ANNEXE B PLAN DE SONDAGE

ANNEXE B PLAN DE SONDAGE

ANNEXE B PLAN DE SONDAGE B.1 OBJECTIFS L'Enquête Mortalité, Morbidité et Utilisation des Services en HaRi (EMMUS-II) a prévu un échantillon de 5 000 femmes âgées de 15 à 49 ans. L'EMMUS-II a aussi interrogé un échantillon d'hommes de 15 à 59 ans dans un tiers des ménages tirés pour l'enquête des femmes. Trois principaux domaines d'étude ont été définis pour I'EMMUS-II. Un domaine d'étude correspond à une sous-population pour laquelle on fera des analyses bas~es sur les informations recueillies par l'enquête. En Haïti, ces trois domaines d'étude sont l'aire métropolitaine de Port-an-Prince (P.A.P. Métropolitaine), les autres centres urbains (Urbain) et le milieu rural (Rural). Pour I'EMMUS-II, P.A.P. Métropolitaine a été définie comme étant constituée de la ville de Port-an-Prince, Delmas, Carrefour, Pétion Ville, le quartier des Croix des Missions, le quartier de Thomassin et le secteur Montagne Noire. Le quartier de Thomassin et le secteur Montagne Noire ne figuraient pas dans P.A.P. Métropolitaine comme étant définie par le recensement général de 1982. Cependant, ces deux zones se sont beaucoup développées depuis 1982, ont les mêmes caractéristiques socio-économiques que Port-au-Prince et se sont même intégrées dans P.A.P. Métropolitaine. Dans ce rapport, toute référence à P.A.P. Métropolitaine correspond à celle définie par I'EMMUS-II. Comme on a estimé que les centres urbains d'haïti, à l'exception de P.A.P. Métropolitaine, représentaient moins de 10 pour cent de la population haïtienne en 1993, une allocation proportionnelle de l'échantillon des 5 000 femmes ne leur aurait accordé qu'un échantillon très faible qui ne permettrait pas les analyses que l'on désirerait effectuer dans ces centres urbains. On a dfl alorq affecter un taux de sondage plus élevé aux centres urbains par rapport à celui du reste du pays. Cependant, un taux de sondage homogène a ét~ appliqué à l'intérieur de chaque domaine afin que le sous-échantillon du domaine soit auto-pondéré. B.2 BASE DE SONDAGE H~ffti est divisé en 9 départements administratifs et comptait 5 053 792 millions d'habitants en 1982, date du dernier recensement général) La population de P.A.P. Métropolitaine comptait 724 097 habitants, donc 14,33 pour cent de la population totale. Au moment de l'élaboration du plan de sondage de I'EMMUS-II, la seule base de sondage complète qui existait pour le pays était la liste des sections d'énumération (SDE) créées par l'institut Haïtien de Statistique et d'informatique (IHSI) pour les besoins du recensement. Cependant, depuis 1982, P.A.P. Métropolitaine a connu une explosion démographique, représentée aussi bien par la croissance de la population dans les zones existantes que par les zones d'extension. L'ampleur de cette croissance démographique a été jugée sous-estimée par les projections de population dont les effectifs de base utilis6s étaient ceux du recensement de 1982. Par conséquent, la base de sondage existante était inadéquate pour P.A.P. Métropolitaine. l Les statistiques concernant le recensement de 1982 proviennent du document Résultats anticipés du Recensement Général (1982). Port-au-Prince : IHSI. 231

Cependant, on a pu trouver auprès de Lavalin International des informations très intéressantes concernant un de leurs projets, 2 réalisé en 1988 et qui avait pour but de disposer d'une estimation de la population de P.A.P. Métropolitaine. Leur méthodologie consistait (1) en une analyse détaillée des photographies aériennes de P.A.P. Métropolitaine prises en 1986, (2) à découper ensuite le territoire de P.A.P. Métropolitaine en zones homogènes selon les différents types d'habitat trouvés, (3) à faire une enquête par sondage (dénombrement des ménages et de la population) de chaque type de zone identifiée et (4) à extrapoler les résultats à toute l'aire métropolitaine. Les résultats de ce projet ont donné une population estimée à 1 567 880 pour P.A.P. Métropolitaine en 1988. Ce qui était plus intéressant encore, c'est que l'on a pu obtenir auprès de ce projet une carte de P.A.P. Métropolitaine qui date de 1988 et qui montre les extensions de la zone métropolitaine de 1982 à 1988. Cette carte, une fois mise à jour pour tenir compte des nouvelles zones d'extension depuis 1988, a été utilisée comme carte de base pour un échantillonnage sur grille, procédure que l'on discutera ultérieurement dans ce rapport. Quant aux autres centres urbains et au milieu rural, la liste des SDE a servi de base de sondage aréolaire, sauf dans le cas du Cap Haïtien où l'on a trouvé également des zones d'extension qui ont été développées depuis le recensement de 1982. On a appliqué la même procédure d'échantillonnage sur grille sur une carte mise à jour du Cap Ha/tien pour obtenir l'échantillon aréolaire de cette ville. B.3 REPARTITION DE L'ECHANTILLON Ayant accepté que l'effectif de population de 1 567 880 estimé par Lavalin International pour 1988 était assez fiable, la répartition de la population projetée pour 1993 dans les trois domaines d'étude de I'EMMUS-II est la suivante : Tableau B. 1 Estimation de la population de Haiti h diff6rentes dates 1982 j 19822 19933 19934 P.A.P M6tro 724 097 14,33% 1 567 880 1 353 165 19,62% I 963 230 28,47% Urbain 523 265 10,35% 812 641 11,78% 596 236 8,65% Rural 3 806 430 75,32% 4 730 908 68,60% 4 337 248 62,89% Total 5 053 792 100,00% 6 896 714 100,00% 6 896 714 100,00% Notes : I D'après le recensement de 1982 2 D'après le Projet Hai/85009 (Lavahn) 3 D'après les projections faites par I'IHSI; notez que d'après I'IHSI, P.A.P. métropolitaine ne contient pas le quartier de Thomassin et le secteur Montagne Noire. L'effectif hot~ ici devraa ètre plus faible qu'actuellement. a D'après la projection du chiffre de 1988 avec un taux d'accroissement de 4,6% fourni par I'IHSI; ceci en supposant que l'explosion d6mographique a beaucoup ralenti depuis 1988 et que la migration vers P.A.P. métropolitaine provenait des autres centres urbains et du milieu rural. 2 Projet Hai/85/009, Phase I (1988) : Plan directeur d'urbanisme de Port-au-Prince, réalisé par le Ministère des Travaux Publics, des Transports, des Communications, sous les auspices du PNUD et avec l'assistance technique de Lavulin International. 232

Une allocation proportionnelle de l'échantillon de 5000 femmes aux trois domaines aurait donné un échantillon urbain de 433 femmes, trop faible pour obtenir des résultats fiables sur la fécondité, la mortalité et sur certains indicateurs de santé pour ce domaine d'étude. On a donc sur-échantillonné le milieu urbain par rapport à P.A.P. Métropolitaine et au milieu mral. Le tableau suivant donne la répartition de l'échantillon final ainsi que le nombre d'unités aréolaires que l'on a tiré. Tableau B.2 Répartalon de l'échantillon Nombre de Nombre de Nombre de femmes Nombre de Nombre de Nombre de ménages femmes par Nombre de Taux de femmes å femmes par ménages par voulu grappe grappes 1 réponse z enquétet 3 ménage 4 ~ tirer 5 grappe 6 P.A.P. Métro 1 500 25 60 0,83 1 807 1,29 1 401 23 Urbain 1 000 25 40 0,83 1 205 1,19 1 013 25 Rural 2 500 35 72 0,83 3 036 0,98 3 098 43 Total 5 000 172 6 048 5 512 Notes : I Nombre de femmes / Nombre de femmes par grappe 2 Taux de réponse global, d'après l'enquéte CPS, Hafti, 1989 s (Nombre de femmes par grappe x Nombre de grappes) / taux de réponse 4 Taille du ménage x Proportion de femmes 15-49 (d après les résultats du recensement de 1982): Taille ménage Proportion de femmes P.A.P. 4,87 0,265 URBAIN 4,48 0,265 RURAL 4,40 0,223 s Nombre de femmes / Nombre de femmes par mænage 6 Nombre de ménages / Nombre de grappes B.4 CARACTERISTIQUES GENERALES DE L'ECHANTILLON L'échantillon de I'EMMUS-II est bas~ sur un sondage aréolaire stratifié et tir~ à deux degrés. Au premier degré, 172 unités aréolaires ont été tir~es à partir soit d'une carte (cas de P.A.P. Métropolitaine et du Cap Hai'tien) soit de l'ensemble des sections d'énumération (cas des autres centres urbains et du milieu rural). Un dénombrement des ménages dans chacune de ces unités a fourni une liste de ménages à partir de laquelle on a tiré, au deuxième degré, un échantillon de ménages. Tous les membres de ces ménages ont ét~ dénombrés à l'aide d'un questionnaire ménage et chaque femme âgée de 15 à 49 ans identifiée a été enquêtée avec un questionnaire femme plus détaillé. L'enquête homme a porté sur un tiers des ménages sélectionnés pour l'enquête principale. Le tirage des ménages pour l'enquête homme a été effectué au même moment que le tirage des ménages pour l'enquête femme, de façon systématique et avec une probabilité égale à un ménage sur trois. 233

B.5 TIRAGE DES UNITES AREOLAIRES ET DES MENAGES B.5.1 Port-au-Prince Métropolitaine et Cap Haïtien On a tiré un certain nombre d'unités aréolaires sur une carte récente de la ville. Ces unités aréolaires correspondent aux grappes à enquêter. La méthode de tirage sur grille est la suivante : 1. Du papier quadrillé transparent est superpos6 sur la carte. Sur chaque ligne verticale de la grille, on compte le nombre de points (c'est à dire le nombre d'intersections des lignes verticales et horizontales) contenus à l'intérieur des limites de la carte. On cumule le nombre de points sur les lignes verticales en commençant par celle de gauche pour arriver à un nombre total t de points. 2. On divise le nombre total t de points obtenus par le nombre a de grappes à sélectionner, soit : t m = r q+m a a où q est le quotient et r le reste. Sur la grille, on construit ensuite a portions verticales, les (a-r) premières portions étant composées de q points exactement et le reste des portions ayant (q+l) points. 3. De la même façon, on compte et on cumule le nombre de points sur les lignes horizontales en commençant par le haut. On divise le nombre total de points en a portions horizontales en suivant la même procédure que pour les portions verticales. A la suite de cette opération, on aura (a x a) ou a 2 cases qui sont des intersections de portions horizontales et verticales. Certaines de ces cases pourraient ne contenir aucun point. 4. En commençant par la portion verticale de gauche, on tire au hasard une case. Pour cela, on numérote les cases non-vides (c'est à dire les cases qui contiennent au moins un point) de 1 à a; on choisit un nombre aléatoire s entre 1 et a; la case à tirer sera la se'% On continue de la même façon pour la portion verticale suivante en éliminant au fur et à mesure la portion horizontale qui contient une case déjà sélectionnée, c'est à dire qu'une seule case sera tirée soit à la verticale, soit à l'horizontale. A la fin de cette opération, on obtiendra un total de a cases 5. Dans chacune des a cases tir~es, on choisit au hasard un point : soit p le nombre total de points contenu dans la case; soit s' un nombre aléatoire entre 1 et p; le point tiré doit être le s'~~'«. Au total, on aura a points. 6. On transfère les points tirés sur la carte de la ville. Ceux ci serviront de points de repère pour les grappes sélectionnées. 7. Après l'identification des points de repère sur le terrain, on dénombrera environ 100 ménages autour de chaque point de repère qui constituera le centre de la grappe. 234

8. Le nombre de ménages à tirer dans chaque grappe variera selon la densité de la grappe. Pour calculer la densité de la grappe, on doit estimer la superficie de la grappe. Ceci pourra se faire ou sur le terrain au moment du dénombrement des ménages, ou sur la carte de la ville où l'on peut facilement tracer les limites de la grappe. B.5.2 Autre milieu urbain et milieu rural L'unité primaire de sondage est la SDE telle qu'elle était définie pour le recensement de 1982. A cause de la taille très variable des SDE, on a effectué un tirage systématique des SDE à l'intérieur de chaque domaine avec une probabilité proportionnelle à la taille de la SDE, la taille étant l'effectif des ménages recensés d'après la base de sondage. Le tirage systématique des SDE a été fait à partir du fichier des SDE après une stratification explicite de ces SDE. Dans le milieu urbain, les SDE étaient classêes dans 2 strates : (1) chef-lieux d'arrondissement et (2) autres centres urbains. A l'intérieur de chaque strate, elles étaient ensuite stratifiées par région, département et commune. A l'intérieur de chaque commune, les SDE suivaient l'ordre défini par le recensement qui est l'ordre géographique. Dans le milieu rural, les SDE étaient stratifiées par région, département, commune et par ordre géographique à l'intérieur de chaque commune. Le tirage des SDE était effectué indépendamment dans chaque grande strate (chef-lieux, autres centres urbains, rural) et avec des probabilités proportionnelles au nombre de ménages recensés. Les SDE tirées qui dépassaient 400 ménages recensés ont été scindées en plusieurs segments, parmi lesquels un seul est retenu pour l'enquête. B.6 PROBABILITES DE SONDAGE B.6.1 Port-au-Prince Métropolitaine et Cap Haïtien Les probabilités de sondage ont été calculées séparément pour les deux degrés de sondage. On utilise les notations suivantes : Ph : probabilité de sondage au 1 er degré de la i ~m~ grappe P2, : probabilité de sondage au 2 e degré de la i ~'~ grappe La méthode d'échantillonnage sur grille discutée ci-dessus suppose que l'on tire des grappes avec des probabilités proportionnelles à leur densité. Au premier degré de sondage : Plt= k.d~ ~ k. l'ï A~ où k est une constante, d, est la densité, L~ est le nombre de ménages dénombrés et A, est la superficie de la /me grappe. 235

Au deuxième degré de sondage, la probabilité P2, est égale à : bi p =m Li où b, est le nombre de ménages à tirer dans la i cm grappe et L, le nombre de ménages dénombrés dans la i ~m~ grappe. Pour que l'échantillon soit auto-pondéré à l'intérieur de chaque ville, on doit avoir : Pli 'P2i = f où f est le taux de sondage de la ville. On en déduira que : k -- f.ea t?l où n est le nombre total de ménages tirés (n = Z b,). B.6.2 Les Autres Villes et le milieu rural On discute d'abord le cas de SDE simple, c'est à dire de SDE qui n'a pas été segmentée. Soient a le nombre de SDE à tirer dans un domaine donné, M, l'effectif de population de la i troc SDE dans le domaine, et EM, l'effectif total du domaine. La probabilité d'inclusion de cette SDE dans l'échantillon est calculée de la manière suivante : M i Pli = a ~M~ i Au deuxième degré, on a tir~ un nombre b, de ménages à partir des M,' ménages nouvellement dénombrés par l'équipe EMMUS-II dans la SDE. On a donc : P21 = bi M/ Afin que l'échantillon soit auto-pond~r~ à l'intérieur du domaine d'étude, la probabilité globale P, = Pt,.P:, doit être la même pour chaque ménage à l'intérieur du domaine. Cela implique que : Pn'P21 am, b î EM i " Ml i où f est le taux de sondage dans le domaine. 236

Le tirage des ménages a ~té fait avec des probabilités égaies et l'intervalle de tirage a été calculé de la manière suivante : i, 1 Plî P2~ f Dans le cas des SDE segmentées, on a introduit un degré intermédiaire entre le premier et le deuxième degrés. Soit t ö la taille estimée en proportion du j~m~ segment choisi pour la i «m~ SDE. On note que Zt,j = 1. Les probabilités de sondage sont : ami t Ob i = f Pu.P2t = ~M i Mî/ I où M,j' est le nombre de ménages nouvellement dénombrés par l'équipe EMMUS-II dans le j~n~ segment de la i ~'~ SDE. B.7 RESULTATS DES ENQUETES Les Tableaux B.3 et B.4 donnent les résultats détaillés des enquêtes ménage, femme et homme selon le milieu de résidence. A la suite du classement des ménages selon les différents codes résultat, le taux de réponse pour l'enquête ménage est calculé de la façon suivante : (1) (1)+(2)+(4)+(7) De la même manière, le taux de réponse des femmes et celui des hommes sont calculés de la manière suivante : (a) (a) +(b) +(c) +(d) +(e) +0') +(g) Le taux de réponse global des femmes est le produit du taux de réponse des enquêtes ménage et du taux de réponse des femmes. Le taux de réponse global des hommes est le produit du taux de réponse des ménages sélectionnés pour l'enquête homme et du taux de réponse des hommes. 237

Tableau B.3 Résultats des enquêtes auprès des ménages et des femmes par milieu de résidence Répartition (en %) des ménages et des femmes éhglbles dans l'échantillon de I'EMMUS-II par résultat de l'enqu&e, taux de réponse des ménages et des femmes, et taux de r6ponse global selon le milieu de résidence, EMMUS-II H~ffti 1994/95 Résultat Aire Autres Ensemble des intervlews Métro. villes urbain Rural Total Ménages sélectionnés Rempli (1) 85,8 87,1 86,3 90,6 88,7 Ménage présent ma~s pas d'enquêté disponible (2) 2,8 1,4 2,2 0,6 1,3 Ménage absent (3) 3,2 2,8 3,0 1,7 2,3 Refus de rêpondre (4) 3,0 0,1 1,8 0,2 0,9 Logement vide/pas de logement (5) 4,7 6,6 5,5 4,5 4,9 Logement détrult (6) 0,3 1,7 0,9 2,4 1,7 Logement non trouvé (7) 0,4 0,1 0,2 0,0 0,1 Autre (8) 0,0 0,2 0,1 0,0 0,0 Total 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Effectif de ménages 1 411 I 024 2 435 2 998 5 433 Taux de réponse 93,4 98,2 95,4 99,1 97,5 Femmes éligibles Entièrement rempli (a) 88,8 96,1 91,6 96,0 93,8 Pas ~ la maison (b) 6,9 3,2 5,5 2,9 4,2 Dlfféré (c) 0,2 0,0 0,1 0,0 0,1 Refus de répondre (d) 2,7 0,3 1,8 0,1 1,0 Partiellement rempli (e) 0,3 0,0 0,2 0,1 0,1 lncapacltê (f) 0,7 0,5 0,6 0,9 0,8 Autre (g) 0,3 0,0 0,2 0,0 0,1 Total 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Effectif de femmes 1 751 1 092 2 843 2 866 5 709 Taux de réponse des femmes 88,8 96,1 91,6 96,0 93,8 Taux de réponse global des femmes 82,9 94,4 87,4 95,2 91,4 238

Tableau 8.4 Résultats des enquétes auprès des ménages et des hommes par milieu de résidence Répartition (en %) des ménages sélectionés pour l'enquête homme et des hommes éliglbles dans l'échantillon de I'EMMUS-II par résultat de l'enquète, taux de réponse des ménages et des hommes, et taux de réponse global selon le milieu de résidence, EMMUS-I1 Hafu 1994/95 Résultat Aire Autres Ensemble des interviews Métro. villes urbain Rural Total Ménages séleetionnés Rempli (1) 86,6 84,6 85,7 91,3 88,8 Ménage présent mais pas d'enquêté disponible (2) 2,3 1,2 1,9 0,9 1,3 Ménage absent (3) 3,2 2,7 3,0 1,5 2,2 Refus de répondre (4) 3,8 0,0 2,2 0,2 1,1 Logement vide/pas de logement (5) 3,6 9,2 5,9 3,8 4,8 Logement détruit (6) 0,4 1,8 1,0 2,2 1,7 Autre (8) 0,0 0,6 0,2 0,0 0,1 Total 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Effectif de ménages 470 337 807 992 1 799 Taux de réponse 93,3 98,6 95,4 98,8 97,3 Hommes éligibles Entlèrement remph (a) 85,1 92,4 88,1 93,4 91,1 Pas ~t la maison (b) 9,8 6,7 8,5 5,6 6,8 Refus de répondre (d) 4,0 0,0 2,3 0,1 1,1 Partiellement rempli (e) 0,2 0,3 0,3 0,0 0,1 Incapacité (t3 0,7 0,6 0,7 0,8 0,7 Autre (g) 0,2 0,0 0,1 0,1 0, I Total 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Effectifdes hommes 451 315 766 1 001 I 767 Taux de réponse des hommes 85,1 92,4 88,1 93,4 91,1 Taux de réponse global des hommes 79,5 91,1 84,1 92,3 88,7 239