Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS)

Information détaillée pour novembre 2022 à septembre 2024 (Cycle 7)

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 - À être déterminé

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 évaluer des biomarqueurs de maladies chroniques et infectieuses, de nutrition, d'exposition environnementale et pour l'entreposage des échantillons de sang, d'urine et de salive provenant de la biobanque de Statistique Canada pour de futures études sur la santé.

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 certains 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 qui sont 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)
- Santé cardiovasculaire et condition physique (fréquence cardiaque et tension artérielle au repos
- Santé musculosquelettiques et aptitudes musculosquelettiques (DXA)
- Activité physique (accélérométrie)
- Santé buccodentaire

Analyses de sang

- État nutritionnel (p. ex. vitamine B12, vitamine D, ferritine)
- Diabète (p. ex. glucose, hémoglobine glyquée A1c)
- Santé cardiovasculaire (p. ex. apolipoprotéine A1 et B, profil des lipides)
- Exposition aux contaminants environnementaux (p. ex. ignifuges, muscs polycycliques, métaux et éléments traces)

Analyses d'urine

- Exposition aux contaminants environnementaux (p. ex. bisphénols analogues, ignifuges, pesticides, métaux et éléments traces)
- État nutritionnel (p. ex. iode, sodium, potassium)

Analyses d'eau du robinet

- Exposition aux contaminants environnementaux (p.ex. fluorure, métaux et éléments traces)

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 : septembre - septembre

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 sont des personnes âgées de 1 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, 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 7 de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé :

1) Questionnaire auprès des ménages :

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 7 était semblable au questionnaire du cycle 6. Des questions ont été ajoutées ou supprimées pour mieux refléter les modifications apportées au contenu du cycle 7.

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 7. 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 :

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. Les questions incluses au CEM sont reliées à l'utilisation de médicaments, 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.

L'Enquête canadienne sur les mesures de la santé consiste en un échantillon stratifié à trois degrés comprenant une ou deux personnes de chaque logement sélectionné dans un site de collecte échantillonné.

UNITÉ D'ÉCHANTILLONNAGE
L'unité d'échantillonnage au premier degré est le site de collecte qui est une 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). L'unité d'échantillonnage au deuxième degré est le logement et au troisième degré, l'unité d'échantillonnage est la personne.

MÉTHODE DE STRATIFICATION
Des strates sont définies à chaque degré. Au premier degré, les sites de collectes sont stratifiés selon les 5 régions canadiennes (Atlantique, Québec, Ontario, Prairies et Colombie-Britannique).

Au deuxième degré, les logements sont stratifiés selon 8 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 1 à 2 ans, sinon
2) logements avec 3 à 5 ans, sinon
3) logements avec 6 à 11 ans, sinon
4) logements avec 12 à 19 ans, sinon
5) logements avec 60 à 79 ans, sinon
6) logements avec 20 à 39 ans, sinon
7) logements avec 40 à 59 ans, sinon
8) autres logements n'ayant pas de composition du ménage ou dont les personnes ont des âges en dehors de ceux spécifiés ci-dessus.

Finalement, au troisième degré, les personnes faisant partie du ménage au moment de l'entrevue sont stratifiées selon trois strates avant la sélection:
1) 1 à 2 ans, 6 à 11 ans, et 60 à 70 ans.
2) 3 à 5 ans et 12 à 79 ans.
3) 20 à 59 ans.

Si les trois strates sont peuplées, deux strates sont sélectionnées au hasard à l'aide d'un échantillonnage PPT, sinon une ou deux strates peuplées sont automatiquement sélectionnes. Une personne est ensuite choisie au hasard dans chacun des groupes sélectionnées. Entre une et deux personnes sont sélectionnées dans chaque ménage du champ de l'enquête.

ÉCHANTILLONNAGE ET SOUS-ÉCHANTILLONNAGE
L'Enquête canadienne sur les mesures de la santé a un échantillon principal et plusieurs sous-échantillons.

Pour l'échantillon principal, au premier degré, on a établi qu'un échantillon de 16 sites de collecte est requis. Ces sites sont répartis par région : Atlantique (2), Québec (4), Ontario (6), Prairies (2), Colombie-Britannique (2). À l'intérieur de chaque région, les sites sont d'abord 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 sont d'abord triés selon la province. Après le tri, on effectue une sélection aléatoire des sites en utilisant une méthode d'échantillonnage systématique avec probabilité proportionnelle à la taille des sites.

La détermination de la taille d'échantillon et sa répartition au second et au troisième degré est faite ensemble. L'objectif pour le cycle 7 est fixé à 6 500 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 utilise les taux de réponse antérieurs de l'ECMS. Ces données sont utiliser pour 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 servent 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 est classé dans un de ces trois groupes, et les taux de réponse mentionnés précédemment sont calculés et appliqués séparément à chaque groupe. La distinction entre les emplacements de collecte urbains et dans les noyaux urbains des RMR est 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 a au moins 80 % de ces blocs de diffusion dans un noyau urbain, il est désigné comme étant dans un noyau urbain. Si ce taux était de moins de 80 %, cet emplacement est désigné comme un emplacement de collecte urbain.

Pour chaque site, un modèle est utilisé pour combiner les données historiques de l'ECMS et le plan d'échantillonnage du cycle actuel afin de prédire les tailles d'échantillon réelles et effectives pour chaque groupe âge-sexe d'intérêt pour chaque site. Les caractéristiques du plan d'échantillonnage, telles que la répartition des logements entre les strates et les poids de sélection des personnes utilisés pour conduire la sélection PPT au sein des grappes, sont modifiées de manière itérative jusqu'à ce que les paramètres d'échantillonnage finaux soient définis.

Une fois que tous les taux de réponse prévus sont calculés, une simulation de 100 échantillons indépendants de logements est effectuée pour l'emplacement échantillonné. L'objectif de chacun des 100 échantillons simulés est d'utiliser les taux de réponse anticipés pour prévoir si, dans chaque logement échantillonné, 0, 1 ou 2 personnes répondent au volet clinique. La base de sondage finale de l'emplacement sert 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 sert à déterminer si la taille et la répartition de l'échantillon choisies suffit. La simulation complète des 100 échantillons indépendants est 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 utilise 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 procède 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.

L'échantillon est réparti entre sept strates de groupe d'âge (1 à 2, 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 est sélectionné dans cette strate, et un nombre moindre est sélectionné pour les emplacements comportant un moins grand nombre de logements dans cette strate. Cette taille d'échantillon contribue 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 est d'augmenter la probabilité de respecter les objectifs d'âge et de sexe pour les répondants au volet clinique du cycle 6, sans trop de dépassement. Dans la mesure du possible, l'échantillon est réparti de façon à mettre l'accent sur les strates où un échantillon plus important est requis pour atteindre les objectifs.

Une fois que l'échantillon de logement est envoyé pour la collecte, 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 sélectionne de façon aléatoire une ou deux personnes pour participer au reste de l'enquête, soit le questionnaire suivi du volet clinique.

Parmi les répondants à l'échantillon principal, plusieurs sous-échantillons ont été sélectionnés.

Sources des données

Collecte des données pour cette période de référence : 2022-11-01 à 2024-12-31

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

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, 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 410 à 470 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 environ 45 à 60 minutes par répondant. Ensuite, l'intervieweur propose au répondant un rendez-vous au CEM de l'ECMS pour y prendre les mesures physiques.

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 des salles de mesures physiques et la troisième contient des salles de mesures physiques additionnelles.

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 15 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. Le moniteur enregistre de l'information sur l'activité physique et les habitudes de sommeil du répondant sans que celui-ci ait à faire quoi que ce soit de particulier.

Du matériel est aussi donné aux répondants pour la collecte d'un deuxième échantillon d'urine à la maison qu'ils pourront ensuite envoyer au laboratoire pour fin d'analyse nutritionelle.

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

Au besoin, le revenu total du ménage est imputé pour cette enquête.

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 14 groupes d'âge-sexe d'intérêt, c'est-à-dire les sept groupes d'âge 1 à 2 ans, 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. 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.

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 faisan.

Pour les sous-échantillons, des étapes de pondération additionnelles sont nécessaires.

La sélection du sous-échantillon des personnes à jeun a été effectuée au moment de la sélection des logements. Elle a donc eu lieu avant que le questionnaire des ménages n'ait été rempli. Pour créer les poids du sous-échantillon des personnes à jeun, les indicateurs de sous-échantillon attribués aux logements ont été réattribués aux personnes sélectionnées. Avant l'ajustement pour la non-réponse au niveau du questionnaire, les poids des personnes sélectionnées pour être à jeun ont été ajustés de manière à incorporer les poids d'échantillonnage du sous-échantillon. Une étape supplémentaire était requise pour tenir compte des personnes qui ont été sélectionnées pour le sous-échantillon, mais n'étaient pas à jeun ou n'ont pas donné de sang. Ces cas étaient considérés comme des cas de non-réponse pour le sous-échantillon des personnes à jeun, et pour corriger cette non-réponse, un facteur d'ajustement a été appliqué aux poids des personnes pour lesquelles on disposait d'une mesure valide.

Un poids distinct a été créé pour les données recueillies au moyen des moniteurs d'activité pour les répondants pour lesquels on dispose d'au moins quatre jours de données valides (trois jours de données valides pour les jeunes âgés de 3 à 5 ans). Les répondants n'ayant pas le nombre de jours valides ont été considérés comme non-répondants à la composante du moniteur d'activité. Les poids des répondants avec un nombre de jours valides ont été ajustés pour corriger tout biais découlant de cette non-réponse.

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 à toutes les 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.

Afin de prévenir toute divulgation de données, une analyse de confidentialité est faite au moyen du Système généralisé de contrôle de la divulgation (G-Confid) de Statistique Canada. G-Confid est utilisé pour la suppression primaire (divulgation directe), ainsi que pour la suppression secondaire (divulgation par recoupements). Il y a divulgation directe lorsque la valeur dans une cellule de totalisation se compose de peu de déclarants ou que la cellule est dominée par quelques entreprises. Il y a divulgation par recoupements lorsque des renseignements confidentiels peuvent être extraits indirectement en rassemblant des renseignements provenant de différentes sources ou séries de données.

Révisions et désaisonnalisation

Ce type de méthodologie ne s'applique pas à ce programme d'enquête.

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 les groupes d'âge 1 à 2 et 3 à 5 ans où les deux sexes sont combinés. Des exemples d'estimations avec leurs mesures d'exactitude (c.v.) sont accessibles ci-dessous au lien.

Pour l'échantillon principal, des mesures d'exactitudes sont fournies pour la moyenne de l'indice de masse corporelle ainsi que pour une variable de laboratoire non-environnementale mesurée dans le sang (cholestérol lipoprotéines de haute densité) et pour le sous-échantillon de personnes à jeun(glucose). Aussi, des estimations avec mesures d'exactitude sont donnés pour le sous-échantillon des moniteurs d'activités (temps moyen consacré à des activités sédentaires) et sont accessibles ci-dessous au lien.

Taux de réponse
Les taux de réponse du cycle 7 ne sont pas disponibles actuellement car la collecte est en cours.

Ens cycle 6, 9 143 logements sélectionnés dans le cadre de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) faisaient partie du champ de l'enquête. De ce nombre, 6 737 ont accepté de fournir des renseignements sur la composition du ménage, ce qui donne un taux de réponse au niveau du ménage de 73,7 %. Parmi ces ménages répondants, 9 306 personnes ont été sélectionnées (une ou deux personnes par ménage) pour participer à l'enquête et 8 286 d'entre elles ont accepté de répondre au questionnaire, soit un taux de réponse de 89,0 %. Au total, 5 797 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 70,0 %. Au niveau du Canada, on a observé un taux de réponse combiné de 45,9 % pour le cycle 6 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.

Ce ne sont pas tous les participants du cycle 6 qui viennent au CEM qui sont capables ou veulent donner du sang et de l'urine. C'est pourquoi un taux de réponse est dérivé pour chacune de ces composantes qui auraient dû être faites sur tous les répondants de l'échantillon principal. Les taux de réponse pour ces composantes sont dérivés en utilisant les mêmes taux de réponse de l'échantillon principal jusqu'au CEM auxquels s'ajoutent les ajustements suivants. Des 5 797 personnes qui se sont présentées au CEM de l'ECMS pour les mesures physiques, 5 471 ont donné du sang et 5 651 ont donné de l'urine. Le taux de réponse combiné pour le prélèvement de sang est de 43,7 % alors que le taux de réponse combiné pour l'urine est de 44,9 %.

Erreur de couverture
L'ECMS vise la population âgée de 1 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 3 % 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.

Erreur non due à l'échantillonnage
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 6 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.

Documentation

Signaler un problème sur cette page

Quelque chose ne fonctionne pas? L'information n'est plus à jour? Vous ne trouvez pas ce que vous cherchez?

S'il vous plaît contactez-nous et nous informer comment nous pouvons vous aider.

Avis de confidentialité

Date de modification :