Total

Male

Female

Age0-17

Age18-64

Age 65+

Cross sectional

Le tirage s'effectue sur deux bases de sondage (cf. point 12.1).

Le fichier de tirage de l’IGSS (Inspection Générale de la Sécurité Sociale), le mieux à même de répondre aux besoins du tirage, ne distingue pas les ménages privés des ménages collectifs. C’est uniquement lors du travail sur le terrain, c’est-à-dire lors de la prise de contact avec les individus, qu’il est possible de les distinguer et de retirer les ménages collectifs. 

Le fichier du Recensement de la population (qui sert de base de sondage aux ménages où tous les membres sont fonctionnaires) ne couvre pas les « ménages logement » dont aucun des membres exerçant une activité professionnelle n’est affilié au régime de sécurité sociale luxembourgeois et aucun des membres est fonctionnaire international. Mais ces ménages représentent une très faible part de la population.

Par rapport à la taille de la population du Luxembourg, les mouvements migratoires de la population sont très importants. La probabilité que l’adresse tirée le 31 décembre de chaque année n’existe plus lors du travail sur le terrain est donc importante.

Pourcentage d’adresses signalées par les enquêteurs comme « adresse inexistante, adresse située dans une zone non résidentielle, adresse inoccupée ou adresse ne correspondant pas à un lieu de résidence principale » dans l'ensemble des adresses tirées (353/9997) : 3,53%

Par ailleurs, l’élaboration du questionnaire a aussi été inspirée par les expériences passées en matière d’enquête sur les conditions de vie des ménages. Depuis 1985, le CEPS/INSTEAD (prestataire de l’enquête EU-SILC) réalise annuellement des enquêtes auprès des ménages dont la configuration est très semblable à celle dessinée pour l’enquête EU-SILC.

Dans un environnement multilingue, le questionnaire d’enquête est élaboré en langue française, puis traduit en langue luxembourgeoise et en langue anglaise. Les allers-retours entre les différentes traductions permettent d‘affiner les formulations.

-            rôle et place de l’enquêteur dans l’ensemble du processus d’enquête, depuis la définition de la problématique d’enquête jusqu’aux analyses de données ;

-            prise de contact avec l’interviewé au travers de jeux de rôle ;

-            échange d’expériences entre agents-enquêteurs expérimentés et novices ;

-            évocation de l’enquête EU-SILC sans toutefois présenter le contenu détaillé de l’enquête.

Les enquêteurs ayant participé aux vagues précédentes sont dispensés de cette formation générale.

Dans un deuxième temps (une demi-journée), l’ensemble des enquêteurs suit une formation dont l’objectif est l’explication spécifique du contenu de l’enquête EU-SILC et des documents annexes au questionnaire d’enquête.

Les superviseurs d'enquêteurs contrôlent environ 10% de l'ensemble des ménages enquêtés. Les nouveaux enquêteurs sont plus particulièrement contrôlés. Ce contrôle consiste en un recontact des ménages enquêtés à l'aide d'un questionnaire type. Ce questionnaire permet de contrôler que l'enquête a bien été réalisée, qu'elle a été réalisée dans une durée raisonnable et que l'enquêteur applique les critères de qualité définis lors des formations. Le superviseur recueille également les éventuelles remarques quant au contenu même des questionnaires (les questions difficiles, qui dérangent,...). Et finalement, le superviseur vérifie que le ménage a bien reçu l'indemnité de participation de la part de l'enquêteur.  

% of household having received an amount

Gross

78.3

Gross

11.9 

Gross

5.1 

Gross

61.7 

% of household with missing values (before imputation)

% of household with partial information (before imputation)

% of household having received an amount

Gross

3.0 

Gross

58.6 

Gross

5.2 

% of household with missing values (before imputation)

% of household with partial information (before imputation)

L’enquête s’est déroulée en face-à-face selon la méthode PAPI (papier/crayon). Pour lever d’éventuelles erreurs et incohérences, plusieurs contrôles sont prévus.

Dès la réception des enquêtes, les gestionnaires de l’enquête contrôlent, en présence des enquêteurs, les données collectées. A cette occasion, il est éventuellement demandé aux enquêteurs de contacter à nouveau les ménages pour repréciser une information.

Dans une deuxième phase, certaines données de l’enquête sont codifiées (nationalité, code NACE, code ISCO).

Dans une troisième phase, les données sont saisies. Le programme de saisie comporte certains contrôles visant à alerter l’agent de saisie d’erreurs ou d’incohérences dans les données. Parmi les contrôles, citons par exemple ceux des sauts et des renvois.

Malgré les contrôles insérés dans le programme de saisie, d’autres tests sont effectués après la phase de saisie.

Ces tests visent essentiellement à repérer les valeurs extrêmes, particulièrement en matière de revenus.

Par ailleurs, dans la mesure où le Luxembourg a opté pour un panel à long terme, une batterie de tests « longitudinaux » ont été mis en place afin de contrôler la cohérence des informations d’une année sur l’autre. Bien que « longitudinaux », ces tests améliorent également la qualité des données transversales.

Finalement, en dernier lieu, ce sont les programmes de contrôle créés par Eurostat qui permettent, le cas échéant, de détecter les incohérences encore présentes dans la base de données.

Il n’y a pas de différence fondamentale entre le concept national et le concept type des statistiques EU-SILC. En termes de répercussion, les effets devraient être tout à fait négligeables.

Les impôts et les cotisations sociales collectés sont ceux versés durant l’année 2010. Par conséquent, ils ne correspondent pas obligatoirement aux revenus perçus en 2010. Par contre, lorsque ces données ont fait l’objet d’imputations, les calculs ont été opérés par rapport aux revenus de l’année 2010.

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

F

Dans la mesure où l’assiette fiscale est composée par l’ensemble des revenus soumis à impôt, il est difficile de collecter un revenu net au niveau des composantes. Il s’agit donc ici d’une proxy du net.

Stratification and sub stratification criteria

Variables auxiliaires utilisées pour la stratification du nouvel échantillon

Les 248 602 ménages « fiscaux », recensés dans la base de sondage (source IGSS), ont été répartis dans 18 strates (numérotées de 197 à  214). A l’exception de la taille du ménage « fiscal » (1 personne affiliée, 2 personnes, 3 personnes et plus), les variables auxiliaires utilisées pour la stratification se réfèrent aux caractéristiques de la personne de référence du ménage « fiscal ». Par définition, la personne de référence (ou titulaire principal) correspond au membre dont les revenus individuels (seuls les revenus faisant l’objet d’un prélèvement de cotisations sociales, sont pris en compte) contribuent le plus au revenu total du ménage « fiscal ».  

Les trois variables auxiliaires retenues sont les suivantes :

1°) – le statut de la personne de référence vis-à-vis de l’activité économique, en distinguant :

- les personnes de référence (salariées ou non salariées) bénéficiant d’un revenu du travail (« actif occupé » ou d’une pension (« pensionné ») ;

- les salariés non occupés bénéficiant d’une indemnité de chômage, d’un congé parental ou d’une mesure de pré-retraite (« salarié non occupé »);

- les personnes de référence cotisant volontairement auprès d’une des caisses de maladie luxembourgeoise, sur une base forfaitaire et sans justification de revenu (« assuré volontaire ») ;

- les personnes de référence dont le revenu principal correspond au Revenu Minimum Garanti versé par le « Fond National de Solidarité ».

 2°) – La nationalité

 3°) – La taille du ménage « fiscal »,  c’est à dire le nombre de personnes affiliées en tant qu’assuré ou « coassuré » (personne prise en charge) auprès d’une des caisses de maladie du système de sécurité luxembourgeois, soient :

- ménage « fiscal » d’une seule personne affiliée ;

- ménage « fiscal » de deux personnes affiliées ;

- ménage « fiscal » de trois personnes affiliées et plus.

Les 18 strates du plan d’échantillonnage résultent de la combinaison de ces trois variables. La correspondance entre les variables de stratification et la numérotation des strates est précisée dans la table D1.

Taille d’échantillon et critères d’allocation

Pour chacune des 18 strates, la taille de l’échantillon a été fixée sur la base d’un compromis entre trois critères d’allocation :

- un certaine dose de proportionnalité : la taille de l’échantillon tient compte de la taille relative de la strate par rapport aux autres strates ;

- un taux de sondage plus élevé pour les strates ayant un effectif de population peu élevé, ceci dans la perspective d’obtenir un nombre de réponses suffisant au niveau de chaque strate ;

- sur la base de l’expérience passée sur des enquêtes en face - à- face auprès des ménages,  un taux de sondage plus élevé pour les catégories (ou strates) de ménages « fiscaux »  susceptible d’avoir a priori  un taux de réponse plus faible que la moyenne.

Au total, 5 000 unités (ou adresses) ont été sélectionnées parmi une population de 248 602  ménages « fiscaux ». Les tailles de population et d’échantillon des 18 strates figurent dans la table D1.

Table D1. Plan d’échantillonnage du 10^ème échantillon (ménages fiscaux)

Sample selection schemes

Constitution de l’échantillon EU-SILC à partir de l’empilement de neuf échantillons :

-un premier échantillon longitudinal composé de 9 580 personnes ayant participé à la première vague de l’enquête[1] ;

-un second échantillon longitudinal comprenant 1 760 personnes ayant participé à la seconde vague de l’enquête[2] ;

-un troisième échantillon longitudinal comprenant 1 432 personnes ayant participé à la troisième vague de l’enquête[3] ;

-un quatrième échantillon longitudinal comprenant 1 678 personnes ayant participé à la quatrième vague de l’enquête[4] ;

-un cinquième échantillon longitudinal comprenant 1 357 personnes ayant participé à la cinquième vague de l’enquête[5] ;

-un sixième échantillon longitudinal comprenant 1 233 personnes ayant participé à la sixième vague de l’enquête[6] ;

-un septième échantillon longitudinal comprenant 3 055 personnes ayant participé à la septième vague de l’enquête[7] ;

-un huitième échantillon longitudinal comprenant 3 715 personnes ayant participé à la huitième vague de l’enquête[8] ;

-un nouvel échantillon composé de  5 000 ménages « fiscaux ».

Schéma de sélection de l’échantillon

En résumé, l’échantillon total de la vague 9 de l’enquête EU-SILC est issu de huit échantillons longitudinaux d’individus et de 18 échantillons aléatoires simples de  ménages « fiscaux ». Il est important de souligner que les différents échantillons de répondants ne peuvent pas être empilés au stade du plan d’échantillonnage : les unités d’échantillonnage sont différentes ; le lien précis entre les ménages « fiscaux » (unité d’échantillonnage) et les ménages « logements » (unité d’analyse) n’est pas toujours connu. L’empilement des différents échantillons de répondants s’effectue durant les phases de pondération et par l’intermédiaire notamment de la Méthode Des Poids Partagés.

Sample distribution over time

Le design effect n’est pas calculé car :

-          utilisation d’un échantillon indirect (l’unité est le ménage fiscal au lieu du ménage logement)

-          design trop complexe pour décomposer l’effet de la non-réponse, du partage des poids et de la calibration finale.

La correction de la non-réponse « globale » repose sur une modélisation du comportement des contactés et/ou des répondants (ou de leurs complémentaires respectifs). 

Les variables susceptibles d’apporter un pouvoir explicatif se limitent aux variables auxiliaires disponibles dans chacun des neufs échantillons. Pour chacune des variables retenues, quatre indicateurs sont  précisés :

- le taux de contact (ou de réponse) non pondéré ;

- le taux de contact (ou de réponse) pondéré ;

- l’estimation (en %) de la variable mise en cause sous l’hypothèse d’un comportement uniforme (ou homogène) au niveau des contacts (ou des réponses) ;

- la donnée de référence (ou total de calage) issue de la base de sondage (en %).

La présence des deux derniers critères résulte du fait que les différentes étapes d’ajustement des pondérations font appel à une méthode de calage. La table R1_0 présente les indicateurs non pondérés. 

Figure 1 : PONDERATIONS (cf. Figure 1 en Annexe)

Table R1_0. Taux de contact et de réponse

A) - Correction de la non-réponse totale au niveau du premier échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 1) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R1_1  à R1_6. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure égale à 0.6 et une borne supérieure fixée à 1.4. Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R1_1 : Typologie des ménages privés

Table R1_2 : Ménages privés et nombre d’enfants âgés de moins de 16 ans

Table R1_3 : Ménages privés et nombre de personnes âgées de 65 ans et plus

Table R1_4 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R1_5 : Répartition des ménages privés par groupes de communes et le type d’habitation

Table R1_6 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge, le sexe et la nationalité

B) - Correction de la non-réponse totale au niveau du second échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 2) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R2_1  à R2_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « raking ratio ». Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R2_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R2_2 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R2_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

C) - Correction de la non-réponse totale au niveau du troisième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 3) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R3_1  à R3_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du «raking ratio ». Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R3_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R3_2 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R3_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

D) - Correction de la non-réponse totale au niveau du quatrième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 4) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R4_1  à R4_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « raking ratio ». Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R4_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R4_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

E) - Correction de la non-réponse totale au niveau du cinquième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 5) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R5_1  à R5_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « raking ratio ». Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R5_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R5_2 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R5_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

F) - Correction de la non-réponse totale au niveau du sixième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 6) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R6_1 à R6_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « raking ratio ». Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R6_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R6_2 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R6_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

G) - Correction de la non-réponse totale au niveau du septième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 7) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R7_1 à R7_3. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure égale à 0.7 et une borne supérieure fixée à 1.15. Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

Table R7_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R7_2 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R7_3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

H) - Correction de la non-réponse totale au niveau du huitième échantillon (échantillon longitudinal issu de la vague 8) par la méthode de calage sur marges au niveau de l’unité longitudinale

En prenant comme poids initiaux, les poids de base, la correction des individus longitudinaux « non-répondants » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables R8_1 à R8_4. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure égale à 0.9 et une borne supérieure fixée à 1.1. Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité longitudinale.

 Table R8_1 : Ménages privés selon  la taille du ménage

Table R8_3 : Population des ménages privés selon la nationalité

Table R8_4 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

I) – Correction de la non-réponse totale au niveau de l’échantillon supplémentaire (9 ème échantillon)

I.1.) Correction des ménages « non contactés » par la méthode de calage sur marges

En prenant comme poids initiaux les poids de sondage, la correction des ménages « non contactés » a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur marges. Les totaux de calage figurent dans les tables C9_1 à C9_4. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure égale à 0.8 et une borne supérieure fixée à 1.2. Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité d’échantillonnage : le ménage « fiscal ».

Table C9_1 :  Taille du ménage fiscal           

Table C9_2 :  Répartition des titulaires principaux selon la nationalité         

Table C9_3 : Répartition des titulaires principaux selon la nationalité et le statut d’activité             

Table C9_4 : Répartition des titulaires principaux  selon l’âge et le sexe

I.2.) Le traitement de la non-réponse (refus volontaires) par rapport au plan de sondage et à l’ajustement des ménages non-contactés.

En prenant comme poids initiaux les poids de calage après correction des « non-contactés », la correction de la non-réponse a été prise en compte au niveau de la pondération par un calage sur marges. Les totaux de calage figurent dans les tables R9_1 à R9_4. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure fixée à 0.6 et une borne supérieure égale à 1.2. Il s’agit d’un calage simple au niveau de l’unité d’échantillonnage : le ménage « fiscal ».

Table R9_1 : Répartition des ménages fiscaux selon la taille            

Table R9_2 : Répartition des titulaires principaux selon la nationalité et le statut d’activité             

 Table R9_3 :  Répartition des affiliés selon la nationalité     

Les données extérieures retenues pour le calage final sont issues de deux sources. La première source correspond aux estimations de la population résidente au Luxembourg au 1^er janvier 2011. La seconde source correspond aux données du Recensement de la Population du 15/02/2001. La cohérence entre les deux sources est assurée par un ajustement  (ou une pondération) des données individuelles du recensement à l’aide d’un modèle log-linéaire.  Les effectifs mentionnés dans les tables 1 à 3 sont des estimations issues de ce modèle.

A) Information auxiliaire définie au niveau des ménages privés

Table 1 : Taille du ménage

Table 2 : Statut d’occupation du logement

B) Information auxiliaire définie au niveau des individus

Table 3 : Population des ménages privés ventilée selon l’âge et le sexe

Table 4 : Population des ménages privés ventilée selon la nationalité

A ) Relation de passage entre l’échantillon longitudinal et l’échantillon transversal

Au niveau du premier échantillon longitudinal, les 3 014 individus qui ont accepté de participer une neuvième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 3 470 personnes répartis au sein de 1 428 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 5 précise l’origine des membres de ces 3 014  ménages.

Table 5 : Origine des individus transversaux

Pour le second échantillon longitudinal, les 509  individus  ayant  participé une huitième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 664 personnes répartis au sein de 217 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 6 précise l’origine des membres de ces 217 ménages.

Table 6 : Origine des individus transversaux

Pour le troisième échantillon longitudinal, les 459 individus  ayant  participé une septième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 567 personnes répartis au sein de 188 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 7 précise l’origine des membres de ces 188 ménages.

Table 7 : Origine des individus transversaux

Pour le quatrième échantillon longitudinal, les 676 individus ayant  participé une sixième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 821 personnes répartis au sein de 269 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 8 précise l’origine des membres de ces 269 ménages.

Table 8 : Origine des individus transversaux

Pour le cinquième échantillon longitudinal, les 520 individus ayant  participé une cinquième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 639 personnes répartis au sein de 207 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 9 précise l’origine des membres de ces 207 ménages.

Table 9 : Origine des individus transversaux

Pour le sixième échantillon longitudinal, les 515 individus ayant participé une quatrième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 606 personnes répartis au sein de 215 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 10 précise l’origine des membres de ces 215 ménages.

Table 10 : Origine des individus transversaux

Pour le septième échantillon longitudinal, les 1805 individus ayant participé une troisième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 1 888 personnes répartis au sein de 715 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 11 précise l’origine des membres de ces 1 888 ménages.

Table 11 : Origine des individus transversaux

Enfin, pour  le huitième échantillon longitudinal, les 2 809 individus ayant  participé une deuxième fois à l’enquête EU_SILC, renvoient à l’observation sur le terrain de 2 862 personnes répartis au sein de 1 000 ménages « logements ». La différence correspond au nombre de cohabitants, de nouveaux émigrés ou de nouveaux nés qui sont présents dans les ménages interrogés. La table 12 précise l’origine des membres de ces 1 000 ménages.

Table 12 : Origine des individus transversaux

Le passage entre les échantillons longitudinaux et les échantillons transversaux correspondants est opéré par la Méthode Généralisée des Poids Partagés.

B ) Le problème de la fusion de plusieurs ménages « fiscaux » au sein d’un même ménage « logement »

Le passage des ménages « fiscaux » vers les  ménages « logements » est effectuée par l’intermédiaire de la Méthode Généralisée du Partage des Poids. Cette étape intermédiaire intervient avant le calage sur marges destiné à la détermination des poids d’estimation transversaux. 

C ) Détermination des poids d’estimation transversaux

Les poids d’estimation transversaux ont été déterminés par un calage sur  marges. Les  totaux de calage figurent dans les tables 1, 2, 3 et 4. Le calage s’est effectué à partir de la méthode dite du « logit » avec une borne inférieure égale à 0.5 et une borne supérieure fixée à 1.4. Il s’agit d’une méthode de pondération dite « intégrée » : à l’intérieur d’un ménage « logement », les poids de calage individuels sont identiques

Les imputations ont été réalisées sur les composantes revenus pour la non-réponse aux questions relatives aux composantes revenu.

Quatre modèles génériques basés sur le logiciel de l’Université de Michigan IVE (Imputation and Variance Estimation, voir http://www.isr.umich.edu/src/smp/ive/) assurent l’essentiel des procédures  d’imputation (IVE_Salaires pour les salaires des adultes, IVE_enfants pour le revenus des moins de 16 ans, IVE_Ménages pour les revenus communs aux ménages, IVE_Revenus_Adultes_Non_salariaux).

A côté de ces modèles génériques, des procédures spécifiques (barèmes, régressions, déductions) portent sur la modélisation des cotisations sociales, des impôts sur le revenu, des impôts sur la fortune, des allocations logement, des prestations familiales et des salaires en nature.

Le tableau ci-dessous indique pour chacune des procédures d’imputation, les variables revenus concernées.

Dans le cas ou plusieurs méthodes d’imputation concernent une composante de revenu seule la méthode la plus importante est reportée dans le tableau ci-dessus.   

Par ailleurs, comme le Luxembourg a choisi un panel à long terme, les imputations font appel aussi aux informations collectées les vagues précédentes.

Le loyer imputé est estimé par une méthode de régression avec correction du biais de sélection (méthode d’Heckman) avec le montant du loyer collecté auprès des locataires comme variable dépendante. 

La méthode utilisée se base sur la méthode établie par l’administration des contributions directes pour estimer forfaitairement l’avantage en nature retiré par la voiture de fonction. Ce montant forfaitaire équivaut à 1,5% par mois du prix TTC du véhicule neuf. Par exemple, si un véhicule vaut 30 000 euros et que le salarié a pu utiliser ce véhicule pendant les 12 mois de l’année : l’avantage en nature sera de 5 400 euros (30 000 x 1,5% x 12).

Pour estimer le prix du véhicule, nous avons utilisé les variables présentes dans le questionnaire (marque, modèle et année du véhicule), et utilisé les sites Internet des concessionnaires afin de trouver le prix des véhicules.