L'ENQUETE PROPREMENT DITE - ÉTUDE SUR LA PÊCHE SPORTIVE AU QUÉBEC EN 1975

5. 1 Le questionnaire définitif

Le questionnaire définitif, présenté en annexe 3, comportait également quatre sections distinctes intitulées:

Section 1 . caractéristiques socio-économiques du détenteur de permis de pêche du Québec en 1975.

Section 2. l 'expérience et l 'équipement du permis de pêche du Québec.

détenteur d'un

Section 3. les activités de pêche sportive au Québec en 1975.

Section 4. les voyages de pêche au Québec en 1975.

Chacune de ces questions fut conçue à la lumière des résultats précédemment obtenus. La Section 4 du questionnaire du pré -test con-nue comme celle relative "aux opinions" dut être abandonnée et rem-placée par celle des "voyages". La nécessité de remanier en profon-deur certaines affirmations associées aux délais serrés auxquels nous étions contraints - nous voulions réaliser l 'enquête sur les activi-tés de pêche de l 'année 1975 avant le commencement de la saison de pê-che 1976 - en sont les causes.

Ce questionnaire fut envoyé durant le mois d'avril 1976 aux 12,362 pêcheurs sélectionnés. Il était accompagné d'une lettre de présentation bilingue (présenté en annexe 4), d'une carte des zones de pêche et des rivières â saumon (présentée en annexe 6) et d'une enveloppe -retour affranchie.

5.2 L'échantillon

5.2. 1 Nature de la population

-20-Au Québec, plus de 600,000 pêcheurs sportifs pratiquent annuellement leur sport favori et la provenance de ces sportifs est aussi diversifiée que le type de pêche pratiquée.

C'est à partir de la codification des permis de pêche émis par le ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche qu'a été basée la stratification au premier niveau, à savoir, la distinc-tion entre "pêcheurs résidants" et "pêcheurs non -résidants". Ces deux groupes étant sensiblement différents, cela justifie que la tech-nique d'échantillonnage (stratification au second niveau) se fasse de façon différente. En fait, pour augmenter la précision, on a dû con-sidérer le groupe des résidants détenteurs de permis de pêche sous une stratification plus fine, certains résultats étant désirés au niveau des zones de pêche. Une explication plus détaillée sera donnée subsé-quemment lorsqu' il sera question de la taille de l 'échantillon.

Le type de recherche entrepris par le service étant en quelque sorte "une première", il nous a été impossible de retracer au niveau du Québec des estimés satisfaisants concernant l 'écart-type et la moyenne de participation à l 'activité pêche au Québec pour chaque région administrative. Il a donc fallu inventorier d'autres méthodes pour évaluer la pression de pêche au Québec. En fait, nous nous som-mes basés sur la corrélation probable entre le nombre de fois ou un individu participe à l 'activité pêche et la pression de pêche exercée par ce même individu sur un territoire donné. Nous avons également considéré une relation entre le revenu des gens et leur niveau de par-ticipation à diverses activités ayant en commun l 'élément "eau". (1) (1 ) Maurice RENOUX "Rapport méthodoligique No 1 . Techniques

écono-métriques de prévision de la demande touristique et amorce de leur intégration dans un système décisionnel . 1972". op. cit, p. 174

En fait, les activités du groupe 1 citées dans le

rapport méthodologique no 1 sont: natation, ski nautique, pêche, voile, canotage. Toutefois, seul le modèle natation a été com-plètement développé (1). Il est cependant suffisamment riche en informationspour nous permettre de conclure qu'un développement similaire pour l 'activité"pêche n donnerait des résultats compara-bles. On peut y lire que:

"...Il fut surprenant de constater pour les chercheurs que dans l 'équation de probabilité (Step 1",natation) les

"water-variables" n'était pas statistiquement significa-tives..."

et également que:

...Ces variables non significatives inciteraient à penser que la natation étant une activité populaire, la non dispo-nibilité de plans d'eau dans le comté ou dans l 'état n'exerce pas un effet déterminant sur la participation. Il faut noter cependant que la proximité d'un plan d'eau augmente la proba-bilité de participation (-.0000859 Dis) ..."

Ainsi , cela nous apparaît suffisant pour justifier le choix de la relation entre la probabilité de se livrer à des ac-tivités aquatiques et le revenu familial afin de déterminer la tail-le de notre échantillon.

(1) Maurice RENOUX, "Rapport méthodologique No 1 . Techniques économétriques de prévision de la demande touristique et amorce de leur intégration dans un système décisionnel . 1972."

op.cit, p.182

-22-Probabilité de participation

Revenu critique Revenu familial

Par ailleurs, pour des activités aquatiques autres que la natation, l 'offre d'eau et la distance peuvent être statistique-ment significatives selon la même étude. Conséquemstatistique-ment, nous de-vions, pour éviter d' introduire des biais dans l 'interprétation des résultats, pousser la stratification à un second niveau.

Une remarque mériterait d'être mentionnée. Ainsi , nous pourrons à l 'analyse des résultats, vérifier l 'hypothèse "qu'il existe des différences significatives entre les régions offrant

plus ou moins de plansd'eau à plus ou moins courte distance, et, si oui, dans quelle mesure".

5.2.2 Stratification

Le plan d'expérience retenu, compte tenu de la nature de la population et de la classification des duplicata de permis de pêche émis par le Ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche du Québec au fichier central de la division des

permis, fut le suivant:

PERMIS DE PECHE

MINISTERE DU TOURISME, DE LA CHASSE ET DE LA PECHE - QUEBEC

Résidants (RTE)

01 02 10

RTE •• Type de NRTEZ •• Type de NRS3S Type de NRD Type de

01 à 10 : Désigne la région administrative considérée.

A,C,D,E Identification du type de permis pour l 'informatique.

Non -résidants

NRTE$ NRS3S NRD

permis # 15 + 16 ("résidants" et "résidants ans et plus").

65 permis # 14 ("non -résidants -toutes espèces

le saumon").

sauf permis # 12 et 13 ("non -résidants -permis de

son et de 3 jours pour le saumon").

sai-permis # 11 ("non -résidants -pour les dépendants

du chef de famille").

-24-5.2.3 Taille de l 'échantillon

Pour faciliter la compréhension des calculs relatifs à la taille de l 'échantillon, nous présentons au lecteur les symboles et formules auquels nous avons eu recours.

Symboles

[AS

r.

n .1

n N

FormuLes Signification

échantillon aléatoire simple

fraction d'échantillonage dans la strate j

fraction d'échantillonage

(1 n) indice identifiant un

élément de l'échantillon

(1-' 1<) indice identifiant une strate

nombre de strates

nombre d'individus dans la strate j dans la population

taille de la population

nombre d'individus dans la strate j clans l'échantillon

taille de l'échantillon

écart—type de La strate j

1 1 es S i gni LI cation

X strat

Xprop

n -1 .1 2

strat

proportion de la strate j dans la population

valeur de l'élément i dans la strate j

valeur de chaque élément dans l'échantillon

moyenne rie la strate

moyenne d'un échantillon stratifié

moyenne d'un échantillon stratifié proportionnel

estimé de l'erreur-type d'une strate ,j

estimé de l'erreur-type S`. d'un échantillon stratifié

Ceci dit, cela nous permet d'aborder les calculs proprement dits de la taille de l 'échantillon et de ses deux composantes, les "non -résidants" et les "résidants".

donc: 1 = 1 .96 x a

✓ 10,000 100 1 .96 a = 51

La taille minimale est déterminée approximativement à partir de l 'analyse que l 'on veut faire. Ici, étant donné la finesse de certains des objectifs (comparaison entre certaines catégories de pêcheurs au niveau des 10 régions administratives du Québec), il est probable que l 'analyse fera appel à certains tests paramétriques comme par exemple des tests de proportions. Il fau-drait alors au moins 50 cas par cases. Supposons, par exemple, que l 'on veuille faire des comparaisons entre des catégories de pê-cheurs (3) et des zones de pêches (12). On aurait alors besoin d'un échantillon de 1 ,800.

1 1 .96 x G

✓1800 a

C'est-à-dire:

. 42 1 .96 21 .5

Considérons comme plausible 1 = 1 .96 a

✓n

✓n = 1 .966

c 25

-28-(1 .96)2 a 3.84 X 625 2400

C'est dire qu'avec une précision de un (1) jour sur la moyenne de participation à l 'activité pêche, on pourrait obtenir un estimé donnant un degré de certitude de 95% avec 2,400 cas, même si l 'écart-type de la population est de 25.

On aurait donc besoin d'un échantillon aléatoire simple de 2,400 personnes pour obtenir des estimés d'une précision de 1 tout en gardant un degré de certitude de 95%.

Voyons maintenant quel estimé de variance et d'er-reur-type nous permettrait d'obtenir cette précision en maintenant les autres valeurs constantes.

NRTE (1 72,000

(C)

a- 2 X

252

n 2400

2.6

:12.6 = 1 .52 X

Considérons la stratification suivante:

NRS3S (12 + 13) NRD

3,000 22,000

(D) (E)

La stratification a pour but de réduire la variance

Le calcul des .doit donc prendre la forme suivante:

W 1 = 72,000 = .72

-30-Si

n i n.

N J

n1 72,000 f

n2 3,000

n3 22,000 f

G X

2 72,000 2 X 30 2 3,000 2 X 202

4.(2,000 X 252 100,000 72,000 f 100,000

3,000 100,000 22,000

G _

2 2

(.72)2 (30)2 (.03)2 (20)2

(22)2 (25)2 X

100,000 f 3,000 f 22,000 f

X (.5184) (900) + (.0009) (400) ( .0484) (625) - .007

100,000 f 3,000 f 22,000 f

Puisque le but fixé est de tirer un échantillon stratifié nous permettant d'obtenir la même précision et le même degré de certitude qu'un échantillon aléatoire stratifié, notre échantillon devra être de telle sorte que:

Pr 1 (Entendre précision par P r ) PC 1 .96

a 2

X : 2.6

Conséquemment:

2.6 = .007 f .003 4.66(1 )f= .014

Alors:

n1 n 1F n2 n

2F n3 n

72,000 X .014 = 1008 3,000 X .014 = 42

22,000 X .014 = 308

Si l 'on estime le taux de non retour du questionnaire (2) à 40%, on obtient:

40% = 1008 404 = 1412

n2 f 40% = 42 17 = 59

n3 40% = 308 124 = 432

La taille de l 'échantillon

des non -résidants = 1903

(1 ) Facteur de correction pour tenir compte de la proportion des

permis utilisablesau fichier central. (voir rapport d'étape No 1) (2) Compte tenu du fait qu'un facteur de correction de 4.66 a été

appliqué.

-32-LES RES DANTS

Afin d'avoir un échantillon représentatif, il a été décidé que la distribution des salaires dans l 'échantillon devrait se rapprocher de celle de la population, de telle sorte que la moyenne des salaires de l 'échantillon X soit â $500.00 près de la moyenne des salaires dans la population. D'autre part, on désire conserver un degré de certitude de 95%.

Donc, le calcul de la moyenne des salaires par région administrative (X 1 , X 2 , ... X io) et de l 'écart-type de ces salaires 2,—

10) est nécessaire.

Ce calcul est présenté, dans les pages suivantes.

Quant au calcul de la taille de l 'échantillon, par région adminis-trative, on se souviendra que:

X t Za G

(intervalle de confiance) - / n

0 2 k

o_ 2

X

j j

j=1

G 2 a 2 )( J • :.-. j

n. J

Calcul des W.

j --e• 10) (proportion (le la strate j dans la population)

59,0 3 1 .03 G 4,731.60

2,100,0 I

2 77,407 • 04 cs 4,030.59

2,106,0 hl

w3 303,080 .14 03 = 5,622.33

"'; 100 081

-W 132,41 5 .06

4 4,953.4

2,100,081

5 72,783 = .03 0 5 = 5,165.60

2,100,081

1,310,057 .62 6 ^6,014.01

2,100,081

w7 b0,7()7 .03 o „, = 5,091.26

2, 1.00,681

w8 43,S20 .02 5,124.44

2,100,081

W9 35,3:30 ^.02 G

9 ^5,005.29

J CRL e 7G - u

116 1,310,657 f

117 69,797 f

43,526 t.

9 35,336 f

I 1

10 2,643 f

donc 2

o - ²

• X

(

^2106(')81^r;L/02 ⁽⁴⁷³¹^{59u31 f}^.00) ⁴ ^2106681⁷⁷⁴⁰⁷ ² ^(4630.59)^{77407 f}²

2106681 _{) 2}

(5410) -2643 f

(.0009) (22388038.56)

50031 1

(.0016) (21442363.76) 77407 f

(0. 196) (31610564 .63) -i- (.0036) (24532605.24)

303086 1' 132415 F

(0.006) (259209' .23) t (.0004) (26259885.36)

69797 f 43520 F

(.0004) (3141()275. 8) F (.000001) G 1)208100.00)

2043

-36-.3413 .4432 2.044 4 .66a9 ± .3299

.2412 .355()

a 7(

1 5. 14

En comparaison avec un échantillon aléatoire stratifié a = .05

donc,

Ainsi,

500 1.96

3840

6510.42 = 15.14

1.5.14 0510.42

(5°00 2 3840

.0110

soiL a = 5000

.002

59,031 X .002

77,407 X .002

6510.42

118.06

154.81

3 = ^303,080 ^X ^.002 600.72

132,415 X .002 204.82

72,7b3 Y .002 I45• 55

I,310,657 X .002 2,621.31

7 = 69,797 .002 139.59

n8 43,526 X .002 87.05

35,336 X .002 70.67

2,043 X .002 5.28 (1)

1 )

(1) Note: Pour des raisons évidentes nous allons regrouper les régions l() 9 et 10.

6.— 4281

Si l 'on veut faire une vérification en prenant pour exemple la strate 6, on remarque que cette strate représente 61% de notre échantillon compa-rativement à 62% dans la structure de la population mère.

2,10(),u81

2b2I ut (dans l'échanLillon) 428I

1 , .; 10,();7 ,

(dans la popul . iion)

-38-Compte tenu du type d'enquête, nous avons estimé le taux de réponse â 40%. Conséquemment, nous avons

chaque strate de 60%.

Ainsi , nous obtenons:

dû majorer la taille de

01 Bas St-Laurent / Gaspésie 1 60% = 295 02 Saguenay / Lac St-Jean 2 60% = 385

03 Québec n

3 60% = 1 ,515

04 Trois-Rivières n

4 60% = 660

05 Cantons de l 'Est n

5 60% = 362

06 Montréal n

6 + 60% = 6,552

07 Outaouais 7 60% = 347

08 Nord ouest n

8 60% = 217

09 Côte Nord n

9 + 60% = 175

10 Nouveau Québec n

10 + 60% = 15

La taille de l 'échantillon des résidants 10,523

TABLEAU MOYENNE ET ECART-TYPE DES REVENUS PAR REGION ADMINISTRATIVE

REGION RTE

1-1

01 7,457.43 4,731 .60

02 8,116.89 4,630.59

03 8,056.17 5,622.33

04 7,488.54 4,953.04

05 7,634.77 5,165.60

06 8,483.58 6,014.01

07 8,135.72 5,091 .26

08 8,069.43 5,124.44

09 9,609.75 5,605.29

10 9,727,77 5,410.00

-40-11 U 1-1 1 G

Dans le document ÉTUDE SUR LA PÊCHE SPORTIVE AU QUÉBEC EN 1975 (Page 33-55)