# Enquêtes ménages : vers la fin de la baisse des taux de réponse ?

Romuald Le Lan

► To cite this version:

Romuald Le Lan. Enquêtes ménages : vers la fin de la baisse des taux de réponse?. Courrier des Statistiques, 2009, 128, pp.33-41. hal-05393089

HAL Id: hal-05393089

https://insee.hal.science/hal-05393089v1

Submitted on 2 Dec 2025

HAL is a multi-disciplinary open access
archive for the deposit and dissemination of sci-
entific research documents, whether they are pub-
lished or not. The documents may come from
teaching and research institutions in France or
abroad, or from public or private research centers.

L'archive ouverte pluridisciplinaire HAL, est
destinée au dépôt et à la diffusion de documents
scientifiques de niveau recherche, publiés ou non,
émanant des établissements d'enseignement et de
recherche français ou étrangers, des laboratoires
publics ou privés.

<figure><img src="image_1.png" /></figure>

Distributed under a Creative Commons Attribution 4.0 International License
# Enquêtes ménages : vers la fin de la baisse des taux de réponse ?

<figure><img src="image_2.png" /></figure>

Romuald Le Lan*

Entre 1992 et 2006, les taux de réponse aux enquêtes de l'Insee auprès des ménages ont baissé, principalement parce que les ménages ont été de plus en plus difficiles à joindre. Parmi les ménages contactés, la proportion de refus de réponse est plutôt restée stable. Après avoir le plus baissé entre 1998 et 2003, les taux de réponse se sont stabilisés depuis. Ils s'établissent aujourd'hui dans une fourchette qui va de 70 % à 80 %. L'enquête Cadre de vie et Sécurité et l'enquête Emploi en continu, qui est la seule dont le taux a légèrement augmenté depuis ses débuts, ont les taux de réponse les plus élevés. Les ménages les plus difficiles à joindre sont ceux constitués d'une seule personne, qui habitent un immeuble collectif, en studio ou en deux-pièces, ou dont les membres sont jeunes. Une fois contactés, ceux qui refusent le plus fréquemment sont les Franciliens et ceux qui ont un niveau d'études moins élevé.

Les taux de réponse auprès des ménages de l'Insee ont baissé, notamment entre 1998 et 2003, en particulier à cause de la proportion de ménages classés « impossibles à joindre ». Depuis 2004, les taux de réponse se stabilisent et, dans certains cas, remontent. L'objet de cet article est de donner des éléments de compréhension de ces évolutions récentes selon le type d'enquêtes et de caractériser les non-répondants.

## Les trois grands déterminants du taux de réponse aux enquêtes

La baisse observée au détour du siècle n'est pas spécifique à la France : on la constate, au moins, dans les autres pays européens. Cette baisse a de multiples causes difficiles à chiffrer. Les déterminants d'un taux élevé de réponse peuvent être appréciés sous trois angles différents, qui correspondent aux trois acteurs principaux de la collecte : les ménages, les enquêteurs et l'ensemble des concepteurs et des gestionnaires de l'enquête.

En premier lieu, les ménages, grâce aux progrès techniques mis à leur disposition, ont acquis de plus en plus de moyens pour éviter le contact avec un individu inconnu. Ils peuvent y être d'autant plus incités qu'ils sont de plus en plus sollicités à domicile pour des promotions ou des opérations

commerciales, ou encore par des instituts statistiques privés, par exemple. Dans ce contexte, un enquêteur de l'Insee rencontre un nombre d'objectacles croissant avant d'accéder aux ménages, qui peuvent filtrer les tentatives de contact grâce :

- au téléphone avec répondeur, ou directement avec l'affichage du numéro pour les contacts téléphoniques ;

- aux interphones et digicodes, voire aux caméras de surveillance à l'entrée des habitations pour les contacts en face à face.

En second lieu, les enquêteurs de l'Insee : il est difficile de mesurer l'impact de leur organisation de travail sur le nombre de répondants. On sait néanmoins que leur expérience, leur charge de travail globale et leur personnalité sont des aspects essentiels à l'obtention d'un bon taux de réponse. La motivation des enquêteurs est également fonction de la différence de rémunération existant entre une enquête réalisée et une non-réponse totale. Les enquêteurs

<figure><img src="image_3.png" /></figure>

Source : Insee et site images gratuites

Entre 1992 et 2006, les taux de réponse aux enquêtes de l'Insee auprès des ménages ont baissé, principalement parce que les ménages ont été de plus en plus difficiles à joindre.

<footnote>* Au moment de la rédaction, l'auteur appartenait à l'unité Méthodes statistiques, (enquêtes Ménages) de l'Insee.</footnote>
## Encadré 1 – La définition et le suivi des « taux de réponse » aux enquêtes auprès des ménages

Les taux de réponse à une enquête rapportent le nombre de ménages qui y ont répondu au nombre de ceux qui avaient vocation à y répondre, autrement appelés ménages « dans le champ ».

Le calcul des taux de réponse exclut les ménages considérés comme « hors-champ » lors de la collecte, c'est-à-dire ceux qui n'étaient pas éligibles pour répondre à l'enquête et n'auraient donc pas dû figurer parmi les contacts à établir.

On appelle « panel rapproché » un panel où la réinterrogation des ménages se fait un an ou moins après la première interrogation. C'est le cas des enquêtes trimestrielles (enquêtes Emploi en continu et Loyers et Charges) ainsi que de l'enquête par panel annuel sur les Ressources et les Conditions de vie (SRCV). Pour ces panels rapprochés, le calcul des taux de réponse ne tient compte que des « entrants », c'est-à-dire des ménages enquêtés pour la première fois.

On distingue généralement :

- les non-réponses totales : ce sont les personnes qui n'ont pu être contactées dites « impossibles à joindre » ou qui, ayant été contactées, ont refusé de répondre ;

- les non-réponses partielles : celles-ci émanent de ménages qui ont été contactés et ont répondu à certaines questions mais pas à toutes.

On étudie dans cet article les non-réponses totales.

ont ainsi plus intérêt à convaincre les ménages dans des enquêtes à panel, car ils savent qu'ils vont probablement les recontacter plus facilement lors des prochaines réinterrogations.

En dernier lieu, les modes de travail adoptés par le service enquêteur (ici, l'Insee) ont aussi un impact sur le niveau et l'évolution des taux de réponse.

Tout d'abord, le choix du protocole de collecte. Par exemple, devoir interroger les ménages en juillet et en août pour une vague d'une enquête fera baisser la proportion des répondants. Ou encore, décider de surreprésenter un groupe de population dont on connaît la plus grande réticence à répondre est légitime pour augmenter

la précision globale de l'enquête, mais aura un impact négatif sur le taux de réponse. Le meilleur exemple est le cas des personnes les plus aisées qui répondent souvent avec réticence à l'enquête Patrimoine : une baisse des taux de réponse peut être la conséquence d'une volonté d'améliorer la qualité d'une enquête en en modifiant le protocole en amont.

De leur côté, les services gestionnaires de l'enquête sur le terrain répartissent le travail des enquêteurs et organisent les relances par courrier pour les ménages. L'exemple de la baisse des taux de réponse en 2003 pour l'enquête trimestrielle Loyers et Charges montre bien l'impact de ces décisions et des modes d'organisation.

## Les enquêtes trimestrielles : un taux de réponse stabilisé depuis 2003

Le taux de réponse de l'enquête Loyers et Charges (L&C) est stable depuis 2003, après avoir baissé de dix points entre 1998 et 2003 (voir tableau 1 pour les caractéristiques des enquêtes). Par contre, la proportion de répondants à l'enquête Emploi en continu (EEC) a augmenté depuis ses débuts, passant de 78 % en 2001 à 82 % en 2008.

## L'enquête Loyers et Charges : forte croissance des « impossibles à joindre » entre 1998 et 2003

Après un taux annuel d'entretiens réalisés stable au voisinage de 80 % depuis les premières interrogations jusqu'en 1998, l'enquête L&C a connu une baisse de ce taux de dix points entre 1998 en 2003 (graphique 1). Dans le même temps, la part des « impossibles à joindre » (IAJ) est passée de 15 % à 25 % (graphique 2).

La baisse des répondants a été particulièrement marquée entre 2002 et 2003 avec près de quatre points. En effet, avant 2003, les ménages censés entrer au troisième trimestre et qui n'avaient pu être contactés à ce moment là étaient recontactés au 4e trimestre ; depuis 2003 cette procédure de rattrapage a été supprimée, entraînant la baisse du taux de réponse au troisième trimestre (58 % en 2003).

<table><caption>Tableau 1 – Caractéristiques des enquêtes trimestrielles en 2008</caption><thead><tr><td>Enquête</td><td>Objectifs principaux</td><td>Taille de l'échantillon</td><td>Collecte</td><td>Durée de la période de collecte</td><td>Durée moyenne de l'entretien</td></tr></thead><tbody><tr><td>Enquête Emploi en continu (EEC)</td><td>Mesurer le chômage en respectant les conventions du Bureau international du travail</td><td>54 000 fiches-adresses par trimestre, 9 000 entrants</td><td>Enquête aréolaire (aire de 20 logements), chaque aire est interrogée six trimestres consécutifs. Les premiers et derniers entretiens se font en face à face, les quatre intermédiaires par téléphone.</td><td>Deux semaines et deux jours après la semaine de référence</td><td>Vingt minutes en visite, six à sept minutes au téléphone</td></tr><tr><td>Loyers et Charges (L&C) depuis 2005</td><td>Mesurer l'évolution des loyers et l'intégrer à l'indice des prix à la consommation</td><td>5 000 logements par trimestre, 1 600 entrants</td><td>Chaque logement est enquêté cinq trimestres consécutifs. Les premières et dernières fois se font en visite, les autres par téléphone.</td><td>Entre trois et quatre semaines</td><td>Vingt minutes en visite, neuf minutes au téléphone</td></tr></tbody></table>
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Graphique 1 – Enquête Loyers et Charges : baisse du taux de réponse de dix points en cinq ans – enquête Emploi : légère hausse depuis 2001</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques

Lecture : le taux de réponse annuel des entrants de l'enquête Emploi en continu (EEC) en 2008 s'établit à 82 %.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique 2 – La hausse des « impossibles à joindre » explique l'essentiel de la baisse du taux de réponse de l'enquête Loyers et Charges</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques

Lecture : le taux d'IAJ « impossibles à joindre » annuel de l'enquête L&C s'établit à 24 % en 2007.

Le cas de cette enquête montre que l'évolution des taux de réponse ne dépend pas que de celle du comportement des ménages. Elle dépend aussi des moyens et des modes d'organisation des enquêteurs et de l'Insee.

Depuis 2004, le taux de réponse annuel de L&C s'est stabilisé autour de 70 %. Les taux de réponse trimestriels dessinent un profil stable au cours du temps, avec une moyenne de 72 % aux 1er, 2e et 4e trimestres et 65 % au 3e. Début 2005, l'enquête a

subi plusieurs changements dans sa collecte :

- elle a été informatisée (collecte assistée par informatique) ;

- on est passé de huit à cinq vagues d'interrogation ;

- la dernière interrogation se fait en face à face et non plus par téléphone.

Ces changements ont probablement contribué à enrayer la baisse du taux de réponse.

## L'enquête Emploi en continu : 80 % de répondants depuis 2002

Entre mi-2001 et 2006, le taux de réponse des entrants à l'EEC s'établit à 80 %. En 2007, il s'est relevé de deux points, à 82 %, performance maintenue en 2008. Cette augmentation est en partie due à un relèvement du taux en Île-de-France : autour de 65 % jusqu'en 2005, il est tombé à 59 % en 2006, puis est revenu à son niveau précédent en 2007 avant d'atteindre près de 73 % en 2008.

2007 est aussi l'année de la mise en place de l'enquête auprès des non-répondants (ENR) de l'EEC<fnref n="1" />. Il est possible que l'instauration de l'ENR ait été l'occasion de bien marquer l'intérêt pour la qualité des résultats de l'EEC d'un bon taux de réponse et ainsi de contribuer à la motivation de tous les acteurs de la chaîne sur ce registre. De plus, l'ENR induit un contrôle, qui n'existe pas dans les autres enquêtes : comme les ménaiges non répondant à l'EEC reçoivent le questionnaire par courrier postal, ils sont moins facilement classés par avance en injoignables.

Aujourd'hui, le taux de réponse à l'EEC est supérieur de onze points à celui de L&C. Outre son positionnement plus stratégique et l'apport de l'ENR, cette meilleure performance s'explique aussi par l'échantillonnage d'EEC, qui est aréolaire. Les unités tirées sont des aires qui comprennent en moyenne une vingtaine de logements. C'est la seule enquête de l'Insee échantillonnée de cette manière. Ce mode de tirage est favorable au taux de réponse. En effet, les efforts des enquêteurs sont davantage payants dans la mesure où ils peuvent engendrer des externalités positives parmi les logements voisins interrogés. Néanmoins, ce mode de tirage peut entraîner une baisse de la précision des résultats, à cause des « effets de grappe ». Ainsi, la qualité d'une enquête ne se résume pas

<footnote n="1">1. Pour plus d'informations sur les résultats de l'enquête auprès des non-répondants, cf. l'article de S. Durier, à paraître dans les actes des journées de méthodologie statistique 2009.</footnote>
strictement au niveau de son taux de réponse.

La conduite de l'enquête Emploi annuelle (EEA) – à cheval sur EEC pendant un an et demi entre la mi-2001 et 2002 – permet de mettre en lumière une collecte rendue plus difficile pour l'EEC de par son caractère continu sur l'année (graphique 1). En effet, auparavant, le mois de mars était exclusivement réservé à la collecte d'EEA, et les enquêteurs pouvaient alors se focaliser uniquement sur cette enquête durant ce mois. De plus, c'est un bon mois dans l'année pour contacter les ménages. Au contraire, l'EEC est collectée toute l'année et toujours à cheval sur d'autres périodes d'enquêtes. L'impact sur le taux de réponse est une diminution d'environ six points, expliquée en majorité par une hausse du taux d'IAJ de quatre points (graphique 2).

De manière générale, si les périodes d'enquête se chevauchent, ce sont d'abord les enquêtes les plus difficiles pour l'enquêteur qui risquent de pâtir des pics d'activité. Ce sont le plus souvent des enquêtes ponctuelles, courtes, et qui nécessitent

systématiquement un repérage sur le terrain.

## La non-réponse à l'enquête Emploi en continu en 2006 : un problème de structure

Le taux de réponse annuel de l'EEC n'a pas baissé au niveau national entre 2005 et 2006. Il a même légèrement augmenté, passant de 79,3 % à 79,8 %. Pourtant, le chiffre du chômage que produit l'Insee à partir de l'EEC n'a pas été publié. Plusieurs raisons ont motivé cette décision, notamment des problèmes de cohérence avec des sources extérieures. La structure des non-répondants est une de ces raisons. Ces derniers sont en effet plus fréquents chez les actifs que dans les autres catégories de la population. Ce fait est confirmé par deux vérifications :

- l'ENR a été testée en 2006 auprès des non-répondants. Les premières exploitations ont révélé une surreprésentation des actifs parmi ces derniers ;

- le taux de réponse a été, on l'a vu, particulièrement bas en Île-de-France en 2006. Or la région capitale contient davantage d'actifs et de ménages

habitant dans de petits logements : ils sont plus difficiles à joindre (voir infra). Ceci conforte l'hypothèse selon laquelle un nombre non négligeable d'actifs n'auraient pas répondu à l'enquête, la rendant plus fragile.

## Les enquêtes pluriannuelles : une tendance à la baisse désormais enrayée ?

Les enquêtes pluriannuelles portent sur des sujets plus ou moins sensibles : évaluation du patrimoine, conditions de logement, gestion du budget, conditions de vie, victimation. La série des enquêtes PCV (enquêtes permanentes sur les conditions de vie) porte sur des thèmes généralement bien accueillis par les enquêtés : les pratiques culturelles et sportives en mai 2003 ; les vacances en octobre 2004 ; les technologies de l'information et de la communication en octobre 2005... Les dispositifs sur lesquels s'appuient ces enquêtes sont plus ou moins contraignants pour les enquêtés. Ces facteurs expliquent en partie les différences entre les taux de réponse. L'obligation de répondre a également un impact positif sur ceux-ci.

<table><caption>Tableau 2 – Caractéristiques des enquêtes pluriannuelles en 2008</caption><thead><tr><td>Enquête</td><td>Objectifs principaux</td><td>Périodicité</td><td>Taille de l'échantillon</td><td>Collecte et période</td><td>Durée moyenne de l'entretien</td></tr></thead><tbody><tr><td>Patrimoine</td><td>Évaluer le patrimoine des ménages : niveau et composition</td><td>Tous les six ou sept ans</td><td>15 000 FA (fiches adresses)</td><td>Par visite, plus un questionnaire auto-administré envoyé par courrier, entre octobre et janvier</td><td>Une heure + vingt à trente minutes pour des indépendants ou ménages à patrimoine diversifié</td></tr><tr><td>Enquête permanente conditions de vie (PCV)</td><td>Appréhender et mesurer régulièrement certains aspects de la vie des ménages</td><td>Trois par an (janvier, mai, octobre), enquête arrêtée en janvier 2006</td><td>8 000 FA</td><td>Par visite durant tout le mois concerné ; une partie fixe et une partie variable</td><td>Vingt minutes pour chacune des parties (fixe et variable)</td></tr><tr><td>Logement</td><td>Connaitre le parc immobilier et décrire les conditions de logement des ménages</td><td>Tous les quatre ou cinq ans</td><td>Environ 40 000, 70 000 pour la dernière édition (2006)</td><td>Par visite de novembre à janvier, février à novembre pour 2006</td><td>Une heure</td></tr><tr><td>Budget de famille (Bdf)</td><td>Mesurer le plus précisément possible les dépenses, les consommations et les ressources des ménages français</td><td>Tous les cinq ans</td><td>20 000 FA</td><td>Collecte étalée sur douze mois par vagues de six semaines</td><td>Une heure par visite ; trois visites réparties sur quatorze jours pendant la période de collecte</td></tr><tr><td>Statistiques sur les Ressources et les Conditions de vie (SRCV)</td><td>Mesurer les revenus, les conditions de vie, la pauvreté et l'efficacité des politiques de réduction des inégalités</td><td>Panel annuel depuis 2004 (neuf interrogations, dont quatre obligatoires)</td><td>9 000 la 1ère année, 4 000 les suivantes</td><td>Par visite entre mai et juillet</td><td>Cinquante minutes</td></tr><tr><td>Conditions de vie et Sécurité (CVS)</td><td>Évaluer la délinquance du point de vue des victimes</td><td>Annuelle ; en marge de PCV en 2005 et 2006, autonome depuis</td><td>25 500 FA</td><td>Par visite, entre janvier et mars</td><td>Cinquante minutes</td></tr></tbody></table>
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Graphique 3 – Enquêtes pluriannuelles : mouvement de baisse du taux de réponse entre la fin des années quatre-vingt-dix et le début des années 2000</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques

Lecture : le taux de réponse annuel à l'enquête Logement en 2006 s'établit à 78 %.

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Graphique 4 – Stagnation du taux de refus, sauf pour les dernières éditions de Budget de famille et Patrimoine</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques

Lecture : le taux de refus annuel à l'EEC en 2002 s'établit à 5 %.

## Les caractéristiques des enquêtes expliquent le niveau des taux de réponse

Entre 1992 et 2006, les parts des répondants aux enquêtes Logement, Patrimoine, Budgets de famille (Bdf) et Statistiques sur les Ressources et les Conditions de vie (SRCV) ont diminué (graphique 3). Néanmoins, cette baisse s'est ralentie entre 2001 et 2006, de même que pour les enquêtes trimestrielles. En 2008, le taux de réponse à SRCV s'est légèrement relevé.

Depuis la création de l'enquête Cadre de vie et Sécurité (CVS) en 2005, le taux de réponse à cette enquête est

resté à peu près le même. Il s'établit en 2008 à 81 %. Le thème de l'enquête, l'unicité de la visite, l'absence de documents annexes à compléter, la durée relativement courte, ainsi que la période d'interrogation – au premier trimestre de chaque année – contribuent à un taux de réponse élevé.

L'enquête Logement affiche également un bon taux de réponse (78 % en 2006) en comparaison des autres enquêtes pluriannuelles. Comme CVS, son thème est apprécié, il n'y a qu'une visite et l'entretien ne dure qu'une heure en moyenne. En 2006, l'échantillonnage de l'enquête s'est appuyé sur des bases annexes pour

surreprésentant certaines populations, notamment étrangères, ce qui a pu contribuer à faire baisser le taux de réponse. L'enquête Patrimoine, avec un taux de réponse à 74 % en 2003, pâtit certainement du sujet traité particulièrement sensible, surtout pour les catégories les plus aisées qui sont volontairement surreprésentées lors de l'échantillonnage de l'enquête.

Les sujets des enquêtes SRCV (71 % de répondants en 2005) et Bdf (68,5 % en 2005) sont également plus délicats que celui du logement. De plus, la lourdeur du protocole de Bdf (trois visites réparties sur deux semaines, avec la contrainte de remplir, entre deux visites, des carnets très détaillés) peut décourager certains ménages de répondre. Pour SRCV, la période de collecte du mois de mai n'est pas la plus favorable pour maximiser le nombre de répondants. Cette période a été choisie pour des raisons de calendrier fiscal. En outre, les ménages ont plus tendance à refuser quand on leur annonce qu'ils s'engagent à répondre à l'enquête pour au moins quatre années de suite. Cet effet devrait toutefois être un peu atténué par la plus grande motivation supposée de l'enquêteur qui n'a, lui, qu'à faire une seule fois l'investissement de trouver l'enquêté.

## Les enquêtes permanentes sur les conditions de vie (PCV) témoignent de l'impact positif de l'obligation de répondre

Un thème *a priori* sensible peut rencontrer un écho favorable auprès des ménages. Ainsi, en janvier 2005 et janvier 2006 ont eu lieu parallèlement deux volets de PCV dont à chaque fois l'enquête CVS (devenue autonome en 2007). Les taux de réponse de ces deux volets portant sur l'insécurité ont été, ces deux années, supérieurs de deux points aux taux observés sur des volets plus « classiques ». En 2004, deux facteurs ont contribué au bon taux de réponse de PCV (81 %) :

- il n'y a plus eu d'édition de PCV en mai, ce qui a augmenté mécaniquement le taux de réponse annuel ;
l'année 2004 a été celle du nouveau recensement de la population (RP), entraînant peu de lances d'enquêtes cette année et aucune enquête à vagues ; ceci a permis d'aller la charge de travail habituelle des enquêteurs qui ont donc eu plus de temps pour trouver ou convaincre des ménages supplémentaires.

Enfin, le « trou » de 2001 est dû en partie au caractère non obligatoire de l'édition de janvier ainsi que de la partie variable de celle du mois de mai. Selon des études précédemment effectuées, l'obligation de répondre – décidée sur proposition du Conseil national de l'information statistique (Cnis) – a un impact bénéfique de six à neuf points sur le taux de réponse, diminuant d'autant les taux de refus et d'IAJ. Ce constat sur les IAJ peut sembler surprenant : il s'explique sans doute par le fait que le caractère obligatoire fait baisser les refus « déguisés ». Ce sont des situations où les ménages évitent les enquêteurs qui les classent alors en IAJ.

## Le refus de répondre est globalement stable

Les ménages peuvent aussi, après avoir été joints par l'enquêteur, refuser de répondre. Entre 1992 et 2008, les proportions de refus aux enquêtes trimestrielles sont restées à peu près stables, dans une fourchette de 4 à 5 % (graphique 4). Le taux de refus à EEC a même baissé d'un point en 2004 (à 4 %) pour ne plus bouger ensuite. Les taux de refus aux enquêtes trimestrielles sont plus faibles que ceux des enquêtes plurariannuelles. Cas exceptionnel, le taux de l'enquête PCV atteint 12 % en 2001 ; là encore, l'obligation témoigne de son impact positif sur le taux de réponse. Pour SRCV, environ un ménage entrant dans le champ sur sept est un refus.

Par contre, on peut noter une augmentation des réticences sur les enquêtes Budget de famille et Patrimoine. Non seulement ces enquêtes ont les taux de refus parmi les plus élevés,

## Encadré 2 – Base de sondage et repérage, sources d'information sur les non-répondants

Afin de déterminer les catégories de ménage qui ne sont pas joignables dans un premier temps (après au moins sept ou huit tentatives de la part des enquêteurs) et ceux qui refusent de répondre dans un second temps, trois catégories de variables sont disponibles.

Deux catégories proviennent de la base de sondage issue du RP 99. On peut ainsi distinguer :

- les variables qui concernent le logement (nombre de pièces, surface...);

- de celles qui concernent le ménage (nombre de personnes, sexe de la personne de référence...);

Bien sûr, les variables relatives au logement souffrent beaucoup moins du décalage temporel entre la base de sondage et la date de l'enquête que les variables qui concernent le ménage. A noter, parmi les variables relatives au logement, la catégorisation sociodémographique du quartier auquel il appartient.

La troisième catégorie comprend les variables qui décrivent l'environnement du logement et sont renseignées par l'enquêteur :

- la zone géographique (Nord, Centre, Île-de-France...);

- le caractère collectif ou individuel du logement ;

- le type d'habitat au voisinage du logement (immeubles, maisons dispersées...).

Les descripteurs disponibles pour expliquer la non-réponse sont loin d'être satisfaisants. Des variables qui seraient sûrement plus pertinentes expliqueraient mieux et plus naturellement l'impossibilité de joindre ou le refus de certains types de ménages. Par exemple, l'effet Île-de-France ou Méditerranée peut refléter la plus grande proportion de personnes d'origine étrangère parlant peu ou mal le français et non la capacité des habitants à donner de leur temps.

<table><caption>Tableau 3 – Probabilités d'être contactés ou non selon diverses caractéristiques des ménages</caption><thead><tr><th></th><th>Rapport de cote<br>(Non contactés)<br>/ (Contactés)</th><th>Limite inf de<br>confiance de<br>Wald à 95%</th><th>Limite sup de<br>confiance de<br>Wald à 95%</th></tr></thead><tbody><tr><td>Log. collectif vs Log. individuel</td><td><strong>1,6</strong></td><td>1,2</td><td>2,1</td></tr><tr><td>Est vs Centre</td><td><strong>0,5</strong></td><td>0,3</td><td>0,9</td></tr><tr><td>IDF vs Centre</td><td>0,9</td><td>0,5</td><td>1,7</td></tr><tr><td>Mediterranée vs Centre</td><td>1,0</td><td>0,7</td><td>1,5</td></tr><tr><td>Nord-PDC vs Centre</td><td>0,7</td><td>0,5</td><td>1,2</td></tr><tr><td>Ouest vs Centre</td><td>0,7</td><td>0,5</td><td>1,1</td></tr><tr><td>Sud Est vs Centre</td><td>1,0</td><td>0,7</td><td>1,4</td></tr><tr><td>Sud Ouest vs Centre</td><td>0,9</td><td>0,6</td><td>1,3</td></tr><tr><td>1 ou 2 pièces vs 3 ou 4 pièces</td><td><strong>1,5</strong></td><td>1,2</td><td>1,9</td></tr><tr><td>5 pièces ou + vs 3 ou 4 pièces</td><td>1,2</td><td>0,9</td><td>1,5</td></tr><tr><td>1 pers. vs 2 pers.</td><td><strong>1,4</strong></td><td>1,1</td><td>1,8</td></tr><tr><td>3 pers. ou + vs 2 pers.</td><td>0,8</td><td>0,6</td><td>1,1</td></tr><tr><td>29 ans et - vs 30-59 ans</td><td>1,3</td><td>0,9</td><td>1,7</td></tr><tr><td>60 ans et + vs 30-59 ans</td><td><strong>0,8</strong></td><td>0,6</td><td>1,0</td></tr><tr><td>Rural vs UU (unité urbaine) 100 000 à 1 million hab.</td><td><strong>1,6</strong></td><td>1,1</td><td>2,1</td></tr><tr><td>UU moins 10 000 hab. vs UU 100 000 à 1 million hab.</td><td>0,9</td><td>0,6</td><td>1,3</td></tr><tr><td>UU 10 000 à 100 000 hab. vs UU 100 000 à 1 million</td><td><strong>1,4</strong></td><td>1,0</td><td>1,8</td></tr><tr><td>Paris vs UU 100 000 à 1 million hab.</td><td>1,8</td><td>0,9</td><td>3,5</td></tr></tbody></table>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques, enquête PCV Standards de vie, janvier 2006

Lecture : Un habitant d'un logement collectif a 1,6 fois plus de risques d'être classé « non contacté » qu'un habitant d'un logement individuel. Ce chiffre se situe dans un intervalle de confiance à 95 % entre 1,2 et 2,1. Il peut donc être considéré comme significativement supérieur à 1.

Les rapports de cote (odds ratios) en gras sont significativement différents de 1 au seuil de 5 %.

Compte tenu d'une probabilité de ne pas être contacté « faible » (inférieure à 0,1), on peut raisonnablement interpréter les rapports de cote comme des rapports de probabilités.
<figure><img src="image_8.png" /><figcaption>Graphique 5 - Les personnes vivant seules en studio sont les plus difficiles à contacter</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques, PCV Standards de vie, janvier 2006
Lecture : le taux de non-contactés pour cette enquête est de 6 % dans les logements individuels.

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Graphique 6 - Pas de lien croissant entre la taille des communes ou unités urbaines et la proportion de non contactés</figcaption></figure>

Source : Insee, unité Méthodes statistiques, enquête PCV Standards de vie, janvier 2006
Lecture : le taux de non-contactés pour cette enquête est de 8 % dans les unités urbaines (UU) comportant entre 10 000 et 100 000 habitants.

mais ceux-ci ont augmenté d'une édition à l'autre. Remarquons toutefois qu'interroger les ménages sur leurs revenus et a fortiori sur leurs patrimoines était considéré comme presque impossible il y a quelques années, en raison justement des refus de répondre que l'on craignait élevé. Ces questionnements sont désormais beaucoup mieux acceptés.

## La non-réponse : plus de difficultés chez les Franciliens et les personnes qui ont un plus bas niveau d'études

On compte davantage de ménages « impossibles à joindre » parmi ceux qui :

- habitent un immeuble collectif ;

- vivent dans un petit logement (de deux pièces ou moins) ;

- ont des effectifs faibles, surtout ceux d'une seule personne.

De manière moins marquée, les ménages les plus âgés et ceux qui habitent l'Est de la France sont un peu plus faciles à joindre.

Les refus de réponse, se situent surtout parmi :

- les habitants de l'Île-de-France, au contraire des habitants du Nord et de l'Est de la France ;

- les ménages qui se caractérisent par un plus bas niveau d'études (dont la personne de référence n'est pas allée au-delà du collège).

Dans une moindre mesure, les ménages habitant des logements de taille moyenne refusent de répondre plus souvent que les autres. Enfin, ceux qui habitent dans un voisinage de maisons dispersées refusent un peu moins souvent que les autres.

Le non-contact et le refus n'ont que peu de liens communs. Une seule variable est véritablement significative dans les deux cas (voir l'encaadré 2 pour la description des variables). Ainsi, les habitants de petits logements, s'ils sont plus difficiles à joindre, refusent moins d'être enquêtés que les autres.

Une précision sur une variable non reprise dans l'analyse : comme on l'a vu dans la partie sur la non-réponse à l'enquête Emploi en continu de 2006, les non-répondants sont plus fréquents chez les actifs que dans les autres catégories de la population.

Les résultats détaillés, présentés ici, ont été obtenus à partir de l'enquête PCV de janvier 2006. Ils doivent être nuancés. En effet, il y a un décalage temporel de sept ans entre l'enquête et la base de sondage utilisée, qui a été le recensement de la population de 1999. Ainsi, la qualité des variables liées directement au ménage comme la tranche d'âge et le niveau d'études de la personne de référence s'avère amoindrie. Ces variables peuvent néanmoins jouer un rôle. De plus, elles sont utilisées à un niveau très agrégé.

L'intérêt que présentent ces variables pour analyser les « non-contacts » et les refus a toutefois été attesté dans diverses études.

## Les jeunes Parisiens solitaires sont plus difficiles à joindre

Sans grande surprise, les habitants des petits appartements en immeuble vivant seuls s'avèrent être les ménages les plus difficiles à joindre, d'autant plus qu'ils sont jeunes (graphique 5). Ce résultat est vrai à type de logement et d'occupants équivalents (tableau 3).

Qu'il soit plus difficile de contacter des habitants vivant seuls dans un studio ou un deux-pièces constitue un résultat logique compte tenu de la plus faible probabilité de rencontre de cette population avec les enquêteurs sur le terrain. De plus, la vie solitaire dans un petit logement incite
<table><caption>Tableau 4 – Probabilités de subir un refus de répondre selon diverses caractéristiques des ménages</caption><thead><tr><th></th><th>Rapport de cote (Refuse) / (Accepte)</th><th>Limite inf de confiance de Wald à 95 %</th><th>Limite sup de confiance de Wald à 95 %</th></tr></thead><tbody><tr><td>Est vs Centre</td><td><strong>0,5</strong></td><td>0,4</td><td>0,8</td></tr><tr><td>IDF vs Centre</td><td><strong>1,5</strong></td><td>1,1</td><td>2,0</td></tr><tr><td>Mediterranée vs Centre</td><td>1,3</td><td>1,0</td><td>1,8</td></tr><tr><td>Nord-PDC vs Centre</td><td><strong>0,4</strong></td><td>0,2</td><td>0,7</td></tr><tr><td>Ouest vs Centre</td><td>0,8</td><td>0,6</td><td>1,2</td></tr><tr><td>Sud Est vs Centre</td><td>1,1</td><td>0,8</td><td>1,6</td></tr><tr><td>Sud Ouest vs Centre</td><td>1,2</td><td>0,9</td><td>1,7</td></tr><tr><td>3 ou 4 pièces vs 1 ou 2 pièces</td><td><strong>0,7</strong></td><td>0,5</td><td>0,9</td></tr><tr><td>5 pièces ou + vs 1 ou 2 pièces</td><td>0,9</td><td>0,7</td><td>1,1</td></tr><tr><td>Ecole primaire vs Collège, CAP, BE</td><td><strong>1,3</strong></td><td>1,0</td><td>1,6</td></tr><tr><td>Etudes sup. vs Collège, CAP, BE</td><td><strong>0,7</strong></td><td>0,5</td><td>0,9</td></tr><tr><td>Lycée vs Collège, CAP, BE</td><td><strong>0,7</strong></td><td>0,5</td><td>0,9</td></tr><tr><td>Habitat mixte vs Maisons dans quartier</td><td>1,0</td><td>0,6</td><td>1,5</td></tr><tr><td>Immeubles en cité vs Maisons dans quartier</td><td>1,1</td><td>0,8</td><td>1,5</td></tr><tr><td>Immeubles en ville vs Maisons dans quartier</td><td>1,2</td><td>0,9</td><td>1,5</td></tr><tr><td>Maisons dispersé vs Maisons dans quartier</td><td><strong>0,7</strong></td><td>0,5</td><td>0,9</td></tr></tbody></table>

Source : Insee, enquête PCV Standards de vie, janvier 2006

Lecture : Un Francilien a 1,5 fois plus de risque d'être classé en « refus » qu'un habitant du Centre. Ce chiffre se situe dans un intervalle de confiance à 95 % entre 1,1 et 2,0 et est donc significativement supérieur à 1.

Les rapports de cote en gras sont significativement différents de 1 au seuil de 5 %.

Compte tenu d'une « faible » probabilité de refus (inférieure à 0,1), on peut raisonnablement interpréter les rapports de cote comme des rapports de probabilités.

NB : le « Centre » est ici l'ensemble composé de la Picardie, la région Centre, la Bourgogne, la Champagne-Ardenne, la Basse-Normandie et la Haute-Normandie.

<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>Graphique 7 – « pas le temps » : le motif le plus fréquent pour refuser de répondre</figcaption></figure>

Source : Insee, PCV Standards de vie, janvier 2006

Lecture : les enquêteurs ont relevé que 41 % des ménages ayant refusé de répondre à cette enquête ont justifié n'avoir « pas le temps » (plusieurs réponses étaient possibles).

probablement moins à répondre aux diverses sollicitations, que ce soit par téléphone, par courrier ou en face à face.

Par ailleurs, les difficultés que rencontrent les enquêteurs sont assez grandes pour approcher les Parisiens.

Les plus aisément contactés ne sont pas les ruraux, mais les habitants des unités urbaines (UU) de moins de 10 000 habitants (graphique 6). De plus, les habitants de l'Est de la France (Alsace, Lorraine et Franche-Comté) sont plus facilement joints que dans le reste du territoire. Enfin, les ménages plus âgés sont plus souvent chez eux que les plus jeunes.

## Moins de refus au Nord et à l'Est, davantage chez ceux de plus bas niveau d'étude

Au contraire du contact, la zone géographique est très discriminante pour décrire le refus. L'Est et surtout le Nord sont les zones où les enquêteurs se voient beaucoup moins refuser la participation à l'enquête. A contrario, les Franciliens et les Méditerranéens sont ceux qui refusent le plus. Les autres zones se situent aux alentours de la moyenne (8 %).

Les ménages dont la personne de référence a un niveau d'études équivalent à l'école primaire refusent davantage de répondre que ceux de niveau collège, eux-mêmes étant plus souvent réticents que ceux dont le niveau est au moins celui du lycée. Cette variable « niveau d'études » a un rôle significatif dans l'explication du refus. Malgré le décalage de sept ans entre la base de sondage et l'enquête PCV 2006, on peut donc raisonnablement penser qu'elle caractérise assez bien le milieu social du ménage.

Les ménages habitant des logements de trois ou quatre pièces, s'ils sont plus facilement contactés, refusent également plus souvent de répondre à l'enquête. Ce phénomène de compensation relative – par rapport au fait d'avoir pu être contacté – n'est observé que pour cette variable. C'est d'ailleurs, parmi les variables dont on dispose, la seule qui intervient dans les deux modèles expliquant, d'une part l'impossibilité de joindre les ménages (où elle joue un rôle positif), d'autre part leur refus de coopérer (où elle joue un rôle négatif).

Enfin, les habitants de maisons dispersées ont moins tendance à refuser que la moyenne. Par contre, la tranche d'unité urbaine ne joue pas de rôle visible dans l'explication du refus.
Au total, il y a 3,9 fois moins de risques<fnref n="2" /> d'avoir un refus avec un habitant du Nord-Pas-de-Calais qu'avec un Francilien (tableau 4).

De plus, l'enquêteur a 1,3 fois plus de risques d'essuyer un refus de la part d'un ménage dont la personne de référence a un niveau d'école primaire par rapport à un ménage dont la personne de référence a niveau de collège. Le risque de rejet est aussi 1,5 fois plus élevé lorsque le logement est de taille moyenne (trois ou quatre pièces) par rapport aux plus petits logements (une ou deux pièces). Enfin, il est divisé par 1,4 dans un habitat dispersé par rapport aux autres types de voisinage.

## Les raisons du refus : « pas le temps » ou « pas concerné »

Parmi les ménages qui n'ont pas voulu répondre à l'enquête PCV de janvier 2006, quatre sur dix disent ne « pas avoir le temps » (graphique 7). C'est certainement la raison la plus aisée à avancer pour de ne pas engager plus loin une discussion avec l'enquêteur.

Trois ménages rétifs sur dix disent « se méfier des enquêtes ». Les origines de cette méfiance peuvent être multiples :

- craintes quant à la confidentialité des données collectées ;

- impression d'inutilité (doutes quant à une réelle utilisation, ou sur l'utilité des résultats de l'enquête, ...);

- sentiment général d'insécurité ;

- crainte de se retrouver en face d'un démarcheur. La forte augmentation et la diversité croissante des sollicitations que subissent, par ailleurs, les ménages constituent certainement des obstacles pour les enquêteurs qui agissent au nom de la statistique publique.

Un peu plus de deux ménages sur dix ne « se sentent pas concernés ». Ceci peut surtout arriver si le thème de l'enquête semble trop spécifique (handicap, immigration...) ou si la personne se sent à l'écart (par exemple, l'emploi pour les plus de 65 ans). Pour surmonter ces obstacles, les services enquêteurs déploient des efforts dans la rédaction des lettres-avis envoyées préalablement aux ménages, afin que le maximum de futurs enquêtés potentiels se sentent concernés.

Enfin, les autres motifs donnés sont souvent liés à des problèmes de santé, des personnes qui se disent trop âgées, qui ont vécu un drame familial récent, ou encore qui disent ne voir aucun intérêt aux statistiques et aux enquêtes en général.

## La non-réponse, phénomène aux multiples causes

Les difficultés que rencontrent les services statistiques et les enquêteurs pour obtenir des réponses aux enquêtes auprès des ménages sont très diverses. Elles diffèrent selon le sujet, la périodicité et d'autres caractéristiques de l'enquête. Elles varient fortement selon la région, le type d'habitat, le niveau de formation... et selon les mois de l'année.

On distingue, d'une part, les problèmes objectifs que suscite la prise de contact et, d'autre part, les réticences manifestées par les personnes contactées. En analysant les sources de ces difficultés, il s'avère possible d'y remédier au moins partiellement.

Aujourd'hui, les taux de réponse – qui ont connu une baisse préoccupante vers la fin du vingtième siècle – semblent désormais stabilisés à un niveau qui reste élevé. ■

<footnote n="2">2. On a obtenu ce résultat en calculant l'inverse du rapport 0,4/1,5. Comme pour le cas pré-cédent, bien que ce chiffre soit un rapport de cote, le faible pourcentage de refus parmi les contactés (9,2 %) dans le modèle de régression autorise à assimiler ce rapport de cote à un rapport de probabilités.</footnote>