La fibrillation auriculaire (FA), l’arythmie cardiaque la plus courante est un facteur de risque majeur pour le développement de l’accident vasculaire cérébral ischémique (AVC). Les anticoagulants oraux directs (AOD) ont largement remplacé la warfarine en usage clinique pour la prévention des AVC dans la FA. Cette recherche a examiné deux défis méthodologiques importants qui peuvent survenir dans les études observationnelles sur l’efficacité et l’innocuité comparatives des AOD et de la warfarine. Premièrement : un biais d’information résultant d’une classification erronée de l’exposition au traitement à la warfarine suite aux ajustements de doses fréquentes qui ne sont pas adéquatement consignés dans les données de dispensations pharmacologiques. Deuxièmement : un biais de sélection, en raison de la censure informative, généré par des mécanismes de censure différentiels, chez les patients exposés aux AOD, ou à la warfarine. À l’aide des données administratives du Québec, j’ai mené trois études de cohortes rétrospectives qui ont portées sur toutes les personnes ayant initié un anticoagulant oral de 2010 à 2016. Ces études étaient restreintes aux résidents du Québec couverts par le régime public d'assurance médicaments (environ 40% de la population au Québec), c’est-à-dire : des personnes âgées de 65 ans et plus; des bénéficiaires de l’aide sociale; des personnes qui n’ont pas accès à une assurance-maladie privée; et les personnes à leur charge. Dans la première étude, nous avons émis l'hypothèse que les données sur les réclamations en pharmacie ne reflètent pas correctement la durée de la dispensation de la warfarine. Les écarts entre les renouvellements consécutifs étaient plus grands pour la warfarine que les AOD. Dans cette étude, on a trouvé que l'écart moyen pour les usagers de la warfarine était de 9.3 jours (avec un intervalle de confiance de 95% [IC]: 8.97-9.59), l'apixaban de 3.08 jours (IC de 95%: 2.96--3.20), et de 3.15 jours pour le rivaroxaban (IC de 95%: 3.03-3.27). Les écarts entre les renouvellements consécutifs présentaient une plus grande variabilité chez les personnes qui prenaient de la warfarine comparativement à celles qui prenaient des AOD. Cette variation peut refléter les changements de posologie de la warfarine lorsque la dose quotidienne est ajustée par le professionnel de la santé en fonction des résultats du rapport normalisé international (INR). L’ajustement de la dose peut prolonger (ou raccourcir) la période couverte par le nombre de comprimés délivrés. Dans la deuxième étude, nous avons émis l'hypothèse que la définition de la durée d'exposition basée sur la variable des « jours fournis », disponible dans la base de données, et le délai de grâce fixe, entraîneront une erreur de classification différentielle de l’exposition à la warfarine par rapport aux AOD. Dans cette étude, on a utilisé deux approches pour définir la durée des dispensations : la variable des « jours fournis » disponible dans la base de données ainsi qu’une approche axée sur les données pour la définition de la durée de dispensation qui tient compte des antécédents de distribution précédents. La deuxième étude a révélé qu'en utilisant la variable des « jours fournis », la durée moyenne (et l'écart type) des durées des dispensations pour le dabigatran, le rivaroxaban, et la warfarine étaient de 19 (15), 19 (14), et de 13 (12) jours, respectivement. En utilisant l’approche fondée sur des données, les durées étaient de 20 (16), 19 (15), et de 15 (16) jours, respectivement. Ainsi, l'approche fondée sur les données s’est rapprochée de la variable des « jours fournis » pour les thérapies à dose standard telles que le dabigatran et le rivaroxaban. Une approche axée sur les données pour la définition de la durée de dispensation, qui tient compte des antécédents de distribution précédents, permet de mieux saisir la variabilité de la durée de dispensation de la warfarine par rapport à la méthode basée sur la variable des « jours fournis ». Toutefois, cela n’a pas eu d’impact sur les estimations du rapport de risque sur la sécurité comparative des AOD par rapport à la warfarine. Dans la troisième étude, nous avons émis l'hypothèse que lors de l'évaluation de l’effet d’un traitement continu avec des anticoagulants oraux (l'analyse per-protocole), la censure élimine les patients les plus malades du groupe des AOD et des patients en meilleure santé du groupe de warfarine. Cela peut baisser l'estimation de l'efficacité et de l'innocuité comparative en faveur des AOD. L’étude a démontré que les mécanismes de censure chez les initiateurs d’AOD et de warfarine étaient différents. Ainsi, certaines covariables pronostiquement significatives, telles que l’insuffisance rénale chronique et l’insuffisance cardiaque congestive, étaient associées avec une augmentation de la probabilité de censure chez les initiateurs d’AOD, et une diminution de la probabilité de censure chez les initiateurs de warfarine. Pour corriger le biais de sélection introduit par la censure, nous avons appliqué la méthode de pondération par la probabilité inverse de censure. Deux stratégies de spécification du modèle pour l’estimation des poids de censure ont été explorées : le modèle non stratifié, et le modèle stratifié en fonction de l’exposition. L’étude a démontré que lorsque les poids de censure sont générés sans tenir compte des dynamiques de censure spécifiques, les estimés ponctuels sont biaisés de 15% en faveur des AOD par rapport à l'ajustement des estimés ponctuels avec des poids de censure stratifiée selon l’exposition (rapport de risque: 1.41; IC de 95%: 1.34, 1.48 et rapport de risque: 1.26; IC de 95%: 1.20, 1.33, respectivement). Dans l’ensemble, les résultats de cette thèse ont d’importantes implications méthodologiques pour les futures études pharmacoépidémiologiques. À la lumière de ceux-ci, les résultats des études observationnelles précédentes peuvent être revus et une certaine hétérogénéité peut être expliquée. Les résultats pourraient également être extrapolés à d’autres questions cliniques. / Atrial fibrillation (AF), the most common cardiac arrhythmia is a major risk factor for the development of ischemic stroke. Direct oral anticoagulants (DOACs) replaced warfarin in clinical use for stroke prevention in AF. This research investigated two important methodological challenges that may arise in observational studies on the comparative effectiveness and safety of DOACs and warfarin. First, an information bias resulting from misclassification of exposure to dose-varying warfarin therapy when using days supplied value recorded in pharmacy claims data. Second, a selection bias due to informative censoring with differential censoring mechanisms in the DOACs- and the warfarin exposure groups. Using the Québec administrative databases, I conducted three retrospective cohort studies that included patients initiating an oral anticoagulant between 2010 and 2016. The studies were restricted to Québec residents covered by the public drug insurance plan (about 40% of Québec’s population), including those aged 65 years and older, welfare recipients, those not covered by private medical insurance, and their dependents. In the first study, we hypothesized that pharmacy claims data inadequately captured the duration of the dispensation of warfarin. Gaps between subsequent dispensations (refill gaps) and their variation are larger for warfarin than for DOACs. In this study, we found that the average refill gap for the users of warfarin was 9.3 days (95% confidence interval [CI]:8.97-9.59), apixaban 3.08 days (95%CI: 2.96--3.20), dabigatran 3.70 days (95%CI: 3.56-3.84) and rivaroxaban 3.15 days (95%CI: 3.03-3.27). The variance of refill gaps was greater among warfarin users than among DOAC users. This variation may reflect the changes in warfarin posology when the daily dose is adjusted by a physician or a pharmacist based on previously observed international normalized ratio (INR) results. The dose adjustment may lead to a prolongation of the period covered by the number of dispensed pills. In the second study, we hypothesized that the definition of duration of dispensation based on the days supplied value and a fixed grace period will lead to differential misclassification of exposure to warfarin and DOACs. This may bias the estimate of comparative safety in favor of DOACs. In this study, we used two approaches to define the duration of dispensations: the recorded days supplied value, and the longitudinal coverage approximation (data-driven) that may account for individual variation in drug usage patterns. The second study found that using the days supplied, the mean (and standard deviation) dispensation durations for dabigatran, rivaroxaban, and warfarin were 19 (15), 19 (14), and 13 (12) days, respectively. Using the data-driven approach, the durations were 20 (16), 19 (15), and 15 (16) days, respectively. Thus, the data-driven approach closely approximated the recorded days supplied value for the standard dose therapies such as dabigatran and rivaroxaban. For warfarin, the data-driven approach captured more variability in the duration of dispensations compared to the days supplied value, which may better reflect the true drug-taking behavior of warfarin. However, this did not impact the hazard ratio estimates on the comparative safety of DOACs vs. warfarin. In the third study, we hypothesized that when assessing the effect of continuous treatment with oral anticoagulants (per-protocol effect), censoring removes sicker patients from the DOACs group and healthier patients from the warfarin group. This may bias the estimate of comparative effectiveness and safety in favor of DOACs. The study showed that the mechanisms of censoring in the DOAC and the warfarin exposure groups were different. Thus, prognostically meaningful covariates, such as chronic renal failure and congestive heart failure, had an opposite direction of association with the probability of censoring in the DOACs and warfarin groups. To correct the selection bias introduced by censoring, we applied the inverse probability of censoring weights. Two strategies for the specification of the model for the estimation of censoring weights were explored: exposure-unstratified and exposure-stratified. The study found that exposure-unstratified censoring weights did not account for the differential mechanism of censoring across the treatment group and failed to eliminate the selection bias. The hazard ratio associated with continuous treatment with warfarin versus DOACs adjusted with exposure unstratified censoring weights was 15% biased in favor of DOACs compared to the hazard ratio adjusted with exposure-stratified censoring weights (hazard ratio: 1.41; 95% CI: 1.34, 1.48 and hazard ratio: 1.26; 95%CI: 1.20, 1.33, respectively). Overall, the findings of this thesis have important methodological implications for future pharmacoepidemiologic studies. Moreover, the results of the previous observational studies can be reappraised, and some heterogeneity can be explained. The findings can be extrapolated to other clinical questions.

Dans cette thèse, nous dépassons le cadre binaire de l'évaluation et nous nous plaçons dans celui de plusieurs traitements, à l'instar de Brodaty et al. [2001], Larson [2000], Imbens [1999]. Les estimations effectuées portent sur les politiques de l'emploi en vigueur en France pendant la période 1997-1999. Trois programmes sont étudies : CIE (Contrat Initiative Emploi) emploi subventionné dans le secteur marchand, CES (Contrat Emploi-Solidarité) création d'emploi dans le secteur non marchand et SIFE (Stage d'Insertion par la Formation et l'Emploi). L'efficacité de ces dispositifs est évaluée non seulement sur le taux de retour à l'emploi des bénéficiaires mais aussi sur divers autres critères qui répondent à différentes questions intéressantes économiquement et économétriquement : i) la politique active de l'emploi atteint-elle les demandeurs d'emploi les plus prioritaires parmi les prioritaires ? ii) Comment les entreprises utilisent-elles les programmes de la politique active (effet d'aubaine, de substitution,...) ? iii) Pouvons-nous mesurer la qualité d'un contrat aidé ? Comment évaluer l'efficacité relative d'un contrat aidé (plus spécifiquement) non marchand comparativement à celui du secteur marchand ?, impact marginal, effet propre, bien-être, , etc.

No description available.

Dans cette thèse, notre cadre d’analyse repose sur l’estimation de la fonction de gain proposée par Mincer (1974). Le but est de reprendre la spécification de ce modèle en s'intéressant aux problèmes d’estimation liés. Le but est aussi une comparaison pour les marchés du travail français et pakistanais en utilisant une spécification plus robuste.[...] Toutefois, suivant une nombreuse littérature, la simple estimation du modèle de Mincer est biaisée, ceci en raison de différents problèmes. [...] Dans la présente thèse deux nouvelles variables instrumentales sont proposées dans une application de type IV2SLS. [...] D'après l'analyse menée dans cette thèse, la seconde variable instrumentale apparaît être la plus appropriée, cela puisqu’elle possède un faible effet direct sur la variable de réponse par rapport à la première variable instrumentale proposée. Par ailleurs, la définition de cette variable instrumentale est plus robuste que la première variable instrumentale. [...] Pour éliminer une autre source potentielle de biais, dans l'estimation du modèle de Mincer, i.e. le biais de sélection, la classique méthode à deux étapes de correction proposée par Heckman (1979) a été appliquée. Par cette méthode le biais de sélection a été trouvé positif et statistiquement significatif pour les deux pays. [...] Dans la littérature relative à l'estimation du modèle de Mincer, nous avons noté qu’il y a très peu d'études qui corrigent les deux sources de biais simultanément et aucune étude de cette nature n’existe pas pour la France ou le Pakistan.[...] Donc, en réponse, nous estimons ici une seule spécification corrigeant de manière simultanée le biais de sélection de l'échantillon et le biais d'endogénéité de l'éducation. Nous avons également noté, toujours d'après la littérature, que la robustesse des hypothèses du modèle linéaire utilisé pour estimer le modèle de Mincer a rarement été discutée et testée.[...] Nous avons donc testé formellement la validité de l'hypothèse d'homoscédasticité, cela en appliquant le test de White (1980).[...] Donc, afin d'éviter les effets de l'hétéroscédasticité des erreurs sur le processus d'estimation, nous avons réalisé une estimation adaptative du modèle de Mincer.[...]Basées sur la performance globale des modèles paramétrique et semi-paramétrique, nous avons constaté que, pour la France, les deux formes d'estimation apparaissent bien spécifiées. Toujours dans l'idée de maintenir la facilité d’estimation, le modèle paramétrique a été sélectionné afin d'être le plus approprié pour les données françaises. Pour l'analyse du Pakistan, nous avons conclu que le modèle semi-paramétrique produit des résultats en désaccord avec l’agrément général au Pakistan, mais aussi en rapport à la littérature internationale pour certaines des variables.[...] Donc, comme pour les données françaises, pour les données pakistanaises, nous avons aussi choisi le modèle paramétrique comme le plus robuste qu’afin d'estimer les impacts exercés par les différents facteurs explicatifs sur le processus de la détermination des salaires. Pour les deux pays, après avoir comparé les versions simples et adaptatives du modèle paramétrique et du modèle semi-paramétrique, nous avons trouvé que le modèle paramétrique dans la spécification adaptative est plus performant dans l’objectif d'estimer les impacts des différents facteurs contributifs au processus de détermination des salaires.Enfin, nous avons estimé le modèle de Mincer dans une forme paramétrique choisie de ces estimations, comme le plus approprié en rapport à la forme semi-paramétrique, et à partir de l'analyse de régression en moyenne, comme pour le modèle de régression par quantile.[...]La méthode de régression par quantile a révélé que la plupart des variables explicatives influencent les gains salariaux, ceci différemment suivant les différentes parties de la distribution des salaires, pour les deux marchés du travail considérés. / In the present doctoral thesis, we estimated Mincer’s (1974) semi logarithmic wage function for the French and Pakistani labour force data. This model is considered as a standard tool in order to estimate the relationship between earnings/wages and different contributory factors. Despite of its vide and extensive use, simple estimation of the Mincerian model is biased because of different econometric problems. The main sources of bias noted in the literature are endogeneity of schooling, measurement error, and sample selectivity. We have tackled the endogeneity and measurement error biases via instrumental variables two stage least squares approach for which we have proposed two new instrumental variables. The first instrumental variable is defined as "the average years of schooling in the family of the concerned individual" and the second instrumental variable is defined as "the average years of schooling in the country, of particular age group, of particular gender, at the particular time when an individual had joined the labour force". Schooling is found to be endogenous for the both countries. Comparing two said instruments we have selected second instrument to be more appropriate. We have applied the Heckman (1979) two-step procedure to eliminate possible sample selection bias which found to be significantly positive for the both countries which means that in the both countries, people who decided not to participate in labour force as wage worker would have earned less than participants if they had decided to work as wage earner. We have estimated a specification that tackled endogeneity and sample selectivity problems together as we found in respect to present literature relative scarcity of such studies all over the globe in general and absence of such studies for France and Pakistan, in particular. Differences in coefficients proved worth of such specification. We have also estimated model semi-parametrically, but contrary to general norm in the context of the Mincerian model, our semi-parametric estimation contained non-parametric component from first-stage schooling equation instead of non-parametric component from selection equation. For both countries, we have found parametric model to be more appropriate. We found errors to be heteroscedastic for the data from both countries and then applied adaptive estimation to control adverse effects of heteroscedasticity. Comparing simple and adaptive estimations, we prefer adaptive specification of parametric model for both countries. Finally, we have applied quantile regression on the selected model from mean regression. Quantile regression exposed that different explanatory factors influence differently in different parts of the wage distribution of the two countries. For both Pakistan and France, it would be the first study that corrected both sample selectivity and endogeneity in single specification in quantile regression framework

Dans cette thèse, nous dépassons le cadre binaire de l’évaluation et nous nous plaçons dans celui de plusieurs traitements, à l’instar de Brodaty et al. [2001], Larson [2000], Imbens [1999]. Les estimations effectuées portent sur les politiques de l’emploi en vigueur en France pendant la période 1997-1999. Trois programmes sont étudies : CIE (Contrat Initiative Emploi) emploi subventionné dans le secteur marchand, CES (Contrat Emploi-Solidarité) création d’emploi dans le secteur non marchand et SIFE (Stage d’Insertion par la Formation et l’Emploi). L’efficacité de ces dispositifs est évaluée non seulement sur le taux de retour à l’emploi des bénéficiaires mais aussi sur divers autres critères qui répondent à différentes questions intéressantes économiquement et économétriquement : i) la politique active de l’emploi atteint-elle les demandeurs d’emploi les plus prioritaires parmi les prioritaires ? ii) Comment les entreprises utilisent-elles les programmes de la politique active (effet d’aubaine, de substitution,...) ? iii) Pouvons-nous mesurer la qualité d’un contrat aidé ? Comment évaluer l’efficacité relative d’un contrat aidé (plus spécifiquement) non marchand comparativement à celui du secteur marchand ?, impact marginal, effet propre, bien-être, , etc. / We evaluate the ALMP’s with a particular attention to the differentiation of impacts by categories of programmes and categories of beneficiaries. These two forms of heterogeneity can in fact lead to erroneous evaluations or too partial:i) The heterogeneity of programmes proposed, in particular their characteristics (type of contract, duration, remuneration, training, etc.) are an important source of complexity in behavior of self-selection of job seekers: behaviors can be multiples and strategic.ii) The heterogeneity of target-populations (low-skilled, youth, women, priority category, first-job seekers, etc.) is an important source of complexity in the behavior selection of employment advisor.There is finally no reason that different types of programmes have the same average effect on various public as well. We evaluate so ALMP’s on multiple criteria of effectiveness (heterogeneity of criteria).

La protection des ressources naturelles marines est un enjeu fort pour les décideurs publics. Le développement récent des aires marines protégées (AMP) contribue à ces enjeux de préservation. Les AMP ont pour objectifs de conserver les écosystèmes marins et côtiers tout en favorisant les activités humaines. La complexité de ces objectifs les rend difficiles à atteindre. L’objectif de cette thèse est de mener une analyse ex ante d’un projet d’une AMP aux îles Kuriat (Tunisie). Cette analyse représente une aide aux décideurs pour une meilleure gouvernance en intégrant les acteurs impliqués (pêcheur, visiteur, plaisancier) dans le processus de gestion. Pour ce faire, nous appliquons la méthode d’évaluation contingente (MEC) à des échantillons des pêcheurs et des visiteurs aux îles Kuriat. Nous nous intéressons au traitement des biais de sélection et d’échantillonnage et à l’incertitude sur la spécification des modèles économétriques lors de la mise en œuvre de la MEC. Nous faisons appel au modèle HeckitBMA,qui est une combinaison du modèle de Heckman (1979) et de l’inférence bayésienne, pour calculer le consentement à recevoir des pêcheurs. Nous utilisons aussi le modèle Zero inflated ordered probit (ZIOP), qui est une combinaison d’un probit binaire avec un probit ordonné, pour calculer le consentement à payer des visiteurs après avoir corrigé l’échantillon par imputation multiple. Nos résultats montrent que les groupes d’acteurs se distinguent par leur activité et leur situation économique ce qui les amène à avoir des perceptions différentes. Cela permet aux décideurs d’élaborer une politique de compensation permettant d’indemniser les acteurs ayant subi un préjudice. / The protection of marine natural resources is a major challenge for policy makers. The recent development of marine protected areas (MPAs) contributes to the preservation issues. MPAs are aimed to preserve the marine and coastal ecosystems while promoting human activities. The complexity of these objectives makes them difficult to reach. The purpose of this work is to conduct an ex-ante analysis of a proposed MPA to Kuriat Islands (Tunisia). This analysis is an aid to decision makers for better governance by integrating the actors involved (fisherman, visitor, boater) in the management process. To do this, we use the contingent valuation method (CVM) to samples of fishermen and visitors to the islands Kuriat. We are interested in the treatment of selection and sampling bias and uncertainty about specifying econometric models during the implementation of the CVM. We use the model HeckitBMA, which is a combination of the Heckman model (1979) and Bayesian inference, to calculate the willingness to accept of fishermen. We also use the model Zero inflated ordered probit (ZIOP), which is a combination of a binary probit with an ordered probit, to calculate the willingness to pay of visitors after correcting the sample by multiple imputation. Our results show that groups of actors are distinguished by their activity and economic conditions that cause them to have different perceptions. This allows policy makers to develop a policy of compensation to compensate the players who have been harmed.

Les données d’enquêtes jouent un rôle primordial dans la production scientifique en sciences sociales. Cependant, la présence de biais dans les données au moment de la collecte, y compris les erreurs de réponse et de non-réponse, pourrait affecter la fiabilité des résultats obtenus. Bien que le problème des erreurs de réponse et de non-réponse soit largement discuté, la littérature existante s’intéresse peu aux mécanismes par lesquels ces erreurs influencent les mesures estimées. Par conséquent, l’objectif principal de cette thèse est d’apporter une contribution méthodologique à la compréhension des estimations d’enquêtes en présence de données erronées et manquantes, en déterminant leur part explicative dans les modèles estimés. À l’aide de deux mesures répétées de l’âge de la première consommation de substances psychoactives recueillies par l’ELNEJ (1994-2009) auprès de jeunes Canadiens à l’âge de 12-13 ans, puis à l’âge de 14-15 ans, cette thèse par articles visait à étudier : (1) les types d’incohérences ou de biais imputés dans la deuxième mesure comparativement à la première (mesure de référence) et ainsi déduire les caractéristiques des répondants dont les déclarations sont incohérentes (Article 1); (2) l’impact de ces biais dans la détermination des prédicteurs de la consommation précoce, c’est-à-dire à l’âge de 13 ans ou moins (Article 2); et (3) leur impact sur la prédiction de la consommation à l’âge de 16-17 ans en fonction de l’âge d’initiation (Article 3). L’impact du biais est déterminé en corrigeant (1) le biais de sélection dû à la censure des répondants ayant des déclarations incohérentes de l’échantillon de l’étude, lorsque l’âge de l’initiation est la variable dépendante dans le modèle estimé (Article 2) ou (2) le biais d’endogénéité dû à la présence de valeurs erronées et manquantes dans l’âge d’initiation, lorsque l’âge d’initiation est une variable explicative dans le modèle estimé (Article 3). Le premier article révèle qu’au deuxième passage de l’enquête, les jeunes de 14-15 ans ne fournissent pas nécessairement des âges d’initiation cohérents avec ceux fournis lorsqu’ils avaient 12-13 ans. La proportion d’incohérence enregistrée n’est pas négligeable; elle est de 43 % pour l’alcool, 33 % pour le tabac et 32 % pour la drogue. Ces jeunes sont susceptibles de déclarer des âges d’initiation plus tardifs ou d’omettre l’expérimentation antérieure (biais télescopique vers l’avant: BTA), des âges d’initiation plus hâtifs (biais télescopique vers l’arrière: BTR), et peuvent également ne pas déclarer leur initiation à au moins un des deux cycles d’enquête (Biais non-déclaré : BND). Les résultats de la régression multinomiale montrent que le risque de détecter ces biais n’est pas le fruit du hasard; il varie en fonction des caractéristiques socio-démographiques et personnelles des répondants, notamment le genre, la structure de la famille et la région de résidence. En raison du biais dans la deuxième déclaration de l'âge d'initiation, le deuxième article démontre que l'identification des groupes à risque de consommation précoce est affectée par le potentiel de biais au sein de ces groupes. En utilisant l'approche de Heckman, il a été conclu que les âges d'initiation déclarés plus hâtifs (plus tardifs) génèrent une surestimation (sous-estimation) des risques de consommation précoce (à 13 ans et moins) dans les groupes les plus susceptibles de fournir des âges biaisés vers l'arrière BTR (biaisés vers l'avant BTA). Cependant, ces risques sont sous-estimés dans les groupes qui n’ont pas déclaré leur âge d’initiation lors du premier passage de l’enquête (BND). Ceci indique que pour ces groupes, l’âge d’initiation qui n’a pas été déclaré lors du premier passage est probablement un âge précoce (autour de 12-13 ans). Le troisième article conclut que les biais attribués à l'âge de l'initiation affectent l’estimation de la relation entre l’âge d’initiation et la fréquence de consommation à l'âge de 16-17 ans. Le fait que cette relation soit surestimée ou sous-estimée dépend spécifiquement du type de biais et de sa corrélation avec la consommation ultérieure. Enfin, cette thèse tente de fournir des preuves empiriques mettant en évidence le biais de réponse et de non-réponse comme une source d'information supplémentaire qui caractérise l'échantillon de l'étude et qui sa propre part explicative dans les modèles estimés. La validité des données d'enquête est donc d'une grande utilité pour la validité des résultats des études. / Survey data play an essential role in scientific production in the social sciences. However, the presence of bias in the data at the time of collection, including response and non-response errors, could affect the reliability of the results obtained. Although the problem of response and nonresponse errors is widely discussed, little attention has been paid in the existing literature to the mechanisms by which these errors influence the estimated measures. Therefore, the main objective of this thesis is to make a methodological contribution to the understanding of survey estimates in the presence of erroneous and missing data, by determining their explanatory part in the estimated models. Using two repeated measures of age at first substance use collected by the NLSCY (1994-2009) from Canadian youth, when they were 12-13 years old and again at 14-15 years old, this article-based dissertation aimed to investigate: (1) the types of inconsistencies or biases imputed in the second measure relative to the first (baseline) measure and thus infer the characteristics of respondents whose reports are inconsistent (Paper 1); (2) the impact of these biases in determining predictors of early use, i.e., at age 13 and younger (Paper 2); and (3) their impact on predicting use at age 16-17 as a function of age of initiation (Paper 3). The impact of bias is determined by correcting for (1) selection bias due to censoring of respondents with inconsistent reports from the sample, when age of initiation is the dependent variable in the estimated model (Paper 2) and (2) endogeneity bias due to the presence of erroneous and missing values in age of initiation, when age of initiation has an explanatory variable in the estimated model (Paper 3). The first article reveals that at the second survey round, 14–15 years old do not necessarily provide ages of initiation consistent with those provided when they were 12-13 years old. The proportion of inconsistency recorded is not negligible; it is 43% for alcohol, 33% for tobacco, and 32% for drugs. These youth are likely to report later ages of initiation or omit previous experimentation (telescopic forward bias: BTA), earlier ages of initiation (telescopic backward bias: BTR) and may also fail to report initiation on at least one of the two survey rounds (unreported bias: BND). Multinomial regression results show that the risk of detecting these biases is not random; it varies with respondents' socio-demographic and personal characteristics, including gender, family structure, and region of residence. Because of the bias in the second report on age of initiation, the second article demonstrates that the identification of groups at risk for early use is affected by the potential for bias within these groups. Using Heckman's approach, it was concluded that earlier (later) reported initiation ages generate an overestimation (underestimation) of the risks of early use (at age 13 and younger) in the groups most likely to provide backward-biased (forward-biased) ages. However, this risk is underestimated in groups that did not report their age of initiation at the first survey round (BND). This indicates that for these groups, the age of initiation that was not reported in the first round is likely to be an early age (around 12-13 years). The third paper concludes that biases attributed to age of initiation affect the estimate of the relationship between age of initiation and frequency of use at age 16-17. Whether this relationship is overestimated or underestimated depends specifically on the type of bias and its correlation with later use. Finally, this thesis attempts to provide empirical evidence highlighting response and nonresponse bias as an additional source of information that characterizes the study sample and has its own explanatory part in the estimated models. The validity of survey data is thus of great benefit to the validity of studies results.