ENSAN Sept2023

Echantillonnage:
L’échantillon de l’ENSAN de septembre 2023 est un échantillon aléatoire, stratifié à 2 degrés. Au premier degré on tire les unités primaires (UP) de sondage, appelée aussi grappe, qui correspond à la Section d’Énumération (SE) telle que définie dans le cadre du Recensement Général de la Population et de l’Habitat
(RGPH) de 2022 avec probabilité proportionnelle à leur taille en ménages ; tandis qu’au second degré on tire un nombre constant d’unité secondaire (US=ménage) de façon aléatoire après avoir dressé la liste de tous les ménages à la suite d’un dénombrement exhaustif de l’UP.
Il est à signaler que l’échantillonnage de l’ENSAN a été élaboré avec l’appui technique de l’Institut National de la Statistique (INSTAT).
v Base de sondage
La base de sondage de cette évaluation a été élaborée par l’INSTAT en partenariat avec le SAP.
Pour ce faire, deux fichiers ont été utilisés pour la constituer. Il s’agit de :
i) la base des SE de l’INSTAT issue du Recensement Général de la Population et de l’Habitat (RGPH) de 2022 ;
ii) du fichier village avec leur rattachement aux zones de moyens d’existence (ZME) du FEWS NET (2014) qui a permis l’intégration/appariement de la variable « ZME » dans la base de sondage des SE de l’INSTAT.
v Détermination de la taille de l’échantillon
Bien que l’ENSAN soit une enquête ménage abordant plusieurs thématiques multidimensionnelles et transversales, les principales variables d’intérêt prises en compte pour déterminer la taille minimale nécessaire et optimale de l'échantillon sont la prévalence de l’insécurité alimentaire et la prévalence de la malnutrition aigüe avec pour objectif d’assurer la représentativité statistique des données principalement :
i) au niveau des 59 cercles et les 6 communes du District de Bamako que compte le Mali conformément au découpage administratif de niveau N2 ;
ii) au niveau des dix régions (Kayes, Koulikoro, Sikasso, Ségou, Mopti, Tombouctou, Gao, Kidal, Taoudenni, et Ménaka) et le District de Bamako que compte le pays - découpage administratif de niveau N1 ;
iii) au niveau des dix-sept (17) zones de moyens d’existence (ZME) que compte le pays ;
iv) au niveau du milieu de résidence (urbain vs rural) ;
v) ainsi, qu’au niveau national (ensemble du pays).
Tenant compte de ces objectifs, la taille minimale de l’échantillon des ménages à enquêter dans chacune des strates a été déterminée à partir de la formule suivante :
Où :
· n est la taille minimale requise de l’échantillon - exprimée nombre de ménages - pour l’indicateur clé de cette étude ;
· µa est un paramètre/facteur lié au niveau de confiance ;
· p est la prévalence prévue/anticipée pour l’indicateur clé de cette étude (autrement dit, ici, la prévalence de l’insécurité alimentaire des ménages ou de la malnutrition aiguë- enquête ; multi indicateurs) ;
· f est le paramètre donnant la mesure de l’effet de grappe ;
· d est la précision ou marge d’erreur souhaitée ;
· Prop est la proportion de la population totale sur laquelle l’indicateur p est basé ;
· nh est la taille moyenne des ménages ;

Dans le calcul de la taille minimale de l’échantillon :
ð le niveau de confiance retenu est 95% (dans ce cas, µa = 2) ;
ð les prévalences (p) attendus de l’insécurité alimentaire à 20,6% (ENSAN septembre 2018) et de la malnutrition aiguë estimée à 10,0% (SMART, 2018) ;
ð l’effet de grappe (f) a été estimé à 1.5 ;
ð la précision minimale (d) souhaitée étant de 5% ;
ð le ménage étant ciblé ici dans son ensemble, Pop x nh vaut 1 dans ce contexte.
L’application de cette formule, tenant compte des paramètres ci-dessus et des exigences méthodologiques d’une enquête nutrition conduisent à une taille minimale de 250 ménages par strate. Ce nombre est satisfaisant par strate eu égard au fait qu’un minimum de 25 grappes sera sélectionné par strate et sera ajustée au besoin.
NB : la taille est calculée pour chaque strate en fonction du niveau de la prévalence de la malnutrition aiguë globale.
v Procédure de tirage et d’allocation de l’échantillon
La répartition de l’échantillon de l’ENSAN entre les 59 cercles et les six communes du District de Bamako croisés avec les zones de moyen d’existence a été faite proportionnellement à leur taille en nombre de ménages. En tenant compte des contraintes liées aux caractéristiques de cette étude, des ajustements ont étéeffectués. Par finir, 1897 SE ont été finalement tirées au premier degré.
Au second degré, dans chacune des 1897 SE unités primaires tirées pour cette ENSAN, un échantillon de dix
(10) ménages a été sélectionné à partir de la liste des ménages établie à la suite d’un dénombrement exhaustifdes ménages. Les 10 ménages sont tirés dans chacune des SE-UP à probabilité égale.
Il est à souligner que, dans chaque SE, le poids, la taille et le périmètre brachial de tous les enfants de 6 à 59mois vivant dans les ménages tirés ont été pris après le recueil du consentement du répondant principal (leplus souvent le chef de ménage ou son/sa conjoint(e)) et la mensuration des femmes en âge de procréer.
v Pondérations
ð Calculs des poids de sondage
A cause de la sélection d’unités de probabilités inégales des différent(e)s strates ou domaines d’intérêt pourl’ENSAN ; en tenant compte du non-couverture de la population cible et au phénomène de non-réponse ; despoids de sondage doivent être calculés et utilisés dans toutes les analyses pour assurer la bonne représentativitéde l’échantillon au niveau national, des cercles, des régions, des zones de moyens d’existence ainsi que dumilieu de résidence. Pour faciliter les calculs des poids de sondage, les probabilités de sondage pour chaquedegré de tirage sont calculées pour chacune des grappes.
Soient :
P1hj : la probabilité de tirer au premier degré la SE j dans la strate h ;
Ah : le nombre de SE à tirer dans la strate h.
Mhj : le nombre de ménages de la SE j de la strate h (données du RGPH de 2022) ;
Mh : le nombre de ménages de la strate h (données du RGPH de 2022) avec = åh j hj M M
Les SE tirées n’ayant pas été segmentées ; la probabilité de sondage au premier degré de la SE j de lastrate h est donnée par : h
hj
hj h M
M
P A 1 =
Soient :
P2hj : la probabilité de tirer le Ménage j au deuxième degré
'
hj M : le nombre de ménages dénombrés au cours de l’enquête dans la SE j de la strate h.
a : le nombre constant de ménages (10) sélectionnés dans chaque SE.
La probabilité de sélection d’un ménage au sein de SE j de la strate h est donnée par : hj
hj M
P a
2 ' =(avec ici a = 10).
De ce fait, la probabilité globale pour tirer, au deuxième degré, un ménage dans la SE j de la strate h estalors : hj hj hj P P1 P2 =
Au final, le poids d’un ménage vivant dans la SE j de la strate h de l'échantillon de l’ENSAN MALI 2023est donc l'inverse de sa probabilité de sélection ; soit : hj
hj P
W = 1
Application d’un ajustement post-stratification
Pour, d’une part, réduire d’éventuelles erreurs type de la moyenne (« standard errors ») et appréhender avecune meilleure précision l’estimation de la moyenne des variables d’intérêt pour cette étude ; et d’autre part, s’assurer que les pondérations appliquées conduisent à des extrapolations connues/officielles des données de population (pour les ménages) ; une correction post-stratification (Wps) a été appliquée.