. Dans certains cas, les intervieweurs ne réussissent pas à faire compléter le questionnaire, soit parce qu'ils ne peuvent entrer en contact avec les personnes sélectionnées, soit parce que la personne ou les personnes sélectionnées refusent d'être interviewées. De tels cas sont définis comme étant des non-réponses au niveau du questionnaire, et un facteur d'ajustement doit être appliqué aux poids des personnes répondant au questionnaire pour compenser cette non-réponse. Tout comme pour la non-réponse au niveau du logement (ménage), l'ajustement est appliqué à l'intérieur de classes définies au moyen des probabilités de réponse obtenues à l'aide d'un modèle de régression logistique. Ce modèle est fondé sur les caractéristiques disponibles pour l'ensemble des répondants et des non répondants, ce qui inclut les caractéristiques recueillies lors du listage des membres du ménage, comme le nombre de personnes faisant partie du ménage, ainsi que l'information géographique et les paradonnées. Un facteur d'ajustement est calculé à l'intérieur de chaque classe. Ainsi, le poids des personnes répondant au questionnaire est multiplié par ce facteur d'ajustement.

Les répondants au questionnaire sont ensuite invités à se présenter au centre d'examen mobile (CEM) de l'ECMS pour la prise des mesures physiques. Dans certains cas, les personnes refusent de participer ou ne se présentent pas à leur rendez-vous au CEM. De tels cas sont définis comme étant des non réponses au niveau du CEM, et un facteur d'ajustement doit être appliqué aux poids des personnes se présentant au CEM, de façon à contrebalancer cette non réponse. Tout comme pour la non réponse au niveau du logement (ménage) et au niveau du questionnaire, l'ajustement est appliqué à l'intérieur de classes définies en fonction de la probabilité de se présenter au CEM. Cette probabilité est calculée au moyen d'un modèle logistique, à partir des caractéristiques disponibles pour les répondants et les non répondants. Toutes les caractéristiques recueillies sur le questionnaire lors de l'interview (comme la catégorie de revenu, le fait que le répondant ait ou non un emploi, l'état de santé général et la fréquence du tabagisme) ainsi que l'information géographique et les paradonnées ont été fournies aux fins de créer les modèles de non réponse. Un facteur d'ajustement est calculé à l'intérieur de chaque classe. Ainsi, le poids des personnes participant au rendez-vous au CEM est multiplié par ce facteur d'ajustement.

L'étape suivante est le calage aux marges. Le calage est appliqué afin de s'assurer que la somme des poids finaux correspond aux estimations de populations définies à l'échelle des cinq régions géographiques canadiennes, pour chacun des 12 groupes d'âge-sexe d'intérêt, c'est-à-dire les six groupes d'âge 3 à 5 ans, 6 à 11 ans, 12 à 19 ans, 20 à 39 ans, 40 à 59 ans et 60 à 79 ans pour chacun des deux sexes. Un critère supplémentaire a été utilisé pour procéder au calage du groupe d'âge 20 à 39 ans, afin de corriger le fait que les personnes dans ce groupe d'âge qui vivaient avec des enfants ont une plus grande chance d'être sélectionnées que celles qui ne vivaient pas avec des enfants. Dans le cas des ménages dans lesquels au moins un membre était âgé de 3 à 11 ans, on choisissait une deuxième personne âgée de 12 à 79 ans aux fins de l'enquête. Cette personne était habituellement un parent âgé de 20 à 39 ans. Pour corriger la possibilité d'un biais découlant de la méthode de sélection, le groupe des personnes de 20 à 39 ans a été divisé en deux, soit celles qui vivaient avec des enfants de 3 à 11 ans et celles qui ne vivaient pas avec des enfants. Les estimations de population sont fondées sur les chiffres du recensement les plus récents, de même que sur les chiffres des naissances, des décès, de l'immigration et de l'émigration depuis le recensement. La moyenne des estimations mensuelles (couvrant la période d'enquête) pour chacun des croisements des limites régionales types et des groupes d'âge-sexe a été retenue pour réaliser le calage. L'estimation de la population faisant partie du groupe des personnes âgées de 20 à 39 ans dans chaque région a été subdivisée selon que les personnes de ce groupe vivaient ou non avec des enfants de 3 à 11 ans, d'après le ratio estimatif des personnes âgées de 20 à 39 ans vivant ou non avec des enfants selon la base de sondage pour les cycles 1, 2 et 3.

Il est à noter que, suivant la série d'ajustements appliqués sur les poids, il est possible que certaines unités se retrouvent avec des poids se démarquant des autres poids au point même d'en devenir aberrants. Certains répondants peuvent effectivement représenter une proportion anormalement élevée dans leur groupe et ainsi influencer fortement les estimations et la variance. Afin d'éviter cette situation, le poids des répondants qui contribue de façon aberrante à leur groupe âge-sexe est ajusté à la baisse selon une méthode appelée « winsorisation ». Selon cette méthode, les poids des répondants qui sont considérés comme étant aberrants sont remplacés par le poids non aberrant le plus élevé pour le groupe d'âge et le sexe applicables. Tous les poids sont ensuite ajustés de manière à redistribuer le poids excédentaire (soit la fraction du poids qui excède le poids non aberrant le plus élevé). Pour ce faire, on multiplie les poids non aberrants par un facteur d'ajustement, ce qui donne les poids ajustés selon la méthode de winsorisation.

Une deuxième calibration (une répétition de la première calibration) est effectuée sur les poids ajustés selon la méthode de winsorisation pour produire le poids final.

L'ECMS fait appel à un plan d'échantillonnage complexe pour effectuer la sélection de l'échantillon, et il n'existe pas de formule simple permettant de calculer la variance des estimations pour l'enquête. On utilise plutôt une méthode de rééchantillonnage appelée bootstrap pour estimer la variance d'échantillon. Cette méthode comporte la création de sous échantillons à partir de l'ensemble de l'échantillon en sélectionnant au hasard « n-1 » sites de collecte avec remise parmi les « n » sites de collecte dans chaque région. Un poids ajusté est ensuite calculé pour chaque répondant faisant partie du sous échantillon sélectionné. Cette procédure est répétée 500 fois afin d'obtenir les poids bootstrap. Pour calculer la variance d'une estimation ponctuelle (par exemple la moyenne), on procède à une estimation pour chacune des 500 répliques au moyen des poids bootstrap. La variabilité parmi ces 500 estimations donne l'estimation de la variance.

Avant le cycle 4, un seul calage était effectué et était fait sur les poids ajustés selon la méthode de winsorisation.

Évaluation de la qualité

L'une des caractéristiques particulières de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) est que trois ensembles différents de données ont été recueillis auprès du même répondant : les données de l'interview auprès des ménages, les données des mesures physiques et les données des résultats d'analyses de laboratoire. Chaque ensemble de données a dû être traité individuellement, mais pas complètement à part des autres, car à divers moments au cours du traitement, les trois ensembles de données devaient être utilisés ensemble.

Le traitement des données des interviews auprès des ménages a été exécuté de façon similaire à celui des autres enquêtes sur la santé de Statistique Canada. Les données ont d'abord été validées au niveau de l'enregistrement, puis au niveau de la variable individuelle, et la validation a été suivie par un contrôle détaillé descendant. Au cours de la collecte des données, le traitement a été assuré sur une base quotidienne. Les réponses des interviews auprès des ménages ont dû être traitées rapidement, afin que les données soient disponibles au centre d'examen mobile (CEM) à temps pour la visite du répondant.

Parallèlement, le traitement des données sur les mesures physiques a commencé par une validation des données au niveau de l'enregistrement, puis au niveau de la variable individuelle, suivie par un contrôle détaillé descendant. En outre, étant donné que les tests de laboratoire ont été déterminés en fonction des réponses obtenues au CEM, les données recueillies au CEM ont été utilisées pour produire un fichier comprenant une liste des tests pour lesquels on s'attendait à recevoir des résultats. Ce fichier de « contrôle » du laboratoire a servi au traitement des données des résultats d'analyses de laboratoire.

Le traitement des données d'analyses de laboratoire a entraîné une manipulation importante de fichiers, étant donné que plusieurs types de fichiers différents ont été reçus du CEM et de divers laboratoires de référence. Tout comme pour les données des interviews auprès des ménages et les données des mesures physiques, les données de laboratoire ont été validées au niveau de l'enregistrement et au niveau de la variable individuelle, et plusieurs nouvelles variables ont été dérivées. Les données de laboratoire ont été traitées le plus rapidement possible, afin que les résultats critiques déterminés par les laboratoires de référence et le CEM puissent être communiqués immédiatement aux répondants.

Contrôle de la divulgation

La loi interdit à Statistique Canada de divulguer toute information recueillie qui pourrait dévoiler l'identité d'une personne, d'une entreprise ou d'un organisme sans leur permission ou sans en être autorisé par la Loi sur la statistique. Diverses règles de confidentialité s'appliquent aux données 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.

Il est dans les pratiques de Statistiques Canada de retirer les identificateurs personnels des fichiers-maîtres lorsqu'ils ne sont plus requis pour l'exploitation des données ou pour d'autres usages autorisés.

La suppression résiduelle permet de protéger la confidentialité du répondant lorsque les résultats sont calculés avec moins de 10 répondants dans cette catégorie.

Exactitude des données

L'enquête vise à produire des estimations nationales non biaisées avec un coefficient de variation (c.v.) de 16,5% ou moins pour chacun des 5 groupes d'âge (6-11, 12-19, 20-39, 40-59, and 60-79) par sexe et pour le groupe d'âge 3 à 5 ans où les deux sexes sont combinés.

Enquête canadienne sur les mesures de la santé - Cycle 4 (2014-2015)
Moyenne de l'indice de masse corporelle mesurée (kg/m2)

Groupe d'âge Sexe Moyenne(kg/m2) c.v.(%)

3 à 5 ans Les deux sexes 16,11 0,8
6 à 11 ans Hommes 17,76 1,6
6 à 11 ans Femmes 17,54 1,4
12 à 19 ans Hommes 22,25 1,4
12 à 19 ans Femmes 23,07 2,4
20 à 39 ans Hommes 27,37 1,5
20 à 39 ans Femmes 26,57 2,9
40 à 59 ans Hommes 28,40 1,3
40 à 59 ans Femmes 28,07 1,7
60 à 79 ans Hommes 28,39 0,9
60 à 79 ans Femmes 28,12 1,5

Au total, 7 792 logements sélectionnés dans le cadre de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) faisaient partie du champ de l'enquête16. De ce nombre, 5,956 ont accepté de fournir des renseignements sur la composition du ménage, ce qui donne un taux de réponse au niveau du ménage de 76,4 %. Parmi ces ménages répondants, 8 200 personnes ont été sélectionnées (une ou deux personnes par ménage) pour participer à l'enquête et 7 503 d'entre elles ont accepté de répondre au questionnaire, soit un taux de réponse de 91,5%. Au total, 5 794 de ces dernières se sont ensuite présentées au centre d'examen mobile (CEM) de l'ECMS pour la prise de mesures physiques, ce qui donne un taux de réponse de 77,2 %. Au niveau du Canada, on a observé un taux de réponse combiné de 53,7 % pour le cycle 4 de l'ECMS. Il est important de mentionner que le taux de réponse combiné n'est pas obtenu en multipliant les taux de réponse au niveau de la personne et au niveau du ménage (ou au niveau du questionnaire et à celui du CEM), étant donné que, dans certains ménages, deux personnes ont été sélectionnées.

On a consacré beaucoup de temps et d'efforts à réduire les erreurs non dues à l'échantillonnage dans l'enquête. Des mesures d'assurance de la qualité ont été appliquées à chaque étape du cycle de collecte et de traitement des données afin de contrôler la qualité des données.

L'effet de la non-réponse sur les résultats de l'enquête constitue une source importante d'erreurs non dues à l'échantillonnage dans les enquêtes. L'ampleur de la non-réponse varie de la non réponse partielle (le fait de ne pas répondre à une ou plusieurs questions) à la non-réponse totale. Au cours du cycle 4 de l'ECMS, il y a eu peu de non-réponse partielle, car une fois le questionnaire commencé, les répondants avaient tendance à le terminer. Il y a eu non-réponse totale lorsque la personne sélectionnée pour participer à l'enquête a refusé de le faire ou que l'intervieweur a été incapable d'entrer en contact avec elle. Les cas de non réponse totale ont été pris en compte lors de la pondération : on a corrigé les poids attribués aux personnes ayant répondu à l'enquête de manière à tenir compte des personnes qui n'ont pas répondu.

Pour réduire le nombre de cas de non-réponse et pour que les procédures soient suivies de façon cohérente, les intervieweurs reçoivent une formation intensive de Statistique Canada, disposent de manuels détaillés et sont sujets à des observations régulières. Les refus font l'objet de suivis par le gestionnaire d'intervieweurs pour encourager le répondant à participer à l'enquête. Les cas de non-réponse sont traités en corrigeant les poids des personnes dans les ménages qui ont participé à l'enquête afin de tenir compte de celles qui n'ont pas participé à l'enquête.

Groupe d'âge Sexe Taux de réponse combiné(%)

3 à 5 ans Les deux sexes 54.7
6 à 11 ans Hommes 54.6
6 à 11 ans Femmes 54.2
12 à 19 ans Hommes 56.2
12 à 19 ans Femmes 53.8
20 à 39 ans Hommes 51.4
20 à 39 ans Femmes 53.5
40 à 59 ans Hommes 53.6
40 à 59 ans Femmes 56.3
60 à 79 ans Hommes 54.1
60 à 79 ans Femmes 52.1

L'ECMS vise la population âgée de 3 à 79 ans vivant dans les 10 provinces. Sont exclus du champ de l'enquête les personnes vivant dans les trois territoires, les personnes vivant dans les réserves et autres peuplements autochtones des provinces, les membres à temps plein des Forces canadiennes, la population vivant en établissement et les habitants de certaines régions éloignées. En tout, ces exclusions représentent approximativement 4 % de la population cible.

Puisque les unités déclarantes doivent se déplacer à un centre d'examen mobile (CEM) situé près de leur domicile pour les mesures physiques, la superficie des sites de collecte a été limitée à un rayon d'environ 50 km (ou jusqu'à 75 km dans les régions rurales) avec un minimum de population de 10,000. Les sites de collecte ont été créés en utilisant un logiciel spécialisé avec le but de couvrir le plus possible les 10 provinces. La liste des logements de la version la plus récente du fichier univers de logements (FUL) provenant de la base de sondage pour les enquêtes auprès des ménages (BSEM) est utilisée comme base de sondage pour chacun des 16 sites de collecte sélectionnés. En utilisant la date de naissance des membres du ménage de la version la plus récente du fichier des indicateurs socioéconomiques (FSE) provenant du BSEM, ainsi que des renseignements plus à jour provenant d'autres sources administratives, les logements sont stratifiés et sélectionnés pour s'assurer que la couverture du nombre cible de répondants par groupe d'âge soit obtenu.

Documentation

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