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7. Étude sur la classification des logements

7.1 Introduction

Le classement erroné de logements constitue l’une des sources possibles d’erreurs dans le recensement. Une telle erreur se produit si un logement occupé est classé comme étant « inoccupé », ou si un logement inoccupé est classé comme étant « occupé ». Si un logement occupé est classé par erreur comme étant inoccupé, il s’ensuit un sous-dénombrement des personnes et des logements occupés dans les chiffres du recensement. En revanche, si un logement inoccupé est classé comme étant occupé, il se produit un surdénombrement des personnes et des logements occupés. Ce dernier genre d’erreur de classement peut survenir si le logement a été classé par le recenseur comme étant occupé alors qu’aucun questionnaire n’a été retourné. Les logements de ce type sont appelés logements non répondants.

On crée aussi un surdénombrement, du parc immobilier cette fois, si l’on inclut à tort les logements marginaux ou les logements en construction dans la classe des logements inoccupés.

L’Étude sur la classification des logements (ÉCL) vise à étudier ces types d’erreurs de classement. Il s’agit d’une version élargie de la Vérification des logements inoccupés qui servait, lors des recensements antérieurs, à réexaminer les logements que les recenseurs avaient classés comme étant inoccupés.

Les renseignements recueillis à l’aide de l’ÉCL de 2001 servent à :

Les trois derniers points sont des éléments nouveaux pour l’ÉCL de 2001, alors que la portée de l’étude a été élargie afin d’inclure l’examen des logements non répondants en plus des logements inoccupés.

7.2 Méthodologie

7.2.1 Stratification et sélection de l’échantillon

La population visée par l’Étude sur la classification des logements (ÉCL) comprend l’ensemble des logements non répondants et des logements inoccupés repérés au recensement du 15 mai 2001, sauf les logements dans les secteurs de dénombrement (SD) collectifs, dans les SD dénombrés par interview et dans les réserves indiennes. Ces derniers ont été exclus de la base de sondage, principalement en raison de considérations d’ordre opérationnel et pécuniaire.

On a établi la taille de l’échantillon visé par l’ÉCL de 2001 à 1 399 SD répartis dans l’ensemble du Canada. La base de sondage comprenait tous les SD de retour par la poste, sauf les réserves indiennes. Par conséquent, les régions rurales du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest et l’ensemble du Nunavut sont exclus de la base de sondage. L’échantillon établi pour les territoires ne comprend que Whitehorse, Yellowknife, Hay River et Fort Smith.

Échantillon urbain (un degré)

Dans les régions compactes, qui tendaient principalement à se trouver dans les centres urbains, on utilisait une méthode d’échantillonnage à un degré. L’échantillon urbain comportait trois composantes distinctes. Dans le Yukon (Whitehorse seulement) et les Territoires du Nord-Ouest (Yellowknife, Hay River et Fort Smith seulement), tous les SD dans la base de sondage ont été sélectionnés pour l’ÉCL. Pour l’Île-du-Prince-Édouard, un échantillon aléatoire simple de 45 SD a été tiré. Pour sélectionner l’échantillon de SD urbains dans toutes les autres provinces, on a stratifié les SD urbains selon l'AR ou la RMR au sein de chaque province, c’est-à-dire que chaque AR/RMR constituait une strate, et un échantillon aléatoire simple du nombre requis de SD a été tiré dans chacune des strates. Dans chaque strate, chaque échantillon comptait un minimum de cinq SD. On a ainsi obtenu 678 SD urbains en tout dans l’échantillon.

Échantillon rural (deux degrés)

La sélection de l’échantillon rural s’est faite à l’aide d’une méthode d’échantillonnage à deux degrés, et ce, afin de réduire les coûts sur le terrain. Les coûts de l’ÉCL afférents aux interviews sur le terrain, particulièrement les frais de déplacement, peuvent augmenter considérablement en dehors des régions urbaines. À partir des données de recensements antérieurs (1986, 1991 et 1996), on estime que cinq SD regroupés constituent une tâche d’ampleur raisonnable pour un intervieweur affecté à l'ÉCL. Afin de regrouper cinq SD assez près les uns des autres de manière à former une unité relativement compacte, on a effectué l’échantillonnage à deux degrés. Dans un premier temps, le nombre alloué de DCR a été sélectionné de façon aléatoire dans chaque province (secteurs ruraux). Dans un deuxième temps, cinq SD ont été choisis de façon aléatoire dans chaque DCR choisi. Cette méthode d’échantillonnage a permis d’obtenir 721 SD dans l’échantillon rural.

L’échantillon de l’ÉCL comprenait tous les logements inoccupés ainsi que tous les logements non répondants dans les SD échantillonnés. Ainsi, au total, 29 777 logements inoccupés et 2 749 logements non répondants ont été sélectionnés pour faire partie de l’échantillon de l’ÉCL. Le tableau 7.2.1 montre la répartition de l’échantillon selon la province ou le territoire.

Tableau 7.2.1 Taille de l'échantillon, Canada, provinces et territoires, Étude sur la classification des logements de 2001

7.2.2 Interviews sur le terrain

Chaque logement dans un SD échantillonné classé soit comme étant inoccupé le jour du recensement, soit comme étant occupé mais pour lequel aucun questionnaire n'a été retourné a été vérifié de nouveau à la fin juin ou au début juillet 2001, en vue de déterminer s'il était réellement inoccupé/occupé le jour du recensement. Un questionnaire de l'Étude sur la classification des logements a été conçu précisément à cette fin.

On a laissé chaque bureau régional choisir quel était le moment propice pour mener cette opération après le recensement. Pour déterminer l'occupation/inoccupation et dans le but d'obtenir d'autres renseignements, on demandait aux recenseurs de communiquer avec les occupants actuels ou avec un voisin, le propriétaire ou une autre personne connaissant le logement en question. Pour chaque logement, le recenseur pouvait faire jusqu'à trois tentatives de contacts. S'il constatait que le logement avait été occupé le jour du recensement, il obtenait également le nombre d'occupants au jour du recensement et leurs noms.

7.2.3 Dépouillement, codage et contrôle

Une fois les interviews sur le terrain terminées, tous les questionnaires ont été envoyés à Ottawa en vue de leur dépouillement. Une fois rendus au bureau central, les questionnaires ont fait l’objet d’un dépouillement préliminaire, puis on en a ensuite fait la saisie sur clavier.

D’abord, les questionnaires ne faisant pas partie de l’échantillon étaient éliminés, et lorsque plus d’un questionnaire provenait d’une même adresse, on obtenait le questionnaire approprié pour chaque logement. On faisait ensuite des contrôles préliminaires et le pré-traitement général des questionnaires avant de les envoyer aux opérations de saisie de données.

Une fois la saisie des données terminée, les questionnaires ont fait l’objet d’un ensemble complet de contrôles de la cohérence. On a examiné à la main les questionnaires rejetés au contrôle afin de résoudre les incohérences.

Dans le cas de chaque logement pour lequel on déterminait qu’il avait été occupé le jour du recensement, on vérifiait le questionnaire de l'Étude de la classification des logements (ÉCL) afin de voir s’il renfermait une autre adresse où les membres du ménage pouvaient avoir été dénombrés. Si une autre adresse était fournie, on vérifiait le Registre des visites et d’autres questionnaires du recensement afin de déterminer si les membres du ménage avaient effectivement été dénombrés ailleurs. Le cas échéant, ils n’étaient pas ajoutés au chiffre des personnes, mais le logement lui-même était ajouté au chiffre des logements occupés.

À partir de là, les logements inoccupés et les logements non répondants n’étaient plus traités de la même façon. La liste des questionnaires de l'ÉCL remplis pour chaque secteur de dénombrement échantillonné était appariée à la liste finale des logements inoccupés selon le recensement, de façon à créer le fichier final des logements inoccupés devant être traité par la suite. Les logements pour lesquels un questionnaire de l'ÉCL avait été reçu mais qui n’étaient pas inscrits au recensement étaient retirés du champ de l’étude. Les logements qui étaient inscrits au recensement comme étant inoccupés mais pour lesquels on n’avait reçu aucun questionnaire de l’ÉCL étaient considérés comme des logements non répondants aux fins de cette étude. De même, la liste des questionnaires de l’ÉCL était appariée à la liste finale de tous les logements pour lesquels on n’avait reçu aucun questionnaire du recensement, de façon à créer le fichier final des logements non répondants devant être traité par la suite.

7.2.4 Non-réponse, imputation et pondération

Bien que les logements inoccupés et les logements non répondants soient traités séparément, les processus de traitement de la non-réponse, d’imputation et de pondération étaient identiques dans les deux cas.

La non-réponse totale (c.-à-d. aucun renseignement obtenu sur un logement donné) a été traitée par ajustement des poids au sein de plusieurs régions infraprovinciales, soit les trois plus grandes régions métropolitaines de recensement (Montréal, Toronto et Vancouver), ainsi que les autres parties urbaines et rurales de chaque province et territoire.

Pour régler les cas de non-réponse partielle sur l’occupation/inoccupation, le nombre de résidents habituels et le type de logement, on a eu recours à l’imputation. On a imputé en premier lieu l’occupation/inoccupation, dont on s’est servi ensuite pour imputer les autres variables.

Les poids ont ensuite été ajustés de sorte que leur somme égale le nombre connu de logements inoccupés ou non répondants repérés lors du recensement dans chacune des régions infraprovinciales.

La dernière étape du traitement de l'Étude sur la classification des logements (ÉCL) consistait à redresser les bases de données du recensement. Dans le cas des logements inoccupés, il a d’abord fallu préparer un profil à l’échelle nationale des logements incorrectement classés pour les régions urbaines et rurales, en se servant du type de logement et du nombre de personnes omises en raison de l’erreur de classification. Ces profils nationaux ont ensuite servi au calcul d’estimations du nombre de logements classés incorrectement selon le nombre de personnes dans le logement, le type de logement et les régions rurales ou urbaines à l’échelle des provinces et des territoires. En se fondant sur ces estimations, on a sélectionné au hasard des logements dénombrés présentant les mêmes caractéristiques (nombre de personnes, type de logement privé) et augmenté d’une unité leur poids dans le recensement. Pour chaque ménage choisi, le poids d’un logement inoccupé dans le même SD a été réduit à zéro de sorte que le nombre total de logements n’augmente pas.

Les chiffres du recensement ont été ajustés de la façon suivante en ce qui touche le nombre de personnes vivant dans les logements non répondants. Si le recenseur avait inscrit la taille du ménage sur le questionnaire du recensement, celle-ci était estimée exacte. Dans le cadre de l’ÉCL, on établissait le profil des logements non répondants, qui fournissait le nombre estimé de logements pour chaque catégorie de taille du ménage (de zéro à six personnes) pour chaque région géographique. Une seconde distribution était établie à partir des données observées du recensement, puis un vecteur de classement erroné (différence entre les deux distributions) était créé. Des ménages non répondants étaient alors choisis au hasard parmi ceux disponibles dans chaque région géographique et une nouvelle taille leur était imputée jusqu’à ce que le vecteur de classement erroné soit égal à zéro (c’est-à-dire jusqu’à ce que la distribution des tailles des ménages non répondants au recensement soit égale à la distribution des tailles des ménages non répondants établie selon l’ÉCL).

7.3 Résultats

Les principaux résultats ayant trait aux logements classés initialement comme étant inoccupés au recensement de 2001 sont présentés dans les tableaux 7.3.1A, 7.3.1C, 7.3.1D et 7.3.1E. Le tableau 7.3.1A fournit le nombre estimé et le taux de logements classés comme étant inoccupés qui, de fait, étaient occupés, selon qu’ils sont situés dans une région urbaine ou rurale, selon la région, la province, la région métropolitaine de recensement choisie et le type de logement privé. Le tableau 7.3.1B donne les mêmes renseignements, mais selon la Vérification des logements inoccupés de 1996. Le tableau 7.3.1C présente le nombre de ménages et de personnes ajoutés aux chiffres du recensement de 2001 à cause de ces erreurs de classement et le tableau 7.3.1D, le nombre de logements inoccupés hors du parc de logements selon les mêmes répartitions que celles du tableau 7.3.1A. Enfin, le tableau 7.3.1E fait état de l’erreur de classement des logements au recensement qui est attribuable au fait que des logements qui n’auraient pas dû être inclus dans le parc de logements ont été classés par erreur comme étant inoccupés.

Les résultats obtenus pour les logements non répondants (logements considérés comme étant occupés mais pour lesquels on n’a reçu aucun questionnaire du recensement) sont présentés au tableau 7.3.2, qui fait état du nombre de personnes vivant dans ces logements (estimé selon l’ÉCL), ainsi que de l’erreur-type estimée.

7.3.1 Logements inscrits comme étant inoccupés au recensement

A. Logements occupés

Le tableau 7.3.1A montre qu’à l’échelle du pays 12,7 % des logements classés comme étant inoccupés lors du recensement étaient en fait occupés. Il s’agit aussi de logements occupés par des résidents étrangers ou temporaires uniquement ainsi que de logements pour lesquels au moins une personne avait été dénombrée ailleurs au Canada. Ce pourcentage constitue une hausse par rapport à celui de 7,8 % enregistré en 1996 (voir le tableau 7.3.1B). Le classement erroné de logements est beaucoup plus fréquent dans les régions urbaines (21,3 %) que dans les régions rurales (5,7 %). Le taux calculé pour les régions rurales diffère très peu du taux affiché en 1996, alors que celui des régions urbaines présente une forte hausse par rapport au taux de 9,9 % enregistré en 1996. Cette augmentation observée dans les régions urbaines entre 1996 et 2001 est attribuable en grande partie à des hausses survenues dans les trois plus grandes régions métropolitaines de recensement (RMR) (Montréal, Toronto et Vancouver), surtout dans les grands immeubles d’appartements.

Tableau 7.3.1A Nombre estimé de logements occupés classés par erreur comme étant inoccupés au recensement de 2001, Étude sur la classification des logements de 2001

Tableau 7.3.1B Nombre estimé de logements occupés classés par erreur comme étant inoccupés au recensement de 1996, Vérification des logements inoccupés de 1996

À l'échelle des provinces et territoires, la Colombie-Britannique montre le taux d'erreur de classement le plus élevé (22,2 %). Il était suivi du Yukon (18,2 %), du Québec (14,6 %), de l'Alberta (14,5 %) et de l'Ontario (11,6 %). Le taux d'erreur de classement des autres provinces étaient assez comparables, allant de 4,2 % à Terre-Neuve-et-Labrador à 7,9 % en Nouvelle-Écosse.

Dans les trois plus grandes RMR, où le taux de classement erroné de logements de 2001 était très élevé, le taux à Toronto (43,9 %) était plus élevé qu'à Vancouver (37,3 %) ou Montréal (20,0 %).

Quant aux types de logement classés au recensement, le taux d’erreur de classement le plus bas touche les maisons individuelles non attenantes (11,0 %) et le taux le plus élevé touche les appartements dans un immeuble de cinq étages ou plus (47,7 %). Le taux d’erreur de classement est de 21,3 % dans la catégorie « autre type de logement », qui comprend les maisons jumelées, les maisons en rangée, les duplex, les appartements dans un immeuble de moins de cinq étages, les habitations mobiles et les autres logements mobiles.

Étant donné ces erreurs de classement, un certain nombre de ménages et de personnes n’ont pas été dénombrés au recensement de 2001. Toutefois, quelques-uns des 114 603 logements que l’on estime avoir été classés à tort comme étant inoccupés avaient en fait aussi été correctement dénombrés par le recenseur comme logements occupés (ils étaient inscrits deux fois dans le Registre des visites) et d’autres étaient occupés uniquement par des résidents étrangers ou temporaires qui ne devaient pas être inclus (à raison) dans les chiffres du recensement. Par conséquent, on a estimé que le nombre réel de ménages non dénombrés était de 111 628 et ce nombre de ménages a été ajouté aux chiffres du recensement par le biais de l’Étude sur la classification des logements (ÉCL). Le tableau 7.3.1C montre les nombres réels de ménages et de personnes ajoutés aux chiffres du recensement par l'ÉCL.

Tableau 7.3.1C Nombre de ménages et de personnes dans des logements classés par erreur comme étant inoccupés, qui ont été ajoutés aux chiffres du recensement de 2001 à la suite de l’Étude sur la classification des logements de 2001

B. Logements hors du parc de logements

Le dénombrement de logements inoccupés ne faisant pas partie de l’univers des logements entraîne le surdénombrement des logements. Les logements utilisés à des fins commerciales, ou qui ne sont pas habitables durant toute l’année, ou qui sont comptés deux fois lors du recensement sont considérés comme ne faisant pas partie de l’univers des logements. Un logement est compté deux fois s’il est inscrit à la fois comme étant occupé et inoccupé dans le Registre des visites.

Pour être considéré comme propre à l’habitation durant toute l’année, un logement doit être doté d’une source de chauffage ou d’énergie et fournir un espace clos permettant de s’abriter contre les intempéries. Il est parfois difficile de déterminer si un logement est habitable, par exemple, dans le cas de chalets, de logements en construction presque terminée ou de logements détériorés. Cette considération peut ainsi avoir une certaine part de subjectivité, de sorte que divers recenseurs peuvent classer différemment un même logement. Pour cette raison, les estimations du nombre de logements inoccupés pour lesquels on a déterminé lors de l’Étude sur la classification des logements qu’ils ne faisaient pas partie du parc de logements, estimations présentées dans le tableau 7.3.1D, devraient être utilisées avec prudence. La base de données du recensement n’est pas corrigée en fonction de ces valeurs.

Tableau 7.3.1D Estimation du nombre de logements inoccupés hors du parc de logements, Étude sur la classification des logements de 2001

Dans l’ensemble du pays, les logements ne faisant pas partie du parc de logements représentent 23,3 % de tous les logements classés comme étant inoccupés lors du recensement. Le problème est légèrement plus marqué dans les régions rurales (25,6 %) que dans les régions urbaines (20,5 %). À l’échelle des provinces et des territoires, le taux de logements qui ne faisaient pas partie du parc de logements ayant été classés comme logements inoccupés variait de 9,5 % à Terre-Neuve-et-Labrador à 48,6 % dans les Territoires du Nord-Ouest. L’Île-du-Prince-Édouard affichait le taux particulièrement élevé de 41,6 %.

Le tableau 7.3.1E présente l’erreur de classement des logements au recensement de 2001 qui est attribuable au fait de classer comme étant inoccupés des logements qui n’auraient pas dû être dénombrés au recensement. Cette erreur est estimée à 1,68 % de tous les logements privés dénombrés au recensement de 2001. Au niveau des provinces et des territoires, cette erreur varie entre 0,41 % au Yukon et 3,81 % à l’Île-du-Prince-Édouard. Dans le cas des trois plus grandes régions métropolitaines de recensement, l’erreur varie entre 0,33 % à Toronto et 0,84 % à Montréal.

Tableau 7.3.1E Erreur de classification des logements au recensement de 2001, Canada, provinces, territoires et certaines régions métropolitaines de recensement, Étude sur la classification des logements de 2001

7.3.2 Logements inscrits comme étant non répondants au recensement de 2001

Le tableau 7.3.2 fait état du nombre de logements non répondants au recensement de 2001 et indique le nombre de personnes ajoutées pour ces logements dans le cadre de l’Étude sur la classification des logements. Pour comparer ces résultats aux résultats qui auraient été obtenus selon l’ancienne méthode d’imputation appliquée aux logements non répondants, voir Dick (2002a et 2002b).

Tableau 7.3.2 Nombre de personnes dans les logements classés comme étant non répondants au recensement de 2001, Canada, provinces et territoires, Étude sur la classification des logements de 2001