# L'enquête de l'Insee auprès des usagers des services d'hébergement et de distribution de repas chauds. Une méthodologie inédite pour étudier la population des sans-domicile

Cécile Brousse, Bernadette de la Rochère, Emmanuel Massé

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Cécile Brousse, Bernadette de la Rochère, Emmanuel Massé. L'enquête de l'Insee auprès des usagers des services d'hébergement et de distribution de repas chauds. Une méthodologie inédite pour étudier la population des sans-domicile. Courrier des Statistiques, 2002, 104, pp.33-40. hal-05516144

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# L'enquête de l'Insee
## auprès des usagers des services d'hébergement et de distribution de repas chauds

Une méthodologie inédite
pour étudier la population des sans-domicile

La demande d'information sur la population des sans-domicile s'est multipliée au début des années 90, aboutissant à la création en 1993 d'un groupe de travail spécifique au sein de la formation « démographie/conditions de vie » du Conseil national de l'information statistique<fnref n="1" />.

Les premières investigations pilotes menées à l'instigation de ce groupe de travail incluaient une enquête sur les conditions d'accès au logement des populations à bas revenus (dans l'agglomération lyonnaise et en Seine-Saint-Denis) et une enquête sur les familles menacées d'expulsion (à Arras, Chartres et Marseille), ainsi que, bien sûr, des enquêtes auprès de personnes sans domicile (à Paris et Strasbourg). En particulier, l'Ined, Institut national d'études démographiques, a conduit à Paris durant l'hiver 1994-95 une enquête pilote auprès des usagers des services aux sans-domicile adaptée de méthodes d'investigation qui avaient été expérimentées aux États-Unis<fnref n="2" /> au milieu des années 80. L'opération a été renouvelée durant l'hiver 1997-98, en se centrant cette fois sur le cas des jeunes de 16 à 24 ans.

L'enquête nationale de l'Insee auprès des personnes de 18 ans ou plus fréquentant les services d'hébergement ou de distribution de repas chauds<fnref n="3" /> s'inscrivait dans la prolongation des travaux précurseurs de l'Ined. Elle a, en outre, bénéficié de la participation financière et des conseils de l'Observatoire national

de la pauvreté et de l'exclusion sociale<fnref n="4" />, du ministère de l'Emploi et de la Solidarité, du ministère de l'Équipement et du Logement, de la Caisse nationale d'allocations familiales et du Conseil de l'emploi, des revenus et de la cohésion sociale. Cette enquête a été réalisée début 2001 dans 80 agglomérations métropolitaines de plus de 20 000 habitants. Outre les caractéristiques socio-démographiques du répandant (et de sa famille), les principaux thèmes abordés étaient les suivants : situation sur le marché du travail, revenus, niveau d'endettement, recours aux aides, état de santé, accès aux soins et histoire familiale. Une attention particulière a été portée au parcours résidentiel, aux difficultés d'accès au logement, aux conditions de vie quotidiennes.

### Étude auprès des personnes fréquentant les lieux d'hébergement ou de restauration gratuite

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Pour une meilleure connaissance des difficultés d'accès au logement.

Votre structure a été sélectionnée pour participer au déroulement d'une grande étude de l'INSEE

* Vous vous posez des questions

* Essayer d'y répondre ensemble

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## Une approche opérationnelle

Les sans-domicile au sens de cette enquête de l'Insee sont les personnes qui dorment dans la rue ou dans des abris de fortune, ou bien sont prises en charge par des organismes proposant pour quelques jours ou quelques mois un hébergement gratuit (ou à faible participation) dans des centres collectifs, des chambres d'hôtel ou des appartements ordinaires.

Faute d'une base de sondage permettant de contacter ces personnes, l'Insee a résolu de s'intéresser spécifiquement au cas des usagers des services d'hébergement et de distribution (gratuite ou quasi gratuite) de repas chauds<fnref n="5" />. Bien sûr, cette approche opérationnelle ne recouvre qu'imparfaitement la définition ci-dessus : des personnes sans domicile peuvent ne jamais recourir aux prestations

<footnote n="1">1. Cf. l'article de Philippe Gounot : « Le groupe de travail du CNIS sur les sans-abri », *Courrier des statistiques* n° 71-72, décembre 1994.</footnote>

<footnote n="2">2. Cf. l'article de Jean-Marie Firdion et Maryse Marpsat : « La statistique des sans-domicile aux États-Unis », *Courrier des statistiques* n° 71-72, décembre 1994.</footnote>

<footnote n="3">3. Repas consommables sur place, soit dans des locaux spécialement conçus pour la restauration, soit dans la rue.</footnote>

<footnote n="4">4. Cf. l'article de Noëlle Silvani, pp. 27-31.</footnote>

<footnote n="5">5. D'autres types de services auraient pu être retenus, comme l'accueil de jour et la distribution de vêtements ou encore l'aide médicale ou juridique. Une opération qualitative a toutefois accrédité la thèse selon laquelle une très faible proportion de sans-domicile recouvaient uniquement à ce type de services.</footnote>
## Les services d'aide aux personnes en difficulté retenus dans le champ de l'enquête :

- services d'hébergement offerts par les centres d'hébergement et de réadaptation sociale, les centres maternels, les hôtels sociaux et les centres associatifs ou communaux non conventionnés à l'Aide sociale ;

- mise à disposition de places réservées à l'urgence dans les foyers de jeunes travailleurs, les foyers de travailleurs migrants et les résidences sociales ;

- mise à disposition de chambres d'hôtel louées par des associations ou des organismes publics ;

- services d'hébergement offerts par les communautés de travail ;

- distribution de repas chauds<fnref n="1" />.

tions en question ; inversement, des personnes disposant d'un domicile personnel peuvent fréquenter les services de distribution de repas chauds. Nous y reviendrons.

## Un peu plus de 4 000 personnes enquêtées

La collecte s'est étalée sur 20 jours, du lundi 15 janvier 2001 au lundi 12 février 2001 à l'exclusion des samedis, des dimanches et du lundi 22 janvier.

Elle a mobilisé plus de 300 enquêteurs « échantillonneurs » ou « interviewers », qui ont recueilli au total 4 195 questionnaires dont 4 084 exploitables.

En moyenne, chaque interview a duré près d'une heure.

## Tirage au sort des agglomérations échantillons...

Le champ géographique de l'enquête a été limité aux agglomérations de plus 20 000 habitants hors desquelles il existe relativement peu de services d'hébergement et de distribution de repas chauds ainsi qu'avaient pu le montrer de premières estimations réalisées en amont.

Le tirage au sort des agglomérations échantillons a été effectué proportionnellement à un critère de taille défini comme une combinaison de la population totale et de la capacité d'hébergement de personnes en difficulté telle qu'elle avait pu être évaluée à partir du fichier FINESS des établissements sanitaires et sociaux. Au total, ont ainsi été retenues 80 agglomérations, regroupant environ 80 % de la population totale des agglomérations métropolitaines de plus de 20 000 habitants.

Compte tenu de la répartition géographique de ces agglomérations échantillons, les opérations de collecte ont mis à contribution 17 des 22 directions régionales métropolitaines de l'Insee.

## ... et constitution de la base de sondage

À partir du fichier FINESS et de différentes autres sources (fichiers des associations d'aide aux personnes en difficulté, répertoire SIRENE des entreprises et des établissements...), a été élaborée et envoyée pour vérification aux 17 directions régionales concernées - une première liste des structures d'aide aux personnes en difficulté implantées dans les 80 agglomérations retenues dans le champ de l'enquête mais aussi dans 80 autres agglomérations plus petites, de 5 000 à 20 000 habitants<fnref n="6" />. L'opération de vérification a nécessité de nombreux contacts avec les acteurs sociaux (associations, collectivités locales et administration). Des recherches complémentaires ont par ailleurs été effectuées au moyen d'une enquête postale adressée à quelque 3 000 lieux de culte et 1 700 mairies. Au total, toutes agglomérations confondues, les listes ainsi vérifiées et complétées comportaient environ 2 700 structures.

En mars 2000, une enquête téléphonique a été menée auprès de ces 2 700 structures afin de recueillir des informations complémentaires sur la nature et les caractéristiques des prestations offertes ainsi que sur les niveaux de fréquentation moyenne journalière. De fait, un tiers d'entre elles se sont révélées hors champ car n'offrant ni service d'hébergement, ni repas chauds. En juillet 2000, les listes relatives aux structures restantes ont été adressées aux associations ou organismes gestionnaires, pour vérification et actualisation.

Sur le champ de nos 80 agglomérations échantillons de plus de 20 000 habitants, a ainsi été constituée une base d'enquête forte de 1 464 structures. Les prestations proposées ont alors été classées selon une nomenclature distinguant huit types de services : hébergement regroupé (de courte ou longue durée), hébergement dispersé (en logement, ou en chambre d'hôtel, foyer de jeunes travailleurs, etc.), restauration fixe (de

<footnote n="1">1. L'aide alimentaire se présente sous deux formes : la distribution de colis alimentaires et la distribution de repas chauds. Seule a été retenue cette seconde forme d'aide alimentaire, la distribution de colis alimentaires s'adressant principalement à des personnes disposant d'un logement ordinaire.</footnote>

<footnote n="6">6. Ceci en prévision de l'extrapolation ultérieure des résultats de l'enquête au niveau de l'ensemble de la France métropolitaine, extrapolation qui devait également s'appuyer, pour les agglomérations de moins de 5 000 habitants et les communes rurales, sur des informations relatives aux personnes vivant dans un centre d'hébergement d'urgence ou de longue durée collectées lors du recensement de la population de 1999.</footnote>
80 agglomérations échantillons enquêtées par 17 directions régionales

DR d'Alsace

Bâle (Suisse) - Saint-Louis
Guebwiller
Mulhouse
Strasbourg
Thann - Cernay

DR d'Aquitaine

Bayonne
Bordeaux
Dax
Marmande
Périgueux
Pau

DR d'Auvergne

Clermont-Ferrand

DR de Bourgogne

Besançon
Chalon-sur-Saône
Dijon
Montbéliard

DR de Bretagne

Brest
Caen
Cherbourg
Lisieux
Lorient
Quimper
Rennes
Saint-Brieuc
Saint-Lô

DR du Centre

Chartres
Orléans
Tours

DR de Champagne-Ardenne

Laon
Meaux
Reims
Saint-Quentin
Troyes

DR d'Île-de-France

Paris<fnref n="1" />

DR de Languedoc-Roussillon

Montpellier
Narbonne
Nîmes
Perpignan

DR de Lorraine

Bar-le-Duc
Metz
Nancy
Saint-Dié
Sarreguemines

DR de Midi-Pyrénées

Albi
Toulouse

DR du Nord-Pas-de-Calais

Amiens
Béthune
Boulogne-sur-Mer
Calais
Cambrai
Douai
Dunkerque

Lens
Lille
Maubeuge
Valenciennes

DR de Haute-Normandie

Elbeuf
Eu
Évreux
Le Havre
Rouen

DR des Pays de la Loire

Angers
Le Mans
Nantes

DR de Poitou-Charentes

Poitiers
Rochefort
La Rochelle

DR de PACA

Avignon
La Ciotat
Draguignan
Grasse - Cannes - Antibes
Marseille - Aix-en-Provence
Nice
Toulon

DR de Rhône-Alpes

Annecy
Grenoble
Lyon
Saint-Étienne
Roussillon
Villefranche-sur-Saône

<footnote n="1">1. Les enquêtes dans l'agglomération parisienne ont été partagées entre quatre DR : Île-de France, Centre, Champagne-Ardenne et Haute-Normandie.</footnote>
midi ou du soir) et restauration itinérante (de midi ou du soir). Une même structure pouvant bien sûr offrir plusieurs types de services, notre base de sondage comportait au total 2 398 services, le terme de service devant ici se comprendre comme un service de type donné proposé par une structure donnée (exemples : service d'hébergement regroupé proposé par la structure X, service de restauration fixe proposé par cette même structure X, service d'hébergement dispersé proposé par la structure Y, etc.).

## Second degré de sondage : services x jours d'enquête

Les unités échantillonnées au second degré de sondage appartaient à l'ensemble constitué du produit cartésien « service x jour d'enquête ». Préalablement au tirage, la base de sondage avait été stratifiée par type de services, et, pour les services d'hébergement, par type de public accueilli (homme seul, femme seule, accueil mixte).

Le tirage au sort a été effectué proportionnellement à la fréquentation moyenne journalière telle qu'elle avait été déclarée lors de l'enquête téléphonique de mars 2000, déflatée de la probabilité de tirage de l'agglomération. Pour des raisons de charge de collecte, l'agglomération parisienne, qui représentait plus du tiers de la base de sondage, a toutefois été sous-échantillonnée.

Au final, a ainsi été constitué un échantillon de 1 225 unités « service x jour d'enquête », correspondant à 903 services distincts (certains gros

services seraient en effet visités plusieurs fois).

## Troisième degré de sondage : les prestations servies

Le troisième degré de sondage s'appliquait aux prestations servies : 2 ou 4 prestations par unité « service x jour d'enquête » (soit, en première estimation et compte tenu des informations qui avaient été collectées lors de l'enquête téléphonique de mars 2000, un taux de sondage moyen d'environ 10 %) à tirer au sort sur place le jour même de l'enquête à l'aide d'une table de tirage : 4 dans le cas le plus général, 2 seulement s'agissant de la mise à disposition d'une chambre d'hôtel louée par une association ou un organisme public ou de la mise à disposition d'une place réservée à l'urgence dans un foyer de jeunes travailleurs, un foyer de travailleurs migrants ou une résidence sociale<fnref n="7" />.

<figure><img src="image_5.png" /></figure>

Naturellement, « enquêter des prestations servies » revenait en pratique à enquêter les bénéficiaires des prestations en question. Ces « prestations enquêtées » ont été sélectionnées, soit par tirage au sort dans la liste des usagers du service, soit, en l'absence d'une telle liste (le cas est essentiellement celui des distributions de repas chauds), en fonction du rang de passage des usagers à un point obligé : porte d'entrée, porte de sortie ou table de distribution des repas.

Les enquêteurs devaient procéder à des remplacements au cas où l'usager associé à la prestation enquêtée refuserait de répondre, ou s'il ne parlait pas français, ou encore s'il s'averait « injoignable » (l'hypothèse est bien sûr celle d'une prestation tirée au sort dans une liste d'usagers). Toutefois, à la 5e tentative infructueuse, le questionnaire devait être considéré comme perdu.

## À propos de la méthode du partage des poids

Le poids élémentaire des prestations enquêtées un jour donné dans une structure donnée au titre d'un service donné est le résultat de la division, par le nombre de ces prestations enquêtées, du nombre total de prestations servies ce même jour dans cette même structure au titre de ce même service, information qu'il fallait donc collecter.

Appuyé sur la méthode du partage des poids [Ardilly & Le Blanc, 2001 ; Lavallée, 1995], le calcul des pondérations élémentaires afférentes aux personnes à qui avaient été servies ces prestations enquêtées appelait la collecte d'une deuxième information : le nombre de fois où ces personnes avaient recouru, au cours d'une période de référence, à un service d'hébergement ou à une distribution de repas chauds.

Dans la pratique, cette « intensité de fréquentation » a été mesurée sur une période d'une semaine, celle précédant le jour d'enquête, au moyen d'un « semainier » intégré au questionnaire d'enquête. Ce questionnement complémentaire visait plus précisément à dresser la liste des lieux où avait mangé et dormi la personne pendant la semaine considérée<fnref n="8" />.

## Préparation et organisation de la collecte

Une organisation originale reposant sur un travail en équipe a été mise en place à la suite de 6 tests menés dans 7 directions régionales et por-

<footnote n="7">7. Cette règle des 2 ou 4 prestations enquêtées n'était toutefois pas intangible. Le nombre des prestations à enquêter avait en effet été fixé à 8 ou 12 pour les plus grosses unités « service x jour d'enquête », et même à 16 s'agissant des repas de midi servis par l'espace social du grand Ramier à Toulouse.</footnote>

<footnote n="8">8. Il aurait été souhaitable de faire porter ce questionnement complémentaire sur une période plus longue, mais les effets de mémoire auraient alors nui à la qualité des données.</footnote>
Exemple (très simplifié) d'application de la méthode du partage des poids

Pendant la période de référence de l'enquête, a été servi un total de dix prestations, cinq relatives à des services d'hébergement, notées H1 à H5, et cinq relatives à des services de restauration gratuite, notées R1 à R5.

On a tiré au sort cinq de ces prestations, H1, H2, R2, R3 et R4, toutes avec une même probabilité de tirage égale à 5/10 = 1/2.

Quatre personnes, dont l'une a donc été touchée deux fois, ont été enquêtées au titre de ces cinq prestations : P1 au titre de H1, P2 au titre de H2 et R2, P3 au titre de R3, P4 au titre de R4. Cette dernière personne P4 a par ailleurs déclaré avoir bénéficié, pendant la période de référence de l'enquête, de deux autres prestations. En revanche, les personnes P1, P2 et P3 ont déclaré n'avoir bénéficié d'aucune autre prestation que celles au titre desquelles elles ont été enquêtées.

Au total, les quatre personnes enquêtées ont donc bénéficié de sept prestations.

En application de la méthode du partage des poids, le poids d'un individu est égal à la somme des poids des prestations au titre desquelles il a été enquêté divisée par le nombre total de prestations qui lui ont été servies. Sous cette hypothèse et puisque toutes les prestations enquêtées sont affectées d'un même poids, en l'occurrence 10/5 = 2, les poids de P1 et P3 sont égaux à 2 de même que celui de P2 (égal à 4/2). Le poids de P4 s'établit quant à lui à 2/3.

Le nombre total de personnes ayant bénéficié d'au moins une prestation pendant la période de référence de l'enquête sera ainsi estimé à 2+2+2+2/3 = 6,67. Ce résultat est à rapprocher d'un maximum théorique de 7 (cas où les 3 prestations restantes auraient été servies à 3 personnes différentes) et d'un minimum théorique de 5 (cas où ces 3 prestations auraient été servies à une seule et même personne).

Supposons à présent que l'on n'ait pas su ou pu établir que les prestations H2 et R2 avaient été servies à une seule et même personne, et que l'on ait donc considéré avoir enquêté cinq personnes : P1 au titre de H1, P2 au titre de H2, P3 au titre de R3, P4 au titre de R4, et une cinquième personne P5 au titre de R2.

Dans ce cas, puisque les personnes P2 et P5 ont (normalement) toutes deux déclaré avoir bénéficié d'une deuxième prestation pendant la période de référence de l'enquête, le nombre total de personnes ayant bénéficié d'au moins une prestation pendant cette même période continuera d'être estimé à 6,67 : les poids de P1, P3 et P4 demeurent inchangés, celui de P2 devient égal à 1, et s'ajoute celui de P5, lui aussi égal à 1.

tant sur un total de 300 questionnaires. À l'issue de ces tests, il avait en effet été décidé que chaque équipe d'enquête comprendrait un enquêteur « échantillonneur », chargé de la sélection des personnes à interroger et du dénombrement des prestations servies, et un ou deux enquêteurs « interviewers » : un seul en cas d'existence d'une liste d'usagers (l'échantillonneur aurait alors le temps d'également participer à la réalisation des enquêtes), deux dans le cas contraire.

Une attention particulière a été accordée à la formation : 3,5 jours pour les 135 échantillonneurs, 2,5 jours pour les 190 interviewers. À chaque fois, des opérations « à blanc » dans des centres d'accueil de jour ont été menées. Cet entraînement in situ a

été jugé utile ou très utile par 95 % des personnes formées.

S'agissant du travail spécifique des enquêteurs échantillonneurs, l'accent avait été mis sur les difficultés que pourrait présenter le dénombrement des prestations en l'absence d'une liste d'usagers. Il leur avait par ailleurs été demandé de veiller à ne pas succomber à la tentation d'introduire, face à un public a priori difficile, une part de subjectivité dans la sélection des personnes enquêtées.

Chacun des 903 services échantillonnés a fait l'objet d'une prévisite : 57 ont été éliminés, certains parce qu'ils avaient définitivement fermé depuis la constitution de la base de sondage, les autres parce qu'ils n'entraient plus dans le champ de l'enquête.

Sur le terrain

Si la répartition des tâches entre enquêteurs échantillonneurs et enquêteurs interviewers était en principe strictement définie, sur le terrain, la souplesse a souvent été de mise, échantillonneurs et interviewers se prêtant mutuellement la main chaque fois que possible. Une fois sur quatre (sur un total de 1 036 visites), les interviewers ont en effet aidé les échantillonneurs à prendre contact avec les personnes sélectionnées ; une fois sur dix, ils les ont aidés au dénombrement. À l'inverse, quand les contraintes de temps étaient fortes (dans les soupes itinérantes, où le service est très rapide), les échantillonneurs ont participé au travail d'interview.
Les cas de refus de coopération des services tirés au sort ont été extrêmement peu nombreux (1 %). Ce faible taux de refus s'explique par le soutien des principales associations, consultées tout au long de la préparation de l'enquête, par l'impact des pré-visites, par la forte motivation des enquêteurs et par la mobilisation des responsables régionaux de l'enquête qui ont accompagné les enquêteurs dans les services jugés a priori les plus « difficiles ».

Au final, 95 % des visites ont eu lieu à la date prévue. Le dénombrement des prestations a pu s'effectuer dans de bonnes conditions dans 88 % des services visités. Dans 87 % d'entre eux, les prestations enquêtées ont pu être effectivement sélectionnées au moyen de la table de tirage.

## La non-réponse individuelle

Un tiers environ des usagers associés aux prestations tirées au sort n'ont pas pu ou pas voulu participer à l'enquête : 6 % n'ont pu être joints (cas des prestations tirées au sort dans des listes d'usagers), 12 % se sont révélés « inaptes » (essentiellement parce que ne parlant pas français), 15 % ont refusé de répondre.

Globalement, le taux d'acceptation s'est échelonné de 32 % dans la restauration itinérante du soir à 74 % dans l'hébergement regroupé hors urgence. Les motifs de refus de réponse les plus couramment avancés ont été le manque de temps ou d'intérêt.

Au total, il a fallu 6 361 contacts pour obtenir les 4 084 questionnaires exploitables, presque tous complètement renseignés : en moyenne, moins de 2 % des questions sont demeurées sans réponse s'agissant des questionnaires administrés dans des distributions de repas chauds, à peine plus de 1 % pour les questionnaires administrés dans des services d'hébergement.

## Une enquête plutôt bien acceptée

D'après les appréciations des enquêteurs, le dialogue avec les usagers s'est presque toujours bien passé (dans 97 % des cas), et, le plus souvent, un climat de confiance s'est installé au fil de l'entretien : si en effet 19 % des personnes enquêtées avaient manifesté une certaine défiance au début de l'entretien, elles n'étaient plus que 8 % à continuer d'exprimer un sentiment de suspicion à l'issue de l'interview ; les trois-quarts d'entre elles ont bien ou très bien compris les questions, seulement 4 % les ont mal interprétées.

Quelques difficultés ont toutefois été mentionnées dans les restaurations itinérantes où 10 % des entretiens se sont avérés très tendus voire ont dû être interrompus avant terme : les raisons les plus fréquemment invoquées par les enquêteurs sont la prise d'alcool, de drogue ou de médicaments.

## Les effets de mémoire sur la qualité du semainier

Toujours selon les enquêteurs, 4 % des répondants ont eu des difficultés à se remémorer les lieux où ils avaient dormi pendant la semaine précédant le jour de l'enquête, 11 % ont eu du mal à se souvenir où ils avaient pris leurs repas lors de cette même semaine. Ce phénomène d'oubli a été plus ou moins marqué selon le type de service : 6 % seulement des personnes enquêtées dans un service d'hébergement dispersé ou non urgent ont eu de la peine à répondre aux questions relatives aux repas contre 32 % pour les personnes rencontrées dans une soupe itinérante du soir et jusqu'à 37 % pour les personnes qui la veille avaient dormi dans la rue.

Le remplissage des semainiers a donc nécessité des efforts de mémoire. Toutefois, les taux de non-réponse apparaissent au final relativement peu élevés.

<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Taux de non-réponse (en %) dans le semainier pour les personnes ayant dormi la veille dans la rue</figcaption></figure>

<figure><img src="image_7.png" /></figure>

<figure><img src="image_8.png" /></figure>

Repas du midi

<figure><img src="image_9.png" /></figure>

Repas du soir

<figure><img src="image_10.png" /></figure>

Nuitées

Le redressement s'est appuyé sur la méthode du plus proche donneur.
## 55 000 usagers jour dans les grandes agglomérations

Le nombre moyen des prestations quotidiennement servies à des personnes de 18 ans ou plus dans l'ensemble des agglomérations de plus de 20 000 habitants pendant la période de référence de l'enquête, week-ends non compris, a été estimé à 98 000, dont 25 000 repas de midi, 28 000 repas du soir et 45 000 nuitées. Le nombre d'attributaires de ces prestations a quant à lui été estimé à 54 500 : environ 30 % de ces usagers jour bénéficient des trois prestations, 20 % de deux prestations (qui sont le plus souvent le repas du soir et l'hébergement, beaucoup plus rarement les repas de midi et du soir ou le repas de midi et l'hébergement), 50 % d'une seule prestation (il s'agit alors le plus souvent de l'hébergement).

À l'échelle d'une semaine moyenne, plus précisément d'une période moyenne de 7 jours (quel que soit le jour initial, et y compris les samedis et dimanches), le nombre d'usagers a été estimé sur ce même champ géographique à 70 800. Le chiffre est naturellement supérieur à celui des usagers jour, mais dans des proportions relativement limitées (+ 30 %). La raison en est que les services d'aide sont très majoritairement fréquentés, du moins sur courte période, par une « clientèle d'habituels ». Ainsi, 78 % des personnes enquêtées ont déclaré avoir égale-

ment recouru à un service d'hébergement ou de distribution de repas chauds chacun des sept jours précédant le jour où elles ont été enquêtées.

L'estimation du nombre des samedomicile usagers des services d'hébergement ou de distribution de repas chauds a elle aussi été effectuée à l'échelle d'une semaine moyenne, sur la base d'une approche « opérationnelle » : il a en effet été convenu de classer en samedomicile celles des personnes qui avaient déclaré à l'enquête avoir passé la nuit précédente dans un centre d'hébergement ou dans un lieu non prévu pour l'habitation (dans la rue ou dans un abri de fortune). Sur le champ des agglomérations de plus de 20 000 habitants, ont ainsi été classés en samedomicile 75 % des usagers semaine des services d'hébergement ou de distribution de repas chauds, soit un peu plus de 53 000 adultes.

## Retour sur les pondérations individuelles

Les écarts entre les pondérations élémentaires des prestations se sont révélés plus importants qu'attendu. Le phénomène trouve son origine dans les écarts entre les fréquentations quotidiennes moyennes telles qu'elles avaient été déclarées lors de l'enquête téléphonique de mars 2000 et les nombres de prestations effectivement servies le jour de l'enquête : schématiquement, la fréquentation de certains « gros » services s'est avérée plus importante que prévu, celle de certains « petits » services plus réduite que prévu<fnref n="9" />.

De même, on observe des écarts plus importants qu'attendu entre les

pondérations élémentaires des usagers associés aux prestations enquêtées. Rappelons à ce sujet qu'en application de la méthode du partage des poids, la pondération d'un usager donné est proportionnelle au poids de la prestation au titre de laquelle il a été enquêté et inversement proportionnel au nombre total de prestations dont il a pu bénéficier pendant la période de référence de l'enquête.

À l'exploitation, une attention particulière a naturellement été accordée aux questionnaires globalement les plus pondérés : un cas extrême est celui des personnes enquêtées à Paris (il est rappelé que l'agglomération parisienne avait été sous-échantillonnée pour des raisons de charge de collecte) dans des gros services encore plus fréquenté qu'escompté et n'ayant bénéficié, pendant la période de référence de l'enquête, d'aucune autre prestation que celle au titre de laquelle elles ont été enquêtées.

### Cécile BROUSSE,
Bernadette de la ROCHÈRE
et Emmanuel MASSÉ
Insee, direction générale

Emmanuel Massé
a été affecté en septembre 2002
à la Direction des études économiques
et de l'évaluation environnementale.

<figure><img src="image_11.png" /></figure>

by Hans Christian Andersen → illustrated by Rachel Isadora

<footnote n="9">9. En moyenne, la fréquentation « réelle » telle que mesurée par les enquêteurs échantillonneurs s'est révélée sensiblement inférieure (environ - 37 %) à celle qui avait été déclarée à l'enquête téléphonique.</footnote>
# Références bibliographiques

## Méthodologie

**Ardilly P. & Le Blanc D.**, Échantillonnage et pondération d'une enquête auprès de personnes sans domicile : un exemple français, *Techniques d'enquête*, vol. 27, n° 1, pp. 117-127, 2001.

**Arduin P. & Viard N.**, « Méthode de collecte de l'enquête auprès des utilisateurs de services d'hébergement et de restauration gratuite », in *Actes du colloque francophone sur les sondages*, juin 2000, décembre 2001.

**Brousse C., de la Rochère B. & Massé E.**, L'enquête auprès des sans-domicile usagers des services d'hébergement et des distributions de repas chauds, *Insee Méthodes* (à paraître en 2003).

**Firdion J.-M. & Marpsat M.**, La rue et le foyer, *Travaux et Documents de l'Ined*, n° 144, 2000.

**Lavallée P.**, Pondération transversale des enquêtes longitudinales menées auprès des individus et des ménages à l'aide de la méthode du partage des poids, *Techniques d'enquête*, vol. 21, pp. 27-35, 1995.

## Résultats

**Aliaga C., Brousse C., Fournier L., Plante N.**, France, Québec : une comparaison de la population des sans-domicile usagers des services d'hébergement ou des distributions de repas chauds, *Santé, Société et Solidarité*, n° 1, 2003 (à paraître).

**Brousse C., de la Rochère B. & Massé E.**, Hébergement et distribution de repas chauds : le cas des sans-domicile, *Insee Première*, n° 823, janvier 2002.

**Brousse C., de la Rochère B. & Massé E.**, Hébergement et distribution de repas chauds : qui sont les sans-domicile usagers de ces services ? *Insee Première*, n° 824, janvier 2002.

**Brousse C., de la Rochère B. & Massé E.**, « Les sans-domicile usagers des services d'hébergement ou des distributions de repas chauds », in *Les travaux de l'Observatoire national de la pauvreté et de l'exclusion sociale*, La Documentation française, février 2002.

**Debras B. & Dorothée O.**, Les sans-domicile usagers des services d'aide dans l'agglomération parisienne, *Insee-Île-de-France à la page*, n° 214, octobre 2002.

**Marpsat M.**, Les plus de 50 ans utilisateurs des lieux de distribution de repas chauds ou des centres d'hébergement pour sans-domicile, *Gérontologie et société*, n° 102, septembre 2002.