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1. 2 RS Ze EOM Y yp El Yaya ANT EO qn YN B2 WE V et biais B y Yx Gra L EQM d finie comme telle peut tre analys e comme suit e EOM Y qi oR MW EEN Pt n Dfk DA VO p B variabilit des r ponses P Pa Pi Sont d finis comme auto corr lation uo On VI two Yi compl te P HO nP En ter E dit VY p Y corr lation de r ponses provenant d unit s ij P 7 DH H a a ER E Xa Xi y f aY pp diff rentes i j dans une m me enqu te r E Wg Yp YP corr lation de diff rentes unit s i j et de Ze Ltzt pp a J 373 diff rentes enqu tes t z t RT 2 2 it dt 17 En comparant les formules et de EQM nous obtenons o VOg TA Dp n 1 pa n D k Dot V y Un tel modele d enqu te n cessite en pratique des moyens humains et financiers consid rables et repr sente une lourde charge pour les personnes interviewees Pour ces raisons il n est gu re facile de l organiser L on comprendra ais ment qu en pratique en plus de l enqu te principale enqu te originelle il ne pourra y avoir qu une seule enqu te compl mentaire habituellement sous la forme d un sondage d une envergure bien moindre Les mod les d enqu te r p t e que l on utilise dans la pratique sont d s lors g n ralement bas s sur une enqu te principale et une enqu te r p t e en d autres mots sur un total k 2 enqu tes Par cette raison nous reproduisons ici s pa
2. 08 39511 joan aoysadns anbiisy910B183 e uinum ne 91OJId 2 nbu Supp anb ojedioutid ojgnbuo suep yue pesedde sojanbsaj mod suoneyojdxo Sat sridoJ Juawojnas B uo a3uermeA ap 19 s uu Kou sa g 0 SINAVA Sap Jn3 05 a suep AIND PUAU uo J11591J9 Ted 861 WU NE juaurasua221 np sjey nso1 a 7 gt Vir 3Jej0 251e 23p anaqua vj anb jo Fay gt SPUN anb onjosqe onbsoud 23otugut ap INSP us pi ay0 id ajgnbua ap aneuuorsanb a S N I 8 PAOAUIE sud juo u sa28ju03 uongiro dxo p sjaia sa sno ALIALA MEIS ajo id ajanbua ouu suonelto dx3 p 21quuou SIW 7 SGI Wu np o oorioy 19 021188 juaurosuo21 uo as JZKIdWOJ op siel ns91 sop 3 810 Ju A 7 76 119 o ceg St 809 Qt 619 2E S89 06 8790 Det 00 sr Ob paT VEH gt 001 60 t61 LU erg SS E61 66 907 60L1LI 9 660 1 001 gt 0 PI S wie EPOST USCH GEO D LEI 0 gt 01 6L SED 8p 6SI 1 48601 DILL OEDEL I 01 906 01 100 H H Ga a A D leu po ru po 861 lew p ne uy uo suonpie p tif uo SUONTIEJIPP tioneiio dxe p ey ua aaen 2411233Ja s2suodsr sop aje10 INABA S9 1129jJa SasuOdgs sap 92104 ande A PNYP JIQWON Auge 3t31J39dns AI p 1uou101 IENS p Q 3po7 sm 21021188 l rji dns 692 spor Anapue d ap asse S 01108938 04 LA sasuodgs sap spypqutaea saj anb eum tO 5861 reu p ap ojotid ojgnbuo ya id 861 jew et ne anbydjag uo 021109 PI JIDIAABL JWUISYIIIL 2 SI L P SIANYNI SISABALP ap IZANNI JIUGJINE qg neai
3. 59 La compensation qui s tablit ainsi entre les r partitions des fr quences de chaque enqu te permet d exploiter les r sultats incertains d une seule enqu te au moyen d informations class es quivalentes doublement disponibles et d avancer une valeur moyenne de l inconsistance Index of Inconsistency de la r partition des fr quences en r sultant Mais il ne faut pas perdre de vue que l on n obtient que rarement des r sultats provenant d enqu tes r p t es permettant de telles v rifications En vue d assurer la comparabilit avec la pratique statistique qui ne pr voit chaque fois qu une seule enqu te il semble justifi d un point de vue pragmatique m me si l on dispose d une double information de ne pas classer d apr s la valeur moyenne issue des deux enqu tes ma s d apr s la valeur de l enqu te principale Ce pragmatisme n enl ve rien aux consid rations sur l inconsistance de la r partition des fr quences L on peut mesurer l incertitude li e l attribution des d clarations individuelles provenant d un seul recensement l enqu te principale comme c est la r gle dans la pratique statistique au moyen d informations d attribution quivalentes k 2 qui ont par exemple t collect es partir de l enqu te d origine ou principale t 1 et k 1 gt 2 enqu tes r p t es ou au moins un recensement r p t t 2 Comme mesure moyenne totale de l inconsistance existante des valeurs indi
4. 7 58 RNFh 1 222 2554 222 255 KOCH 477 pour n il faut utiliser tant t na tant t Nyy 70 L indice pour la classe de grandeur h 1 ancien fichier nouveaux venus s obtient en calculant une moyenne g om trique pond r e g les poids tant Nam 19 017 et Nym 222 exploitations voir tableau 4a et l on parvient une valeur estim e de Je 73 De mani re analogue l on a tabli les tableaux de contingence des autres classes de grandeur et calcul les indices Les valeurs des indices pour les classes 1 4 sont 7 3 10 0 7 2 et 8 9 Yo L indice total est de 8 5 Le tableau 6b d taille les valeurs des indices Le calcul de l indice d inconsistance n cessite th oriquement un chantillon al atoire illimit dont le r sultat sera r parti a posteriori dans les classes de grandeur donn es strates conform ment aux variables stratifi es voir ce sujet les explications ci dessus de m me que COCHRAN 1977 et GROBRAS 1987 concernant la stratification a posteriori Comme l on a travaill ici sur la base d une stratification a priori c est dire un choix al atoire r duit cela a pu desservir l estimation de l indice d inconsistance L on constate toutefois que le syst me effectif choisi pour l chantillon nj n correspond grandement la part stratifi e Np N de l ensemble cf tableau 7 De la sorte l quivalence du sondage stratifi a priori et du sondage stratifi a posteriori
5. 9 Province de Namur 92006 Assesse 0096 1000 935 65 2112 5 92035 Eghez e 0340 0 0 9 p Au total Y Y KEE Ys NAr4 259 exploitations 10358 10491 153 55089 5 Nouvelles exploitations cr es N F 2 Province de Brabant 24014 Boortmeerbeek 0217 6 Province de Liege 64063 Remicourt 0120 7 Province du Limbourg 71022 Hassett 0535 Au total NNE1 7 exploitations total Yr D Ya gt N1 NAF1 NNE1 411 55089 5 266 exploitations N 185 11120 Abr viations ha hectare a are i sadepuos sop auos e op 1otns suos a suep odeuuoj nuetoo p 12759 sues ouop N 4 sysneuxe sjuaurasuooar sap SUILUIOS sagnioajja 919 mo 2jo Id oj9n bua aamda1 ajgnbua 10 o edrourid ojyonbua sagquo suonejro dxo sa paanou sa mod jo suorenojdxa sap Jotyou uotoue mod sagiedgs suoneumsa p no sed e Au inb sonbreuss V Is I DUC mu ET V4 suoae snou 19 H m LEP eul vib ZIL 9uoB9jeo ua S 19708217 e us 0343 M jus 096 19 vee Woy eropiedns 801 St8 09 Zen aiquou 8 AN v9p 2 2v ts vz heu UI y FIR D 00Sr 0 00l zz8 888 Bop Cor Ber rg D EZ6EZOL 001 gt 0 DE Cen L tg 069 962 174171 0 gt OL 68 0 04 LOZ ESS LY g 6805S 0L 100 eut y See WW G8 Un Sue Leer ey ue gesin 1810 eue 289 ej
6. Annuaire de poche Agriculture Bulletin de statistique Mensuelle Recensement agricole et horticole au 15 mai Annuelle Territoire et environnement Statistique de l occupation du sol disquette Industrie Statistiques industrielles Mensuelle Population Statistiques d mographiques Annuelle Commerce services et transports Statistique du commerce int rieur et des transports Soci t Mensuelle Enqu te sur les budgets des m nages Annuelle Les publications de PINS Etudes statistiques d ja publi es Num ro Titre 10 11 12 13 14 15 16 17 18 Tableau Entr es Sorties de ja Belgique pour 1959 3 tomes description g n rale de la m thode de calcul demande finale au prix d acquisition et investissements par branche d activit les coefficients techniques et la matrice inverse Analyse de la demande d apr s les enqu tes sur fes budgets des m nages effectu s en Belgique en 1948 1949 et 1956 1957 Croissance du revenu nationai de 1948 1959 et pr visions sur cette base pour les ann es venir Les d penses des m nages en combustibles solides lectricit et gaz de ville de 1948 1959 Les lasticit s de la demande des m nages en charbon gaz et lectricit aux prix et aux revenus d apr s les series chronotogiques 1948 1959 Previsions relatives la consommation des m nages en 1965 Sur quelques aspects de la pr cision d estimations bas es sur les enqu
7. SIMMONS 1949 1950 HENDRICKS 1949 O MUIRCHEARTAIGH 1977 GROVES 1989 BIEMER GROVES LYBERG MATHIOWETZ SUDMAN 1991 Il est craindre qu l avenir dans un certain nombre de pays occidentaux l erreur de non r ponse se d veloppe cause d attitudes de rejet pour motifs politiques D autres travaux de recherche semblent n cessaires afin de r duire cette influence peu souhaitable ou tout le moins en mesurer l tendue A c t de l erreur de couverture il faut signaler l erreur de contenu content error Les composants les plus importants en sont l erreur due au travail sur le terrain et l erreur de traitement Le premier comporte principalement des erreurs de r ponse et des erreurs li es l intervieweur Celles ci sont toutefois plus importantes que les erreurs de notation et de transcription que l on trouve aussi dans le sch ma La m thode des chantillons superpos s interpenetrating samples bas e sur les travaux de Mahalonobis 1946 est consid r e comme valable et prouv e Son but principal est de contr ler et de mesurer l erreur de l intervieweur qui influence la fa on de r pondre et m me la r ponse d viation de l enqu teur Dans le texte qui suit il n est tenu compte que d un seul syst me d enqu te que les pays industrialis s d Occident et leurs statistiques publiques utilisent souvent et dans lequel les personnes interrog es compl tent elles m mes les questionnaires sans intervention des in
8. chantillonnage 1 L el Erreurs comprenant Valeurs exami enqu tes de cont le la valeur du sondage n es avec Ef 4 EE n H D clarations manquantes Erreurs de traitement pour non r ponse Erreurs lors de l enqu te Dur e de l enqu te trop tongue Refus de r pondre Erreurs de d claration Perte des questionnaires Erreurs de Fintervieweur due la poste Erreurs d annotation et de Absent transcription Introuvable Erreurs dues un manque D claration erron e d organisation invraisemblabje Erreurs d attribution une cat gorie erron e Erreur d chantillon nage al atoire random sampling error Distorsion d chantiilonnage bias Base de sondage erron e Choix erron Choix fautif Estimation disordue bias math matique Erreurs d encodage Erreurs de programmation Erreurs d dition Unit s manquantes Erreurs de formulation Doubles comptages Unit s erron ment examin es Erreurs de tabulation Erreurs dues la compression des donn es Source STRECKER WIEGERT Winschaftsstatistiche Daten und konomische Realit t Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 206 1989 490 491 7 Cette erreur de non r ponse motiv e en partie par des raisons politiques diff re tant au niveau des causes qu au niveau du volume de la non r ponse des questions sur des sujets sensibles Jus
9. lev e des valeurs de la serie chrono logique ou lorsque l on peut calculer l estimation d un patron de remplacement moyen Pour des raisons pratiques il faut un certain espacement entre l enqu te principale et les enqu tes r p t es Afin de limiter les co ts et le travail organisationnel et de ne pas poser d exigences trop lev es thique sociale des personnes interrog es il est en pratique n cessaire de s en tenir des mod les n offrant qu un seul recensement r p t Nonobstant cette restriction il est possible de d finir par approximation la variance des r ponses comme un composant essentiel de l erreur d enqu te totale Ci apr s seront comment s r partis d apr s leurs caract ristiques des mod les pour enqu tes r p t es selon les tats ou les flux 1 Mod les pour tats stocks Pr cisons d abord les principaux symboles utilis s pour ces modeles x valeur r elle au moment f Yu valeur observ e dans l enqu te principale au moment t eig Vy xi erreur individuelle de r ponse respondent error dans l enqu te principale Ya valeur observ e dans l enqu te r p t e au moment 1 f enqu te r p t e r elle ou du jour de r f rence 1 vers z valeur ajust e i Yj2 Xi erreur de r ponse individuelle dans l enqu te r p t e Vir valeur observ e dans l enqu te r p t e au moment t valeur non ajust e Ai correction additive d ajustement pour convertir la valeur y en
10. 8z00 sumy LEO I LpL0 8194 uop do 1819 1071 osoonsury Soll 1 0 9126 uop do isIoTI p10Z1 ezaoanoyumey zeoll Y6LOAIIEW SOI 1 LONGAYRSSAT 91011 SSbONYLAA 60011 9L10Au223 6001 i 6 20nnou32308 HOOLI POHHALTLSSUEY 1001 SADAUY p 92U1A044 SIDAUV P IIMA 1 SAUDA XNBIAUON w 421491 uaiduy i KELA YANU C HINT 2 uonullo dx 1 ap apaj 4 t For SUV uongio dxo op opo DI EP wus mu pt von jeu c1 reu po ajanpla pu jeunusuon opoo ne p1LOSSE x9 ap sasuodg1 sap zueu A B ua 918 99p MAVA Di uongyojdxa ap apo tuvnos JALIY p Wann atayJBdns FLO apo ADAIY P UUO 191J49dnS PIO IPOD EI saputop ap nad no p und ap sod pnioanno ou suonppojdxa p dnoanpag anapuvad ap ossju2 ayaa sung qax opsyn 3j001480 ajoifiadns apoy 01 gt PY 100 Y anapiuvid ap assup D mod saj anpipui Sapavjopp sanajoA og jnojo ap aqu JAY p Juaw o z alsyy adas anbsjs113 98 18 7 sasuody sap 3yiquiava v Ip JI 25uodg4 sap JIuUBLIBA 8 ap UPYA 11089167 onbidpog us 6461 Hewi SI np 21031104 Ja Joa de juaurasuaa2y NUE y vi 3 nea qu suep anbieuto1 8 LOA lag D UONEOUIUBIS ej 1004 suonenojdxa L10 6t suoneyo dxo 92 861 teur c n cgo eu I np Japs a7 7140 shu9A xneaanou SUOLOJA tgZ 61 861 IU cj NE jauresua221 np IANS 9 n3 e5 suzy ayay uaroue aNbsBWAY SUONEHOIIKO 9761 Y anapuesd ap assejo e suep ojedtsund ajgnbua g61 teui I LE apuoussussol aj Squde p suonegrojdxa p
11. Band 40 Heft 9 pp 431 441 STENGER H 1977 Antwortvariabilit t als Fehlerqueite Allgemeines Statistisches Archiv Band 61 Heft 4 pp 391 403 STRECKER H WIEGERT R PEETERS J KAFKA K 1983 Messung der Antwortvariabilit t auf Grund von Erhebungsmodellen mit Wiederholungsz hlungen Schriftenreihe Angewandte Statistik und konometrie Heft 25 Vandenhoeck und Ruprecht Gottingen STRECKER H WIEGERT R 1984 Der Mean Square Error und die Antwortvarianz bei Erhebungen Darstellung und Sch tzung Allgemeines Statistisches Archiv Band 68 pp 199 222 STRECKER H PEETERS J KAFKA K WIEGERT R 1985 L enqu te de contr le un instrument permettam de deceler les erreurs dans les d clarations des effectifs et de d terminer la variance des r ponses Recensement agricole et horticole au 15 mai 1979 en Belgique in Etudes statistiques n 75 Institut national de statistique Bruxelles 56 p STRECKER H WIEGERT R 1986 Die Antwortvariabilit t bei statistischen Erhebungen Wiederholungsz hlungen und Sch tzung der Antwortvarianz sterreichische Zeitschrift f r Statistik und Informatik 16 Jhg pp 99 150 STRECKER H WIEGERT R 1989 Wirtschaftsstatistische Daten und konomische Realit t Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 206 pp 487 509 STRECKER H 1996 Zur Fehlermessung bei nach Gr ssenklassen aufgegtiederten Erhebungsergebnissen Der Inkonsisten
12. C Porcs l engrais iy compris ies verrats de r forme et les truies de r forme d un poids vif a de 50 kg moins de 80 kg b de 80 kg moins de 110 kg c de 110 kg et plus D Porcs reproducteurs d un poids vif de 50 kg et pius a verrats b truies saillies 1 truies sailies pour la premi re DIM M 2 autres truies saillies 4 c truies d levage non saillies 1 jeunes truies non encore saillies ie croisement i1 Landrace Bitrain ce hth eat ee inst Large White Bybrides a bwin 2 autres truies i TOTAL codes 340 349 i R partition des truies d apr s la race ou Autres races ee S Hal Bey Shore ees TOTAL icodes 390 394 doit correspondre aux codes 346 349 Volaille Pouies et poulettes non en ge de ponte Pouies pondeuses en ge de ponte y compris poules de r forme A Cogs pour la reproduction Poulets de chair non compris les poussins MANE FOUTS pnr Catiards krik Path bee ve gees d 380 1381 Kuna i 1 383 Apicuiture Ruches en paille Chevaux agricoles chavaux utilises principalement ou accessoirement aux travaux de l exploitation de moins de 3 ans de 3 ans et pius
13. Misclassification Errors Journal of the American Association Vol 72 pp 914 921 KANTOROWITZ M 1969 Evaluation of the Census Data State of Israe Central Bureau of Statistics Publication Nr 40 Vol I pp 93 112 KISH L 1965 Survey Sampling John Wiley New York pp 527 532 KROTKI K P 1978 Estimation of Correlated Response Variance Proceedings of Section on Survey Research Methods American Statistical Association pp 609 614 KR TKI K P MACLEOD A 1979 Two Methods of Measuring correlated Response Variance American Statistical Association Washington Proceedings of the Section on Survey Research Methods pp 223 230 KRUG W NOURNEY M SCHMIDT J 1994 Wirtschafts und Sozialstatistik Gewinnung von Daten Oldenbourg M nchen und Wien 3 Auflage pp 187 200 86 LESSLER J T KALSBEEK W D 1992 Nonsampling Error in Surveys John Wiley New York Toronto Singapore MADOW W G NISSELSON H OLKIN L 1983 Incomplete Data in Sample Surveys Vol 1 Report and case studies Vol 2 Theory and Bibliographies Vol 3 Proceedings ofthe Symposium Academic Press New York London Paris Tokyo MAHALANOBIS P C 1946 Recent experiments in statistical sampling in the Indian Statistical Institute Journal of Royal Statistical Society Vol 109 pp 325 370 MUIRCHEARTAIGH C A ed 1977 The analysis of survey data Vol 2 John Wiley New York Brisbane Toront
14. Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions linguistiques en 1972 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion linguistique Les investissements industriels des provinces et des r gions linguistiques de 1970 1974 Le chiffre d affaires des entreprises et leurs achats de biens d investissement depuis le 1er janvier 1971 sur base des d clarations ia taxe sur la valeur ajout e Les comptes nationaux de la Belgique 1966 1975 Enqu te sur les budgets des m nages 1973 1974 Itl Estimations de la population 1976 1985 pour le Royaume et ses r gions Tables de mortaiite par tat matrimonial pour la p riode 1968 1973 Caract ristiques compl mentaires de l volution conomique selon les comptes nationaux 1966 1975 Comparaison de diverses mesures de ta concentration dans tes secteurs industriels en Belgique Taux de variation moyen d une s rie chronologique sur un intervalle de temps donn Taux id at de Pesek Application la croissance conomique et aux investissements industriels des r gions linguistiques et du Royaume de 1970 1974 Tableau Entr es Serties de ta Belgique pour 1970 Les publications de PINS Etudes statistiques d ja publi es Num ro Titre 50 Enqu te sur ies budgets des menages 1974 1974 IV Enqu te sur les budgets des m nages d ind pendants 1973 1974 51 Orientation l exportation des diff rentes provinces et
15. che 610 la logetie 4618 l ext rieur de l table 1622 1 2 Stabulation libre paill e 1628 1 3 Stabulation libre semi paill e ces E 1 4 Stabulation entrav e a a grilles avec a ration natureile 7 ventilation forc e b court bati a ration naturelle ventilation forcee dont sans couloir d alimentation c a long b ti ou semi long i 2 ETABLES POUR BOVINS A L ENGRAIS lautes que veaux abatius jeunes 2 1 Stabulation sur eadieberts e total 131670 1 ssa 2 2 Stabulation libre logeties Q Vy Su quya 2085735 2 3 Stabulation libre paili e 679 2 4 Stabulatior libre semi paillee 2 5 Stabulation entrav e avec a ration naturelle 3688 bu ventilation forc e 1695 e 3 ETABLES POUR VACHES A ALLAITANTES b 3 1 Stabulation libre mil logettes i7101 3 2 Stabulation libre paill e 1716 jun 3 3 Stabulation libre semi t palllae anna 1718 i 3 4 Stabuiation entrav e 8 avec veaux attach s a ration naturelie 1725 Sunset ventilation forc e 1732 Katie St b avec veaux non attach s aeration naturelle ventilation forc e 4 ETABLES POUR Venue ABATTUS JEUNES a b Voir notice explicative ci contre p de locaux de locaux ge locaux de lotaux
16. gr ce aux moyennes les m canismes d une composante temporelle syst matique Il est alors indiqu d effectuer les ajustements au moyen des estimations du premier degr Cette forme pr cit e d ajustement savoir conversion pour le changement vers un niveau sup rieur d agr gation estimation approchante de la composante syst matique du A e reflet de la tendance au moyen de ces agr gats a t dans un cas concret test e avec succ s pour le mod le c STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 STRECKER WIEGERT 1984 Les r sultats en seront communiqu s plus loin Pour en terminer avec les explications des diff rentes formes d ajustement applicables il faut remar quer que chaque fois la m thode doit tre adapt e de mani re flexible et quand m me pr cise la nature des caract ristiques examin es des donn es disponibles et du mod le de sondage utilis Ce n est qu ainsi que lors de recherches pratiques l on peut limiter les probl mes pouvant surgir d une triple enqu te effectu e dans les plus brefs d lais Il ressort alors que l ajustement est un outil indispensable quand on utilise les mod les d enqu tes r p t es pour d finir la variabilit des r ponses L ajustement trait en 4 a t appliqu de mani re concr te dans une tude sp cialis e d estimation de la variance des r ponses lors d enqu tes sur le cheptel en Belgique en 1979 STRECKER PEETERS WIEGERT 1985 de m me qu
17. la conception d un syst me de travail d sign en abr g par la lettre G generalized conditions c est dire en substance la conversion des concepts et d finitions trouv s par ad quation en un sch ma d organisation et de m thode de travail Un syst me de travail est compos comme suit a objectif de l enqu te devis et calendrier b d finition des unit s statistiques des caract ristiques et des modules tablissement des chelles en mati re de caract ristiques c programme des tableaux d organisation du travail sur le terrain e s il y a chantillonnage le choix du plan de sondage y compris le choix de la base de sondage le type sondage stratifi sondage degr s etc le choix des unit s avec s lection probabilit variable ainsi que l estimation ponctuelle et l intervalle d estimation f collecte des donn es contr les op rationnels et descriptifs g traitement des donn es h contr le de la validit des donn es contr le des erreurs i tablissement des tableaux j publication des r sultats et diffusion parmi les utilisateurs Diverses possibilit s s offrent pour laborer un systeme de travail tant au niveau du contenu qu au niveau op rationnel C est ainsi que sur le terrain le d clarant peut compl ter un questionnaire sans aide ni assistance mais on peut aussi imaginer qu il fournisse lui m me p riodiquement les donn es ou encore que les donn es soie
18. pur r dso y woo s eo gt j L usi se rir os L usi ov nge o 0 0 SEL SEL BELL e ere zx 06 01 gt 10 0 ey WANN 44K yy YANN YAN 9gst nn aj09118e UN artyladns MapuVIB ap asse amp ouajstsuoou Jo xapuy 93uvjsisuoour p IPUI ar q nu lqur onbiuy uo qos D nu3A xnuoAnou X SJAB AL Sai SIT Lie x gt 001 001 gt 0 0 01 ccc 9vv u 01 0 eu aP ajoe 9121j1odus mapuei3 39si nn ojoonide ap sassu a ajoytd 9191J19dns snapuesd ajanbuq ap sassejo o ediouLd aygnbuq 1uourasua01 adepuos GAN snuoA xnvaanoN AV 1e1you unuy aysiu ajooase ajayiadns MIPUBAB ap sassup say suep 861 eu p ajo rd 2 9nbuo ap stop 2 ege TEW ST ojediourid sygnbus j ap 10 98IIDn a 0ILIBE oraraadns vy ap 3946 99p AnajeA eq uojos suonejio dxo sajanou jo sauuarau sap uonnavd i vj anod 22u33uiuoo ap alqu r nvajqe r T 31103989 onbidjag uo ggg p row SJ np o oor toy 19 o o9Li2v juaurosuoaay 9 nu qu l 6L WIN A Wu t ANAL YN N QUUOP Quer lt 001 gt OF 01 gt 100 H viu uo vs Jnopuvid ap asse NYS ageunn ayosL de ars jaadns napur d ap sassej gt saj sQ de p u uojppueyoz ap suonejiojdxo p aAquou ja N suongo dxo p aqutoN y 211082789 anbidjag ua cg T teur cj NE 21091104 19 HOALE Ju ur su oo q L Neajqe
19. rence ou diff rents jours Des motifs organisationnels font que souvent il faille avoir recours des jours de r f rence distincts Dans ce cas et plus particuli rement en ce qui concerne les caract ristiques variables dans le temps il convient d ajuster les valeurs issues des diverses enqu tes r p t es un jour de r f rence unique La premi re partie de ce texte traite de l estimation de la variabilit des r ponses et de l ajustement La seconde partie parie d un mod le de sondage fr quent les sondages stratifi s et de l valuation de la variabilit des r ponses Beaucoup de sondages utilisent des chantillonnages stratifi s ou des strates form es d apr s des r sultats class s d un point de vue conomique ou encore des strates optimales Quoiqu il en soit utiliser un sondage stratifi dans le mod le g n ral des enqu tes r p t es n cessite d adapter les formules aux faits L adaptation des formules n est toutefois pas toujours suffisante en effet dans les sondages stratifi s les estimations peuvent tre influenc es par une ventuelle classification erron e I faudra aussi estimer l ampleur de celle ci Ce texte s appuie sur deux recensements effectu s en Belgique les recensements agricoles et horticoles au 15 mai 1979 variable cheptel porcin dans les exploitations et au 15 mai 1985 variable superficie des tendues cultiv es avec cultures cat gories 1 et 5 Pour le concept ajustement se
20. s i vergers non compris sous le code 238 224 TOTAL codes 223 224 Semences de fleurs et de plantes d ornement sse n o 185 5 chen Plants de l gumes 186 Plants pour parterres jardinieres balcons H i et terrasses de ite Ar KEE A reporter ci contre chiffres arrondis e l are code 226 Oseraies e en RE d 228 paire 36 CULTURES DE LEGUMES n Terres labour es temporairement en repos Haricots Ay ed bad eo ag e suya e VOB ys et ne devant pas porter de culture avant H l automne prochain 229 C leris biancs 189 i i CULTURES FRUITIERES DE PLEIN AIR Pour la vente C ieris verts ENEE 4 190 z s Vergers hautes tiges Cornichons bs can pen dato a CA i A x Y compris les pres vergers ICodei ha a Code Nombre Tomates sous verre chaud 182 une j i i d arbres sous verre troid 193 1 lt 4 Pommes n Belle de Boskoop 765 Concombres sous verre chaud 194 u z i i i 1 Autres 1 766 sous verre froid 195 Potres i Autres l gurnes y compris melons L gipont shia 787 ets sous verre chaud 196 un un Autres 768 sous verre froid i 197 ii Cerises 7882 Prunes bue AN pense E 770 CULTURES
21. s non seulement pour estimer la variabilit des r ponses des donn es examin es mais aussi en outre pour contr ler la fiabilit de la r partition des fr quences en classes obtenue partir de l enqu te En proc dant de la sorte il n est pas s r que les deux r sultats d enqu te tombent dans des strates identiques Ci apr s cette probl matique sera expliqu e au moyen d une enqu te principale et d une enqu te r p t e avec stratification administrative ou conomique d apr s un m me syst me de travail La variable de l enqu te est en m me temps la variable de la stratification Pour l unit d enqu te d indice i l on obtient donc deux valeurs examin es y 7 Viz qui forment une information quivalente pour attribuer l unit et sa caract ristique une strate Deux cas distincts peuvent se produire 1 vij yi tombent dans la m me strate ou classe de grandeur 2 yir Vi appartiennent diff rentes strates classes de grandeur Le premier cas ne pose pas probl me Dans le deuxi me par contre il faut d cider quelle strate classe de grandeur attribuer l unit i Si l on consid re yj yj comme quivalentes eu gard leur pr cision statistique on d finit yj yj2 2 comme la moyenne de la valeur pour laquelle l erreur al atoire est r duite et on range l unit i correspondante dans la classe de grandeur appropri e afin d tablir de la sorte une r partition des fr quences moyenne
22. tendue de celles ci puisse tre estim e Dans le sch ma qui suit et qui est bas partiellement sur les travaux de Hurwitz et Pritzker cf KANTOROWITZ 1969 et sur de r cents travaux personnels nous avons repr sent pour ce qui est des enqu tes statistiques primaires les m thodes de travail les simplifications n cessaires l op rationalisation et les erreurs que cela entra ne in vitablement Plus particuli rement l erreur d chantillonnage et I erreur non due l chantillonnage sont manifestement des facteurs importants influen ant la qualit des donn es A l aide de ce sch ma nous pouvons donner quelques claircissements sur l erreur non due l chantillonnage L erreur de couverture coverage error compte deux composants lerreur de non r ponse non response error et l erreur due une base de sondage incompl te defect in census coverage error Sur la correction de cette derni re erreur et les m thodes utiliser pour ce faire voir entre autres KISH 1965 HANSEN HURWITZ JABINE 1963 ZARKOVICH 1966 LESSLER KALSBEEK 1992 Ces derni res ann es l erreur de non r ponse a suscit davantage l int r t dans la mesure o l opinion publique dans certains pays occidentaux et particuli rement en Allemagne de par une plus grande sensibilisation aux probl mes de la vie priv e s est montr e plus critique envers la statistique officielle 6 SCHEMA Interaction entre conception ad quation s
23. 21quiou 8l ay JUourasyonaJ B ego LI lia 0S1 EIB6PT o4 s 696 RU c ne o ediounid orgnbua ap MAVA GUOJ 1gtu suonenojdxa 699 GE gy ZZZ EZ SDAN ay Wy Du Ek CH an Joy nuaanon HU ISOBEIS ls V UD Jelo SUUDAOUL NIB A Ne RTS GPa exjnp suopneiojdlxo GET GI ZZZ pel S967 vt 95 IALL s suod 1 sap DIUBLILA 01296 697 GP 96S P0T9T9 LLCOSVC69 Nm D IN um n UN Weal y Ur SOLAN ay Wr wu LINY o SRN LIV c S8 z NUS N T 1nopuui8 op asse o e ap sosuadgi sap aote A UD 9 V 0 INIJLA t IP SJWAISI INDE A IVLOL yuaurosuaaay uojnueu33 p su PUR ve PAGES 23 up kise c9 1965 m SIN VAN IN pi SEIN Ay i suonmto dxa 777 N a dsoi N TN Nie ING X WANT NU cd IAN Em gunn LEA W _ u 1BOPPLSG D F quy gnap LANGAY tial3tu J ap Loqujodenxa p 103152 60v6v 097 965765079 LLCG8VL89 Ut duy y tas Wy 3 m GDL 4 i m IE WA 4 Qua ayra soppuos suonepojdxo ezp u u ia 2473149 suoneyojdxa 21061 GOU Ap daat Y y MIN yeu ei aydtuys sasuodga sap o2uttitA B Ud 2210 99p NAVA JOYS uarouy IIAU p 18821U04J ANJING piro PEI Gpuoue 1u tu laed 23jjtu2 99sinu 9100118 arorodns AP ey 01 gt BY 100 MNAPUBIF op assu 5 13 9 22 3p NAVI 39 p asse Bl sugzp Ze sasuod91 sop IIUBLIVA BI ANAVI anod mdde p SINAVA qs MALI ap AQEL rs Win ajoonde atoyiodns anbnisliprees L e SABH sosuodgi so
24. 87 21204 A ZZ9BL ECOL s 324 GE ay SES mar 60907 AEN TS aA OPOLS ILL 01 is NX T b 7 99 006 ZS9 L pel ESL 618 9Et SSS 99 C ML 0t6 TEO 658 0 9 ttl I KO 4 CW ay SE968 985 659 L TS6 88L LLI S LIE 679 797 T S6E BLE 891 S6 0tz 064 OS LZOSH 6EO Z 89166 61 OIZIHT E ZrS90 W I ns ba N 09S IC PZ 087 89ILE brL CC Lv8CO Ly9 S11296 6 9 7 pez 197 SN veg LS IT v18 67 SE 61 A GMJ eio npuodoj jug e snuan gt 001 001 gt 0 0 01 01 gt 100 q By ua XNBIANOU Sap ja 19A uoroug uo os ojnojeo SUOnejTO dx9 p 91qUiON eosipmn o ooride ara adas ey uo os Jmopuel3 ap asse IDA p Juawory sioysiadng 10 apo Day p woy aldyy adus t10 9P09 ipuoneu tu lied apwo A S8 LIN Gaby u 58 aN ENT N y 44 sasuodas sop onpiquueA I bayo ki air UT ser NT Goun N z NN zN HAVE se c t ur 58 Vc Gg N INT 7 Ys sosuodgu sop JOUBLILA p n pugi8 ap sassv o sa sapno 1nod sasuodg sop aBeuvojnueyoz p 3UBLIYA sasuoda4 sap 9ytltqurieA e ap Ja sasuodou sap JouvrieA vp ap UAE ag NOTES ap AQEL 8L Hri TH vw qg UV rm LEU NAR 5 TOAN N d N y 30 ERTL OY POF y s So N N Wr Sot IN i og1opuod nbngunpue ouvakou rdsas y wewonbinpwoaB sapigpuod s uu KZotu rdso1 7 Y mopue3 op ssej e suep of neaAnott daat uojoue uo as oouejsisuoour p ao
25. DE FLEURS Autres esp ces et vari t s 087 ine 771 l i i i Az amp l et innen Gor RR ee 1198 Vergers basses tiges id Bulbes et tubercules 198 ee Pommes y i d Golden Delicious 7723 Plantes en pot plantes d appartement 290 H N Boskcop H 773 Fieurs couper Roses 207 e Cox s Orange Pippin 774 Oeillets 202 N Jonagold 7754 Chrysanth mes 203 Autres 776 i Autres j 204 poo I Poires i Autres esp ces de fleurs et plants 205 Conf rence 777 L j i P pini res sous verre evou mati re i Doyenn du Comice 095 poule te 778 plastique 1206 2 uem i 779 H i Durondeau D Autres 780 CULTURES FRUITIERES 1 i Cerises l Raisins Royal Douces 781 Lens ee tt i S Aigres wey 782 nes Autres ES Prunes l 783 forgage intensif oo P ches i ye es aa BE BA as for age j nger on Autres esp ces et vari t s 221 L aaa 785 cultures froides el Autres cultures fruiti res i de plein air i j Autres sortes de fruits un Frases en pleine terre RAR ls TOTAL codes 184 213 Ms el sous petits tunnels cloches ou plasti i que perfor 1234 1 Framboises G
26. La f condit en Belgique de 1991 1995 meng INS NIS Premi re dition Achev d imprimer par l imprimerie de l INS B 1000 Bruxelles ISSN 0069 8075 Novembre 1999
27. Ot gt LOD ad W i 94 PA ui u EUN aedound ngnbus v ua v ua tus 865 eut SI ey ua ogsttn a o3rige S j lnsnpui s jue d Saaglanaq JBALY P 2210 J9A1U p awe azsipnin 9109118 tip ywawasuadas a soude p aaijiadns e soude p aroyodns atagradns anyradas aroyiadng ataipaadng WONGNO AXI P 1qtuoN AnapuziB ap osse T 21108939 Zu sasuod9 sap apipiquiaea gi onb auigui ap onbisjag ua 86 eu ST np 2102174104 32 2109118 jJu ur sua239 a uor s HTA saangpnd SOSA9AIP IP IIAP 9HYAIUNS p nvorqu L L 6861 Ww Cy np ajediountd ajanbua suep ops 9109188 9191710dns Bf op 3916 59p ANBA VE op ANNSHL Jn puu rd op sosse o wo suongito dxa Sop yuaulessvpo L A SPTO BEL 0 859 971 I H e 1 NZ ANG QME Ze lol GE LONMOALAL ga0 6 sooop tAadd yg 950E6 GOZO UIEMOHID 010 6 z100 xnojquio p Z6 zLEOAMOAILM 880 6 6000 219 nag ET P Z6 v810Anuouqouo REIZE Z800 31l1A91quieS LEITE Ob ONZNAN 8076 SODOPIILADIQUES LEIT vb oniojauooy PLETE mo 6 00ANWEN P4076 9970 o8uvjaAtH POLS ou TLO SPOTS 1970 2BudgABH 9016 0 oszi SIZO ZOZIY L SEITE LEZO SIOWE 65016 Cccordue oe p p90L6 6TC0 auumpor PEOTE Q900 ouutpat PSDIG ANWEN IP 22utA 04 6 JWEN 2p 29illA01 6 1010 4240 A auG ores IuIS SEOZI gLo spusur utS LEOZI ZP LO VAI IN 97021 06t0 s3ut ulN STOZI SPOO SUTEN SZOZI eco 3g uap do 1S12H p10ZI LIQ Le ae 70071 v900 19 120Z SSO 1 LOOQ YAILY EOOEI LETOPIS A 6011 9 10 80uaj 2 iett TODE
28. R 1989 Survey Errors and Survey Cosis John Wiley New York pp 324 329 HANSEN M HURWITZ W 1946 The Problem of Non Response in Sample Surveys Journal of the American Statistical Association Vol 41 pp 517 529 HANSEN M HURWITZ W et MADOW M 1953 Sampling Survey Methods Vol I Methods and Applications Vol II Theory John Wiley New York and London HANSEN M HURWITZ W 1961 Measurement Errors in Censuses and Surveys 32th Session of the Intemational Statistica Instirute Bulletin of the Internationa Statistical Institute Tokyo Vol 38 pp 359 374 HANSEN M HURWITZ W JABINE T 1963 The use of imperfect lists for probability sampling at the U S Bureau of the Census Proceedings of the 34th Session of the International Statistical Institute Bulletin of the International Statistical Institute Ottawa Vol XL Book I pp 497 517 HANSEN M HURWITZ W PRITZKER L 1964 The Estimation and Interpretation of Gross Differences and the Simple Response Variance Contributions to Statistics ed C R Rao Pergamon Press Oxford Calcutta pp 111 136 HENDRICKS W A 1949 Adjustment for bias by non response in mailed surveys Agricultural Economics Research Vol 1 pp 52 56 HENDRICKS W A 1956 The Mathematical Theory of Sampling The Scanecrow Press New Brunswick N J pp 339 356 HOCHBERG Y 1977 On the Use of Double Sampling Schemes in Analyzing Categorial Data with
29. Vandenhoeck u Ruprecht G ttingen pp 83 86 et 131 211 BERSHARD M 1969 The Index of Inconsistency for an L Fold Classification System L gt 2 U S Bureau of the Census Technical Notes 2 pp 1 3 BIEMER P P GROVES R M LYBERG L E MATHIOWETZ N A SUDMAN S 1991 Measurement Errors in Surveys John Wiley New York Toronto Singapore CHAUDHURI A MUKERJEE R 1988 Randomized Response Theory and Techniques Marcel Dekker New York Basel COCHRAN W G 1977 Sampling Techniques third edition John Wiley New York pp 127 131 optimum stratification et 134 135 a posteriori stratification DALENIUS T GURNEY M 1951 The problem of optimum stratification II Skandinavisk Akturietidskrift Vol 34 pp 133 148 DALENIUS T 1957 Sampling in Sweden Contributions to the methods and theories of sample survey practice Almqvist and Wicksell Stockholm pp 159 186 DALENIUS T HODGES L Jr 1959 Minimum variance stratification Journal of the American Statistical Association Vol 54 pp 88 101 DALENIUS T 1985 Elements of Survey Sampling Notes prepared for the Swedish Agency for Research Cooperation with Developing Countries SAREC Stockholm XIX Non Response Errors XIX 1 XIX 9 XX Measurement Errors XX 1 XX 9 II Bases for Planning a Sample Survey 1I 1 II 5 III Criteria for Survey Sampling III 1 IIJ 3 IV Preparing the Sampling Frame IV 1 IV 27 DEININGER R SZ
30. de l enqu te r p t e volontaire enqu te pilote Si l on imagine une information compl te en rempla ant par N dans la formule de la variance il en r sulte une valeur inf rieure d environ 0 2 pour l expression relative L on peut supposer qu une valeur am lior e bien qu en pratique non d finissable se situe dans un intervalle fix entre 0 2 et 1 11 BECKMANN WIEGERT 1987 Comme l enqu te de contr le a permis d tablir les valeurs r elles des cheptels porcins dans les exploitations l on a pu calculer en tant qu estimation bas e sur l chantillon l erreur quadratique moyenne EQM mean square error MSE comme mesure de l erreur totale STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 E M 163666 86 ou JEOM 4 6 Si l on part de l estimation ponctuelle de la grandeur JEQM l on constate qu un quart de la valeur EQM renvoie l influence de la variabilit des r ponses il est aussi possible avec le mod le trait ici de donner une estimation de l EQM STRECKER WIEGERT 1989 il en ressort que la part de la variabilit des r ponses dans l EQM peut atteindre un tiers puisque en particulier on peut dire 52 En ce qui conceme la variable nombre de porcs les valeurs estim es de chaque commune en divisant cette valeur estim e par la valeur moyenne du nombre d exploitations par commune 74 25 l on obtient les valeurs estim es correspondantes par exploitation les valeurs relatives restant i
31. dit dans le temps les probl mes cr s par la variabilit des valeurs des variables au sein des mod les d enqu tes r p t es 10 Les consid rations formelles qui suivent peuvent d abord servir de base la mod lisation et ensuite des formes ult rieures plus pragmatiques de celle ci tant en ce qui concerne les changements dans le temps de la valeur de la variable qu en ce qui concerne les erreurs dans les enqu tes m mes Prenons une variable X constante ou pas dans le temps d finie pour N unit s statistiques d un univers appro pri l enqu te Les valeurs r elles de cette variable sont consid r es 1 2 moments successifs Ces valeurs class es dans le temps forment une s rie chronologique toutes les s ries chronologiques N ensemble sont des valeurs r elles du proc s stochastique qui est l manation de l apparition dans le temps des valeurs des variables dans l univers Dans les enqu tes sans r p tition l on ne peut toutefois observer le jour de r f rence qu une seule valeur r elle pour l unit Si l on pouvait traiter l univers comme un panel l on pourrait en th orie effectuer encore plus d observations dans le temps Cette id e n est que pure hypoth se et dans le cadre d enqu tes r p t es il faut se limiter deux ou au maximum trois d nombrements dans un d lai rapproch Les variables conomiques sont g n ralement r parties selon des scores m triques desquels l on peut d duire l
32. existence de valeurs r elles qui prennent la forme de valeurs dans une s rie chronologique xit 1 1 N t 1 2 Dans des enqu tes concr tes ces valeurs r elles ne sont g n ralement pas d finissables La valeur r elle de la s rie chronologique fo Xito que nous repr senterons par la suite par xj est remplac e selon le syst me de travail G par une valeur r elle approximative x Cette grandeur aussi ne peut pas tre d finie dans la pratique usuelle des enqu tes Pour le travail statistique ult rieur nous ne disposons que de la valeur y observ e au moment et influenc e par toutes les erreurs d enqu te sauf si l on effectue des examens s par s comme par exemple des enqu tes de contr le pour d finir les valeurs r elles x Comme nous l avons d j signal la variabilit individuelle des r ponses est un composant significatif de la variance des erreurs totale des donn es collect es par enqu te Elle ne peut tre d finie que si pour chaque unit l on dispose d au moins deux valeurs observ es le m me jour de r f rence f En th orie il est possible de r p ter selon le m me syst me de travail l observation de la valeur au moment L diff rents moments 2 r dans le temps apr s z mais en pratique il faut disjoindre les moments fo j fa de telle mani re que dans les intervalles le travail sur le terrain des diff rentes enqu tes puisse se faire ind pendamment Comme l talemen
33. i 4824 3626 827 i I i ME i i 1629 6301 m i i i 1632 1633 1634 1635 1636 i I d i 1649 650 i 1655 656 sect FOR qu 8 MAIN D OEUVRE Nombre de personnes ayant travaill le 15 mai 1985 dans l ex Personnes salari es et non salari es occup es aux cultures ploitation y compris les personnes qui en ont t emp ch es pari ou aux animaux de facon Suite de circonstances impr vues mais sauf celles occup es ex permanente 15 clusivement aux soins du m nage et l exclusion de la main Code H Code F Code H F d oeuvre utilis e pour des travaux l entreprise Chef d exploitation 16 Conjoint e aidant le chef d exploitation Autres membres de ia famille du chef d exploitation salari s aidants inon salari s Autres personnes log es 17 et non nourries 18 nourries 18 et non log es 17 log es 17 et nourries 18 ni log es 17 ni nourries 18 SUCCESSION DU CHEF D EXPLOITATION S IL EST AGE DE 50 ANS ET PLUS Y a t it pour votre exploitation un successeur pr sum ge de 14 ans et plus ACCIDENTS DE TRAVAIL Entre le 15 mai 1984 et le 15 mai 1985 y s t il eu un ACCIDENT DE TRAVAIL dans votre exploitation Code Code oui non 286 i 2 vous ne savez pas non Si oui pri re de rem
34. la variance des r ponses et de la variabilit des r ponses de faire une distinction entre l ancien fichier et les nouvelles exploitations au contraire des estimations concernant la cat gorie 1 par exploitations de l ancien fichier l on entend celles qui taient reprises dans le recensement du 15 mai 1983 et qui ont continu fonctionner durant la p riode allant du 15 mai 1983 au 15 mai 1985 Ceci simplifie substantiellement l estimation Commentaire Cat gorie 5 Exploitations personnes institutions exploitations qui titre principal ou secon daire effectuent des travaux agricoles et horticoles pour le compte d agriculteurs ou d horticulteurs ou mettent la disposition de ces derniers des machines ou instal lations agricoles ou horticoles et produisent elles m mes en m me temps des produits v g taux ou animaux destin s la vente Ancien fichier comprend les exploitations qui existaient au moment des recensements agricole et horticole des 15 mai 1983 et 15 mai 1985 Nouvelles exploitations comprend celles qui n existaient pas encore l poque du recensement agricole et horticole du 15 mai 1983 et ont t cr es entre ce dernier et l enqu te pilote du 4 mai 1985 et le recensement du 15 mai 1985 Renvoi aux formules Comme la cat gorie 5 a t interrog e de mani re exhaustive l on a pu simplifier les autres formules d estimation pour r partir selon les quatre classes de grandeur la
35. loca s par a recenser ind pendamment 3 Ann e de mise en service d une tabie ou d une portion d table signifie ann e de lere mise en service ou de trans formation radicale dans la fonction actuelle EXEMPLE Etabie stabulation libre semi paill e pour bovins l engrais construite en 1972 et dont une moiti aurait t convertie en 1979 en stabulation libre logettes pour vaches allaitantes Code 683 1 Code 682 1972 Code 611 1 Code 610 1978 4 a indiquer seulement je nombre de vaches laiti res logeabies b Indiquer seulement le nombre de vaches allaitantes logeables 5 La notice aux agents recenseurs comporte de plus amples explications relatives aux salles de traite et aux stables SALLES DE TRAITE pour les tabtes laiti res stabulation libre 1 1 1 2 7 3 Ann e de mise en ar te en stalles en service Type d installation 14 de poisson en tunnel paratleies len carrousel i Code 601 19 i Nombre de stalles disponibies Capacit de logement Ann e de mise i Animaux Evacuation css dajsctions Etables 14 H 1 evacuation aes bjecuons an service Wogeables cailigbous tracteur raciette o manushe Sp cifications de locaux Code Ann e Code Nombre Code Nombre Code Nombre Code Nombre Code Nombre Code Nombre 1 ETABLES POUR BETAIL LAITIER a 1 1 Stabuiation libre 4 logettes Alimentation F dans l tabie l la cr
36. modifications dans le temps des valeurs r elles se heurtera pour chaque unit lors d une troisi me enqu te suppl mentaire d importantes difficult s au motif que ces enqu tes concernant toutes les unit s sont en fait irrealisables des moments rapproch s Cette forme d ajustement pr cis doit pour cette raison tre remplac e en r gle g n rale par des estimations 2 L ajustement est effectu l aide de m thodes bas es sur des s ries chronologiques Cette sorte d ajustement n est avanc e que pour la forme elle implique de telles hypoth ses extr mes que sur base des donn es disponibles il est quasiment impossible de les mettre en pratique Pour pouvoir analyser dans le temps les modifications individuelles de la valeur de caract ristique de chaque unit i il faut disposer d un grand nombre de valeurs d unit r elles de ce type dans le pass auxquelles il faut appliquer une m thode d extrapolation appropri e pour assurer la continuit des valeurs du moment fg au moment f sur la partie actuelle de la s rie chronologique Dans la pratique toutefois l on ne disposera pas d une aussi vaste information concernant les valeurs individuelles et leur analyse temporelle 41 Cette forme d ajustement n est qu une hypoth se th orique comme nous l avons d j d montr dans la premi re partie section II A Si l on conna t tout le moins quelques modifications r elles de valeurs de caract ristiques individuel
37. n a repr sent que l hypoth se 1 modifi e en deux chelons conform ment au mod le de sondage Sans difficult aucune et moyennant quelques modifications l on peut aussi repr senter l hypoth se 2 Pour simplifier l on n a calcul dans l hypoth se 2 que l exemple math ma tique du EQM deux chelons La valeur relative 4 E M 9 4 4 6 est la m me pour 1 et 2 Univers BELGIQUE ler degr unit primaire COMMUNE 3 F degr unite secondaire XPLOI TATION 6 46 SCHEMA ERREUR QUADRATIQUE MOYENNE ET VARIANCE DES REPONSES Sch ma pour d terminer l erreur quadratique moyenne et la variance des r ponses sur a base de deux recensements de contr le deux degr s et d une enqu te de contr le deax degr s ERREUR QUADRATIQUE MOYENNE MEAN SQUARE ERROR VARIANCE DES REPONSES UNIVERS 77 Valeur d clar e de l univers Valeur r elle de l univers X comme estimation X Poet Path fi Yyresp Yi moyenne 5 Se gt Recensement de contr le Enqu te pnncipale Variance des r ponses univers D D I lt oi seis pon Erreur quadratique moyenne Mean Square Error MSE MSE P resp fils E F X g FX Valeur reelle de ia commune X ici comme valeur estim e X par retoumement des Valeur reelle de la 1 lt MOLRENENTS comme X mouvements A Mr LG sa Ji du 4 au 15 mai 1979 D T 11 jours Fen mass
38. p GUON napue1d op s ssui2 Sa uo s uolinuzuo9 MOLI op oxieipixne o qe L 31870 ouvokou IMALA Eu 61 LPZ 99 6lLv299 H v0 8L0 69E OL A Oli 1ZL 91 A d 2 vez 195 v C00 OSS Z LO 6LL CIS Z FCO L 908 609 p 09 poz 979 8l zz0 C18 8 Lbs Il 76 z91 LOL t 18 67 8Z 9Sh 69 6tc 61 Wi Wi v sy IN 199399 31149 npuodgs jueke SNUSA xngaANOU Japa uaroue sde p suoneloldx p equioN aputnso INLA L uo 2918199P MALA FIAUN P juauio4g 919151dNS P10 2pon 1puoxe juauayatued 341149 DNZ isq Se 6 e yeg IZ L ty ott tt E D 4 a Arak 4 Tw 4 ail auuaKotu vf ap apiuyysa JnapeA or er mz u ER EE var 0t 10 0 la JU9109SU9321 9 sQide p 686 leu ne nvs suongjrojdxe p SIQUION anapura op asse J 9P suoneo dxo p o1quiou Jo 191y91F neoAnou 19 UUL suorjgjrojdxo p JIQWON GMY YPI SNUSA XNPSANOI 4 191891 u loup EPYAJ 86j EW S ne juouiasua221 np jejjnsoa 144 oubaeuay IZE 19 IN Q1 10 0 ayedroursd ajanbua 861 WW cq ne juotuosu2221 a UOJas suoneyoldx p o1quoN BY uo PSIM 21095188 9121Ji9dus e said p MOPURIB op Sasse 58 AJ uoneyordxe sap apeo MALA p 7 Mapuuzss ap sosse o so SIMO AP a ujoj ANJJEA v 1nod saguimso SANAJBA SIP NV pg MAVI ap QUE LL 07 OLT OT OLT u a a 0 2u090y PA t as ge s ln gt 625000 oozy 7 Did AE 1158 zo Ge IN 9
39. pour chacune des classes de grandeur h 1 2 3 4 ceux ci sont emprunt s au tableau de contingence universel pour la r partition des exploitation d apr s les valeurs de d claration de la superficie agricole utilis e dans l enqu te principale 15 mai 1985 et dans l enqu te pilote 4 mai 1985 selon les classes de grandeur de la superficie agricole utilis tableau 6a En guise d exemple l on trouvera ici le tableau de contingence pour la premi re classe d grandeur h 1 ancien fichier AF et nouveau fichier NF Des tableaux analogues existent pour le quatre classes au niveau des fichiers anciens et nouveaux Tableau de contingence pour la premi re classe de grandeur h 1 0 01 lt 10 ha de superficie agricole utilis e a Ancien fichier AF Enqu te principale Vic Enqu te pilote y 1 a 410 atc 423 b d 1450 nap atbtctd 1873 69 b Nouveaux venus NF s d 246 c d 255 p Pew TU h 1 0 01 lt 10 ha Reste 10 ha lt Enqu te principale yig Enqu te pilote yie A 1 pour 0 01 lt y lt 10 ha superficie A Opour 10hasy lt agricole utilis e L estimation de l indice pour la premiere classe de grandeur h 1 0 01 lt 10 ha de superficie agricole utilis e ventil e en ancien fichier et nouveaux venus en r sulte gt 49 x 20074 734 TRAFR 1 223 14504446 1427 7 90 24 194 1873 b c a c b d a b c d n I 9 97583
40. r gions linguistiques en 1973 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion linguistique Typologie des communes belges d apr s le degr d urbanisation au 31 d cembre 1970 R flexions sur l emploi optima des agents charg s des contr les des recensements agricoles et horticoles en Belgique La r partition des revenus personnels en Belgique analyse statique Les budgets communaux 1972 1975 52 Les comptes nationaux de fa Beigique 1967 1976 Caract ristiques compi mentaires de l volution conomique selon les comptes nationaux 1967 1976 53 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1974 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Concentration industrielie en conomie ouverte ie cas de ja Belgique 54 Les comptes nationaux de ta Belgique 1968 1977 55 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1975 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Croissance conomique des provinces et r gions de 1970 1976 Vaieur ajout e et produit global par branche d activit et r gion g ographique 56 Les r gions urbaines belges Caract ristiques compl mentaires de l volution conomique selon jes comptes nationaux 1968 1977 Les comptes sociaux europ ens 57 Les comptes nationaux de ia Belgique 1970 1978 58 Statistiques au service des entreprises Description et m thodolo
41. strates donne les formules pour l estimation totale Il ressort 1 L E P Sa 12 N SR avec N gt N Valeur estim e de la variance des hal ha une r ponses totales Variance des r ponses dans la strate h estimation 5 1 lt Tr Vr Ni Vr Valeur estim e de la variabilit des bel reponses totales ou Sk Ha zd i Variabilit des r ponses dans la strate h yc estimation Lorsqu une strate a t exhaustivement ou enti rement soumise enqu te il faut mettre la place de n N la variance de r ponses S2 seh x s2 LE a variant P Rh gt N Rh 58 II Effet de la variabilit des r ponses sur les r sultats d enqu tes stratifiees Comme nous l avons d j soulign plusieurs reprises une enqu te statistique sera presque toujours en pratique une enqu te unique non r p titive L on n obtiendra ce faisant qu une seule valeur observ e de la caract ristique de chaque unit 7 Les enqu tes r p t es dont question dans la premi re partie de ce texte pr voient des examens multiples objet et moment identiques pour rendre mesurable l influence de certaines erreurs sur les donn es Elles forment donc un instrument de contr le de l exactitude des donn es examin es par rapport aux erreurs de d claration Pour les raisons d j voqu es l on se limite tout au plus deux de ces enqu tes r p t es Si celles ci sont stratifi es leurs r sultats pourront tre utilis
42. tait assur e Une distorsion de l estimation de l indice d inconsistance ne provenait pas de cette d viation dans le conditions comme l on peut supposer qu existe une faible corr lation positive l on peut ventuellemen pr voir une l g re sous valuation 71 IV Conclusion de la seconde partie Rappelons les points essentiels de cette deuxi me partie Pour calculer l exactitude des donn es les erreurs syst matiques tant exclues qui ont t collect es l aide d enqu tes p riodiques l occasion des Recensement agricoles en Belgique il a faliu concevoir un mod le d enqu te r p t e et l appliquer par la suite Celui ci permettait d estimer partir de deux enqu tes les variabilit s de r ponses de valeurs de caract ristiques constantes dans le temps les superficies agricoles de chaque exploitation Le Recensement agricole proprement dit r parti en classes de grandeur en d autres termes l enqu te originale faisait fonction d enqu te principale et la soi disant enqu te pilote un sondage stratifi e selon les m mes classes de grandeur faisait fonction d enqu te r p t e En laissant tomber d une part l ajustement constance dans le temps des valeurs des caract ristiques l on a pu simplifier le mod le par rapport des applications ant rieures pr sentant des caract ristiques variant dans ie temps d autre part l application d un sondage stratifi a n cessit l adaptation du syst me des e
43. un grand effet de rappel Toutefois les r sultats de la cat gorie 5 d montrent que des caract ristiques constantes dans le temps et dont l effet de rappel est plus faible ne doivent absolument pas aller de pair avec une variabilit des r ponses moindre Cat gorie 5 exemple de calcul Classe de grandeur 1 0 01 ha lt 10 ha de superficie agricole utilis e SAU Province 2 Brabant commune B 24008 Bekkevoort L exploitation i n 0467 dans cette commune avait effectu lors du Recensement agricole et horticole 15 mai 1985 et lors de l enqu te pilote 4 mai 1985 les d clarations suivantes en ares en ce qui concerne le code 014 superficie froment d hiver 4 mai 1985 y 340a 15 mai 1985 yj 351 a Les calculs ont donn les r sultats suivants D viation des valeurs d clar es dj yj yh 351 3402 lla Variance des r ponses individuelle s 60 5 Il va de soi que l on ne peut que calculer les d viations des unit s individuelles pour lesquelles l on dispose chaque fois de valeurs d clar es y yp relatives l enqu te principale et l enqu te r p t e enqu te pilote en bref appel effectif 34 Comme dans l enqu te pilote l on a interrog toutes les exploitations de cette cat gorie compos de l ancien fichier major de toutes les nouvelles exploitations cr es entre le 15 mai 1983 et le 15 mai 1985 il n est pas n cessaire lors de l estimation de
44. valeur Yi 22 A il Yo Travail sur le terrain de Travail sur le terrain du l enqu te principale recensement r p t axe temporel Jour de r f rence de l enqu te principale Jour de r f rence du recensement r p t Sch ma du mod le a a L on effectue une enqu te principale au jour de r f rence t et une enqu te r p t e dans la p riode de tat tett tant situ s apr s la p riode durant laquelle a lieu le travail sur le terrain de l enqu te principale Lors du recensement r p t l on demande la valeur de la variable le jour du recensement t recensement r p t r el L on obtient comme r sultat y y Ceci n est pas probl matique dans le cas d une valeur constante ou approximativement constante de la variable Il est important de savoir s il s agit d une valeur de variable a valeur de rappel lev e ou faible b Ce mod le est utilis avec des valeurs de la variable faible valeur de rappel qu elles soient con stantes ou non constantes dans le temps Comme sous a l enqu te principale a lieu au jour de r f rence f et le recensement r p t en dehors de la p riode du travail sur le terrain et apr s l enqu te principale La diff rence par rapport a est que lors du recensement r p t l on ne demande pas la valeur de la variable au jour de r f rence f mais la valeur de la variable au moment r recensement r p t ex post comme succ dan d un vrai recensement de co
45. voir tableau de calcul 1b Variance des r ponses 4 Nan Sk xls RA 55 17907615 4737 464 Nes h Variabilit des r ponses variance de l chantillonnage des r ponses estimation de la variance moyenne partir des valeurs moyennes provenant de k 2 valeurs d clar es S 4737 464 mi 6 266 V 2Nas 2 378 Valeur relative apr s extraction de la racine y Y 2 503 1 2 Z 2 I EN B Pets B 2Nas 162 414 1 5 L attribution des exploitations la classe de grandeur de Ja superficie agricole utilis e S A U s est faite sur la base des valeurs d clar es S A U de l enqu te principale 15 mai 1985 37 Tableau 1 Recensement agricole et horticole belge mai 1985 Definition de la variance des r ponses et de la variabilit des r ponses sans ajustement Cat gorie 5 Enqu te exhaustive caract ristique code 014 superficie en froment d hiver Calculs Table de calcul a Classe de grandeur O 01 ha lt 10 ha ou 1 a lt 10 00 a Superficie agricole utilis e SAU Extrait N d ordre Code de l exploitation i Valeurs d clar es en a Variance des des correspondant au n r ponses exploi de la commune 4 mai g 15 mai individuelles tations N de l exploitation i 0 i Ye Ya Ancien fichier A F 1 Province d Anvers 11009 Brecht 0360 11053 Wuustwezel 0446 2 Province de Brabant 24008 Bekkevoort 0467 24045 Huldenberg 0396 25048 Jodoigne 0131
46. 0 apaL 970 9poO 810 app PIO 9po 097 Spor ap assed sosuodo sap PIELEA q GOU AL Z 2 e1opid oyonbuo ap jo 1 ledioutid oignbua ap ssuuo ouw sap sionetunss sap anss aunwwoo uu Kour 1 04 Th o4 Ps ipana ra 7 ouuaon ki At 4 x a9st tin ajoaude aioyiadns vs OOP 2602 Gp Obvtt 608 r59p girigczi cir verzo sem vos ag esum cr accom 60 vSL vec 2997 0i sero v St 6oco cic oes f ezooyor ses zou soso oversee velo evo en Losse sers oo ceiver esc zwen L ne uem ene eur oe Dess ow rent aces cei M LU Wis 0 gt Ob Cds Uds s utis ugs y ua sa ornsnput V uo SOABIONOG e Ud IAI P B U9 IAI P e U3 IPSUN gy ua NYS soyuejd ars y adas aaadng 2840 otorjiadug wawo a11j1adns oou ajuodns Inapuesd 8 0 opo 970 9poo 810 apo P10 apoJ 097 9p0O ep asse Ze sasuodga sap ouvrit A u 29 snfe juauroj oryaed p 214029302 anb jsg ua 6867 pu ST np 21091104 79 JJPILIBE puawasuadaY neajqe cL 86 BUI ne yuaunast 93 4 A uo as saputop le anbjeway Br cozBZL 92 899E 11 29 29296 61 2bz991 INS 17 19 PIN SI LEPOZ ONST c 46t l DS 9 9Z1S8 gt OL IER 86 9606 ET 9929948 S0 0804 G 00 gt 0 EL 69L8E p S66ee PIBLLOE 1 69S F v9 Z028E9 of gt OL 95 L86E i Z6 LELE 4 v948 8 0419 68 LLESO L
47. 00 0 M9O qQ8lIIAA OvOZ E L A GGPH0IL 62 6291607 p 6966E OB ELLE 9 36 9E o r Lage 8 Leb ZPLEL00 0 149818 60011 L SIgAuy p eounold m a vn w w a CAN e 2 Sauntuwoo agiadga vojnueuag sep enbyegeydje 0 souse ajgnbue e unls inajea apuse eguuse Majes suep sasda as e sesde p uo nueuo9 egwio sueln inajea suod9 ap agysnie quawajsnisep Jnajea eoyodoi ayediound suoneylojdxe p suonenojdxe p 8P09 ja euntuuuoo ap aunwwoo SIUEUBA ap eoueueA eguse JnejeA juesodwog s gnbug amp jgnbu3 SIQWON BIqUON ep ouqeAOJ4 9ulA01d EI 8p N renxo uo nueuo Supp sas rdas seunumuoo so suep Zei sosuodgs op saoueliva sop uoneuinsz q mops ap ajqn anns z neo qu L 0S 51 Pour ce qui est du cheptel porcin r el les valeurs relatives correspondantes respectivement X m et X m provenant d une enqu te de contr le de l chantillon respectivement pour chaque commune et pour chaque exploitation comportent S A 2178 o X 8768 1 porcs Xm MX N et Xu Wu 118 1 porcs L on obtient la variabilit des r ponses relative ou variance d chantillonnage des r ponses racine Sp Sp carr e comme suit 111 Xvan MX Yon La valeur 1 11 est sans doute un peu trop lev e au motif que l information provenant du recen sement exhaustif n a t reprise dans l estimation que pour autant que l on disposait d informations provenant de l chantillonnage
48. 097 Lu I A pw TOTAL codes 052 055 057 060 L gumes cosse recoltes secs 1 T y compris semences Pommes de terre H T i excopt les cultures de plants Haricots secs RARE CERE MT A Pommes de terre hatives r colt es avant ie ler ao t 067 I Autres y compris m langes de c r ales et i Pommes de terre mi h tives 062 de legumes pour la graine 01 d N Pommes de terre mi tardives et tardives 063 I TOTAL codes D I 063 C r sles pour le grain y compris semences S l Cultures agricoles Froment d hiver non sp cifiees ci dessus s re 066 L i i Froment de printemps x 7 Cuttures de plein air de fleurs de bulbes Seigle d hiver amp fleurs de fleurs couper et de plantes H ornementales pour la vente I Superficie plant e ou r serv e la plan i Orge d hiverlescourgeon tation de Fleurs couper 070 Orge de printemps i Chrysanth mes en pot 073 Nez i 1 Plantes vivaces rustiques et piantes en Mais cultiv pour la graine nennen BBSI Louin nn an w n na a wa A nan na nna j 072 Triticale 1 B gonias 073 EN WA Azal es 074 Autres c r ales et m langes de c r ales N I Tulipes pour le bulbe 1 075 TOTAL codes 014 023 Autres bulbes et tubercules fleur
49. 81 0 asse uo5 leo 6861 few G ne ejoomou je ejoaribe jueuresueoet anbibjeg 861 BW Si np jejduioo JuewasusaaH e 064 0 essujo egsijn ejoouDe eloipadns e uojes suoneyojdxe sap uonueday Z enbyydeiry e ogl vo 5964 ew SI np jejdwos jueuwsesuyessy e 051 0 essejo uoB leo 9961 few SE ne ojootuou je ejoouBe jueuwasuesay enbi6jeg 66 Prendre comme base de l chantillon l ann e 1983 a pos quelques probl mes Entre 1983 et 198 certaines exploitations avaient cess leur activit et d autres taient venues s ajouter Par nouveat venus l on entendait toutes les exploitations qui taient venues s ajouter entre le recensement du 15 m 1983 et les 4 respectivement 15 mai 1985 l ancien fichier comprenait les exploitations reprises dans recensements des 15 mai 1983 et 15 mai 1985 Les nouvelles exploitations avaient g n ralement signal es l Institut national de statistique par des agents communaux Tous ces nouveaux venus ont repris dans l enqu te c est dire soumis compl tement lenqu te et int gr s en tant que stra compl mentaire aux estimations ult rieures Cela revenait ce qu chaque fois chaque strate devait t r partie entre une strate ancien fichier AF et une strate nouveaux venus ou nouveau fichier NF L estimation de la variance des r ponses a t de ce fait effectu e s par ment dans chaque strate selon A et NF une moyenne pond r e a permis de r unir les
50. AMEITAT K 1967 Some Remarks on the Problem of Errors in Statistical Results Proceedings of the 36th Session Bulietin of the International Statistical Institute Sydney Vol XLII Book l pp 16 71 DEMING WE 1953 On a probability mechanism to attain an economic balance between the resulting error of response and bias of non response Journal of the American Statistical Association Vol 48 pp 743 772 DESABIE J 1966 Th orie et pratique des sondages Dunod Paris pp 134 172 et 399 468 FELLEGI 1 P 1964 Response Variance and its Estimation Journal of the Amercian Statistical Association Vol 59 pp 1016 1041 85 FELLEGI I P 1974 An improved Method of Estimating the Correlated Response Variance Journal of the American Statistical Association Vol 69 pp 496 501 FORSMAN G 1989 Early Survey Models and their Use in Survey Quality Work Journal of Official Statistics JOS Vol 5 No i Statistics Sweden pp 41 55 FORSMAN G 1991 Survey Models a Review and some Applications to Reinterview Data Department of Statistics University of Lund th se de doctorat FORSMAN G 1993 Recent Advances in Survey Error Modelling Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 21 331 350 Cet article contient une bibliographie de toutes les publications importantes en anglais en ce domaine GROBRAS J K 1987 Methodes statistiques des sondages Economica Paris pp 113 127 GROVES
51. La variabilit des r ponses dans les enqu tes statistiques Estimation th orique et pratique Heinrich Strecker Rolf Wiegert Universit s Universit de de Tubingue et Munich Tubingue avec la collaboration de Jan Peeters Luc Anciaux Elisabeth Draelants Institut national de statistique Bruxelles L institut national de statistique propose des informations impartiales un prix abordable Les informations sont diffus es conform ment la loi notamment pour ce qui concerme leur confidentialit Nos statistiques couvrent huit domaines G n ralit s conomie et finances Territoire et environnement Agriculture et activit s assimil es Population Industrie Soci t Services commerce et transports Tous droits de traduction d adaptation de reproduction par tous proc d s y compris la photographie et le microfilm sont soumis autorisation pr alable de l Institut national de statistique Toutefois la citation de courts extraits titre explicatif ou justificatif dans un article un compte rendu ou un livre est autoris e moyennant indication claire et pr cise de la source L analyse des donn es de base ainsi que les commentaires n engagent que la responsabilit de leur s auteur s Editeur responsable Claude Cheruy INS 2 INSTITUT NATIONAL DE STATISTIQUE d feur B 1000 Bruxelles T l phone 32 2 548 62 11 Fax 32 2 548 63 67 Preface Depuis plusieurs ann es l
52. Les comptes nationaux de la Belgique 1965 1972 Les comptes nationaux de la Belgique Estimations en prix de 1970 pour ta p riode de 1953 1964 Caract ristiques compl mentaires de l volution conomique selon les comptes nationaux 1965 1972 Tables de mortalit 1968 1972 A propos d ajustements makehamiens d une table de mortatit Les comptes nationaux de la Belgique 1966 1963 L industrie c ramique de 1957 1972 Les carri res et les industries connexes de 1955 1972 L industrie de fa terre cuite de 1955 1972 Enqu te sur ies budgets des m nages 1973 1974 1 Analyse des l ments actuariels r sultant des tables de mortalit ajust es HS 1968 1972 HD 1968 1972 et HFR 1968 1972 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions linguistiques en 1971 Livraisons l tranger par branche d activit et par r gion linguistique Les comptes nationaux de la Belgique 1966 1974 Enqu te sur tes budgets des m nages 1973 1974 li Tables de mortalit par r gions linguistiques et pour ia p riode 1968 1972 Quelques donn es de base sur l volution d mographique de ia Belgique et de ses r gions Le loyer des logements en 1973 Caract ristiques compl mentaires de l volution conomique selon les comptes nationaux 1966 1974 Croissance conomique des provinces et r gions linguistiques de 1970 4 1974 Valeur ajout e et produit global par branche d activit et r gion g ographique
53. Q1JU09 o 39 o Quoo A jo 6 6 few p np sap souuarpnonb 6L61 W SI 9 6461 U Sy a 6L61 wus ne ojoprd ojonbuo 6L6 tatu c np 9 uonenord SUONVOIJIPOIA 9nuosuonsopipoJ j onuesmofop a qwon Olai majgA 2212d21 ojgnbuq opedrounid nbusq X9 9p oN 65LLO00 0 oo _ Ak _ tp uonoal s ap Sedan LC8E Ar BEE NS ejejuati o1puv IP IUMO P SEAA SSNIH IUNRS 0709 g 1 ounuwos p suep sasuodo1 sap IBUBA gj Joumsa mod seaunioq D 2 09 ap 21001 spoeg so10d ap a1quiou CO apoo anbysigyaveo uowajsnfe IIAL sosuodo1 sop aii Iqeriea v op 19 s suod sap aoueniea v op vonumpd anb zjag uo 6 6 IEW cq ne eooraot Jo 2109188 mae T nu qu 6t s ju 1oljip sounuiuroo gg preuodwoo a10 1d a32Nbua 2919d21 aygnbua ap uol nuueuo i ronbanod 359 9 ISIU 9948 JU9W949191d un p aseq ins sas ada sim tsn d e sopuuonoo os 919 juo s unuuuuo3 uo nugu ep SOUNLULOD GZ Sal ang sas da sanorsnjd no Ston xnop UONBISPISUOO US s stid spnojeo sop s10 919 juo WO RUeYI suep s Anon juos es sosuidar sin rsnid no sion xnap v mb s unuutuo2 saj anbieuay n Ley IN i d S L8VESOCTE Wy er c neswo IEN e6s zasarz 2 bees 99 c8r S S0S S rSr 8 89 9LvIOQ O in xnea quiec BELIZE 62V Jnwey ep BOUIADI 6 6 p s09 9 182 598992 8 LGEGLL LE ZGY t 8c69 l O SZ98b1 8 sez 68419000 Sem seio utes 02099 49 Sjejusuo a1pue 4 9p 3ulIA0id k SLLOSIGZ 2z6 90 8 UL 0t 96 vg ze OL PE 8 ve 182v0
54. TOTAL codes 360 3980 1 I Gel Autres chevaux uniquement chevaux de voi ture de selle de course chevaux poneys TOTAL codes 363 364 Anes mulats et bardots Lapins i MATERIEL AGRICOLE Les machines en copropri t doivent tre d clar es par le copropri taire qui les d tient In date du 15 mai Les machines qui la date du 15 mai ne se trouvent pas l exploitation pour quelque motif que ce soit par exemple r paration pr t location doivent tre declar es l exploitation dont elles relevent ou en cas de copropri t qui les d tient normalement Les machines appartenant des entrepreneurs de travaux ou des coop ratives qui au 15 mai sont utilis es dans une exploitation donn e doivent tre declar es par les entrepreneurs de traveaux ou les coop ratives Tracteurs 2 roues motrices installations de traite m canique 4 roues motrices a l exploitation 14840 sans tactoduc canal lait 441 Motoculteurs tous types S avec lactoduc canal lait 442 Moissonneuses batteuses tous types 433 mue b en prairie 1443 1 i H d Tanks refroidisseurs de lait 444 oe R colteuses hacheuses tous types Iresch cet i A i Installation
55. abilit des r ponses en ce qui concerne la surface cultiv e froment d hiver de toutes les exploitations de la cat gorie 5 a t estim e 1 5 la valeur correspondante pour la superficie agricole utilis e 4 1 33 La variance des r ponses peut aussi tre interpr t e comme une variance d une r partition de decla ration moyenne compos e de la r partition de d claration individuelle Les r sultats de ces calculs pour la cat gorie 5 activit agricole secondaire se retrouvent dans les tableaux 8a et 8b Bien que l on puisse supposer particuli rement en ce qui concerne les surfaces cultiv es que la varia bilit des r ponses dans le cas de valeurs de caract ristiques constantes dans le temps soit relativement peu importante les valeurs de la cat gorie 5 pr sentent ce propos une particularit que l on peut attribuer au caract re propre de cette cat gorie activit agricole secondaire effectif relativement r duit Des r sultats correspondants de la cat gorie 1 l agriculture est l activit principale voir partie 2 tableau 3 ont donn en ce qui concerne la variabilit des r ponses des valeurs intrins quement moindres 0 5 pour le froment d hiver et 0 2 pour la superficie agricole utilis e Ce dernier ordre de grandeur correspond mieux aux repr sentations qu on se fait de la variabilit des r ponses dans le cas de valeurs de caract ristiques constantes dans le temps ayant la fois
56. ajustement il est recommand d effectuer aussi tous les calculs sans ajustement pour voir si celui ci influe fortement les r sultats estim s Lorsque l tat des donn es le permet l on peut aussi effectuer des ajustements en utilisant diverses m thodes afin de pouvoir valuer l impact de la m thode d ajustement Il est apparu dans l exemple donn qu il n y avait pas de diff rence fondamentale dans l ordre de grandeur des r sultats la diff rence n tait que de 0 14 Dans d autres cas il n en sera pas ainsi et il sera n cessaire de proc der de profondes r flexions STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 En r sum il ressort de la premi re partie de notre texte que d finir la variabilit des r ponses repr sente une contribution importante dans l am lioration de la qualit des donn es et donc de la fiabilit de la statistique Les mod les d enqu tes r p t es qui ont t d velopp s cette fin portent l empreinte de l ajustement lorsque pour des caract ristiques non constantes dans le temps il est souhaitable de convertir diff rents jours de sondage en une journ e uniforme de sondage Cette fa on de travailler claire un nouveau facteur source d erreur auquel jusqu pr sent l on avait peu pr t attention provenant de la longueur de la dur e de l enqu te Elle est essentielle lorsque les valeurs des caract ristiques changent avec le temps elle est par contre insignifiante lorsqu elles sont constan
57. aleurs a b c et d dans ce tableau sont des paires absolues que l on trouve fr quemment dans les deux enqu tes nombres naturels y compris 0 t 1 t resp Cl G G resp G G et n a b c d Apr s quelques transformations l on obtient comme valeur estim e pour gi be 20 2n 2 n n n n et donc pour la formule d estimation de l indice d inconsistance Je a c b d a bXc d n L intervalle des valeurs de l estimateur 0 lt fg lt 1 est uniquement valable dans les conditions b c lt 2ad qui en pratique sont g n ralement satisfaites cf GROVES 1989 et KANTOROWITZ 1969 Concernant le classement erron misclassification dont on a parl ici l indice indique en quelle mesure les r sultats de la premi re et de la seconde enqu te se recoupent ou varient d apr s leur classement Lors d enqu tes stratifi es comme dans le cas pr sent l on obtient pour chaque strate ou classe de grandeur h une valeur d indice Le avec h 1 2 L une moyenne g om triquement pond r e ou math matique les r unit dans un indice total voir ce sujet le tableau 6b Le test de fiabilit pr alable ne pouvait valoir que provisoirement car l laboration correcte d une r partition de probabilit r partie en classes suppose de conna tre les r elles valeurs y individuelles 62 III Enqu te r p t e dans le cas de caracteristiques constantes dans le temps R sultats d une enqu te en Belgique Nous allo
58. ariable sont fonction du temps s rie chronologique non constante Avec des grandeurs conomiques nous avons g n ralement affaire des s ries chronologiques non constantes de sorte que la mensuration de la variabilit des r ponses ne peut s appuyer sur ce mod le th orique d enqu tes r p t es Tant pour ce motif que pour des raisons de faisabilit pratique des enqu tes il est n cessaire d apporter des modifications pragmatiques au mod le des recensements r p t s Bien que l enqu te principale le jour de r f rence 1 et les enqu tes r p t es aux moments 4 t aient lieu selon le m me syst me de travail l on ne demande pas aux moments t la valeur t mais les valeurs 7 7 de la variable qui avec le temps se sont modifi es Si l on observe la s rie chronologique correspondante l on trouvera les termes des valeurs de la variable diff rents moments Comment peut on avec ces faits en arriver tablir une variabilit des r ponses lorsque des valeurs divergentes d une s rie chronologique sont demand es des moments diff rents Seulement au moyen d informations compl mentaires concemant les donn es et d hypoth ses additionnelles par lesquelles l on peut tablir une connexion entre les valeurs diff rents moments 21 L ali ration chronologique des variables peut ainsi tre isol e et corrig e par un proc d d ajustement Ceci est d autant plus simple dans le cas d une autocorr lation
59. ats d une enqu te r p t e enqu te pilote sondage du 4 mai 1985 stratifi d apr s les m mes classes de grandeur enqu te r p t e ex ante pour la cat gorie 1 D exp rience nous savons qu une caract ristique comme la surface cultiv e de toute exploitation durant la p riode de v g tation et en particulier pendant le mois de mai reste constante durant la p riode de vegetation 4 tout le moins pendant une courte dur e Les achats et ventes effectu s par l ensemble des exploitations durant les quinze jours entre l enqu te principale et l enqu te r p t e en mai 1985 taient tellement faibles seulement 0 6 o du total des terres agricoles ont t chang es en moyenne entre les deux enqu tes que la caract ristique surface cultiv e par exploitation peut tre consid r e comme constante Les changements intervenus n exer aient donc pas d influence mesurable sur la variabilit des r ponses S il n est donc pas n cessaire de proc der un ajustement il faut par contre tenir compte de la stratification et des limitations que la variabilit des r ponses impose celle ci C est pourquoi dans la section III de cette 2e partie l on a ajout aux estimations propos es des recherches sur les d clarations de consistance et d inconsistance L expos se termine par une valuation de l ensemble des r sultats En anticipant sur le d veloppement futur des enqu tes relatives la superficie agricole l on peut avancer qu u
60. atut juridique de l exploitation le statut professionnel etc l on peut dans les statistiques agricoles consid rer aussi comme valeur de caract ristique constante l quipement en machines d une production durant une certaine p riode ou la surface cultiv e des exploitations agricoles pendant une p riode particuli re de v g tation 31 Pour ce qui est de ce dernier point l on a utilis en Belgique pendant l t 1985 lors du Recensement agricole et horticole un mod le d enqu te r p t e pour d terminer la variance des r ponses dans les d clarations relatives aux surfaces cultiv es qu avaient effectu es les exploitations Le mod le d enqu te r p t e comportait une enqu te principale et une enqu te r p t e L enqu te principale tait une enqu te exhaustive le recensement agricole et horticole du 15 mai 1985 4 l enqu te r p t e tait ce qu on appelle une enqu te pilote ex ante qui a eu lieu le 4 mai 1985 7 Les questionnaires se trouvent en annexe Pour toutes les superficies cultiv es de cultures principales relev es dans l enqu te principale c r ales plantes industrielles total g n ral de ia superficie agricole utilis e l on a appliqu par approximation selon le m me syst me ex cutoire le mod le r p t limit pour des raisons financi res et organisationnelles a deux des sept cat gories d exploitation c est dire Cat gorie 1 les personnes dont la profession
61. cette erreur de d claration est un crit re pour la validit des donn es obtenues selon une telle methode Ci apr s seront d crits avec leurs principales caract ristiques quelques mod les qui peuvent si lon dispose d tats et de flux tre utilis s pour mesurer en cas de questionnaire compl t par la personne interrog e l erreur de d claration individuelle et sa variance II Enqu tes r p t es pour tablir l erreur de r ponse et sa variabilit dans le cas de caract ristiques non sensibles A Generalites Dans les pages qui suivent seront voqu es les enqu tes sur des caract ristiques non sensibles Les individus ou institutions interrog s dans un univers ou un chantillon remplissent le jour de r f rence les questionnaires qu on leur a remis sans mode d emploi et les transmettent par la poste ou par l entre mise d un recenseur l institut de statistique Dans le cas de caract ristiques non sensibles et d une obligation simultan e de d claration l erreur de non r ponse reste en g n ral dans des limites accep tables Ce n est pas le cas en ce qui concerne la variabilit des r ponses individuelles qui forme lors d enqu tes o l on doit soi m me compl ter les formulaires une importante source d erreurs et doit pour cette raison tre r examin e chaque fois et mesur e comme une variance De cette fa on l on peut d finir un composant important de la variance d erreur totale des donn es collect e
62. ci s un jour de r f rence au concept d une variabilit de r ponses individuelle unit et totale collectif Cette repr sentation th orique de l enqu te n est toutefois pas encore praticable Elle doit une fois de plus tre adapt e pour pouvoir calculer partir de r ponses multiples divers moments de l enqu te une bonne approche de la variance de r ponses de la p riode de r f rence 27 Dans la p riode 7 72 nous voulons conna tre des r alisations de l indice valeurs de la variable des unit s i d un mouvement v nements 1 jour de l enqu te de l enqu te principale moment de l enqu te se trouve de mani re appropri e la fin de 77 72 et est g n ralement identique 75 Pour estimer la variabilit de r ponse individuelle comme variance de r ponse il faut tout comme pour les tats stocks demander au moins deux valeurs par unit Pour les enqu tes r p t es n cessaires cet effet il faut fixer dans le temps apr s f de nouveaux moments d enqu te f z f etc Le sch ma du mod le flux mouvements le montre de mani re claire Message Enqu te P riode R f rence d Axe tempore t T x valeur X 1 ete reelle Tr valeur enqu te en ty etc observ e Ir sf y enqu te en t iar d valeur y etc calcul e I 2 Ti ei calcul e a partir des valeurs observ es en t Sch ma du mod le Mouvements flux 28 Au mo
63. de 1980 1988 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions Ann e 1987 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Les trangers en Belgique d apr s les recensements Les comptes nationaux de la Belgique 1980 1990 La mortalit en Belgique l aube des ann es 90 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions Ann e 1988 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Les comptes nationaux SEC 1980 1991 Agr gats Comptes Les comptes nationaux SEC 1970 1991 Comptes et tableaux d taill s Les comptes nationaux SEC 1980 1992 Les comptes nationaux SEC 1980 1992 Comptes et tableaux d taill s Orientation l exportation du Royaume des r gions des provinces des arrondissements et du Brabant fiamand et walion P riode 1980 1989 Livraisons industrielles l tranger par branche d activit et par r gion Intrastat une pr vision des r percussions sur la qualit de la statistique belge du commerce intra communautaire apr s 1992 Les comptes nationaux SEC 1981 1993 Agr gats Comptes Les publications de PINS ogo TA ea a a eM UL iiti Etudes statistiques d ja publi es Num ro Titre 102 R partition regionale de l emploi int rieur Periode 1980 1992 103 Comptes nationaux SEC 1981 1993 Comptes et tableaux d taill s 194 Les r gions urbaines belges en 1991 105
64. de boucherie 309 primipares l engrais 3 ans et plus SD esse autres destin es a rem i placer les vaches vis es sous ies codes 313 et ul 311 vaches y compris vaches de r forme mais non compris primipares l en grais dont pour la traite pour ja speculation du veau au pis vaches non traites 314 TOTAL codes 300 a 314 R partition des vaches d apr s la race eti le croisement codes 313 et 314 A Races reconnues 7 1 Blanc bieu de Belgique Pie rouge de Belgique 2 3 Pie noire de Belgique i 4 Rouge de Flandre occidentale 5 Blanc rouge de Fiandre orientale 325 B Races admises i Charoiaise Limousine 1 2 3 Holstein 4 5 D Croisements 1 pour la viande 2 pour le lait TOTAL codes 321 333 doit correspondre aux codes 313 314 Moutons De moins de 1 an M81682 eelef Z pan Fernelles salles 372 L non saillies 373 i De 1 an et plus d M les i 374 Femelies sailhes E 378 non sailies 378 TOTAL codes 371 378 375 Caisses cadres mobiles A Porcelets d un poids vif de moins de 20 kB 065 ov ane Brent Gee a 8 Pores d un poids vif de 20 kg moins de 50 kg
65. des r ponses il faut poser le probl me de l ajustement de mani re double c est dire comme un probl me de reflet dans le temps des modifications A et comme un examen du caract re al atoire des modifications individuelles A La transmission d une modification individuelle moyenne de la p riode de l enqu te r p t e dans l intervalle ex ante au calcu d une modification journali re moyenne est alors possible lorsqu il existe des indications que ce reflet dans le temps peut tre effectu sans commettre de trop grosses erreurs Lorsque par exemple un composant syst matique des variations de valeur dans le temps est pr sent et reconnaissable celui ci peut tre estim au moyen du Aj enqu t et transpos dans la p riode pr c dente Ir fg Les valeurs du jour de r f rence z peuvent d s lors tre ajust es au jour de r f rence fg 43 Si dans les changements individuels un tel composant syst matique n est pas reconnaissable imme diatement et si de plus de fortes influences al atoires donnent l impression d une important manque de r gularit l application du syst me plusieurs degr s que souvent l on retrouve dans les sondages peut offrir une aide Dans le cas par exemple d un sondage deux degr s les changements individuels au second degr peuvent fortement d pendre du hasard alors que par contre les changements du premier degr agr g s c est dire r sum s dans une somme d crivent mieux
66. des estimations qui comme nous l avons d j dit proviennent de deux enqu tes l une au 4 mai 1985 enqu te pilote enqu te r p t e ex ante et l autre au 15 mai 1985 enqu te principale Vu le caract re constant des caract ristiques de cet intervalle il n a pas t n cessaire d ajuster les r sultats de l enqu te pilote au moment de l enqu te principale du 15 mai 1985 De la sorte les estimations ne sont pas influenc es par des erreurs qui auraient pu tre occasionn es par un ajustement D autre part l on trouve dans les estimations des donn es provenant de deux enqu tes stratifi es qui par des classifications erron es voir ce sujet la partie II section 2 auraient pu nuire ia qualit de l estimation Plus loin l on donnera les valeurs de l indice d inconsistance qui indique une influence relativement minime de cette source d erreurs Les tableaux 3b et 4 donnent les ordres de grandeur des variabilit s de r ponses C est dans la caract ristique superficie agricole utilis e par exploitation que celui ci est avec 0 2 le plus bas et le plus lev avec 0 4 6 dans la caract ristique superficie betteraves La valeur de la variabilit des r ponses d croit des classes de grandeur inf rieures vers les plus lev es Cela peut tre li au fait que les exploitations plus importantes sont organis es de facon d j plus bureaucratique que les petites En moyenne la valeur avoisine 0 5 un r sultat qui indi
67. deux estimations Les particularit s de ce mode c calcul sont reproduites dans les tableaux 5 a 5 e la fin de la 2e partie Les estimations des variances et des variabilit s moyennes de r ponse que l on y trouve subissent accessoirement des effets de sondage provenant contrairement la cat gorie 5 du choix al atoire de l chantillon des exploitations dans l ensemble de la cat gorie 1 Nous avons volontairement renonc l estimation compl mentaire de cette composante de l errei al atoire c est dire l estimation des variances de variances parce que leur impact sur la taille d chantillons disponibles est pratiquement n gligeable cf BECKMANN WIEGERT 1987 pp 15 160 De plus les valeurs estim es ont probablement t l g rement sur valu es vu que l informatic provenant de l enqu te principale recensement n a t reprise dans les estimations que pour autant qu el fit aussi disponible comme information provenant de l enqu te r p t e enqu te pilote Dans les tableau 3a 3b et 4 la fin de cette article l on trouve les r sultats des estimations d taill es de la variance et la variabilit des r ponses des caract ristiques de chaque exploitation superficie agricole utilis e superficie froment d hiver superficie orge d hiver superficie betteraves superficie plantes industrielles 67 Les r sultats des variances et des variabilit s des r ponses dans les tableaux sont
68. duits v g taux les agr cultmurs et ies hortcutteurs professionnels ou non qu ils recoltent ou non le produ pour las produit maux ies d tenteurs das animaux c 3 U les personnes chez an fes animaux se trouvent 2 Dans ies cas de cultures asscciges cid effectu es simuttan men sur une m me superticte et fournissant normalament chacune une production bien distincte i faut r partie cette Superficie de telie fecon que la superficie r elle consacr e chacune des tuitures puisse tre deciar s er gee IDENTIFICATION DU CHEF D EXPLOITATION pour les nouveaux d ciarants pri re d crire an caract ras d morimene personne qui a ia responsabilit de la gestion journali re de l exploitation Si plusieurs personnes assurent en commun la gestion de l expioitation mentionner uniquement le nom du principa responsabte ou de ia personne ta pius gee PERSONNALIT JURIDIQUE DE L EXPLOITATION Le responsable juridique est il kose zi une personne morale soci t communaut religieuse centre publique d aide sociale une personne physique 4 41 280 Z 2 Si le responsable juridique est une personne physique est il en m me temps chef i d exploitation ef Pis dus GAGS ndvra AEG Aer dad iare cur Vot Ss e arri an A 278 3 Annge de NAISSANCE 1 nen Bene ed 281 Etes vous devenu chef d exploitation entre le 15 mai 1984 et je 15 mai 1985 i 282 i 1 Dans la negati
69. e STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 Ci apr s nous r capitulons les principales caract ristiques de cette m thode Dans l enqu te de contr le moment apr s ro le service d inspection de l Institut national de statistique a tenu compte pour ce qui est des communes sond es et de leurs exploitations s lectionn es des chan gements individuels r els An i la commune unit primaire j l exploitation unit secondaire Ceux ci pr sentaient de fortes d viations al atoires et n taient de ce fait pas appropri s l ajustement individuel des valeurs Jj recueillies ex ante 44 Afin d tablir le composant syst matique et en m me temps d en limiter l influence al atoire l on a estim des changements journaliers moyens pour l unit primaire commune sur la base des exploitations sond es mj parmi l ensemble des exploitations M m lt Mj dans chaque commune s lectionn e A g A et pour celles o l enqu te est incompl te NP son r a D Ces grandeurs plus stables ont t utilis es pour ajuster les valeurs communes des unit s primaires Jj valeurs communales de l enqu te r p t e ex ante en tenant compte du nombre de jours entre l enqu te r p t e et l enqu te principale A partir des deux valeurs examin es Y Xj ainsi disponibles une variance des r ponses a t estim e pour chaque unit primaire commune et ensuite appliqu e chaque exploitation
70. e cette lettre La situation des cultures d clarer c r ales cultures indus trielles et r capitulation g n rale est celle existante au 4 mai 1985 Je puis vous garantir formellement que les informations recueil lies seront d pouill es de facon strictement confidentielles au niveau du Royaume Pour le renvoi du questionnaire de pr f rence par retour du courrier veuillez utiliser l enveloppe pr affranchie ci jointe Si vous constatez certaines erreurs dans le libell de votre adresse veuillez les corriger Je vous remercie d avance pour votre pr cieuse collaboration Pour le Directeur g n ral Le Statisticien princi al Chef de service ff J PEETERS Ann e de naissance le sena aee hare ze Ip CULTURES PRATIQUEES EN CULTURE PRINCIPALE T Froment d hiver Froment de printemps 1 1 Seigie d hiver _ Semences agricoles et plants pour la ee ll vente code 046 Orge d hiverlescourgeon een Plantes racines et tubercuiif res code 051 Orge de printemps Fourrages verts code 060 DITE Lhe ote at Pommes de terre code 065 CES Cultures agricoles non d nomm es PETERA re l n 4 leede 066 Fleurs bulbes 3 fleurs fleurs couper et plantes ornementaies code 080 PIERRE Cultures
71. e d utiliser les m mes symboles dans les deux parties de notre tude qui diff rent par trop de par l accent mis sur leurs objectifs Les valeurs de d claration de l enqu te principale sont symbolis es par 1 celles du premier recensement r p t d nomm enqu te pilote dans l exemple belge par 2 celles du second par 3 etc Par souci de clart le jour de r f rence de l enqu te principale sur des tats stocks est indiqu par 4 celui du premier recensement un autre jour de r f rence par t celui du second par etc Il en va de m me toute proportion gard e pour les enqu tes sur des flux mouvements B Mod le d erreur de r ponse dans un sondage al atoire ind fini Soit une population au moment pr cis f compos e de i 1 N unit s porteuses d une caract ristique X Au moment 4 une valeur x valeur r elle existe pour chaque unit 7 L on d sire ensuite collecter statistiquement cette valeur r elle x au moyen d une m thode appropri e syst me de travail d une enqu te avec questionnement individuel Selon la facon dont a t congu le systeme de travail l observation collecte des r ponses individuelles peut subir des influences menant des erreurs syst matiques et al atoires cela donne pour chaque unit une valeur observ e yj Le mod le th orique de l enqu te r p t e prescrit alors une r it ration z l k simultan e de l observation de la valeur r elle xj afin d
72. e pouvoir traiter statistiquement par observation r p t e l action des erreurs 12 Cela conduit des valeurs observ es r ponses Viis yj Vit trials pr sentant une certaine variabilit Pour la r ponse individuelle yj l on a alors la repr sentation et la d composition suivantes vit x Gi xj i valeur r elle erreur syst matique ej erreur al atoire sit o er Eier et ej Xj xjsont l erreur de r ponse ou de d claration individuelle Il r sulte de la d composition de Y que la variance des r ponses individuelles 2 gis Elo yp l Eileir Ertei Ete 0 est la variance individuelle de l erreur al atoire j Cette repr sentation de base d un processus de r ponse stochastique peut sch matiquement en ce qui concerne le moment f tre repr sent e comme suit Pour un moment situ dans le temps avant ou apr s z il existe un sch ma analogue Si la variable X d pend du temps les valeurs de seront diff rentes de celles de 4 par analogie cela est aussi valable pour 4 etc Il en r sulte pour l utilisation pratique des enqu tes r p t es que celles ci par la m thode du soi disant ajustement doivent tre converties diff rents moments au m me jour de r f rence d fini th oriquement en d autres mots le sch ma de t ou f etc doit tre ramen celui de f Dans la pr sente partie nous traiterons de cette probl matique de facon d tai
73. elle est en pratique peu r alisable et les trois autres repr sentent des m thodes d valuation La condition pour l ajustement par estimation est que les modifications des valeurs de caract ristiques entre les jours de sondage ne soient pas purement l effet du hasard mais aient des composants syst matiques qui comme il est admis commun ment dans le cas de mod les de s ries chronologiques soient couverts par des influences non dominantes dues au hasard Pour appliquer une m thode d estimation il faut v rifier si les donn es empiriques justifient l appli cation d une telle pr misse Si tel est le cas l on peut fixer entre les jours de sondage fg f l estimation d un rapport de variation moyen de la caract ristique voire des valeurs de caract ristique Ci apr s sont pr sent s les quatre ajustements les plus importants 1 L on rel ve avec pr cision pour chaque unit i les modifications individuelles entre la valeur yp de l effectif au jour de sondage fg et la valeur y de l effectif au jour de sondage ri Il s ensuit y y h A Aj tant la modification entre les valeurs r elles xj x Les valeurs y j et Aj permettent ainsi d ajuster au jour de sondage jo une seconde valeur observ e Cette fa on d ajuster est utilisable tout le moins en th orie tant pour les unit s d un recensement exhaustif que pour les unit s d un mod le de sondage un ou plusieurs degr s En pratique la d termination pr cise des
74. emercier comme je tiens aussi remercier ceux qui en ont assum la r alisation Le Directeur g n ral Claude CHERUY Table des matieres Introduction u u Sa Sua ed Mtt ren 2 Premi re partie Variabilit des r ponses et ajustement I Composants de l erreur non due l chantillonnage et mod les pour d terminer et r duire celle ci et plus particuli rement l erreur de r ponse 4 II Enqu tes de contr le pour tablir l erreur de r ponse et sa variabilit dans le cas de caract ristiques non sensibles EEN 9 A G n ralit s sine dass sne te B Mod le d erreur de r ponse dans un sondage al atoire ind fini e C Mod les pour enqu tes de contr le EENS 1 Mod les pour tats stocks sis 2 Mod les pour flux mouvements III Variance des r ponses estimation de la valeur de caract ristiques constantes dans le temps a obey nan dane dodo ee epok a segon seke ere Ca feos Ee 30 IV Variance des r ponses estimation de la valeur de caract ristiques non constantes dans le temps m thodes d ajustement dans le temps 39 V Conclusion de la premi re partie 54 Seconde partie Variabilit des r ponses et sondages stratifi s I Mod le d enqu tes de contr le avec stratification 55 A TO OO OU ON si oer ey Neuss dad teed e eoe ns ina apa 55 B Estimation de
75. enqu te r p t e ex ante au moment et une autre enqu te r p t e l issue du travail sur le terrain de l enqu te principale Il n est pratiquement pas possible d observer directement les modifications intervenues dans les valeurs de caract ristiques de chaque unit i A y yp car il faudrait pour cela effectuer de mani re simultan e et dans un laps de temps relativement court fo trois enqu tes qui in vitablement s influenceraient l une l autre Ce n est que dans le cours de l enqu te r p t e que l on peut observer les A 1 N dans l enqu te exhaustive i 1 n dans le sondage savoir comme des modifications dans le temps apr s l enqu te principale Pour ajuster fg on a toutefois besoin des valeurs A des intervalles ex ante D fo L on bute ici sur un obstacle fondamental inh rent l utilisation de la m thode des recensements r p t s et ne pouvant tre surmont qu l aide de nouvelles hypoth ses bas es sur la r alit des donn es Si l on ne parvient gu re former des hypoth ses plausibles faisant appara tre comme rationnelle et r alisable une estimation de A dans un intervalle ex ante l application du mod le c pour d terminer la variabilit des r ponses n est pas possible lorsqu il s agit de valeurs de caract ristiques variant dans le temps D pas p q q P II est malais de se repr senter une autre solution pratique Pour definir concr tement la variance
76. ertu de la loi l utilisation dans un but fiscal des renseignements individuels fournis Voc cas on de ce recensement est strictement d fendue Les num ros entre parenth ses par exempie 1 renvoient aux instructions A ee questions il y teu de r pondre en tra ant une croix dans ia case appropri e par exemple iX EMPLACEMENT DE L EXPLOITATION Commune de situation du si ge de l exploitation emplacement des principaux batiments de l exploitation Dans le cas o il n existe pas de siege d exploitation la d claration est recueillie la commune de r sidence du d ciarant DOIVENT REPONDRE AU PRESENT QUESTIONNAIRE marquer d une X la case correspondant votre situation 1 toutes les personnes dont la profession rincipale profession qui occupe la plus grande partie du temps dans tes cas douteux celle qui rapporte le plus est agriculteur ou leveur Bri Bes s sey EE EE Chie AY shh 2 toutes tes personnes dont la profession princi ale profession qui occupe ia plus grande partie du temps dans les cas douteux celle qui rapporte le plus est horticulteur MONTE 29 AE tat 22 EEE dn PUR NE 3 tous les expioitants autres que ceux vis s sous l et 2 produisant en vue de vendre des produits v g taux ou 4 LL GJ N animaux non compris les personnes ex cutant des travaux l entreprise a ee PER tous les tablissements p nitentiaires pensionna
77. es M G a Composant d ajustement valeur estim e X mI et ajustement entde Enqu te T A T principale G T Z Y t yt a 1 1 2 N i 1 2 n AGREGATION AGREGATION AGREGATION extrapolation extrapolation RECENSEMENT DE ENQUETE DE CONTROLE Valeur r elle x au 15 mai 1979 ENQUETE PRINCIPALE A Valeur d clar e y Valeur d claree yo Entr es 2 d pendant de Inr Sonies a en th orie T xT 1 Aa G a u j 12 m 3 11 M j 1 2 m SONDAGE ENQUETE EXHAUSTIVE SONDAGE Enqu te pilote en Recensement agricole et Enqu te de contr le en Belgique horticole Belgique 4 mai 1979 t_ en Belgique au 15 mai 1979 mai et juin 1979 05 47 Exemple de calcul L exploitation j 1 dans la commune B 46020 Saint Gilles Wa s i en Flandre Orientale Hausse z Baisse aj Modifications entre le 15 mai 1979 et le jour de contr le constat es au moyen de l enqu te de contr le ici 7 30 jours 25 10 15 porcs modification journali re moyenne du cheptel r el mw 5 30 valeurs estim es des modifications moyennes du cheptel porcin r el de la commune de Saint Gilles 0 50 porc dans l exploitation j Wa s i V 235 A A it gt 4 ae 1 40 41 125 pores m 5 8 Ajustement At Af to t 11 jours la composante d ajustement estim e dans cette commune est donc T A 7 11 41 125 452 375 pores tg 15 mai 1 4 mai Valeur d c
78. es de 1965 1968 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions linguistiques Ann es 1966 1968 Vers un d veloppement des comptes nationaux Les comptes nationaux de ta Belgique 1966 1970 Les publications de PINS Etudes statistiques dej publi es Num ro Titre 26 Caract ristiques compl mentaires de l voiution conomique selon les comptes nationaux 1963 1970 Les investissements des producteurs distributeurs d lectricit tests des hypoth ses de l acc l ration et de la capacit La division des communes belges en secteurs statistiques Les investissements industriels des r gions linguistiques de 1955 1969 Tableau Entr es Sorties 1965 Donn es compl mentaires sur l emploi par branche d activit Les comptes nationaux de la Belgique 1963 1971 Les loyers des logements en 1970 et 1971 Valeur ajout e par travailleur dans l industrie de 1953 1969 Les investissements industrieis des provinces de 1955 1969 tude de quelques applications des quations de r currence Caract ristiques compt mentaires de l volution conomique selon les comptes nationaux 1963 1971 Ajustements makehamiens optimaux au sens des moindres carr s d une table de mortaiit sur un intervatie d age determine Croissance conomique des provinces et r gions linguistiques de 1966 1971 Valeur ajout e et produit global par branche d activit et r gion g ographique
79. es pour l ensemble k 2 Le mod le de la cat gorie 5 est donc un mod le parfait d erreur de r ponse sans choix al atoire d chantillonnage et sans stratification Conform ment au programme de tableaux pr vu le traitement et l valuation ont t effectu s d apr s quatre classes de grandeur de la superficie agricole utilis e cf tableau arithm tique 1a b et exemple du mode de calcul pour la cat gorie 5 A titre d exemple de l ensemble des r sultats l on a tabli ici les r sultats relatifs au froment d hiver Comme nous l avons signal plus haut les valeurs de caract ristiques que nous avons prises taient constantes pour la p riode de v g tation printemps t 1985 Cette constance dans le temps des valeurs de caract ristiques examiner permet d utiliser un mod le sans ajustement Ceci cr e une situation favorable pour l estimation des variances des r ponses du fait qu entre les jours de collecte il n y a pas de changements dans les valeurs de caract ristiques De la sorte se dissipent les effets qui auraient pu r sulter de l application d un ajustement Dans la classe de grandeur 0 01 ha lt 10 ha l on a estim pour la surface cultiv e froment d hiver une variabilit des r ponses relative racine de 1 5 Dans les classes de grandeur suivantes 2 4 pour la d finition des classes de grandeur voir le tableau arithm tique 1b l on a trouv comme valeurs correspondantes 2 5 3 6 et 0 La vari
80. fruitieres code 238 i250 Arbres et arbustes de p pini resicode 094 t 251 Plantes industrielles Betteraves sucri res except les semences t Cultures de l gumes m extensives code 178 252 1 nn e e an a aaa ana hn e nna nna n ng la 1 intensives code 180 installations sous verre code 181 Colza d hiver 4 un Semences horticoles plants de l gumes et plants de fleurs code 222 Colza d t Cultures horticoles pour la consommatio du m nage du d clarant code 227 see Oseraies code 228 Terre en repos code 229 Autres plantes oi sgineuses Plantes m dicinales aromatiques et condi mentares EE TOTAL codes 026 034 i UTILISEE SUPERFICIE AGRICOLE code 240 258 Certifi exact et sinc re de 1 9B Le d ctarant MINISTERE DE L AGRICULTURE Bureau pour ta province de Brabant MODELE 1 MINISTERE DES AFFAIRES ECONOMIQUES Rue de Louvain 44 1000 Bruxelles INSTITUT NATIONAL DE STATISTIQUE RECENSEMENT AGRICOLE ET HORTICOLE AU 15 MAI 1985 TRES IMPORTANT Avant de remplir le questionnaire veuillez ie lire attentivement ainsi que les instructions compie menteires vous viterez de cette facon des inscriptions erron es vous faciliterez votre travail ainsi que le n tre d En v
81. gie 59 Nouvelles perspectives de population 1976 2000 pour la Belgique ses r gions et ses arrondissements 60 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1976 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Croissance conomique des provinces et r gions Ann e 1977 Valeur ajout e et produit global par branche d activit et par r gion g ographique 61 Les comptes nationaux de la Belgique 1970 1979 62 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1977 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Caract ristiques compl mentaires de l volution conomique seion les comptes nationaux 63 Neuf cent milie trangers en Belgique Reflet de ia r cente volution socio conomique et de la situation g ographique du pays Dispersion et relations de niveau l mentaire des noyaux d habitat en Belgique Situation en 1980 avec carte hors texte 64 Les comptes nationaux de la Belgique 1970 1980 55 L utilisation du sot en Belgique et son volution depuis 1934 sur base des donn es cadastrales 56 Caract ristiques compl mentaires de l voiution conomique selon les comptes nationaux 1970 1980 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1978 Livraisons l tranger par branche d activit industrieile et par r gion 67 Les comptes nationaux de la Belgique 1970 1981 68 Localisation et
82. gr ce une variance des r ponses estim e La variance des r ponses en ce qui concerne les valeurs d clar es du cheptel porcin a t estim e sur la base des trois enqu tes suivantes 1 Une enqu te principale Recensement agricole et horticole le 15 mai 1979 tant le jour d enqu te to 15 mai 1979 en tant que recensement exhaustif 2 Une enqu te r p t e ex ante enqu te pilote en remplacement d un v ritable recensement r p t le 4 mai 1979 tant le jour d enqu te 1 4 mai 1979 en tant que sondage sondage a deux degr s le premier degr tant la commune avec n 130 communes s lectionn es et une s lection probabilit P avec remise et effectivement 88 communes diff rentes le second degr tant l exploitation normalement avec m 8 exploitations Comme dans une commune l enqu te n a pu avoir lieu n est tomb 129 La s lection des exploitations s est faite parmi l ensemble de ceux ci sans distinction de cat gorie 3 Une enqu te de contr le comme sondage plan de sondage comme ci dessus sous 2 effectuer apr s le travail sur le terrain de l enqu te principale 45 Les questionnaires de ces trois enqu tes ont t publies dans STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 et STRECKER PEETERS WIEGERT 1985 La caract ristique nombre de porcs de l exploitation n est pas constante dans le temps vu que le nombre d animaux augmente et baisse un rythme rapide C es
83. hotos concernant les types de b timents d levage sont reprises dans la note sp ciale aux agents recenseurs 15 Main d oeuvre permanente toute personne qui travaille r guli rement l exploitation et dont l activit totale atteint au moins la moit du temps de travail que comporte l ann e 16 Chef d exploitation n indiquer qu une seule personne par exploitation une seule des rubriques 400 ou 401 ou 416 ou 417 17 Log es dont ie logement est assur par le chef d exploitation Ce logement peut se trouver en dehors ou sur ie lieu m me de l exploitation 18 Nourries qui regoivement au moins un repas principal par jour Informations L Institut national de statistique O trouver l information de l INS Dans cinq grandes villes du pays l INS met la disposition du public 9 Des annuaires et des publications sp cialis es ainsi qu une s lection de disquettes et de c d roms D Une salle de lecture o il est possible de consulter les publications de l INS d autres minist res ou d institutions belges et internationales Toutes nos biblioth ques sont accessibles les jours ouvrables de 9h 12h et de 13h 16h Bruxelles a Rue de Louvain 44 1000 Bruxelles fa ds CARTE RTS t l 02 548 63 65 02 548 63 66 fax 02 548 63 67 L So i S L 3 Train B Gare Centrale ou Congr s BET WA Mi Wes Metro M ligne 1A et 1B station Parc ou Arts Loi ISBN VN ligne 2 station Arts L
84. implification et erreurs dans des enqu tes statistiques primaires GRANDEUR CIBLE Z D finie th oriquement avec pr cision ou sous une forme pr th orique avec impr cision Ad quation La grandeur cible doit statistiquement tre rendue op rationnelle Discordance de l ad quation x Ii existe des valeurs r elies pr sum es de la grandeur d finie th oriquement Simplifications en vue d tablir le syst me de travail G H Principe du cut off principe du centre de gravit Zeg Evaluation de Restrictions li es la m thode d enqu te choisie toutes les Syst me de travail Restrictions techniques dur e d enqu te optimale restrictions dans G GG Restrictions l gales secret statistique syst me de tray Traitement limit d finition du programme de tableaux SR n G relarivemer Restrictions li es aux co ts optimal Problemes lies au travail sur le terrain Prise en consid ration de questionnements sensibles Li Valeur r elle d finie par G Grandeur cible operationnelle G avec sondage Imprecisions erreur d chantillonnage G avec recensement exhaustif impr cisions Estimation ponctuelle avec Xc R intervalle e confiance Approchant la valeur r elle approchant la valeur reeile pronoms 4 Application d un sondage G sans enqu tes de R sultat de l enqu te Application d une enqu te G sans Erreurs diechantilionnage et 1 erreurs non dues n l
85. institut national de statistique peut se r jouir de l troite collaboration qui s est nou e entre l Unit statistiques agricoles et les Drs Heinrich Strecker professeur m rite aux universit s de Tubingue et de Munich et Rolf Wiegert L opportunit qu offrait la relative troitesse de l univers agricole beige conjugu e la politique d ouverture pratiqu e par les responsables des statistiques agricoles soutenus en cela par les directions qui se sont succ d ont permis la r alisation de divers projets statistiques communs C est avec plaisir que je puis pr senter ici une nouvelle contribution des Professeurs Strecker et Wiegert dans laquelle en se basant sur une enqu te pilote belge et des analyses approfondies des donn es provenant des recensements agricoles belges ils ont pu formuler d importantes avanc es th oriques qui ont men des d veloppements pratiques et de mod lisation en ce qui conceme la variabilit des r ponses et l indice d inconsistance ces concepts nouveaux ou approfondis viennent d ailleurs de faire leur entr e cette ann e dans la 3e mise jour de la prestigieuse ENCYCLOPEDIA OF STATISTICAL SCIENCES La pr sente publication a t rendue possible gr ce plusieurs de mes collaborateurs qui sous la supervision du professeur Strecker ont spontan ment oeuvr traduire de mani re aussi fid le que possible les textes originaux en n erlandais et en frangais Je tiens a les en r
86. ion Code en bloc en vrac li Code port e semi port amp e 85 o D Code Ann e 554 19 iere tonne Zeme tonne Longeur totale Type i n f Code i Metres I i a tapis P raciettes soufflerie l Longueur totale A raclette va et vient A raclette continue A raclette pliante en V ETABLES POUR BOVINS 14 RECENSER UNIQUEMENT LES ETABLES AYANT UNE CAPACITE lexprim e en animaux logeables DE 15 VACHES ET PLUS taitieres ou allaitantes OU DE 40 BOVINS A L ENGRAIS ET PLUS OU DE 50 VEAUX A L ENGRAIS ET PLUS NE DOIVENT PAS ETRE RECENCES Les infirmeries les maternit s les tables de quarantaine ou d saffect es Les locaux souvent anciennes tables qui sont OCCASIONNELLEMENT affect s au logement MOMENTANE de bovins Les locaux pour le jeune b tail d levage et ou de remplacement futurs reproducteurs trices NOTICE 1 Si un exploitant possede deux tables de m me type mises en service des poques diff rentes indiquer seulement lann e de mise en service de la derniere table construite Dans ce cas toutefois on recensera les caract ristiques techniques locaux animaux logeables etc des deux tables 2 Si plusieurs sortes d animaux sont log es dans un m me local p ex vaches laiti res et vaches alisitantes ou vaches laiti res et bovins l engrais on consid rera que chaque sorte d animaux est log e dans un
87. isse von Volksz hlungen und Volkswirtschaftlichen Gesamtrechnungen Allgemeines Statistisches Archiv Band 54 Heft 1 pp 29 54 SCH FFER K A SZAMEITAT K 1963 Imperfect frames in statistics and the consequences for their use in sampling Proceedings of the 34 Session Bulletin of the International Statistical Institute Ottawa Vol XL Book 1 pp 517 538 SCHNEEBERGER H 1985 Maxima Minima und Sattelpunkte bei optimaler Schichtung und optimaler Aufteilung Allgemeines Statistisches Archiv Band 69 Heft 3 pp 286 297 SCHNEEBERGER H 1991 Some Comments on Sampling Optimization Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 208 pp 67 80 SCHNEEWEISS H 1990 konometrie 4 Auflage Physica Heidelberg pp 216 222 SCHWARZ H 1975 Stichprobenverfahren Oldenbourg M nchen und Wien STADLER R 1989 Stand Entwicklungsperspektiven und Grenzen der Datenbeschaffung und Erhebungs methoden in der Amtlichen Agrarstatistik Schriften der Gesellschaft f r Wirtschafts und Sozialwissenschaften Miinster Hiltrup Vol 25 pp 153 156 87 STADLER R 1991 Satellitenfernerkundung und amtliche Statistik Baden W rttemberg in Wort und Zahl Statistisches Landesamt Baden W rttemberg Band 39 Heft 3 pp 127 141 STADLER R 1992 Fortschritte bei der Fl chen unde Ertragsermittlung via Satelliten Fernerkundung Baden W rttemberg in Wort und Zahl Statistisches Landesamt Baden W rttemberg
88. ives des syst mes de travail des deux enqu tes restent de la sorte identiques Ce point de d part a t confort a posteriori par les distributions fr quentielles fortement parall les des donn es soumises l enqu te En ce qui concerne le recensement l chantillon tir de celui ci d apr s le mod le de l enqu te pilote et d apr s l enqu te pilote elle m me l on a forg de telles distributions fr quentielles des exploitations pour la caract ristique superficie agricole utilis e cf les graphiques la 1b et 2 pages suivantes Ce qui est remarquable dans ces distributions fr quentielles est justement que l on observe une corr lation plus qu vidente dans le champ des erreurs effet des nombres arrondis au 0 ou 5 sup rieur Pour les valeurs d clar es de la superficie agricole en ares se terminant par 0 et 5 c est dire 5 10 15 20 50 100 l on observe des d clarations gonfl es Cela se remarque clairement sur les graphiques 1a 1b et 2 Dans les graphiques 1 a est l unit de l abscisse et 1 exploitation l unit de l ordonn e L unit are a comprend 100 m2 l unit hectare ha 100 ares La variable stratifi e la superficie agricole utilis e par exploitation tait r partie en classes de grandeur strates conomico administratives comme suit Superficie agricole SA par exploitation en ha Strate h 0 01 10 10 30 3 30 100 100 lt Le Recen
89. la variabilit des r ponses en cas de stratification 57 IL Effet de la variabilit des r ponses sur les r sultats d enqu tes stratifi es 58 IU Enqu te de contr le dans le cas de caract ristiques constantes dans le temps R sultats d une enqu te en Belgique sm 62 IV Conclusion de la seconde partie ns 71 NV Tableaux a Run en Re RE tn 72 Conclusion g n rale 82 R S m o een dade A E era ee e pe eA ei ES 83 Bibliographie mm 84 ENKE sn nine nie Ant Eee Anse 88 2 Introduction L Institut national de statistique avait d j publi en 1985 dans les Etudes statistiques n 75 une tude sur la variance des r ponses dans les enqu tes statistiques Ci apr s nous faisons le point sur l tat actuel de nos recherches La variabilit des r ponses des d clarations individuelles est d une grande importance pour la qualit des donn es provenant d enqu tes statistiques La variance des r ponses crit re essentiel pour calculer la variabilit des r ponses est estim e l aide d enqu tes r p t es Comme en Europe tout comme en Belgique beaucoup de r sultats d enqu te sont obtenus en laissant les d clarants compl ter eux m mes les questionnaires nous traiterons galement dans cette tude des mod les d enqu te sans recenseurs ni intervieweurs Dans ce cadre les enqu tes r p t es pour d terminer l effectif peuvent avoir lieu le m me jour de r f
90. lar e estim e de l enqu te r p t e au 4 mai 1979 M Y yn 118 939 375 porcs i j l Valeur d clar e estim e de l enqu te r p t e ajust e au 15 mai 1979 f T 119391 8 porcs gt Valeur d clar e estim e de l enqu te principale au 15 mai 1979 Y Y LS 118675 0 porcs i j l Variance des r ponses estim e de la commune 7 de Saint Gilles Wa s 256865 281 48 La variance des r ponses de la caract ristique au niveau de la Belgique revient l estimation suivante _ 1 m ni a X i Variance des r ponses des valeurs d clar es des communes belges valeurs d clar es agr g es dans laquelle N nombre de communes belges 596 M nombre d exploitations en Belgique 44253 au 15 mai 1979 l on note peine quelques changements aux alentours de cette date P probabilit de s lection de la commune i comme unit primaire proportionnellement au nombre de porcs dans la commune N A521 Lorsque le nombre d exploitations par commune la valeur estim e des valeurs d clar es des exploitations est 2 Je 440 22 M ossteq flip assney fz e 91uoo ap ajgnbuo 39 919dg1 juaurasyooal a suep z eunuituoo v suep suoneplordxa g 7 ounururoo gt suep suonultoldx EZ 4 8 6 21qi959p 19 np 1u9pa291d o oouSe Juswasua9a a sz1de p so1od ap aiquiou 4 54 y fip hz Rp yg et V S 921 sadaya 21
91. les du pass pour quelques unit s de l enqu te par exemple intervalles gaux l on peut estimer une modification journali re moyenne de la caract ristique et l utiliser pour l ajustement des valeurs vie yj de t t Cette forme d ajustement suppose que l estimation du pass est transmissible la situation actuelle et que les rapports entre les modifi cations des variables individuelles dans le temps n ont pas chang de mani re fondamentale M me alors cette m thode n autorise qu une approche vraiment rudimentaire 3 En ce qui concerne les unit s de l enqu te l on conna t une autre caract ristique auxiliaire comme par exemple leurs valeurs au moment fq et l on sait en plus que les valeurs de ces caract ristiques auxiliaires sont en troite corr lation avec le sch ma modificateur dans le temps de la caract ristique de l enqu te corr lation moyenne lev e Afin de rendre ce savoir utilisable l on forme si possible des classes de grandeur homog nes d apr s la caract ristique auxiliaire et l on r partit les unit s dans les classes de grandeur De chaque classe de grandeur l on tire proportionnellement la valeur de la caract ristique auxiliaire un sous chantillon dont la taille est d finie par rapport la classe occup e Dans les unit s choisies de la sorte une enqu te de contr le permet d tablir les modifications dans le temps de la valeur r elle A l int rieur de chaque classe l on supp
92. lisable en pratique lorsque la valeur de la variable au moment a une grande valeur de rappel pour la personne interrog e Par l nous entendons que celle ci se souvient toujours de la valeur 1 lorsqu il s agit de sa date de naissance de son domicile de la forme juridique de son exploitation etc Si l on observe une telle variable dans le temps elle appara tra g n ralement comme une constante ou tout le moins constante sur de longues p riodes Gr ce la grande valeur de rappel des variables il est possible d effectuer une enqu te r p t e des moments 7 t qui viennent apr s de demander cette occasion la valeur de la variable au moment f et d tablir ainsi une variabilit des r ponses dans le cas de telles variables celle ci sera extr mement faible Dans cette variante du modele il n est pas n cessaire d effectuer un ajustement comme d crit dans la premi re partie chapitre IV Si la valeur de la variable au moment t n a qu une valeur de rappel r duite c est dire si la personne interrog e au moment ne peut r p ter sa d claration du jour de r f rence 1 avec la m me acuit mn monique elle essayera de reconstituer la valeur au moment t d apr s la m thode qu elle a utilis e dans sa d claration pour le moment t Cela n est pas grave si la valeur de la variable durant la p riode coul e est rest e gale s rie chronologique constante mais ce ne l est plus si les valeurs de la v
93. ll e dans les chapitres III et IV pour ce qui est des caract ristiques variance des r ponses individuelles temporellement d pendantes et constantes Sch ma observations esp rance r p t es i xj j jf EXyidi yi e Elir yd Formules des param tres de l univers 2 1 x 2 a55 EO E Y FLO y ii 1 oam Elok Zoch wd oF est la variance des r ponses totale et en m me temps la variance totale de toutes les erreurs al atoires j dans les valeurs donn es Comme Pon ne peut r aliser en pratique un nombre infini de recensements de contr le 2e k l on n aura que des formules estimatives concernant un nombre limit de recensements r p t s f 1 2 3 donnant au niveau de l univers de l chantillon de la valeur moyenne et de la valeur totale Univers Echantillon E L i 1 Lei Ber A Valeur moyenne Yyy Wee T Voi Jan gt gt y n taille de l chantillon n lt N i fel wi n t 1 1 1 x xV N I K N K Valeur totale Pu t2 ree Vit Pan TI 12 y k nombre d enqu tes r p t es selon i n a tal le m me syst me de travail ii H i Tout comme dans l analyse de s ries chronologiques l objectif dans les enqu tes doit tre de d finir de mani re num rique les composants particuliers tels entre autres la moyenne des valeurs reelles x l erreur syst matique 2 l erreur al atoire L interva
94. lle de variation de l erreur al atoire dans les r sultats d enqu te est mesur par l expression math matique de la variabilit des r ponses l aide de la variance des r ponses Avec un nombre croissant de recensements r p t s le chiffre absolu de la se r duit sans cesse d un point de vue K N E k n valeur moyenne de l erreur al atoire A stochastique et dans le cas d un nombre infini de recensements r p t s devient 14 A E Kza N A E Kzeoyr 0 ou nonc math matiquement 0 plim Eu 0 Lu k o k 0 x L on peut en conclure que dans le cas d un nombre pas trop restreint de recensements r p t s amp et d une valeur moyenne approximative des valeurs r elles X l erreur syst matique moyenne d une enqu te moyenne de l erreur syst matique individuelle est respectivement d environ ENT Yi j nn et Em yaa X et quelle peut tre d finie num riquement Comme concr tement il est difficile d effectuer plus de deux enqu tes en m me temps il est en g n ral impossible lorsqu il n y a que K 2 recensements une enqu te principale et un seul recensement r p t de donner une d finition pr cise de l erreur syst matique d une enqu te soit que la valeur individuelle observ e y ne comprend pas d erreur al atoire j soit que pour d finir les composants d erreur syst matiques et al atoires l on introduise une hypoth se appr
95. ment 7 l on demande les v nements et les r alisations dudit indice de la p riode 7 7 Au moment f l on peut demander les v nements de la p riode f r r et fo 7 1 ou aussi mais ce n est qu un cas de figure Jee Jet fto tt J De m me pour les moments 4 4 etc Pour les valeurs p riodiques li es l unit i l on utilise les d nominations suivantes xil t5 72 Yalt 2 2 x zt 7 ya zt ly zat Yo 1i 72 Yol titi yalrot Mu In tol i 1i H Taj gil vi tib ez tati snl 112 galt ti eil tio t2 es zt valeur r elle de la variable 7 7 ne peut g n ralement pas tre tablie sauf en cas d enregistrement pas de questionnement Ici t 72 valeur d clar e au moment fy tz pour 7 727 enqu te principale valeur r elle pour z 1 7 valeurs d clar es di ent 72 pour rati et r 25 17 0015 gt to premiere enqu te r p t e valeur d clar e calcul e pour Te tz provenant de la premi re enqu te r p t e dans l hypoth se d une ventilation de l erreur comme formul e plus loin valeurs d clar es r ent z pour rn et to7 t2t2 OWL gt lo deuxi me enqu te r p t e idem pour t comme dans y 7 72 eti erreur de d claration dans l enqu te principale pour la p riode 7 7 O ty to amp il to 12 yi zi 02 xil ty 02 erreur de d claration dans la premiere enqu te r p t e pour vot tst u erreur de d cla
96. mme pr sentant une valeur de caract ristique constante cause du transfert dans le temps entre enqu te principale et enqu te r p t e cette constance acquiert une signification essentielle dans le cas d enqu tes r p t es Lors du Recensement agricole belge qui s effectue p riodiquement chaque semestre l on a pu par exemple au 15 mai 1985 d terminer en ce qui concerne la cat gorie 1 agriculteurs et leveurs dont c est la profession principale au moyen d une enqu te questionnaire compl ter par l exploitant les superficies par exploitation et les traiter par classes de grandeur de la superficie agricole utilis e Pour un tel mode d enqu te la variance des r ponses et la variabilit des r ponses doivent tre d finies par strate sp cifique Comme enqu te principale l on a choisi le recensement du 15 mai 1985 cat gorie 1 et on l a reli e la deuxi me enqu te l enqu te pilote du 4 mai 1985 qui est un sondage stratifi L on a obtenu une taille effective de l chantillon sur la base des unit s dont la valeur apparaissait tant dans l enqu te principale que dans l chantillon L enqu te pilote a t effectu e de mani re analogue l enqu te principale mais stratifi e d apr s les classes de grandeur de l enqu te principale stratification administrative ou conomique et r alis e sur une base volontaire impliquant que le sujet remplisse lui m me le questionnaire 63 Les orientations d cis
97. mpl men taires tant dispos es de mani re relativement sym trique autour du jour de r f rence 7 de l enqu te principale Cela repr sente un gros avantage en mati re d organisation pratique du travail sur le terrain puisque les intervalles plus courts entre les jours de r f rence des diff rentes enqu tes facilitent l ajustement Dans ce mod le 1 re oit le nom r_ Si la valeur de la variable dans la p riode A t 1 1 ne change pas valeur constante dans le temps il n est pas important si le recensement r p t a lieu avant ou apr s t z Si la valeur de la variable n est pas constante entre et f la valeur y observ e au moment t j doit tre convertie en une valeur y au moment 1 ajustement 26 En principe cela n a pas d importance s il faut ajuster une valeur ant rieure ou post rieure Dans le sch ma du mod le c l on voit comment dans le temps les enqu tes se rapportent les unes par rapport aux autres Le mod le c est un mod le utilisable L on peut dans un laps de temps acceptable organiser les trois enqu tes qui sont n cessaires la d finition de la variabilit des r ponses Gr ce la valeur provenant de l enqu te principale y et la valeur ajust e y l on obtient une deuxi me valeur observ e tout le moins approchante pour le jour de r f rence f l aide de laquelle l on peut calculer la variance des r ponses individuelle 52 d une unit i porte
98. mum estim de l erreur quadratique moyenne sans tenir compte de la variance des moyenne en tenant compte de la variance des r ponses E M r ponses EQM max 19 Pour un biais connu ou pouvant tre estim 8 l on peut indiquer les valeurs minimales et maximales Nous trouvons alors A s3 a e E M Yan yr V y 8 Estimateur d erreur quadratique moyenne comme estimation ponctuelle La limite inf rieure de l estimation est une valeur de l erreur quadratique moyenne sans tenir compte de la variance des r ponses sk 0 L estimation droite repr sente la limite sup rieure de l influence de la variance des r ponses sur l estimateur EQM Des lors la part de la variance des r ponses variabilit des r ponses dans l estimateur EQM peut tre estim e comme suit De en du Jeu VEOM JEOM sop L importance de cette estimation pour l EQM k 2 r side dans le fait qu en ce cas important en pratique un calcul de l estimateur pour k 2 permet de tenir compte de l influence minimale et maximale des corr lations Ceci repr sente un apport efficace l estimation ponctuelle Ce contexte est expos de fa on d taill e dans des travaux ant rieurs STRECKER 1980 STRECKER WIEGERT PEETERS etc 1983 STRECKER PEETERS KAFKA WIEGERT 1985 BECKMANN WIEGERT 1987 20 C Mod les pour enqu tes r p t es Cette version th orique du mod le pour enqu tes r p t es est aussi uti
99. n Belgique dans le cadre des Recensements agricoles et horticoles des 15 mai 1979 et 15 mai 1985 L on a pr sent examin et valu les principaux r sultats de ces recensements Dans la mesure du possible il est recommand d valuer de temps en temps selon une forme m thodique analogue bas e sur le genre de mod les pr sent s ici la qualit statistique de donn es provenant d enqu tes statistiques p riodiques De la sorte l on dispose d une m thode pour contr ler qualitativement des donn es statistiques et informer de mani re satisfaisante non seulement les nombreux utilisateurs de la statistique officielle mais aussi les producteurs de donn es Nous rappelons que ces travaux sont le fruit d une f conde et stimulante collaboration entre des chercheurs de l Universit de Tubingue et des fonctionnaires de l Institut national de statistique Bruxelles Des recherches communes comme celles ci sont une illustration exemplaire de coop ration europ enne 83 Resume Dans la methodologie des enqu tes statistiques la variabilit des r ponses des declarations individuelles n est pas quantit n gligeable on l estime au moyen d enqu tes r p t es Comme en Europe occidentale beaucoup de r sultats statistiques s obtiennent en faisant remplir les questionnaires par les enqu t s nous n avons dans cet article trait que des mod les d enqu te sans intervention de recenseurs et d intervieweurs Dans ce c
100. nchang es taient B 320 628 resp 2 0 biais ict erreur de d claration Sp 1557 884 resp 17 8 variance des r ponses racine carr e A 96 989 resp 1 1 variance et variabilit d chantillonnage des r ponses racine n carr e E M 404 558 resp 4 6 96 erreur quadratique moyenne racine carr e Ces chiffres montrent qu environ un quart de la valeur de l erreur quadratique moyenne estim e racine estimation ponctuelle renvoie l influence de la variabilit des r ponses Des r sultats correspondants pour l estimation des estimateurs de l erreur quadratique moyenne sont VEOM S JE M lt E M a 392 76 lt JE M lt 416 02 4 48 lt JE M lt 4 74 La limite inf rieure de l estimation est une valeur de l erreur quadratique moyenne qui ne tient pas compte de la variance des r ponses sz 0 L estimation de droite repr sente la limite sup rieure de l influence de la variance des r ponses sur l EQM Il en r sulte l estimation approximative suivante en ce qui concerne la part de la variance variabilit des r ponses dans l estimateur EQM Q uP 2 o AL co ETIN 53 Ou en termes plus simples La part de la variabilit des r ponses dans l estimateur de l erreur quadratique moyenne racine peut dans cet exemple atteindre un tiers de la valeur de l erreur quadratique moyenne m me racine Lors de l estimation de la variabilit des r ponses en tenant compte d un
101. ne partie des d clarations sera collect e au moyen de m thodes statistiques de t l d tection vues a riennes et non plus en questionnant les exploitations Du coup les variabilit s dues au questionnement tombent et l on obtiendra probablement de la sorte une valeur approch e am lior e de ia superficie utilis e condition que des erreurs d appr ciation de m me taille ne remplacent les erreurs de r ponse 57 Nous savons d ja que cette m thode d enqu te objective de t l d tection mesurage au lieu de questionnement m me si le syst me de travail est tr s correctement effectu provoque des carts et des distorsions dans les r sultats voir RADERMARCHER 1990 1992 a 1992 b ainsi que STADLER 1989 1991 Pour d terminer ce genre d erreurs il faut d velopper d autres mod les que ceux que nous proposons ici B Estimation de la variabilit des r ponses en cas de stratification Dans une enqu te L strates chaque strate peut tre con ue comme l application d un mod le choix al atoire ind fini Dans la section II B de la premi re partie nous avons parl en detail du mod le d erreur de r ponse en cas de sondage al atoire ind fini Les formules que nous y avons avanc es peuvent en cas de stratification tre appliqu es sans modification pour effectuer les calculs dans chaque strate A 1 2 Par suite elles ont t pourvues d un indice A L agr gation importante au niveau de toutes les
102. nqu tes r p t es ces donn es A c t de cet ajustement formel il a fallu lors des estimations prendre en consid ration l influence de classifications erron es survenant ventuellement et en d finir l ordre de grandeur L importance des variabilit s estim es a sembl restreinte comme on pouvait s y attendre dans le cas d une caract ristique constante dans le temps Dans ce contexte il faut encore pr ciser que des variabilit s entre classes de grandeur sont d autant plus grandes que la r partition en classes de grandeur est plus petite et invers ment Pour cette raison il faut si possible d finir la r partition des classes de grandeur de telle sorte que la variabilit entre ces classes de grandeur ne perturbe pas la repr sentativit des r sultats A 2 a10jid atgnbua ap 39 1 oJediourid j nbu op sauuskow sap suoneunsa sap anss ounwwoo sutao A 4 A HE 4 zat oz os soso socesi seet Laos orr zzvi wee 9118 F BLE LZIE 6 28 0 608 00 ES v09 tz Seel un Seen Lie 9092 262 06tt o teeuos 01 10 0 T D vm d T qt va at M a qu f ya t FH ne EN Pad ud 4 Di yia zi 4 nd h 4 zi t ger aset eoo ez zwen seros ooro sen oc gt 9 e uo sa jarnsnpur e uo SIALSIYIY uo IZANL P Ud SATU p e Ua agsi nn By ue vs sajue d orogaadns BEE 2910 pedag wawo Haydns sorge arp sdng anapur d 82
103. ns maintenant pour illustrer les estimations dont nous parlions dans la premi re partie donner les r sultats de l estimation de la variabilit des r ponses lors d une enqu te stratifi e en Belgique le Recensement agricole et horticole au 15 mai 1985 cat gorie 1 Cette cat gorie comprend les agriculteurs et leveurs dont c est la profession principale On entend par l l occupation qui absorbe la plus grande partie du temps ou dans les cas douteux celle qui procure le revenu le plus important voir le questionnaire dudit recensement mod le 1 Dans ce cas pr cis comme l on avait fix l avance la mani re d utiliser des chantillons stratifi s caract re amp conomico administratif il a fallu en tenir compte en tablissant le planning ainsi que lors du calcul des r sultats et lors de l estimation Dans la premi re partie de cette tude l on a d j trait de l estimation de la variabilit des r ponses pour ce qui est de la cat gorie 5 sous la forme d un mod le th orique d erreur de r ponse enqu te principale et enqu te r p t e exhaustive Dans l introduction nous avions d j observ que des caract ristiques telles que les superficies d une exploitation par exemple la superficie agricole utilis e les superficies cultiv es de froment d hiver orge d hiver betteraves et plantes industrielles peuvent tre consid r es sur une p riode assez longue une p riode de v g tation par exemple co
104. ns tout le pays voir code 323 p 6 Dans ie cas d origine am ricaine le b tail sera d clar sous le code 328 p 6 HOLSTEIN 4 La RACE ROUGE se trouve en Fiandre occidentale On l appeile aussi la race flamande Elle est uniform ment rouge mais presente parfois des taches blanches voir code 324 p 5 5 La RACE BLANC ROUGE se trouve en Flandre orientale Elle est le plus g n ralement de corps blanc de cou et t te rouges voir code 325 p 6 8 DISTINCTION HYBRIDES AUTRES RACES PORCINES HYBRIDES Truies provenant d une firme priv e sp cialis e en levage reconnue ou non par l tat et appliquant un programme raisonne de s lection et ou m tissage voir code 393 p 6 AUTRES RACES voir code 394 p 6 Truies issues de tous autres croisements Truies de races trang res 19 V hicules moteur un essieu utilis s en agriculture et hort culture a l exciusion des machines utilis es uniquement pour les parcs et les pelouses 10 A l exclusion des tracteurs quipes d outils tels que pelles fourches grues etc 11 Silos pourvus de parois lat rales ils peuvent tre au niveau du sol ou partiellement enterr s 12 Silos d pourvus de parois lat rales et constitu s d un tas de fourrage ensil sur un sol durci 13 Machines couteau b ches chaine ou fraise destin es pr lever le fourrage ensil en silos horizontaux 14 Des expiications d taill es et p
105. nt comme suit dans un univers avec N unit s dont les caract ristiques ayant un int r t statistique sont variables dans le temps il faut enregistrer les valeurs de caract ristiques au jour de sondage fg La forme de l enqu te soit recensement exhaustif soit sondage est d finie dans le syst me de travail Pour estimer la variance des r ponses il faut au moins deux valeurs de la m me caract ristique recueillie le m me jour de sondage to Pour cette raison il faut qu au moins deux enqu tes chelonn es dans le temps se suivent La m thode de conversion est intitul e ajustement conform ment la d finition suivante D f L ajustement est une m thode par laquelle s effectue la conversion d une valeur de caract ristique y appartenant au jour de sondage z en une valeur yj appartenant au jour de sondage fy La conversion peut s effectuer de fa on rigoureuse si l on dispose des valeurs r elles des modi fications de la valeur de caract ristique intervenues entre temps ou par estimation auquel cas les conditions du syst me de travail utilis doivent accessoirement tre prises en consid ration Pour effectuer les enqu tes en pratique l on a d velopp et test le mod le b2 voir premi re partie section II C 1 au moyen d un ajustement sp cial adapt STRECKER WIEGERT 1984 40 Dans ce mod le b2 pragmatique l ajustement peut de fait se faire de quatre fa ons diff rentes dont l une si exacte soit
106. nt obtenues au moyen d interviews De telles variantes aussi dans le choix du type d enqu te m nent diff rents syst mes de travail G G G etc bien que l objectif de l enqu te soit identique Si les syst mes de travail sont effectu s correctement selon les prescriptions l on obtient pour la m me valeur r elle X les valeurs respectives XG XG XG etc Ces valeurs XG XAG XG seront forc ment diff rentes bien qu elles se rapportent au m me X r el Les carts entre ceux ci que l on peut consid rer comme une sorte de variabilit des syst mes de travail ne peuvent en pratique qu tre peine d finis au motif que pour des raisons de temps et de co t l on ne peut r aliser en principe qu un seul syst me de travail Lors de la coliecte des donn es surgissent des erreurs d chantillonnage et d autres non dues celui ci non sampling error L influence de l erreur d chantillonnage al atoire random sampling error qui est un composant essentiel de l erreur d chantillonnage sur l efficacit des diff rents mod les de sondage a d j t amplement tudi e en sorte que poursuivre des recherches ne peut qu apporter des am liorations marginales Pour r pondre aux exigences accrues que l on pose la qualit des donn es il vaut mieux s int resser l erreur non due l chantillonnage et ses divers composants afin que ces erreurs l o c est possible puissent tre r duites ou tout le moins que l
107. ntr le voir sch ma du mod le b Les P valeurs observ es sont indiqu es par Yir Yi 23 Xa Y i2 Travail sur le terrain de Travail sur le terrain du l enqu te principale recensement r p t axe temporel t ta ti t r t ti Ast Jour de r f rence de Jour de r f rence du l enqu te principale recensement r p t ex post Ajustement pui Yi Xi FA Sch ma du mod le b A l int rieur du modele b il y a deux variantes b1 La valeur de la variable est approximativement constante dans le temps pour la p riode Ajt 7 t j tg En cons quence la valeur observ e au moment 1 pour autant que soit utilis le m me systeme de travail peut tout comme dans le modele a tre consid r e comme un vrai recensement r p t pour l enqu te principale en d autres mots yn y Que l on songe d autres exemples tels que l enqu te sur des donn es personnelles dans la statistique de la population ou encore l enqu te sur les surfaces cultivables dans une p riode pr cise de v g tation b2 La valeur de la variable d pend du temps en d autres mots au jour de r f rence z la valeur de la variable que l on d sire observer avec le m me syst me de travail n est plus la m me Pour pouvoir quand m me consid rer l enqu te au jour de r f rence 7 comme un recensement r p t il faut sup poser qu il y ait un lien syst matique avec par exemple une corr lation lev e e
108. ntre les deux valeurs observ es consid r es comme valeurs de la variable dans une s rie chronologique Une analyse de la d pendance temporelle analyse de la structure de la serie chronologique permet d examiner la corr lation interne des valeurs observ es 24 Un ajustement c est dire un calcul en arri re de la valeur 35 observ e le jour de r f rence r vers la valeur y du jour de r f rence 1 est n cessaire La forme sp cifique de ce proc d d ajustement d pend de la structure de la s rie chronologique qui en est la base Le proc d d ajustement lui m me est donc dans le cadre d une r duction sensible de la valeur Aj tole maillon l aide duquel deux enqu tes des jours de r f rence 1 1 diff rents peuvent tre li es comme enqu tes r p t es En principe il existe l int rieur de ce mod le b2 des formes tr s diverses d ajustement par exemple au moyen de proc d s bas s sur des s ries chronologiques ou d enqu tes compl mentaires tablissement des r elles modifications dans le temps l aide d une enqu te de contr le sur place Si l on adapte au modele b2 un ajustement particulier l on obtient le mod le c qui l aide d une enqu te compl mentaire enqu te de contr le descriptive fonctionne comme un sondage L enqu te de contr le a pour objectif principal de collecter des informations valeurs moyennes sur les erreurs de r ponse et de d claration et sur les
109. o Chapter 7 Response error pp 193 239 PFANZAGL J 1968 Theory of Measurement Physica W rzburg und Wien 2 Auflage pp 191 214 POKROPP F 1996 Stichproben Theorie und Verfahren Oldenbourg M nchen und Wien 2 Auflage pp 191 214 POLITZ A SIMMONS W 1949 An attempt to get the not at homes into the sample without callbacks Journal of the American Statistical Association Vol 44 pp 9 31 POLITZ A SIMMONS W 1950 Note on attempt to get not at homes without callbacks Journal of the American Statistical Association Vol 45 pp 136 137 PRESS J S 1968 Estimating from Misclassified Data Journal of American Association Vol 63 pp 123 133 PRITZKER L HANSEN R 1962 Measurement Errors in the 1960 Census of Population Proceedings of the Social Statistics Section of the American Statistical Association pp 80 90 RADERMACHER W 1990 Das statistische Informationssystem zur Bodennutzung STABIS der amtlichen Statistik Geo Informations Systemen Heft 4 pp 9 15 RADERMACHER W 1992a Methoden und M glichkeiten der Qualit tsbeurteilung von statistischen Informationen aus der Fernerkundung Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 209 pp 169 179 RADERMACHER W u a 1992b Neue Wege der raumbezogenen Statistik Bd 20 der Schrifenreihe Forum der Bundesstatistik Hrsg Statistisches Bundesamt Wiesbaden RINNE H 1970 Kontrollen der Ergebn
110. o r 6 i TOTAL codes 271 272 et 273 doit cor respondre au code 260 IRRIGATION par aspersion et ou par gravit Superficie normalement irrigu e Superficie irrigable avec ies moyens tech niques disponibies sur l exploitation Si vous n irriguez_ pas envisagez vou dirriguer l avenir COMMERCIALISATION PRODUCTION Pour Sous compte PORCINS Votre porcherie est elle du type levage engraissement contrat propre 7 mixte levage engraissement PLANTATIONS FRUITIERES Avez vous apport au cours de la camnacne 1984 1985 des modifications vos plantations fruiti res a basses tiges soit par arrachage soit par regreffage 2 Si oui pri re de remplir le questionnaire special Mod le Ii HABITATION Habitation compl te mise en service en Avez vous proc d de nouvelles plantations fruiti res basses tiges au cours de ta campagne 1984 1985 Si oui priere de remplir ie questionnaire sp cial Mod le Il R serv 2 l I N S ANIMAUX Nombre Bovins A Bovins de moins de 1 an destin s a tre abattus comme veaux 300 autres ales femelles Bovins de 1 moins de 2 ans femelles a animaux de boucherie primipares l engrais i moins de 2 ans autres destin es rem i placer les vaches vis es sous les codes 313 et 314 307 Bovins de 2 ans et plus LP CENA rt animaux
111. oduction Beaucoup de r sultats d enqu tes statistiques sont pr sent s par classes de grandeur par exemple nombre d habitants par classes de grandeur des communes nombre d exploitations agricoles par classes de grandeur de la superficie agricole nombre d entreprises industrielles par classes de grandeur de l activit En pratique aussi l on trouve beaucoup de sondages stratifi s ces strates sont d ailleurs souvent des classes de grandeur Vu l importance des mod les d erreurs d enqu te et de r ponse ceux ci et les probl mes li s seront approfondis ci apr s Dans le cas present sera tudi un sondage stratifi par classes de grandeur avec enqu te principale et enqu te r p t e caract ristique d enqu te constante dans le temps tout le moins pour la dur e des enqu tes Les classes de grandeur strates peuvent tre d finies au pr alable par l objectif conomique des r sultats statistiques ciasses de grandeur administratives ou conomiques ou stratification administrative ou conomique sans limitation optimale des strates c est dire sans stratification optimale pas de strates techniques selon le sens d fini par Dalenius DALENIUS 1951 1957 COCHRAN 1977 SCHNEEBERGER 1985 1991 Il faut adapter l ensemble des formules expos es pr c demment pour les enqu tes r p t es sous la forme de sondages sans stratification cf la premi re partie de cet article aux conditions modifi es de la s
112. oi ou Madou a 5 Gg A Y 29 63 arr t Congr s S os rat Parking P Cit administrative payant ME Ants Anvers i ltali lei 124 bus 85 2000 Antwerpen ey t l 03 229 07 00 fax 03 233 28 30 Train B Centraal Station Metro M arr t Opera Tram Bus acces facile Fr Rooseveltplaats Charleroi Centre Albert place Albert 1er 8e tage 6000 Charleroi t l 071 32 44 72 fax 071 32 44 71 Train 8 Charleroi Sud 10 min depuis la gare Place Buisset Rue du Coil ge Rue de Marchienne Bus arr t Tirou Autoroute petite ceinture de Charleroi sorte Gare du Sud Parking P payant face PINS Gand Coupure rechts 620 9000 Gent X tel 09 225 77 16 fax 09 233 41 93 S Train B Gent St Pieters NS Tram Bus 40 43 arret Theresianenstraat e ka Autoroute acc s ais par autoroute E40 sortie N 13 AL Gent West Drongen Parking P au long de la Coupure Rechts DTW MAN INI Li ge Bd de la Sauveni re 73 75 4020 Liege men t l 04 222 47 00 tax 04 222 49 94 Train B Gare des Guiliemins ou Gare du Palais Tram Bus Guillemins 1 et 4 arr t Sauveni re Parking P Neujean 20 m m me trottoir Mercure en face to Y TTE cl k JW vans enana 563 Cut tens Les publications de PINS L INS diffuse de nombreux produits qui donnent une image chiffr e de la r alit socio conomique belge Ces produits repris dans notre catalog
113. oncept lorsqu on tablit les chantillons il y a deux sortes d enqu tes r p t es des enqu tes ayant lieu le m me jour ou des enqu tes se d roulant sur plusieurs jours Pour des raisons pratiques l on est fr quemment oblig dans le cas de caract ristiques non constantes de n utiliser que des modeles a plusieurs jours de r f rence Dans ces cas il faut ramener les valeurs d clar es des divers recensements r p t s un m me jour d enqu te Dans la deuxi me partie l on a expos la m thodologie de diff rentes enqu tes r p t es ainsi qu quelles conditions et de quelle fa on l on peut effectuer un ajustement pr cis ou seulement sous forme d estimation l int rieur du mod le A l aide de deux exemples pratiques tir s de la statistique agricole belge au 15 mai 1979 et au 15 mai 1985 l on a expos les applications correspondantes du modele et communique les r sultats Dans la deuxi me partie de cette tude l on a pr sent des recherches sur l estimation de la variabilit des r ponses en cas de valeurs de caract ristiques constantes dans le temps Les caract ristiques en question taient les diverses superficies cultiv es par exploitation A c t de l enqu te principale le Recensement agricole et horticole belge au 15 mai 1985 l on a effectu s par ment comme enqu te r p t e un sondage stratifi conomico administratif Les r sultats class s par ordre de grandeur ont aussi t examin
114. ont sous cloches petits tunnels et AAA plastique perfor arrondie fare FORCAGE DE WITLOOF Apr s les cultures num r es ci dessus avez vous l intention 8 de proc der des cultures de l gumes de plein air que l on Ne doivent r pondre cette rubrique que les expioitants pro trouve normalement en place ie ler septembre ou les jours duisant des racines et pratiquant le forcage sur l exploration qui suivent Superficie des couches INSTALLATION SOUS VERRE OU MATIERE PLASTIQUE serres warenhuis grands tunnels et chassis portables l exclusion des petits tunnels et cioches Superficie au sol pour installations sur rail toute la Superficie pouvant amp tre couverte dont superficie chauff e superficie non chauff e Cultures horticoles de plein air et sous Code m2 verre pratiquees exclusivement pour la consommation du m nage du declarant cat i 4 et tablissements sp ciaux d claration i faire sous les codes 249 a 255 de la i recapitulation generate p 5 A i DETAIL DES SUPERFICIES DES CULTU Code RES AU 15 MAI sous serres warenhuis grands tunnels et chassis portables y com pris les superficies des tablettes fixes ou suspendues mais l exclusion des petits i tunneis et cloches i Jardins potagers E c Semences de l gumes 184 n g nt Cultures ruitieres y compris les pr
115. ooibue np jojo suoneiejogp suotnejojdxe p p p ddns e ap sesuodgs sop ayjiqeueA Sesuodal ap aoueueBA auus4on sap sejejo sanajeA 81qutoN jnapuelf ep esse sesuodgi sep aBeuuoyueyoe p soueueA HA ua UA sesuoda sep sgilliqeueA sep ja is ja EN sosuodgl sap sevuejeA Sap NALD us sosuodgi sap soueHeA e ep Je tj JnapueJB ap esse e suep 24 sesuodo sap BDUELEA ej ep NIJB ej anod sayey xne sinejeA q maea op QEL 1 nesigeL 8 39 IV Variance des r ponses estimation de la valeur de caract ristiques non constantes dans le temps methodes d ajustement dans le temps Dans le cas de caract ristiques d tats stocks qui en r gle g n rale connaissent court terme des fluctuations comme par exemple le nombre de travailleurs dans une exploitation le cheptel dans les exploitations agricoles ou encore l importance des stocks l on n a pas faire des valeurs de caract ristiques constantes entre deux jours de sondage L ajustement des valeurs recueillies lors de plusieurs jours de sondage en un jour de sondage unique est une condition indispensable pour l estimation des variances des r ponses Sur cette base un d veloppement appropri et en m me temps r alisable de l ajustement d termine la validit des r sultats obtenus L ajustement lors d enqu tes r p t es o les personnes interrog es remplissent elles m mes les feuilles sans l appui du recenseur doit de mani re formelle tre repr se
116. opri e plausible L on peut la plupart du temps d finir par approximation les valeurs individuelles r elles x au moyen de valeurs de contr le provenant de l enqu te de contr le pour autant qu une fois de plus le comptage ait t effectu correctement selon le m me syst me de travail sous forme de sondage ou de sous chantillon Pour ne pas trop surcharger les personnes interrog es rappelons qu il s agit d un mod le d enqu te dans lequel l on remplit soi m me le questionnaire sans erreur li e l intervieweur il est recom mand dans le cas d une enqu te principale comme recensement exhaustif de r aliser le recensement r p t comme sondage et dans le cas d une enqu te principale comme sondage l enqu te r p t e comme sous chantillon En cons quence il faut abandonner les formules d finissant les valeurs estim es de sondages et les remplacer par 15 Formules des valeurs estim es des chantillons n taille de l chantillon n lt N k nombre d enqu tes r p t es selon le m me syst me de travail t 1 2 k md ys y ty EC VOUS E y EC sat os LY V y E y Ey Y E Van k a gt l A O A estimation de la variance des r ponses individuelles et totales I n Ric n zi y ci estimation d une variabilit des r ponses simplifi e sans tenir compte Herz nek des corr lations PpP RPR 16 Erreur Quadratique Moyenne EQM E
117. ose par approximation qu il y a un lien lin aire entre les modifications 4j xj x j et les valeurs de la caract ristique auxiliaire L on effectue cette estimation pour chaque classe De la sorte l on obtient pour toutes les unit s de la classe des estimations A pour les variations r elles individuelles que l on utilise des fins de correction Yo e Yon FA L information auxiliaire peut dans le cas de grandeurs d un effectif par exemple tre la variable d enqu te elle m me voire leur valeur lors d enqu tes pr c dentes L on peut alors dans des classes de grandeur homog nes constitu es judicieusement et pas trop vastes s lectionner des unit s et les soumettre l enqu te de contr le La troisi me enqu te compl mentaire n cessaire enqu te de contr le ne sera pas trop importante pour des raisons de temps de co t et d organisation Les trois cas que l on vient de d crire traitent du probl me de l ajustement sans prendre en consid ration les limitations qu impose en pratique l enqu te Ils offrent chacun une vision th orique possible 42 La prise en consid ration des exigences particuli res que pose la faisabilit d enqu tes r p t es m ne au mod le C comme d j d crit dans la partie I section II Dans la quatri me sorte d ajustement qui suit seront trait s de mani re g n rale les probl mes prag matiques 4 Le mod le c comprend une enqu te principale au moment g une
118. otal des variables rendues dichotomiques dans l univers Pe 1 Pe variance d une variable al atoire binomiale 0 1 L indice est un crit re indiqu pour estimer la fiabilit des d clarations des unit s i au motif qu elles peuvent se pr valoir de la caract ristique appartenant la classe de grandeur h L intervalle de valeur est 0sSkasl Si les r sultats des recensements r p t s n indiquent pas de variabilit des r ponses par rapport 4 l insertion d unit s i dans les classes de grandeur h l indice a la valeur 0 en cas d incertitude totale diff rences al atoires des r ponses l on obtient une valeur de l indice 1 Comme pour des raisons organisationnelles que nous avons d j voqu es l on n ex cute en pratique qu une seule enqu te principale et une seule enqu te r p t e le recensement r p t comme chantillon ou sous chantillon la formule d estimation de l indice pour un chantillon de n unit s i est donn e dans ce cas pour un chantillon illimit avec r partition bidimensionnelle a posteriori des unit s par classes de grandeur table de contingence pour plus d informations voir STRECKER 1997 Pour effectuer ce calcul dans le cas d un chantillon avec n unit s l on part du sch ma suivant 61 Schema quatre cases pour la classe de grandeur h Enqu te principale ou originale 7 1 Caract ristique Recensement r p t t resp t 22 Caract ristique Les v
119. p e t I 4 156 S0IS0 0 ox a Ra 2 210 1d aj2nbua suep nb 1 ajedroutid j nbu step que anb ae nd zt autre Jn33JJ anbsewoy EBOSLTS ud Daag aayyty suolmro dx 66 7 6 BUN Aj GeV ay satay Eu TVLOl juaurosua32y adepuos ap seq SBN ST CIE 69 TiN I Gaynayes 9177149 z 89p b pz9 Ms suoneyojdxo zzz SDAN N den VIN y MIN yy SNS ERAN 493353 91142 sagpuos suoneyordxs cp Oy MO lay u LPSTISPEIT m GENE y nae auyy yo 4 GObGP cog Z He suopenojdxo 1961 69 14V y dsos WIV ELLLAN z J9AI P ju2ur01 dng 10 opo Iny wanuy NYS EU 01 gt By Lon Inopue18 ap asseya erpuoue juouiojjoraed enuuioy S8 VAN vir s8 4 NT reien HC egy N o WINE C UN nns z SA z I 7 i T A s suod a sap adeuvoqnueyoz p souerva sosuodo1 sap Suite pa ep ap ina ag nvayquy 9L ba di pi ST A ne B6T SO ST np opougd ei suep jessixo uonuloldx anb ouIUBIS aan souiturur juos sajja ab stidde sjogayno snou aouotigdxo Juawans dauu p sina sop o1j e1edde juoy 19 sjoexo sud JUOS ou SNUSA XAGANOU ap a1quiou 9 13 686 LELU p np juoutasuoday 9 so1de p suojizirojdxo p osqurou 37 anbaeuragg NN qc JM au ec 1991 323140 S861 SO S1 NE ESGI SO SI np apod v suep SNUSA XNBSANON 4804 a2 euo 1991 219199 WA gz D 861 lew c ne ln leo oun Jalyoy Walouy 191491 uaroue ape UO HUEH99 ap SUOLENOIAXS
120. plir le questionnaire sp cial pr vu cet effet modeie IV Certifi exact et sinc re 1e 1985 L agent recenseur Le d clarant R serv l INS 999 11 INSTRUCTIONS QUESTIONNAIRE MOD t 1 Triticale Nouvelle vari t c r ali re bas e sur un croisement de froment triticum avec du seigle secale 2 Superficies d ja utilis es ant rieurement comme superficies agricoles mais qui ne sont pius utilis es des fins agricoles pour des raisons conomiques sociales ou autres et qui n entrent pas dans l assoclement Ces superficies peuvent etre utilis es de nouveau l aide de moyens normalement disponibles dans une exploitation voir code 261 p 5 3 Sot des b timents cours chemins tangs jardins d agr ment parcs pelouses terres incultes etc voir code 263 p 51 4 Terres qui sont la propri t du responsable juridique et conomique y compris les terres mises en valeur titre d usufruitier d emphyt ote ou d autres titres quivalents Les terres mises ta disposition d un travailieur agricole comme avantage en nature comptent comme partie int grante de l exploitation qui met ces terres disposition pour autant que le travailleur agricole n utilise pas ses propres moyens de production Le iopin de terre d un ascendant est consid r galement comme partie int grante de l expioitation pour autant que les ascendants n utilisent pas leurs propres moyens de p
121. principale est l agriculture ou l levage Cat gorie 5 les personnes exploitations ou organismes qui produisent en vue de la vente des produits v g taux et offrent en m me temps d autres exploitations des services agricoles Dans toutes les cat gories l enqu te principale a t effectu e comme une enqu te ou recensement exhaustif l enqu te pilote par contre tait un sondage choix al atoire de quelque 4 6 des exploita tions dans la cat gorie 1 et une enqu ie ou recensement exhaustif dans la cat gorie 5 Cette diff ren ciation tait n cessaire au motif que la cat gorie 1 comptait quelque 64000 exploitations et la cat gorie 5 seulement quelque 450 exploitations La s lection s est faite d apr s les exploitations du Recensement agricole et horticole belge du 15 mai 1985 compl t es par les nouvelles exploitations au 15 mai 1985 L enqu te r p t e s est faite sur une base volontaire L on a envoy par la poste les m mes questionnaires que ceux de l enqu te principale m me mode d ex cution sans effet recenseur Le quota des non r ponses tait de quelque 11 5 compte tenu des exploitations qui avaient ferm entre le 15 mai 1983 et le 15 mai 1985 si l on en croit l exp rience de la statistique officielle de l poque il s agit dans le cas d une enqu te facultative comme celle ci d un fort bon r sultat qui ne d forme pas fondamentalement les calculs provenant de ces donn es La surcharge que repr sentai
122. qu Ut OO 948 v aR 001 ARPA vy ororjrodns op s ins ur sop SUONLIAJIQY uoyepojdxa sed p aod aj nbua r ap ya UD apedroujad ajgnbus j ap Jugusao d sununuos auuakout ANSJEA re A st Jess rv puo Jro Joss vivzor Leo SYOSLIT EISZEOT Hj 0 0 0 00 0 0 0 Op et 0 0 00y pot gr 69E6E 155 902 DIS ver LSL TLT 9vI 819 t c 9zc7 091 6vt 06 H6 N6Z 6ZS ELI Z S69 ZS8 1 SI v8V Ot l6E v1 tee ly ZH EOL S26 68 Hg 94 s fie IIAP sinn eus guaagsynn vy W ozsNA quswoy atoysadng o ooridu ayaypiedns 49414 p 1uotu01 atotju dns a oaude 9i91J133dn oe arorj1odns 10 AJ 097 apod PLO Spey 097 po Anapursd op asse Sasuodat sap 9ittiqerieA sasuodp sap DOUBLILA sipuoase juoursqparred saapua 4 s suod a sop Aude ga ya Us sasuodga sap aauel eA 4 c s 11033785 anbr fag ua 861 pu SJ ny o o2ti10q Ja 31091188 Juswuasuaday eg nvo qu 18 82 CONCLUSION GENERALE Dans les deux parties de ce texte l on a expos les fondements de l approche th orique et de l application pratique des modeles d enqu te avec r p tition avec ou sans ajustement et avec ou sans stratification L on a d montr concernant des conditions d enqu te diverses et des caract ristiques distinctes l efficacit de cette mani re de proc der dans l estimation de la variabilit des r ponses mesurant l influence des erreurs de d claration Ces mod les ont t con us et appliqu s avec succ s e
123. qu pr sent l on n a pas examin si les m thodes habituelles telles les contr les de probabilit les enqu tes de contr le et les m thodes d chantillons superpos s interpenetrating samples taient utilisables pour r soudre de tels probl mes de non r ponse Afin de r duire l erreur de non r ponse lorsqu on aborde des sujets sensibles comme le revenu la consommation d alcool ou encore le casier judiciaire l on a d velopp des mod les de questionnement avec r ponses cod es au hasard randomized response voir WARNER 1965 CHAUDHURI MUKERJEE 1988 L arrangement au hasard randomisation permet de rendre anonymes les r ponses de mani re ce que l intervieweur ne puisse voir comment la personne interrog e a r pondu une question sensible Ainsi sont r duites les r ticences donner des informations sensibles Il n est pas encore clair en quelle mesure cette technique peut aussi tre utilis e pour r duire l erreur de non r ponse lors de questionnements politiquement sensibles il semble toutefois que cette technique on reuse n est pratiquement pas applicable lors de recensements et autres grandes enqu tes de m me type En general leffet d une erreur de non r ponse relativement grande sur la qualit des donn es statistiques est important et peut peine tre corrig Pour r duire cette erreur l on a par le pass avanc et utilis divers mod les et m thodes HANSEN HURWITZ 1946 DEMING 1953 POLITZ
124. que que les cons quences des erreurs de d claration exprim es en variabilit des r ponses sur la qualit des d clarations de superficie dans le recensement agricole et horticole sont relativement limit es Pour les enqu tes qui ont lieu p riodiquement comme le recensement agricole semestriel un tel niveau de qualit est significatif et en fait indispensable l investissement important en temps et argent que n cessite la production de telles donn es statistiques doit aussi se justifier par le contr le de la qualit des donn es Ces derni res ann es dans beaucoup de pays d Europe occidentale la technique du questionnement volontaire a t contrari e par des erreurs de non r ponse Celles ci se sont aussi fait jour en Belgique lors de l enqu te pilote qui tait une enqu te volontaire sans obligation l gale Pour contr ler l effet de la non r ponse l on a d termin pour chaque strate le taux de non r ponse L on a trouv les valeurs suivantes pour les classes de grandeur 1 4 11 0 Yo 9 3 Yo 15 6 et 8 9 Yo soit en moyenne 11 5 Ces valeurs sont acceptables et ne remettent pas en cause le fonctionnement de cette m thode d enqu te elles sont sensiblement inf rieures celles auxquelles a d faire face l Office statistique allemand 68 Pour ce qui est des consid rations en mati re d inconsistance des r sultats class s l on a tabli de tableaux de consistance adapt la d finition de l indice
125. r ment les formules du cas particulier k 2 avec les r ponses yj yi avec replacement En cas de s lection sans replacement il faut multiplier 354 n par le facteur N nyN Comme valeur estim e s pourg et la variabilit l on obtient Sk 23 IE an i rite m Our ya Or Ya ECT Valeur estim e de la variabilit des r ponses 2n simple Sh a e Se a 7 RB n 18 n D Le y E E OM y am 2n i8 Pour amp 2 l on peut en d duire de mani re triviale Pr fi Si Ou FIO 3 t Ya gt 1 ZIN TO PI Ze Xii i i21 limite inf rieure de la valeur de l auto corr lation De mani re analogue l on obtient n gt Or i3 j1 52 djeliej PR n Loir 9 29 i Bde A l aide de ces valeurs l on peut donner une estimation de E M Si pour p on substitue la plus grande valeur possible 1 et qu ensuite on mette du c t droit 6 il s ensuit l estimation suivante Sk 05 EQM y SS U n Df n D r V y B Sk 0s EQM y Z AT B Si l on prend la plus petite valeur possible 1 pour p et qu on met dans l E M nous trouvons pour 2 la valeur la plus faible suivante 0sV y B S EOM y De la sorte l on obtient l estimation suivante pour un estimateur d Erreur Quadratique Moyenne k 2 2 PO BS E ler Py B ur uu o diuo rcm Minimum estim de l erreur quadratique Maxi
126. ration calcul e de Ja premi re enqu te r p t e symbole auxiliaire pour la ventilation de l erreur voir l hypoth se dans le cas p 3 71 72 idem pour la deuxi me enqu te r p t e Des grandeurs provenant d enqu tes r p t es ult rieures sont caicul es de mani re analogue Les valeurs y zi 02 Yol to t2 re ra ete sont g n ralement diff rentes Dans la suite de notre expos nous partons de valeurs examin es deux moments de l enqu te 1 fi parce que dans la pratique plus de deux enqu tes r p t es sont exclues 29 L on peut former de fa on analogue des formules pour plus de deux valeurs examin es Les rapports suivants valent pour la valeur de l enqu te principale Yal ei ele xb teo enl o2 la valeur de l enqu te r p t e Yalt T Kaaf t5ti Yol tt 7x ti t2 t l 1122 xil to ti ein v2 ti xi v2 ti Enl tzt xd toti entet la valeur moyenne 1 I I yf 02 OU te ta Yalt tJ Sx t tz eS Gaubni T2 ea 02D Pour cette transformation une sorte d ajustement l on a pris pour hypoth se que Enfti ti e2 v72 t L on suppose donc sur le plan du contenu que l erreur pour la p riode partielle z t J dans les deux enqu tes pour les valeurs Y f 7 1 Yiz 72 t est pratiquement identique 30 III Variance des r ponses estimation de la valeur de caract ristiques constantes dans le temps On effectue des enqu tes r pet es afin d ob
127. roduction voir code 271 p 5 5 Terres iou es par l exploitation pour une redevance fix e d avance pay e en esp ces et ou en nature moyennant un contrat ecrit ou cral de location Les terres lou es par je fermier et mises la disposition d un travailleur agricole comme avantage en nature sont comprendre dans l exploitatton consideree voir code 272 p 5 6 Metayage Terres exploit es en association par ie propri taire et le m tayer sur la base d un bail metayage crit ou oral Chacun des associ s apporte a l exploitation des facteurs de production et le produit est partag entre eux selon une r partition convenue voir code 273 p 5 7 RACES BOVINES RECONNUES 1 La RACE BLANC BLEU est aussi connue sous le nom de race de Moyenne et Haute Belgique Elle peut tre mixte ou viande mais doit dans les deux cas tre renseign e sous le code 321 p 6 On la trouve surtout en Wallonie mais on peut la rencontrer dans ies provinces flamandes 2 La RACE PIE ROUGE est blanche et rouge et surtout pr sente dans les provinces d Anvers et du Limbourg dans le Nord du Brabant et dans les cantons de l Est Certaines souches sont import es d Allemagne On trouve gaiement dans le Luxembourg et dans d autres provinces wallonnes voir code 322 p 6 3 La RACE PIE NOIRE peut tre belge hollandaise aliemande ou am ricaine Holstein Friesian C est la race du pays de Herve et des Poiders mais on la trouve da
128. roseilies rouges Autres baies cassis mi i res oroseilles vertes etc TOTAL codes 081 237 RECAPITULATION GENERALE ICode he Pr s et prairies code 007 L gumes 3 cosse recoltes secs code 013 C r ales code O25 Plantes industrielles code 038 Semences agricoles et plants pour vente code 046 Plantes racines et tuberculiferes code 051 Fourrages verts code 060 Pommes de terre code 085 Cultures agrieoles 1 non denommees tcode 066 Fleurs bulbes a fieurs fleurs a soupe et plantes ornementales code 080 Cultures fruiti res code 238 Arbres et arbustes de p pinieres code 094 Cultures de l gumes extensives code 178 intensives code 180 installations sous verre code 181 Semences horticoies plants de l gumes e e plants de fleurs code 222 Cultures horticoles pour la consommation du m nage du declarant code 227 FE Oseraies code 228 Terre en repos code 229 SUPERFICIE AGRICOLE UTILISEE code 240 258 4 Superficie agricoie non utilis e 2 Autres superficies 3 AUTRES PARTIES DE L EXPLOITATION Superficie bois e Superficie de sapins de No l non compris au code 262 Superficie totale de l exploitation codes 260 264 MODE DE FAIRE VALOIR Superficie agrieole utilisee en taire valoir direct 4 en fermage 5 en m tayage et en autres modes de faire val
129. rvent d exemple les donn es du recensement de 1979 et celles de la cat gorie 5 provenant du recensement de 1985 cf partie I Le mod le de sondage Stratification avec variabilit des r ponses est bas sur les r sultats de la cat gorie 1 du recensement du 15 mai 1985 Signalons encore une particularite En de menus d tails l utilisation des symboles differe dans les parties I et II au motif que l on a trait des nonc s diff rents ce qui a eu une r percussion sur la symbolisation Le contexte rend toutefois claire la signification des symboles Ce projet est n d une collaboration entre l Institut national de statistique et l ancienne section statistiques et math matiques du s minaire d conomie de l universit de Tubingue en Allemagne PREMIERE PARTIE VARIABILITE DES REPONSES ET AJUSTEMENT I Composants de l erreur non due l chantillonnage et mod les pour d terminer et r duire celle ci et plus particuli rement l erreur de r ponse Les donn es statistiques primaires provenant de la statistique publique et priv e des tudes de march et d opinion et des enqu tes sociales ne s obtiennent qu au moyen d enqu tes exhaustives de sondages ou de panels Avant d entamer une enqu te quelle qu elle soit il faut r soudre les probl mes d ad qua tion et de conception d un syst me de travail Les enqu tes et par l nous entendons commun ment les m thodes de collecte des donn es requi rent
130. s 076 Plantes industrielles m Autres plantes ornementales pour la fleur Betteraves sucrieres 1 et ou ie feuillage 077 dese except les semences E H TOTAL codes 070 077 080 i Cultures de piein air de semences horti 1 Coles de plants de l gumes et de plants 4 de fieurs pour la vente y compris lesi me i cultures qui au 15 mai sont sous cloches i Colza d t H m petits tunnels et plastique pertore l i I Autres plantes ol sgineuses i is Plants de fraisiers 216 NOTES i Semences et plants de fleurs et de pian tes d ornement 217 men n H Autres semences et plants horticoles 218 Plantes medicinaies aromatiques et condi i n T mentaires 1 A TOTAL codes 216 218 j 222 i Cuttures de piein air d arbres et d arbus i tes de p pini res destin s la vente Plants et semences agricoles pour is vente i lindiquer ta superficie totale et d tailler non compris les semences de c raales dans le questionnaire Mod Ill 094 Plants de pommes de terre vy aj ai VERS l Semences de gramin es nm CULTURES DE CHAMPIGNONS x superficie des couches Semences de betteraves sucrieres T m2 Dans des b timents Autres semences Sp cialement am nag s En grottes carrieres caves CULTURES PRATIQUEES EN CULTURE PRINCIPALE Culture
131. s Pour ce faire l on a d abord d velopp en th orie des mod les avec enqu tes r p t es qui par apr s ont t labor s en pratique pour tre utilis s avec des caract ristiques tant constantes dans le temps que non constantes Pour d terminer une variance des r ponses il faut au moins deux valeurs Cela signifie qu il faudrait que le jour de r f rence aient lieu dans chaque unit interrog e au moins deux enqu tes aussi rapproch es que possible Dans la pratique statistique des enqu tes et plus particuli rement dans de grands recensements cela n est gu re r alisable La seule possibilit est de r p ter dans un bref laps de temps le d nombrement m me ou des pans de celui ci et de demander nouveau la valeur de la variable au jour de r f rence Les valeurs d une variable non constante diff rents moments peuvent fortement diverger de sorte qu il est en fait n cessaire pour appliquer de mani re pertinente des enqu tes r p t es la mesure des r ponses de conna tre approximativement la dur e r elle des valeurs r elles de la variable et de pouvoir reproduire celle ci dans un mod le stochastique ad quat pour toutes les unit s N de l univers Si cela tait possible l on pourrait convertir des r ponses loign es dans le temps en des r ponses multiples au m me moment Comme sur ce sujet l on n a que des connaissances tr s limit es il faut essayer de r soudre s par ment l aide de l ajustement
132. s de s chage de fourrages 445 Distributeurs d engrais solide i i i Moulins concasseurs applatisseurs de grains EE E 445 DEE a projection Set M langeurs d aliments pour b tail tractes 435 H E i N Systemes lectroniques de distribution pores 2 2 2 AG rel 436 d aliments pour le b tail r E i b sans projection H i Engins automoteurs de manutention lec i i S triques ou autres 10 ve tr mie de moins de 5 tonnes 437 a m 3 Pompes lisier i Aui M ni tr mie de plus de 5 tonnes 438 Silos B SIen EES c pneumatiques 439 is si i installations d puration du lisier SILOS pour les silos taupini res indiquer l ensilage r alis pendant la saison culturale 1984 1985 Type de silo TAUPINIERES capacit beton ma onnerie volume apr s coul ou b ton Indication tassement 12 sur place pr fabriqu ENSILAGE Nombre de silog DE MAIS Capacit m3 ENSILAGE D HERBE Capacit m3 AUTRES Nombre de sitosi ENSILAGES Capacit m3 D mecanique Par le haut pneumatique Par le bas SILOS POUR ALIMENTS SECS concentr s ou farineux Nombre de silos Capacit totale Servant au stockage d aliments pour m3 Code bovins volailles Code Nombre Code Mise en service en Tract
133. s intensives Cultures de l gumes an plein air pour la vente on rotation avec d autres tendues occup es par cultures ou si la terre est libre d Cultures de l gumes te 15 mai tendues ventuellement destin es la plantation et ou au repiquage de ces culturas Pois verts pour l industrie de la conserve Pois verts pour consommation l tat frais Haricots nains recolt s pour l industrie de ia conserve 1 Haricots nains recoltes pour consommation l tat frais 1 Haricots rames 1 Autres haricots verts 1 Carottes potageres pour l industrie de la conserve 1 Carottes potageres pour consommation l tat frais 1 C leris blancs pour l industrie de la conserve 11 C leris blancs pour consommation a l tat frais 1 Epinards pour l industrie de ia conserve 1 Epinards pour consommation l tat frais 1 Cerfeuil pour l industrie de la conserve 1 Cerfeuil pour consommation a l tat frais 1 Oignons Petits oignons blancs pour conserve Autres semences plants et bulbes planter Chicor es Witloof pour la production de chicons avec forgage l exploitation sans forgage l exploitation Choux rouges 1 Choux blancs 1 Choux de Savoie 1 Poiresux 1 Echalotes C leris raves 1 Celeris verts 1 Scorson res Rhubarbe Cornichons 178 1 R colt s normalement avant la ler septembre Superficie code 179 Y compris les cultures qui au 15 mai s
134. s pour voir si les erreurs de d claration avaient entrain des classifications erron es Sur la base des valeurs enqu t es l on a pu d finir des estimations plausibles pour les variances et les variabilit s des r ponses Sans probl mes l on peut en modifiant l g rement le mod le d velopper des concepts analogues lors de la d finition de grandeurs de mouvements ce sujet a t bri vement abord dans la partie I Les parties I et II ensemble donnent une indication sur les possibilit s de mise en pratique de cette forme de contr le de qualit de donn es statistiques au moyen d enqu tes r alis es de maniere continue BIBLIOGRAPHIE ANDERSON SEN 0 1957 Probleme der Statistischen Methodenlehre in den Sozialwissenschaften Einzelschriften der Deutschen Statistischen Gesellschaft Nr 6 Physica W rzburg 3 Aufl pp 3 14 80 95 227 235 et 244 249 BAILAR B A 1968 Recent Research in Reinterview Procedures Journal of the Amercian Statistical Association Vol 63 pp 41 63 BAILAR B A DALENIUS T 1969 Estimating the Response Variance Components of U S Bureau of the Census Survey Model Sankya Vol 31 Series B pp 341 360 BAMBERG G BAUR F 1989 Statistik M nchen Wien 6 Aufl pp 1 10 BECKMANN M WIEGERT R 1987 Statistische Erhebungen Methoden und Ergebenisse Ausgew hlte Schriften von Heinrich Strecker Schriftenreihe Angewandte Statistik und Okonometrie Heft 30
135. sement agricole et horticole du 15 mai 1983 a t pris comme base de l chantillon l unit choisie tant l exploitation de cat gorie 1 Des raisons organisationnelles ont fait que le choix devait s effectuer au plus tard en f vrier 1985 j A ce moment l on ne disposait pas encore d une base plus actuelle La taille de l chantillon a t calcul e avec la pr cision d finie au d part erreur d chantillonnage al atoire racine simple de 1 2 des caract ristiques principales la superficie agricole utilis e combin e au froment d hiver De la sorte la taille de l chantillon a t port e n 2200 exploitations Celles ci ont ensuite t r parties entre les strates pour partie de mani re proportionnelle et pour partie de mani re optimale Le nombre total d exploitations de cette cat gorie tait d apr s le recensement de mai 1985 de 61321 de sorte que l on obtenait grosso modo un quotient de 3 6 2200 61321 cf tableau Sd e OSL 0 8856 9 G86L4 ewu GI np ejedioujpa ejenbua j ep 9DBpuos BESIIAN ejoouBe ajoledns ej uojes suoyenojdxe sep uomuedsy q L anbiydeis eost vg S86 jew S np ajediouud ejenbua j ep eDepuog e ot 0 esse o euofgre S861 lew S ne ejooruou 18 ejooufe jueuiesueoeH enbj jag 64 e 061 0 esse ggg teu p np efepuos ejojid eygnbue g s eyoouDe ajpiyadns e uojes suoyelojdxe sep uoryede e enbiydeg 8051 vo S86 jew p np ebepuos ejojd eygnbu3 e 0
136. structure de la population agricole belge 69 Mortalit due au cancer en Belgique 1960 1979 Premi re analyse volution de la concentration industrielle en Belgique Croissance conomique des provinces et r gions de 1975 1979 Valeur ajout e et produit global par branche d activit et region g ographique 70 Tableau Entr es Sorties de la Belgique pour 1975 71 Les comptes nationaux de la Belgique 1971 1982 72 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions en 1979 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Subdivision des communes en quartiers en vue du recensement g n ral de la population et des logements de 1981 73 Les comptes nationaux de la Belgique 1970 1983 Les publications de PINS Etudes statistiques d ja publi es Num ro Titre 74 75 100 R partition r gionale de l activit de l industrie des fabrications m tailiques en 1982 et 1983 selon ia statistique mensuelle Quelques r sultats du recensement general des logements du ter mars 1981 L enqu te de contr te un instrument permettant de d celer ies erreurs dans les d clarations des effectifs et de d terminer la variance des r ponses Recensement agricole et horticole du 15 mai 1979 en Belgique Les comptes nationaux de ia Belgique 1975 1984 Quel avenir pour le recensement de la population Le commerce ext rieur de U E B L en 1984 Les comptes nationaux de la Belgiq
137. superficie agricole utilis e L 4 estimation ponctuelle et intervalle d estimation Variance des r ponses gt e han Flu gt l y 225 i 1 2 Na h 1 2 L L 4 Variabilit des r ponses ou variance d chantillonnage des r ponses l ew 22 Su s I 8 DIR V N e N 2N y FEES Ra 2N Pour les formules relatives la stratification voir W G COCHRAN Stichprobenverfahren version allemande Berlin New York 1972 pp 111 118 ou l edition anglaise intitul e Sampling Techniques 3 Ed Wiley New York and London 1977 pp 89 96 Variance des r ponses et variabilit des r ponses de la l re classe de grandeur 0 01 ha lt 10 ha S A U ancien fichier nouvelles exploitations cr es c est dire toutes les exploitations de la classe de grandeur 1 voir tableaux de calcul la et 1b Variance des r ponses estimation pour l ensemble des exploitations partir de k 2 valeurs d clar es pour chaque exploitation Nis Sh XS50 gg 550895 207 103 N ss i Variabilit des r ponses variance de l chantillonnage des r ponses estimation de la variance moyenne partir des valeurs moyennes provenant de k 2 valeurs d clar es Sh _ 207 103 Eus 2N iS Gei 2 266 0 389 Valeur relative apr s extraction de la racine Sa y Y 0 624 o ell ff tu 2 1l ya bi Vs er ass E 36 Calculs pour l ensemble des exploitations de la cat gorie 5
138. t d un point de vue organisationnel deux enqu tes dans un laps de temps assez court et le quota relativement bas des non r ponses ont fait que l on a sciemment renonc analyser la structure des exploitations qui n avaient pas r pondu et analyser les donn es manquantes correspondantes que l on avait compl t es 32 Afin de limiter les co ts et de ne pas trop nuire aux autres travaux de l Institut l on n a poursuivi l analyse que pour les cultures principales les plus importantes savoir dans la Cat gorie 1 les surfaces cultiv es de froment d hiver d orge d hiver de betteraves et de plantes industrielles et la superficie agricole utilis e Cat gorie 5 la surface cultiv e de froment d hiver et la superficie agricole utilis e Dans cette premi re partie nous donnons quelques exemples de calculs effectu s d apr s des d clara tions de la cat gorie 5 Le co t total du traitement est limit vu le nombre peu lev d exploitations dans cette cat gorie Dans l enqu te pilote toutes les exploitations ont t soumises une enqu te appro fondie De cette fa on l on a pu liminer l erreur d chantillonnage al atoire compl mentaire propre au choix d un chantillon d exploitations De la sorte l estimation de la variance des r ponses moyenne et de la variabilit des r ponses n est pas en plus encombr e par des effets de sondage mais repr sent e seulement comme l estimation des d clarations r p t
139. t des jours de r f rence en cas de variables non constantes dans le temps produit en g n ral des changements dans la valeur des variables les donn es observ es les diff rents jours de r f rence fo t doivent tre ajust es c est dire converties en un seul jour de r f rence t 11 Les r sultats ajust s valeurs observ es entach es d erreurs des enqu tes r p t es sont des grandeurs al atoires desquelles l on peut mesurer la variabilit dans leur distribution au moyen d une estimation de la variance concomitante A l avenir nous utiliserons la d finition suivante une enqu te r p t e recensement r p t au moment t sur l enqu te principale le jour de r f rence est une enqu te effectu e a un moment post rieur l enqu te principale avec le m me syst me de travail Lors de l enqu te r p t e la variable tout comme lors de l enqu te principale est mesur e pour le jour de r f rence moment de l enqu te Avant que nous puissions aborder la d finition pratique mod les d erreurs d enqu te pour recense ments r p t s et l estimation de la variance des r ponses et de la variabilit des r ponses nous voulons d abord exposer comme base de ce qui suit le mod le d erreur de r ponse issu de la statis tique math matique dans un sondage al atoire ind fini sans intervention de recenseurs ou d inter viewers Comme nous l avons d j soulign dans la pr face il est difficil
140. t pourquoi il a t n cessaire d effectuer l aide des changements quotidiens moyens au niveau des unit s primaires communes i l ajuste ment des valeurs enqu t es de t_ 4 mai 1979 tg 15 mai 1979 la p riode n cessaire l ajustement tait de T A to t 11 jours Les r sultats des enqu tes et des conversions y compris la d fini tion des variances des r ponses ont t sur la base de symboles ant rieurs communiqu s dans les tableaux 2a b et dans un exemple math matique pour de plus amples informations voir STRECKER PEETERS WIEGERT 1985 STRECKER WIEGERT 1986 BECKMANN WIEGERT 1987 dans la publication de 1987 l ajustement et la d finition de l erreur quadratique moyenne et de la variance des r ponses ont t repr sent s dans un sch ma d viation type et variance des r ponses dans l article D finition et estimation de la variance des r ponses Pour mieux comprendre l exemple math matique suivant nous reproduisons nouveau sous forme de sch ma le mod le d erreur pour d finir la variance et la variabilit des r ponses L erreur type moyenne elle m me Erreur quadratique moyenne ou EQM peut tre calcul e ou bien pour la valeur totale estim e comme ici a Ti Yo Yi respectivement Y o bien pour la moyenne de l chantillon lat 2 n ne de la sorte 1 EOM resp EG 3 amp E 5 ou 2 EQM Ga E XY E 7 XY Dans le sch ma l on
141. tenir deux valeurs observ es d une caract ristique de chaque unit d enqu te i l aide desquelles l on pourra estimer une variance des d clarations ou des r ponses Si la valeur de la caract ristique de toutes les unit s est constante ou tout le moins constante pour une p riode assez longue il n est pas n cessaire de transposer ou d ajuster la valeur examin e une jour fix uniform ment A cette fin existent le modele b1 et l g rement modifi le mod le pour flux Sans ajustement on dispose de y y qui agissent directement sur oR formule d estimation de la variance simplifi e r duite au cas de deux r sultats de d nombrement L estimateur de la variance de r ponses individuelle de l unit i est indiqu dans la limitation k 2 1 ART Ya Ji 2 Ya Ya 2 1l 4 lon 2 Y 2 2 L n A B La variance des r ponses G est estim e comme moyenne des variances des r ponses individuelles 1 N 2 2 G Sp SR BEP N repr sente ici le nombre d unit s dans l univers La variabilit des r ponses Vp ou aussi variance d chantillonnage des r ponses est estim e par la variance d chantillonnage des r ponses H 2 s ap ol 2N Lorsque l enqu te principale et l enqu te r p t e sont des sondages les formules de sondage correspondantes sont valables A c t de beaucoup d autres exemples de caract ristiques constantes tels que la date de naissance la situation familiale la st
142. tervieweurs ou recenseurs 8 Cette m thode exclut l erreur li e l intervieweur et fait qu en cons quence l erreur li e au travail sur le terrain co ncide quasiment avec l erreur de d claration ou de r ponse Pour d terminer en pratique cette m thode l on a d velopp et test des mod les d enqu tes r p t es voir HANSEN HURWITZ PRITZKER 1961 1964 FELLEGI 1964 1974 BAILAR DALENIUS 1969 STRECKER WIEGERT PEETERS KAFKA 1983 L informatique r duit grandement l erreur de traitement et ses composants mentionn s sur le sch ma telles que l erreur de codage l erreur de lecture etc L on peut v rifier partiellement et peut tre m me corriger ces erreurs en effectuant des contr les de vraisemblance sur le mat riel collect De telles m thodes permettent de corriger aussi bien d videntes erreurs de r ponse que des erreurs de traitement et plus particuli rement des erreurs de codage Ont aussi leur place ici les mod les pour corriger automatiquement les d clarations individuelles d un questionnaire L on peut distinguer entre m thodes it ratives d terministes et probabilistes Comme nous l avons d j dit l erreur de r ponse ou de d claration est un des composants importants de l erreur non due l chantillonnage d une m thode d enqu te primaire dont nous parlerons plus loin et dans laquelle il est pr vu que les personnes interrog es remplissent elles m mes les questionnaires L ordre de grandeur de
143. tes dans le temps En tout cas l on ne peut n gliger d un point de vue organisationnel de pr voir une dur e d enqu te aussi r duite que possible afin de restreindre au maximum l influence de ce facteur dans l ensemble de toutes les autres erreurs de donn es 54 V Conclusion de la premiere partie Pour conclure resumons nouveau les points principaux L enqu te r p t e et ses divers d veloppements premi re partie II C forment une m thode permettant d estimer des variabilit s de r ponses individuelles survenant lors d enqu tes dans lesquelles les personnes interrog es remplissent elles m mes les questionnaires Au sein du concept enqu te r p t e l ajustement dans le temps des donn es provenant d enqu tes effectu es diff rents jours est essentiel C est la raison pour laquelle l on a expos dans cette partie de quelles diverses fa ons l on peut effectuer un ajustement de mani re exacte o le plus souvent seulement comme estimation et quels en sont les r sultats Deux exemples pratiques accompagn s des calculs n cessaires en ont fait la d monstration D apr s les statisticiens sp cialis s en la mati re l ordre de grandeur des estimations de variabilit s obtenues de la sorte et par suite de la qualit des donn es de l enqu te est plausible et r aliste 55 SECONDE PARTIE VARIABILITE DES REPONSES ET SONDAGES STRATIFIES I Mod le d enqu tes r p t es avec stratification A Intr
144. tes de budgets m nagers R partition par province et par r gion linguistique du produit int rieur globai et de la valeur ajout e relative aux diverses branches d activit Les comptes nationaux de ia Belgique 1953 1962 Enqu te sur les budgets des m nages 1961 Description de ia m thode Revenu consommation et pargne de dix groupes sociaux La valeur ajout e par branche d activit et par travailleur dans les diff rentes provinces et regions linguistiques de 1955 1959 volution de la concentration industrielle variation du rendement des r mun rations de fa vateur ajoutee et des investissements avec la dimension des tablissements industriels Enqu te sur les budgets des m nages 1961 Structure du budget selon les charges familiales et selon les r gions linguistiques tude du caract re repr sentatif de l enqu te sur les budgets des m nages Les comptes nationaux de la Belgique 1953 1953 Principales caract ristiques de l volution Enqu te sur les budgets des m nages 1961 Structure du budget selon la classe d importance des communes et selon la branche d activit ou le chef de m nage est occup Structure du budget selon l pargne positive ou n gative des m nages La r vision 1964 de l indice de la production industrielle Indice de la production de biens interm diaires de biens de consommation et de biens d investissement D composition des s ries chronologiques en leurs composantes sui
145. tratification afin de pouvoir aussi par analogie avec ce qui pr c de calculer dans ce cas des estimations de la variance des r ponses Dans la seconde partie donc ces formules seront d velopp es En outre l on trouvera dans la section II de cette m me seconde partie l examen d une probl matique particuli re qui se produit lors de l application de sondages stratifi s l estimation des tendances principales et des r sultats en r sultant 56 Dans le cas d enqu tes stratifi es principales et r p t es il peut en effet se produire que suite la variabilit des r ponses les valeurs enqu t es d une m me unit concernent diff rentes classes de grandeur Comment faut il tenir compte de ce ph nom ne et dans un tel contexte quelle peut tre la corr lation entre les effectifs dans les diverses classes de grandeur en particulier et la fiabilit de l ensemble de la r partition en classes Cette question montre que la variabilit des r ponses peut provoquer une inconsistance sp cifique pour les r sultats r partis en classes nous avons analys ce point dans la section II de la pr sente 2e partie Dans la section III nous pr sentons des estimations de la variabilit des reponses dans les d clarations de superficie bas es sur les r sultats du Recensement agricole et horticole du 15 mai 1985 en Belgique dans lequel on a pris comme enqu te principale un sondage stratifi par classes de grandeur et sur les r sult
146. ts maisons de repos hospices et autres tablissements similaires ies communaut s religieuses ou autres les tablissements d experimentation ou de recherche les services de plantatrons d organismes publics produisant pour leurs propres besoins et les exploitations dependant d un tablissement d instruction pour autant qu ils exploitent au moins un are ou d tiennent des animaux mentionn s dans le questionnaire qu ils produisent ou non pour la vente Se sr OMA T 5 toutes les personnes ou organismes ex cutant des travaux agricoles ou horticoles titre d activit principale ou accessoire pour le compte d agriculteurs ou d horticulteurs ou mettant des machines agricoles ou horticoles ou des instaliations leur disposition et qui produisent egalement en vue de vendre des produits v g taux ou r animaux Ae nn EEE ET de se EE ee a nee Bow e RIA TE AOL EL SON ON NO ER 5 toutes les personnes ou organismes ex cutant des travaux agricoles ou horticoles titre d activit principale Ou accessoire pour ie compte d agricuiteurs ou d horticulteurs ou mettant des machines agricoles ou horticoles ou des installations leur disposition pour autant qu ils ne produisent pas en vue de vendre des produits veg taux Ou ANIMAUX e de e EE s ave konben Nues y ye Lee en Saa nn nue onda ah a monn n n a n n mn n nn a ann a 7 nb 1 Contrat Dans las cas de production sous contrat doivent r pondre pou les pro
147. ue sont disponibles aupr s de nos centres r gionaux ou aupr s de notre service de Documentation vente de Bruxelles Notre catalogue vous sera envov sur simple demande voir adresses ci contre Vous trouverez galement un extrait de nos donn es ainsi que la liste de nos publications sur notre site Internet http statbel fgov be Publications analytiques tudes statistiques La s rie tudes statistiques pr sente des analyses couvrant les diff rents aspects de la situation de notre pays territoire d mographie soci t conomie finances Nos stansticiens et d autres auteurs vous y proposent des descriptions de m thodologie ou leurs r flexions bas es sur nos statistiques Monographies du recensement Des professeurs des chercheurs et autres experts se sont pench s sur les r sultats du Recensement de la Population et des Logements de 1991 Ces donn es exhaustives leur ont permis d analyser en profondeur diff rents aspects de la situation belge face l volution de la population et des families la f condit la mobilit l emploi la scolarisation le logement et l urbanisation Le fruit de leur collaboration est dit par l INS dans une s rie de onze monographies disponibles en fran ais et en n erlandais Quelques autres publications Publications g n rales Economie et finances Annuaire statistique de la Belgique Vente de biens immobiliers Annuelle Annuaire de statistiques r gionales d
148. ue 1976 1985 Croissance conomique des provinces et regions de 1975 1984 Quelques donn es sur l volution de la population active de 1970 1981 Le commerce ext rieur de l U E B L en 1986 R partiton r gionale de l activit des fabrications m talliques en 1984 et 1985 selon la statistique mensuelle Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions p riode 1980 1983 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par region Les comptes nationaux de la Belgique 1976 1986 Tableau Entr es Sorties de la Belgique pour 1980 Les comptes nationaux de la Belgique 1975 1987 Quelques donn es issues du recensement de ja population au ter mars 1981 sur fa mobilit g ographique de ia main d oeuvre Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions P riode 1984 1985 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion R partition regionale de l activit de l industrie des fabrications m talliques en 1986 et 1987 selon la statistique mensuelle Tableau Entrees Sorties nergie de la Belgique pour 1980 Les comptes nationaux de la Belgique 1980 1988 Les r gions urbaines belges en 1981 Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions Ann e 1986 Livraisons l tranger par branche d activit industrielle et par r gion Les comptes nationaux de la Belgique 1980 1989 Croissance conomique des province et r gions
149. um Ad quations und Fehlerbegriff in Statistik und Okonometrie in Piesch W F rster W ed Angewandte Statistik und Wirtschaftsforschung heute Reihe Angewandte Statistik und konometrie Nr 21 Vandenhoeck und Ruprecht G ttingen pp 254 266 ZARKOVICH S S 1966 Quality of Statistical Data FAO Roma ANNEXES MINISTERE DES AFFAIRES ECONOMIQUES 1000 BRUXELLES le Aue de Louvain 44 T l 02 513 96 50 PETO3F 018 Institut National de Statistique STATISTIQUES AGRICOLES Votre lettre du Vos r f rences Nos r f rences Annexes 7 1A 65 85 2 656 Enqu te pilote au 4 mai dans le cadre du recensement agricole et horticole au 15 mai 1985 Mademoiselle Madame Monsieur Vous tes agriculteur et je vous saurais gr de bien vouloir collaborer l enqu te pilote susmentionn e Cette enqu te a pour but de suivre l volution qui se produit court terme pour certaines cultures e a le froment d hiver le froment de printemps le seigle d hiver les betteraves sucri res etc L analyse de ce changement est d une tr s grande valeur notamment en ce qui concerne la pr vision de l offre sur le march belge Dans ce domaine cette enqu te poursuit un test l aide d un questionnaire simplifi Un certain nombre d exploitations dont la v tre a t s lection n e selon la m thode de l chantillonnage al atoire Puis je donc vous demander de remplir soigneusement le question naire au verso d
150. ur de la caract ristique p Rj q 2 Mod les pour flux mouvements Les mod les desquels l on a parl jusqu pr sent traitent de probl mes qui apparaissent lors d enqu tes r p t es de stocks nombre d habitants total des cultures nombre d animaux etc Pour pouvoir utiliser ce modele lors d enqu tes sur des flux nombre de naissances nombre de mariages nombre de candidats recus un examen etc pendant une p riode de r f rence il ne faut pas le modifier fonda mentalement seules de l g res adaptations du modele a tant n cessaires Des recensements r p t s concernant des flux ne sont en ce sens qu un cas particulier des mod les pr cit s L enqu te sur des unit s de flux et sur la pr sence de la caract ristique ad hoc s effectue ordinairement un moment f l issue de la p riode r f rence 7j 75 Ar 7 75 T t est souvent gal rz ou le suit de pr s dans le temps Comme la valeur de la variable est constante il n est pas n cessaire d associer un jour de r f rence unique des valeurs qui ont t demand es plus d une reprise et de les ajuster comme dans le cas de flux La repr sentation th orique de l enqu te selon laquelle la valeur pour la p riode de r f rence achev e peut tre demand e diverses reprises Je jour de r f rence et qu cette occasion l on peut observer des variations de r ponse individuelles m ne ici tout comme les mod les d enqu tes r p t es asso
151. vant diverses m thodes Application quelques s ries belges Les comptes nationaux de fa Belgique 1953 1964 Le d veloppement conomique et social Croissance conomique des provinces et r gions linguistiques 1955 1963 Les comptes nationaux de la Belgique 1953 1965 Situation actuelle de la statistique r gionale Orientation l exportation des diff rentes provinces et r gions linguistiques R partition r gionale du revenu national en 1961 Croissance conomique des provinces et des r gions linguistiques de 1952 1964 Empioi et r mun ration du travail par branche d activit industrielle dans ies provinces et r gions linguistiques de 1955 1964 Les comptes nationaux de la Belgique 1953 1966 Typologie des communes belges d apr s le degr d urbanisation au 31 d cembre 1961 Comparaison des enqu tes de 1961 et de 1963 sur les budgets des m nages d ouvriers et d employ s R partition de la valeur ajout e des diff rentes branches d activit et du produit int rieur global par provmce et par r gion linguistique Ann es 1965 et 1966 Les indices r gionaux de la production industrielle base 19642100 La r forme de l indice des prix de d tail Les comptes nationaux de la Belgique 1963 1967 Les comptes nationaux de la Belgique 1965 1968 Les comptes nationaux de la Belgique 1953 1969 Tableau Entr es Sorties de la Belgique pour 1965 Croissance conomique des provinces et r gions linguistiqu
152. ve depuis quand tes vous chef d exploitation rures 3 Profession principale du chef d expioitationloccupation qui absorbe la plus grande partie du temps dans les cas douteux celie qui procure le revenu le plus important R serv LNS Code 996 2 CULTURES PRATIQUEES EN CULTURE rRINCIPALE Code ha a x Ae Cultures fourrag res Pr s et prairies M i a Piantes racines et tubercuiif res Prairies temporaires occupant des terresi en culture principale pendant une ou seulement quelques ann es Betteraves fourrag res et mi sucrieres a faucher 1 except les semences NEN el E aly l Toutes autres plantes racines et tuber de ray grass italien et de Westerwold eulferes 048 en semis pur 1001 56h 1 _ i TOTAL icodes 047 048 051 autres dont tr fles en m lange avec p R ventuellement c r ales en vert comme H b Fourrages verts except pour ia pro plante abri d 2 OO ete duction de semences i Prairies permanentes l exclusion de i H len AE een 052 tous pr s vergers Fi i exclusivement pour la p ture i B zeme a 053 nl Mais laiteux ou p teux 054 Autres fourrages verts et m langes except ies pres et prairies 055 Mais dont le grain ou l pi sont con serves l tat humide
153. viduelles l on peut utiliser l indice d inconsistance individuel Index of Unreliability ou Index of Inconsistency d velopp par le U S Bureau of the Census HANSEN HURWITZ PRITZKER 1964 condition toutefois de l largir pour pouvoir l appliquer L classes de grandeur STRECKER 1997 et 1999 Avant de calculer l indice il faut l aide des variables 0 1 rendre dichotomiques les r ponses individuelles Vue Me Race des unit s i pouri 1 2 N resp n Les valeurs d clar es individuelles y resp Vj ont t collect es selon une m thode de travail G identique ou une m thode G G G analogue Soit Zac Zig Zi2G ZikG 0 1 variables de l unit i Celles ci sont d finies comme suit 1 lorsque la r ponse donn e y de l unit i indique pour une caract ristique une propri t A dans le recensement r p t t il faut ici attribuer l unit i la classe de grandeur h Z G z sue mn 0 lorsque la r ponse donn e Yj g del unit i montre une autre caract ristique pas A en symbole A l unit i en ce cas ne doit pas tre attribu e la classe de grandeur h 60 CA L indice d inconsistance est maintenant d fini sous la forme J e 7 0 P GV 46 o 0 EA E Zuc EZY est la variance de r ponses individuelle moyenne variance de r ponses simple et c variance de r ponses individuelle de l unit i Po Ei Pi EXE Zic En Zio la moyenne univers t
154. vraies modifications dans le temps des valeurs de la variable En tant que contr le elle a lieu apr s l enqu te principale ex post Il y a donc deux enqu tes compl mentaires ou bien un recensement r p t ex post et apr s une enqu te de contr le descriptive ou bien d abord une enqu te de contr le descriptive et ensuite un recensement r p t ex post chaque fois un certain intervalle apr s l enqu te principale Les p riodes durant lesquelles a lieu le travail sur le terrain des diff rentes enqu tes ne peuvent se chevaucher de ce fait il y a g n ralement un cart assez grand entre l enqu te principale le recensement r p t et l enqu te de contr le ce qui peut avoir des effets n gatifs 25 X Yo Travail sur le terrain Travail sur le terrain Travail sur le terrain de du recensernent r p t de l enqu te l enqu te r p t e principale Les r sultats servent l ajustement axe temporel t ta to t b Ait tp tA t Jour de r f rence Jour de r f rence de du recensement l enqu te principale r p t ex ante Ajustement M Y i2 pdt Xi A Sch ma du mod le c c Pour cette raison le jour de r f rence du recensement r p t est plac avant le jour de r f rence de l enqu te principale 7 enqu te r p t e ex ante comme succ dan d une v ritable enqu te r p t e La dur e totale des trois enqu tes reste de la sorte identique les enqu tes co
155. z Index Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 215 Heft 2 pp 216 227 STRECKER H 1997 Der Inkonsistenz Index Eine Masszahl zur Fehlermessung bei nach Gr ssenklassen aufgegliederten Erhebungsergebnissen Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 216 Heft 6 pp 625 657 Band 217 Heft 2 p 184 STRECKER H 1999 Inconsistency Strecker s Index of Encyclopedia of Statistical Sciences Update Vol III Eds S Kotz C B Read D L Banks John Wiley amp Sons New York and London pp 359 361 STRECKER H 1980 Model for the Decomposition of Errors in Statistical Data into Components and the Ascertainment of Response Errors by Means of Accuracy Checks Jahrb cher f r National konomie und Statistik Band 195 Heft 5 pp 385 420 SUKHATME P V SUKHATME B V SUKHATME S ASOK C 1984 Sampling Theory of Surveys with Applications IOWA Press pp 487 506 U S Bureau of the Census 1960 Evaluation and Research Program of the U S Census of Population and Housing 1960 The employer Record check Series ER 60 No 6 14 p WARNER S L 1965 Randomized response A survey technique for eliminating evasive answer bias Journal of the American Statistical Association Vol 60 pp 63 69 WEICHSELBERGER K 1970 Genauigkeitsanspr che Fehler und Kontrollen bei Volksz hlungen Allgemeines Statistisches Archiv Band 54 Heft I pp 1 28 WIEGERT R 1982 berlegungen z

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