Analyse des comportements sexuels en France (1990-1992)
France, 1991 - 1992
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ID Ined
IE0178
DOI
https://doi.org/10.48756/ined-IE0178-1423
Producteur(s)
SPIRA Alfred, BAJOS Nathalie
Métadonnées
Créé le
Mar 04, 2022
Dernière modification
Jul 15, 2024
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Identifiant
Identifiant
IE0178
Titre
Analyse des comportements sexuels en France (1990-1992)
Titre traduit
Analysis of sexual behaviours in France
Pays
| Nom | Code (ISO) |
|---|---|
| France | FR |
Résumé
Le premier cas de sida a été décrit en 1981 par le Center for Disease Control (CDC). Très rapidement, les épidémiologistes du CDC à Atlanta ont pu déterminer qu'il s'agissait d'une affection transmise par voie sexuelle ou sanguine.
Les campagnes de prévention du sida ont débuté en France en 1986. Entre 1988 et 1989, la distribution des nouveaux cas de sida a été caractérisée par une diminution de la proportion d'homosexuels et bisexuels masculins (de 51,9% à 47,4% des cas) et par une augmentation équivalente de la proportion des toxicomanes (de 19,9% à 22,9%) et des hétérosexuels (de 9,2% à 11,5%).
Lors de la remise d'un rapport que lui avait demandé le gouvernement en 1988, Claude Got faisait à juste titre remarquer que, bien que le sida soit une affection dont l'agent causal, le virus de l'immunodéficience humaine (VIH), était transmis de façon très majoritaire par voie sexuelle, très peu d'études avaient été réalisées en France dans le domaine de la sexualité, comme dans la plupart des autres pays du monde d'ailleurs. Dès sa création, l'Agence Nationale de Recherches sur le Sida (ANRS) a donc mis en place un vaste programme de recherches quantitatives et qualitatives visant à mieux connaître et comprendre les comportements sexuels et la prise de risque vis-à-vis des maladies sexuellement transmissibles (MST) en général et du VIH en particulier, de façon à apporter des informations qui soient utiles aussi bien à la prévision de l'évolution de l'épidémie qu'à la prévention de sa diffusion.
L'enquête "Analyse des comportements sexuels en France" (ACSF, 1992), menée par un groupe de 25 chercheurs et coordonnée par A. Spira et N. Bajos, est le premier volet de ce programme qui comprend en outre :
-l'analyse des comportements sexuels des jeunes (ACSJ, 1994), réalisée sur un échantillon de 6182 adolescents, par une équipe multidisciplinaire de chercheurs, dirigée par H. Lagrange et B. Lhomond ;
-l'analyse des comportements sexuels aux Antilles et en Guyane (ACSAG, 1993), réalisée sur un échantillon de 2634 personnes par une équipe dirigée par M. Giraud et A. Gilloire.
Par ailleurs, l'enquête ACSF a donné lieu à une répétition sous une forme plus restreinte en 1994, sur un échantillon de 3428 personnes, en parallèle avec la réalisation d'une enquête visant à explorer les connaissances, attitudes et pratiques vis-à-vis du sida.
La connaissance des indicateurs de risque et des facteurs de risque est fondamentale pour la mise au point d'une prévention efficace, puisqu'elle permet d'identifier des groupes de la population dans lesquels des actions de prévention doivent être prioritairement engagées. Mais elle n'apporte que peu d'éléments pour enrichir la réflexion sur le contenu des stratégies de prévention. Le but de l'étude n'est bien entendu pas d'analyser les facteurs liés à l'appartenance à l'un ou à l'autre de ces "groupes à risques", mais de tenter de décrire et de comprendre quels sont les comportements effectifs des individus et comment ils gèrent le risque lié à l'exposition à des facteurs de risque de transmission du VIH.
Les comportements humains, considérés dans une perspective sociale et psychologique, constituent l'un des éléments déterminant l'état de santé des individus. Néanmoins, la rationalité à l'oeuvre dans nos comportements ou dans leurs modifications ne correspond pas nécessairement à une logique de préservation de la santé. Par exemple, si la connaissance des risques et des moyens de s'y soustraire est un élément important favorisant une attitude préventive, elle n'est pas cependant un élément suffisant.
C'est dans ce contexte que, outre la description des pratiques sexuelles sur l'ensemble de la vie ou lors des derniers rapports sexuels, certains axes d'analyse ont été développés dans l'enquête ACSF. Il s'agit en particulier de l'analyse des caractéristiques des partenaires sexuels et des activités qui ont été pratiquées avec eux, des sentiments amoureux et des attitudes vis-à-vis des humeurs corporelles, des dysfonctions sexuelles, des fantasmes et de l'aisance sexuelle.
Cette analyse a été complétée par l'étude des réseaux de confidents en matière de sexualité, des représentations sociales relatives à la sexualité en général, des connaissances relatives aux modes de transmission du sida, des aptitudes des individus à la communication verbale à propos de la sexualité, non seulement avec les partenaires sexuels, mais également avec des confidents et avec les parents durant la petite enfance. Enfin, une partie de l'enquête est consacrée à l'analyse des sentiments éprouvés à l'évocation de sa propre mort ainsi qu'aux représentations qu'ont les individus de leurs capacités de maîtriser les événements qui surviennent dans leur vie.
Les campagnes de prévention du sida ont débuté en France en 1986. Entre 1988 et 1989, la distribution des nouveaux cas de sida a été caractérisée par une diminution de la proportion d'homosexuels et bisexuels masculins (de 51,9% à 47,4% des cas) et par une augmentation équivalente de la proportion des toxicomanes (de 19,9% à 22,9%) et des hétérosexuels (de 9,2% à 11,5%).
Lors de la remise d'un rapport que lui avait demandé le gouvernement en 1988, Claude Got faisait à juste titre remarquer que, bien que le sida soit une affection dont l'agent causal, le virus de l'immunodéficience humaine (VIH), était transmis de façon très majoritaire par voie sexuelle, très peu d'études avaient été réalisées en France dans le domaine de la sexualité, comme dans la plupart des autres pays du monde d'ailleurs. Dès sa création, l'Agence Nationale de Recherches sur le Sida (ANRS) a donc mis en place un vaste programme de recherches quantitatives et qualitatives visant à mieux connaître et comprendre les comportements sexuels et la prise de risque vis-à-vis des maladies sexuellement transmissibles (MST) en général et du VIH en particulier, de façon à apporter des informations qui soient utiles aussi bien à la prévision de l'évolution de l'épidémie qu'à la prévention de sa diffusion.
L'enquête "Analyse des comportements sexuels en France" (ACSF, 1992), menée par un groupe de 25 chercheurs et coordonnée par A. Spira et N. Bajos, est le premier volet de ce programme qui comprend en outre :
-l'analyse des comportements sexuels des jeunes (ACSJ, 1994), réalisée sur un échantillon de 6182 adolescents, par une équipe multidisciplinaire de chercheurs, dirigée par H. Lagrange et B. Lhomond ;
-l'analyse des comportements sexuels aux Antilles et en Guyane (ACSAG, 1993), réalisée sur un échantillon de 2634 personnes par une équipe dirigée par M. Giraud et A. Gilloire.
Par ailleurs, l'enquête ACSF a donné lieu à une répétition sous une forme plus restreinte en 1994, sur un échantillon de 3428 personnes, en parallèle avec la réalisation d'une enquête visant à explorer les connaissances, attitudes et pratiques vis-à-vis du sida.
La connaissance des indicateurs de risque et des facteurs de risque est fondamentale pour la mise au point d'une prévention efficace, puisqu'elle permet d'identifier des groupes de la population dans lesquels des actions de prévention doivent être prioritairement engagées. Mais elle n'apporte que peu d'éléments pour enrichir la réflexion sur le contenu des stratégies de prévention. Le but de l'étude n'est bien entendu pas d'analyser les facteurs liés à l'appartenance à l'un ou à l'autre de ces "groupes à risques", mais de tenter de décrire et de comprendre quels sont les comportements effectifs des individus et comment ils gèrent le risque lié à l'exposition à des facteurs de risque de transmission du VIH.
Les comportements humains, considérés dans une perspective sociale et psychologique, constituent l'un des éléments déterminant l'état de santé des individus. Néanmoins, la rationalité à l'oeuvre dans nos comportements ou dans leurs modifications ne correspond pas nécessairement à une logique de préservation de la santé. Par exemple, si la connaissance des risques et des moyens de s'y soustraire est un élément important favorisant une attitude préventive, elle n'est pas cependant un élément suffisant.
C'est dans ce contexte que, outre la description des pratiques sexuelles sur l'ensemble de la vie ou lors des derniers rapports sexuels, certains axes d'analyse ont été développés dans l'enquête ACSF. Il s'agit en particulier de l'analyse des caractéristiques des partenaires sexuels et des activités qui ont été pratiquées avec eux, des sentiments amoureux et des attitudes vis-à-vis des humeurs corporelles, des dysfonctions sexuelles, des fantasmes et de l'aisance sexuelle.
Cette analyse a été complétée par l'étude des réseaux de confidents en matière de sexualité, des représentations sociales relatives à la sexualité en général, des connaissances relatives aux modes de transmission du sida, des aptitudes des individus à la communication verbale à propos de la sexualité, non seulement avec les partenaires sexuels, mais également avec des confidents et avec les parents durant la petite enfance. Enfin, une partie de l'enquête est consacrée à l'analyse des sentiments éprouvés à l'évocation de sa propre mort ainsi qu'aux représentations qu'ont les individus de leurs capacités de maîtriser les événements qui surviennent dans leur vie.
Type de données
Données d'enquête
Unité d'analyse
Individu
Champ
Thèmes
| Thèmes | Thésaurus | URL |
|---|---|---|
| 1. Couples, famille, sexualité | Ined | Link |
| 2. Naissance, fécondité, contraception | Ined | Link |
| 3. Espérance de vie, mortalité, santé | Ined | Link |
| Comportement social et attitudes | CESSDA Topic Classification | Link |
| Égalité, inégalité et exclusion sociale | CESSDA Topic Classification | Link |
| Genre et rôles de genre | CESSDA Topic Classification | Link |
| Maladies, troubles spécifiques et conditions médicales | CESSDA Topic Classification | Link |
| Santé publique | CESSDA Topic Classification | Link |
| Santé reproductive | CESSDA Topic Classification | Link |
| Services sociaux spécifiques : utilisation et disponibilité | CESSDA Topic Classification | Link |
| Vie de famille et mariage | CESSDA Topic Classification | Link |
Couverture
Couverture géographique
France métropolitaine
Univers
Personnes âgées de 18 à 69 ans (au 1er Janvier 1992) résidant en France métropolitaine
Producteurs et financeurs
Equipe de recherche
| Nom | Affiliation |
|---|---|
| SPIRA Alfred | INSERM |
| BAJOS Nathalie | INSERM |
Producteur(s)
| Nom |
|---|
| Institut national de la santé et de la recherche médicale |
| Institut national d'études démographiques |
| Centre national de la recherche scientifique |
| Université René Descartes, Paris V |
| Université Paris-Diderot, Paris VII |
| Université Paris-XIII |
Financeur(s)
| Nom | Sigle |
|---|---|
| Agence nationale de recherches sur le sida | ANRS |
Contributions et remerciements
| Nom | Affiliation | Rôle |
|---|---|---|
| BEJIN André | CNRS | Sociologue |
| BELTZER Nathalie | INSERM | Economiste |
| BOVE Christine | INSERM | Coordination administrative |
| BOZON Michel | Ined | Sociologue |
| DE COLOMBY Patrick | INSERM | Socio-démographe |
| DUCOT Béatrice | INSERM | Epidémiologiste |
| DURANDEAU André | Université Paris XIII | Médecin psychosomaticien |
| FERRAND Alexis | Université de Lille I | Sociologue |
| FIRDION Jean-Marie | Ined | Informaticien |
| GIAMI Alain | INSERM | Psychosociologue |
| LAURENT Raphaël | Ined | Informaticien |
| LE PONT François | INSERM | Bio-mathématicienne |
| LERIDON Henri | Ined | Démographe |
| LUDWIG Dominique | Université Paris V | Psychosociologue |
| MESSIAH Antoine | INSERM | Epidémiologiste |
| MOATTI Jean-Paul | INSERM | Economiste |
| MOUNIER Lise | CNRS | Sociologue |
| OLOMUCKI Hélène | Université Paris VII | Psychologue clinicienne |
| DE POPLAVSKI Jeanine | Université Paris VII | Psychologue clinicienne |
| RIANDEY Benoît | Ined | Statisticien |
| SPENCER Brenda | Institut universitaire de médecine sociale et préventive | Psychosociologue |
| SZTALRYD Jean-Marie | Université Paris XIII | Psychanalyste |
| TOUZARD Hubert | Université Paris V | Psychosociologue |
| WARSZAWSKI Josiane | INSERM | Epidémiologiste |
Echantillonnage
Procédure d'échantillonnage
Probabiliste : multi-étapes
-Ménages : un tirage au sort a été effectué à partir du fichier des abonnés de France Télécom (listes rouge et orange exclues). Une stratification régionale a permis d'accroître la représentativité géographique de l'échantillon. A l'intérieur du ménage, la personne à interroger était, parmi les personnes âgées de 18 à 69 ans, celle devant fêter son anniversaire le plus tôt après le jour de l'appel. Seuls les domiciles correspondant à des résidences principales et où habitait régulièrement au moins une personne parlant français ont été retenus.
-Jeunes résidant en collectivité (foyers de jeunes travailleurs ou résidences universitaires) : sélection aléatoire des résidences suivie d'un tirage au sort des personnes à enquêter dans la liste des résidents de chaque établissement retenu.
L'échantillon total comprend 20055 personnes dont 301 vivant en collectivité.
-Ménages : un tirage au sort a été effectué à partir du fichier des abonnés de France Télécom (listes rouge et orange exclues). Une stratification régionale a permis d'accroître la représentativité géographique de l'échantillon. A l'intérieur du ménage, la personne à interroger était, parmi les personnes âgées de 18 à 69 ans, celle devant fêter son anniversaire le plus tôt après le jour de l'appel. Seuls les domiciles correspondant à des résidences principales et où habitait régulièrement au moins une personne parlant français ont été retenus.
-Jeunes résidant en collectivité (foyers de jeunes travailleurs ou résidences universitaires) : sélection aléatoire des résidences suivie d'un tirage au sort des personnes à enquêter dans la liste des résidents de chaque établissement retenu.
L'échantillon total comprend 20055 personnes dont 301 vivant en collectivité.
Taux de réponse
12% des ménages contactés ont refusé de participer à la première étape de l'opération (détermination d'une personne éligible), et 11% des personnes sélectionnées ont ensuite refusé de répondre ; par ailleurs, dans 9% des ménages contactés il n'a pas été possible de joindre la personne désignée pour l'enquête, et 3% des interviews ont été interrompues (le plus souvent pour des raisons fortuites) et sont restés incomplètes.
Pondération
Le fait que l'on n'interroge qu'un seul individu par ménage nécessite de pondérer les réponses selon la dimension du ménage. Par ailleurs, l'échantillon peut ne pas présenter exactement les mêmes caractéristiques (par sexe, âge, catégorie sociale, etc.) que la population dans son ensemble. Un redressement va amener l'échantillon à coïncider avec la population générale des 18-69 ans.
Rappelons que l'échantillon se compose de trois parties : les questionnaires courts, les longs des ménages ordinaires, et ceux des foyers, qui étaient tous longs.
POIDS
Aux deux premiers groupes, il convient d'appliquer un poids proportionnel au nombre de personnes éligibles dans le ménage, c'est-à-dire âgées de 18 à 69 ans, puisqu'une seule (désignée au hasard par la « méthode anniversaire ») était interrogée. Ce nombre est donné par la variable Q8A; quand celle-ci n'était pas renseignée, on a cherché à l'estimer en tenant compte de la situation de couple (ou non) de la personne interrogée, et de son âge. La valeur moyenne de Q8A étant 2,1, on a divisé Q8A par cette valeur pour définir le poids.
Les personnes interrogées en foyers de travailleurs ou cités universitaires étaient tirées au hasard parmi les résidents d'un échantillon de ce type d'établissements. Connaissant le nombre de personnes de 18 à 69 ans habitant dans ce type de résidence, on peut comparer le taux de sondage effectif de cette population avec leur part dans la population totale, ce qui conduit à doner un poids 0,393 aux questionnaires recueillis dans les foyers collectifs. Le poids ainsi obtenu étant, en moyenne, un peu inférieur à 1 (en raison du 1 coefficient appliqué aux questionnaires des foyers), il a été ensuite ramené à 1.
PONDERATION DE L'ECHANTILLON TOTAL
La structure de l'échantillon obtenu (après application du poids défini ci-dessus) differe encore de celle de la population totale de 18-69 ans pour diverses raisons : personnes non abonnées au téléphone, personnes inscrites sur « liste rouge », personnes non jointes, refus de répondre ... Il était donc nécessaire de redresser l'échantillon pour éliminer (ou réduire) les effets de certains biais de structure sur les estimations tirées de l'enquête. Les analyses devant souvent être faites séparément pour chaque sexe, on a d'abord redressé chacun des deux sous-échantillons séparément. On a choisi d'intervenir avec prudence, en n'imposant pas à des catégories peu représentées des multiplicateurs trop élevés : pour la catégorie socioprofessionnelle (CSP), par exemple, on s'est contenté de « dégonfler » les catégories supérieures, en répartissant les hausses sur les autres catégories sans chercher à remettre à niveau des catégories peu nombreuses et nettement déficitaires (comme les agricultrices). Concrètement, on s'est calé sur les répartitions suivantes :
- région (3) : Ile-de-France, PACA (et Corse) + Rhône-Alpes, autres;
- âge au 1-1-92 (5) : 18-29,30-39,40-49,50-59,60-69 ans;
- situation matrinzoniale légale (3) : célibataire, marié, autre;
- activité et CSP (4) : inactif (y compris scolarisé, service militaire, mais non compris chômeur), cadre supérieur ou profession intermédiaire, autre profession, pas de profession déclarée (en particulier, chômeur n'ayant jamais travaillé).
Les distributions obtenues précédemment ont donc été recalées sur les distributions attendues, ce qui a conduit à définir des coefficients de redressement pour les 3*5*3'k4 = 180 classes définies ci-dessus; pour chaque individu, en multipliant ensuite son poids (provisoire) par ce coefficient, on obtient une variable de pondération applicable à chaque sexe séparément. Pour reconstituer un échantillon global, il suffit alors de rééquilibrer l'échantillon en fonction de la part de chaque sexe, ce qui conduit à la valeur finale de la pondération :
variable PO120 (de moyenne 1). En utilisant cette pondération, l'effectif initial (20055) est respecté, et ceux des diverses sous-catégories ne sont qu'assez peu modifiés.
PONDERATION DE L'ECHANTILLON DES LONGS
On peut considérer l'échantillon des questionnaires longs comme un sous-échantillon. Il ne peut être représentatif de la population totale, cependant, qu'en tenant compte de la procédure de sélection introduite par la carte-filtre, puisqu'une partie seulement des personnes « non à risque » étaient retenues pour ce questionnaire. A cet effet - massif - s'ajoute celui des abandons en cours de questionnaire, plus fréquents (8,4 %) que chez les « courts » (1,2 %). Il était donc nécessaire de reconstruire une pondération spécifique pour ces questionnaires, en visant à reconstituer une structure proche de celle des 20000.
L'étape « ménage » ne pose pas de problème particulier (on procède comme ci-dessus), si ce n'est que la moyenne des Q8A de ce sous-échantillon n'étant pas identique à celle des 20000, et la part des questionnaires recueillis en foyers collectifs étant plus importante (ils appartiennent tous à cette catégorie), le poids obtenu n'est pas identique au précédent.
L'étape « filtre » est l'élément nouveau. Les questionnaires des foyers étant tous longs d'office, ils ne posent pas de problème; en revanche, les personnes des ménages ordinaires se déclarant « non à risque » ne devaient recevoir un questionnaire long qu'une fois sur dix, selon leur jour de naissance dans le mois. Cet élément n'étant pas contrôlé a posteriori (on ne connaît pas le véritable jour de naissance), on est obligé de classer d'abord les individus « à risque » sur la base de leurs réponses aux questions spécifiques du questionnaire reproduisant les critères du filtre, et de considérer que ces personnes étaient donc éligibles pour un questionnaire long. Au prix de quelques hypothèses (pour plus de détails, voir les pages 102-105 du volume publié à la documentation Française), on peut calculer des coefficients de repondération, qui sont de l'ordre de 1,1 en moyenne pour les « à risque », et de 6,9
pour les « témoins ». Les résultats précédents sont ensuite multipliés par 4 820/20 055 pour obtenir encore une moyenne égale à 1.
On procède ensuite comme pour l'échantillon des 20 000, en redressant selon les mêmes critères d'abord pour chaque sexe, puis pour l'ensemble. Deux différences ici, cependant : d'une part, on a dû distinguer, au sein des inactifs, les scolarisés des autres inactifs; d'autre part, on a ajouté une variable de calage, le fait d'être repéré « à risque » ou non (on utilise donc les proportions obtenues dans le 20000). La pondération finale est : variable POILON (de moyenne 1). L'échantillon ainsi pondéré est toujours d'effectif 4 820, et sa structure globale (pour les critères du redressement) est identique à celle du 20 000 (ce ne sera pas vrai de toutes les autres distributions). Comme dans l'échantillon total, la proportion des « à risque » n'est que de 12 % environ, donc très inférieure à la proportion observée avant redressement (2 271 personnes ont été classées « à risque » parmi les 4 820 questionnaires longs).
Les deux variables PO120 et POILON doivent être utilisées dans tout traitement des données ACSF.
Rappelons que l'échantillon se compose de trois parties : les questionnaires courts, les longs des ménages ordinaires, et ceux des foyers, qui étaient tous longs.
POIDS
Aux deux premiers groupes, il convient d'appliquer un poids proportionnel au nombre de personnes éligibles dans le ménage, c'est-à-dire âgées de 18 à 69 ans, puisqu'une seule (désignée au hasard par la « méthode anniversaire ») était interrogée. Ce nombre est donné par la variable Q8A; quand celle-ci n'était pas renseignée, on a cherché à l'estimer en tenant compte de la situation de couple (ou non) de la personne interrogée, et de son âge. La valeur moyenne de Q8A étant 2,1, on a divisé Q8A par cette valeur pour définir le poids.
Les personnes interrogées en foyers de travailleurs ou cités universitaires étaient tirées au hasard parmi les résidents d'un échantillon de ce type d'établissements. Connaissant le nombre de personnes de 18 à 69 ans habitant dans ce type de résidence, on peut comparer le taux de sondage effectif de cette population avec leur part dans la population totale, ce qui conduit à doner un poids 0,393 aux questionnaires recueillis dans les foyers collectifs. Le poids ainsi obtenu étant, en moyenne, un peu inférieur à 1 (en raison du 1 coefficient appliqué aux questionnaires des foyers), il a été ensuite ramené à 1.
PONDERATION DE L'ECHANTILLON TOTAL
La structure de l'échantillon obtenu (après application du poids défini ci-dessus) differe encore de celle de la population totale de 18-69 ans pour diverses raisons : personnes non abonnées au téléphone, personnes inscrites sur « liste rouge », personnes non jointes, refus de répondre ... Il était donc nécessaire de redresser l'échantillon pour éliminer (ou réduire) les effets de certains biais de structure sur les estimations tirées de l'enquête. Les analyses devant souvent être faites séparément pour chaque sexe, on a d'abord redressé chacun des deux sous-échantillons séparément. On a choisi d'intervenir avec prudence, en n'imposant pas à des catégories peu représentées des multiplicateurs trop élevés : pour la catégorie socioprofessionnelle (CSP), par exemple, on s'est contenté de « dégonfler » les catégories supérieures, en répartissant les hausses sur les autres catégories sans chercher à remettre à niveau des catégories peu nombreuses et nettement déficitaires (comme les agricultrices). Concrètement, on s'est calé sur les répartitions suivantes :
- région (3) : Ile-de-France, PACA (et Corse) + Rhône-Alpes, autres;
- âge au 1-1-92 (5) : 18-29,30-39,40-49,50-59,60-69 ans;
- situation matrinzoniale légale (3) : célibataire, marié, autre;
- activité et CSP (4) : inactif (y compris scolarisé, service militaire, mais non compris chômeur), cadre supérieur ou profession intermédiaire, autre profession, pas de profession déclarée (en particulier, chômeur n'ayant jamais travaillé).
Les distributions obtenues précédemment ont donc été recalées sur les distributions attendues, ce qui a conduit à définir des coefficients de redressement pour les 3*5*3'k4 = 180 classes définies ci-dessus; pour chaque individu, en multipliant ensuite son poids (provisoire) par ce coefficient, on obtient une variable de pondération applicable à chaque sexe séparément. Pour reconstituer un échantillon global, il suffit alors de rééquilibrer l'échantillon en fonction de la part de chaque sexe, ce qui conduit à la valeur finale de la pondération :
variable PO120 (de moyenne 1). En utilisant cette pondération, l'effectif initial (20055) est respecté, et ceux des diverses sous-catégories ne sont qu'assez peu modifiés.
PONDERATION DE L'ECHANTILLON DES LONGS
On peut considérer l'échantillon des questionnaires longs comme un sous-échantillon. Il ne peut être représentatif de la population totale, cependant, qu'en tenant compte de la procédure de sélection introduite par la carte-filtre, puisqu'une partie seulement des personnes « non à risque » étaient retenues pour ce questionnaire. A cet effet - massif - s'ajoute celui des abandons en cours de questionnaire, plus fréquents (8,4 %) que chez les « courts » (1,2 %). Il était donc nécessaire de reconstruire une pondération spécifique pour ces questionnaires, en visant à reconstituer une structure proche de celle des 20000.
L'étape « ménage » ne pose pas de problème particulier (on procède comme ci-dessus), si ce n'est que la moyenne des Q8A de ce sous-échantillon n'étant pas identique à celle des 20000, et la part des questionnaires recueillis en foyers collectifs étant plus importante (ils appartiennent tous à cette catégorie), le poids obtenu n'est pas identique au précédent.
L'étape « filtre » est l'élément nouveau. Les questionnaires des foyers étant tous longs d'office, ils ne posent pas de problème; en revanche, les personnes des ménages ordinaires se déclarant « non à risque » ne devaient recevoir un questionnaire long qu'une fois sur dix, selon leur jour de naissance dans le mois. Cet élément n'étant pas contrôlé a posteriori (on ne connaît pas le véritable jour de naissance), on est obligé de classer d'abord les individus « à risque » sur la base de leurs réponses aux questions spécifiques du questionnaire reproduisant les critères du filtre, et de considérer que ces personnes étaient donc éligibles pour un questionnaire long. Au prix de quelques hypothèses (pour plus de détails, voir les pages 102-105 du volume publié à la documentation Française), on peut calculer des coefficients de repondération, qui sont de l'ordre de 1,1 en moyenne pour les « à risque », et de 6,9
pour les « témoins ». Les résultats précédents sont ensuite multipliés par 4 820/20 055 pour obtenir encore une moyenne égale à 1.
On procède ensuite comme pour l'échantillon des 20 000, en redressant selon les mêmes critères d'abord pour chaque sexe, puis pour l'ensemble. Deux différences ici, cependant : d'une part, on a dû distinguer, au sein des inactifs, les scolarisés des autres inactifs; d'autre part, on a ajouté une variable de calage, le fait d'être repéré « à risque » ou non (on utilise donc les proportions obtenues dans le 20000). La pondération finale est : variable POILON (de moyenne 1). L'échantillon ainsi pondéré est toujours d'effectif 4 820, et sa structure globale (pour les critères du redressement) est identique à celle du 20 000 (ce ne sera pas vrai de toutes les autres distributions). Comme dans l'échantillon total, la proportion des « à risque » n'est que de 12 % environ, donc très inférieure à la proportion observée avant redressement (2 271 personnes ont été classées « à risque » parmi les 4 820 questionnaires longs).
Les deux variables PO120 et POILON doivent être utilisées dans tout traitement des données ACSF.
Collecte des données
Dates de collecte
| Début | Fin | Cycle |
|---|---|---|
| 1991-09 | 1992-03 | Enquête |
Période couverte par les données
| Début | Fin |
|---|---|
| 1991 | 1992 |
Mode de collecte
Entretien téléphonique : assisté par ordinateur (CATI)
Informations supplémentaires sur la collecte
Après envoi d'une lettre aux ménages retenus dans l'échantillon initial, un premier appel téléphonique avait lieu pour déterminer la personne à interroger. L'entretien téléphonique pouvait ensuite avoir lieu avec la personne ainsi désignée. Les enquêteurs (110 au total) avaient été spécialement formés pour cette étude, et leur travail a été constamment suivi par les chercheurs de l'équipe ACSF. Ils n'avaient jamais connaissance des numéros appelés, et la procédure de relance prévoyait jusqu'à 12 appels à des heures et jours variables.
Pour plus d'informations sur les enquêteurs et leurs relations avec les enquêtés, voir les chapitres "Enquêter sur la sexualité et le sida : les enquêteurs de l'ACSF" par A. Giami, H. Olomucky et J. Poplavsky et "Effets du sexe de l'enquêteur. Une enquête sur la sexualité et le sida" par J.-M. Firdion et R. Laurent dans l'ouvrage "La sexualité aux temps du sida" / sous la direction de Nathalie Bajos, Michel Bozon, Alexis Ferrand, Alain Giami, Alfred Spira et le groupe ACSF - Paris : Presses universitaires de France, 1998 - XII-494 p.
Pour plus d'informations sur les enquêteurs et leurs relations avec les enquêtés, voir les chapitres "Enquêter sur la sexualité et le sida : les enquêteurs de l'ACSF" par A. Giami, H. Olomucky et J. Poplavsky et "Effets du sexe de l'enquêteur. Une enquête sur la sexualité et le sida" par J.-M. Firdion et R. Laurent dans l'ouvrage "La sexualité aux temps du sida" / sous la direction de Nathalie Bajos, Michel Bozon, Alexis Ferrand, Alain Giami, Alfred Spira et le groupe ACSF - Paris : Presses universitaires de France, 1998 - XII-494 p.
Responsable(s) de la collecte
| Nom |
|---|
| BVA |
| MV2 |
Questionnaires
Instrument de collecte
Questionnaire structuré
Le questionnaire existe en deux formats ; après une trentaine de questions générales, une "carte-filtre" permet d'orienter les sujets soit vers un questionnaire court, soit vers un questionnaire long. Ceci n'est pas valable pour les jeunes résidant en collectivité qui se sont vus poser d'office le questionnaire long.
La "carte-filtre" du questionnaire ACSF :
Etes-vous dans l'une des situations suivantes ?
-Vous êtes né le 4, le 17 ou le 20 d'un mois de l'année.
-Vous avez eu des rapports sexuels avec au moins 2 personnes différentes dans les 12 derniers mois.
-Au cours des cinq dernières années, vous avez eu des rapports sexuels au moins une fois avec une personne du même sexe que vous.
-Au cours des cinq dernières années, vous avez payé au moins une fois pour avoir des rapports sexuels.
-Au cours des douze derniers mois, vous avez utilisé au moins une fois une drogue douce (hasch, marijuana...) ou dure (cocaïne, héroïne...).
-Vous êtes hémophile.
Le questionnaire court (durée moyenne : 15 minutes) a été administré aux personnes n'ayant répondu positivement à aucune des questions de la carte-filtre détaillée ci-dessus. 15235 personnes se sont retrouvées dans ce cas. Le questionnaire court aborde de manière schématique les principaux éléments de la vie sexuelle des personnes qui ne présentent aucun facteur de risque particulier vis-à-vis de l'infection par le VIH.
Le questionnaire long (durée moyenne : 45 minutes) a été administré aux personnes qui ont répondu positivement à au moins une des questions de la carte-filtre détaillée ci-dessus. 4820 personnes se sont retrouvées dans ce cas, certaines parce qu'elles s'étaient reconnues dans l'un des critères de risque proposé (échantillon « à risque »), d'autres étant désignées simplement par leur jour de naissance (échantillon « témoin »). Le questionnaire long est beaucoup plus détaillé que le questionnaire court mais comprend toutes les questions de ce dernier. Plus clairement, cela signifie que toutes les personnes de l'enquête ont répondu aux questions du questionnaire court, mais que seulement une partie de la population a répondu aux questions du questionnaire long.
Par ailleurs, l'échantillon du questionnaire long a été divisé en deux sous-groupes : selon que la personne était interrogée par l'institut de sondage BVA ou par l'institut MV2, elle se voyait poser les questions du module "confidents" ou du module "fantasmes".
Enfin, certaines questions étaient formulées différemment selon le sexe de la personne interrogée, soit réservées à un seul sexe ; les effectifs sont donc alors divisés par deux environ.
Le questionnaire existe en deux formats ; après une trentaine de questions générales, une "carte-filtre" permet d'orienter les sujets soit vers un questionnaire court, soit vers un questionnaire long. Ceci n'est pas valable pour les jeunes résidant en collectivité qui se sont vus poser d'office le questionnaire long.
La "carte-filtre" du questionnaire ACSF :
Etes-vous dans l'une des situations suivantes ?
-Vous êtes né le 4, le 17 ou le 20 d'un mois de l'année.
-Vous avez eu des rapports sexuels avec au moins 2 personnes différentes dans les 12 derniers mois.
-Au cours des cinq dernières années, vous avez eu des rapports sexuels au moins une fois avec une personne du même sexe que vous.
-Au cours des cinq dernières années, vous avez payé au moins une fois pour avoir des rapports sexuels.
-Au cours des douze derniers mois, vous avez utilisé au moins une fois une drogue douce (hasch, marijuana...) ou dure (cocaïne, héroïne...).
-Vous êtes hémophile.
Le questionnaire court (durée moyenne : 15 minutes) a été administré aux personnes n'ayant répondu positivement à aucune des questions de la carte-filtre détaillée ci-dessus. 15235 personnes se sont retrouvées dans ce cas. Le questionnaire court aborde de manière schématique les principaux éléments de la vie sexuelle des personnes qui ne présentent aucun facteur de risque particulier vis-à-vis de l'infection par le VIH.
Le questionnaire long (durée moyenne : 45 minutes) a été administré aux personnes qui ont répondu positivement à au moins une des questions de la carte-filtre détaillée ci-dessus. 4820 personnes se sont retrouvées dans ce cas, certaines parce qu'elles s'étaient reconnues dans l'un des critères de risque proposé (échantillon « à risque »), d'autres étant désignées simplement par leur jour de naissance (échantillon « témoin »). Le questionnaire long est beaucoup plus détaillé que le questionnaire court mais comprend toutes les questions de ce dernier. Plus clairement, cela signifie que toutes les personnes de l'enquête ont répondu aux questions du questionnaire court, mais que seulement une partie de la population a répondu aux questions du questionnaire long.
Par ailleurs, l'échantillon du questionnaire long a été divisé en deux sous-groupes : selon que la personne était interrogée par l'institut de sondage BVA ou par l'institut MV2, elle se voyait poser les questions du module "confidents" ou du module "fantasmes".
Enfin, certaines questions étaient formulées différemment selon le sexe de la personne interrogée, soit réservées à un seul sexe ; les effectifs sont donc alors divisés par deux environ.
Evaluation des données
Evaluation de la qualité des données
Les caractéristiques socio-démographiques des 20055 personnes interrogées ont été comparées à celles de l'ensemble de la population, montrant de légers déficits pour les catégories suivantes : hommes (surtout après 50 ans), célibataires, personnes peu diplômées, personnes résidant en Ile-de-France. Les biais restaient néanmoins limités, et il en a été tenu compte dans l'analyse en utilisant une procédure de redressement de l'échantillon (voir "Pondération").
Conditions d'accès
Formulaire de confidentialité
Si la demande est acceptée, cela conduit à la signature d'un engagement individuel à destination de l'Ined, et d'un engagement de confidentialité à destination du Comité du Secret Statistique. Ces engagements requièrent :
-D'utiliser les données exclusivement dans une finalité de recherche ;
-De ne pas céder ces données, sous quelque forme que ce soit, à une tierce personne, que ce soit à titre gratuit ou onéreux ;
-De traiter ces données conformément aux règles de l'art et du secret statistique ;
-De mentionner la source des données dans mes communications, publications… conformément au modèle de citation pour l'utilisation des données (cf. ci-après) ;
-D'informer le diffuseur de mes communications, publications… et lui en faire parvenir les références ;
-D'informer le diffuseur des constats relatifs à la qualité des données ou à leur difficulté d'utilisation ;
-D'informer le diffuseur de toute réutilisation des données pour une autre recherche que celle spécifiée ci-dessus ;
-De détruire les fichiers à l'issue du travail de recherche ;
-De respecter la règlementation en matière de protection des données personnelles.
Conditions
L'acceptation de la demande faite sur le portail de commande de Quetelet-PROGEDO-Diffusion dépend du statut de l'utilisateur, de la présence d'une adresse e-mail institutionnelle et d'un projet de recherche. Si la demande est acceptée, cela conduit à la signature d'un engagement individuel à destination de l'Ined, et d'un engagement de confidentialité à destination du Comité du Secret Statistique. Si les données sont analysées de manière collective, tous les membres du groupe de travail doivent faire une demande d'accès.
Restrictions d'accès
Les fichiers diffusés dans le cadre de Quetelet-PROGEDO-Diffusion sont accessibles aux chercheurs français et étrangers, doctorants, post-doctorants, et étudiants de master à des fins de recherche, de production scientifique et dans certains cas d'enseignement. Toute utilisation commerciale est exclue.
Les critères d'une finalité de recherche sont la production ou reproduction, dans un but de validation de connaissances nouvelles de portée générale. Les résultats sont publics et libres de diffusion.
Les critères d'une finalité de recherche sont la production ou reproduction, dans un but de validation de connaissances nouvelles de portée générale. Les résultats sont publics et libres de diffusion.
Contact
| Nom | Affiliation | |
|---|---|---|
| BARON Julie | Ined | enquetes@ined.fr |
Localisation des données
Quetelet Progedo Diffusion
Archive d'origine
DataLab - Service des Enquêtes et Sondages - Ined
Responsabilité
Clause de non responsabilité
L'Ined ne peut être tenu responsable des interprétations ou déductions faites à partir de l'utilisation des données.
Production des métadonnées
Identifiant
IE0178 10.48756/ined-IE0178-1423
Producteur(s)
| Nom | Affiliation |
|---|---|
| MORISSET Amandine | Service des enquêtes et des sondages, Ined |
Date de production des métadonnées
2009-07-20
Version
Version 1.0 ()
Version 2.0 (2021-08-25) : Mise en conformité avec le CESSDA, enrichissement des métadonnées
Version 2.0 (2021-08-25) : Mise en conformité avec le CESSDA, enrichissement des métadonnées