# Intensité de la recherche d'emploi et taux de sortie du chômage : une analyse économétrique sur données individuelles

Denis Fougère, Jacqueline Pradel, Muriel Roger

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Denis Fougère, Jacqueline Pradel, Muriel Roger. Intensité de la recherche d'emploi et taux de sortie du chômage : une analyse économétrique sur données individuelles. 1996. halshs-05113383

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CAHIERS ECO & MATHS

96.31

INTENSITE DE LA RECHERCHE D'EMPLOI ET TAUX
DE SORTIE DU CHOMAGE : UNE ANALYSE
ECONOMETRIQUE SUR DONNEES INDIVIDUELLES

Denis FOUGERE

Jacqueline PRADEL

Muriel ROGER

CEME & MAD
Intensité de la recherche d'emploi et taux de sortie du chômage : une analyse économétrique sur données individuelles.

Denis FOUGÈRE *
Jacqueline PRADEL †
Muriel ROGER ‡

Résumé

Dans cet article, nous examinons l'influence du Service Public de l'Emploi (en France, l'ANPE) sur l'intensité de la recherche des chômeurs et par conséquent sur leur taux de sortie du chômage. Pour cela nous spécifions et estimons un modèle structurel de prospection d'emploi dans lequel les chômeurs adaptent, de façon optimale, leur intensité de recherche d'emploi personnelle au taux des mises en relation avec les emplois vacants réalisées par l'ANPE. Nous montrons que, dans le modèle proposé, un accroissement de ce taux des mises en relation a un effet théorique ambigu sur le taux de sortie structurel du chômage. Pour lever cette ambiguïté nous estimons le modèle structurel à l'aide de données individuelles. Les résultats des estimations montrent que, dans la plupart des cas, l'élasticité du taux de sortie du chômage par rapport au taux d'arrivée des emplois offerts par l'ANPE est positive.

Mots clés : intensité de recherche, service public de l'emploi, durée de chômage, estimation de modèles de recherche structurels, données longitudinales.

Abstract

In this paper, we are interested in the influence of the Public Employment Service on the intensity of search and consequently on the exit rate from unemployment. For that purpose, we specify and estimate a structural job search model in which unemployed workers adapt optimally their personal (active) search intensity to the exogenous rate of jobs offered by the Public Employment Service (PES). Because the theoretical effect of an increase of this exogenous job offer arrival rate on the structural exit rate from unemployment is ambiguous, we turn to the estimation of the structural model using individual data. Results show that in most cases, the elasticity of the exit rate with respect to the arrival rate of PES offers is positive.

Keywords: search intensity, public employment service, unemployment duration, estimation of structural search models, longitudinal data.

<footnote>* CREST-INSEE, CNRS</footnote>

<footnote>† CREST-INSEE, CEME-Université Paris I Panthéon-Sorbonne</footnote>

<footnote>‡ MAD-Université Paris I Panthéon-Sorbonne</footnote>
# 1 Introduction

De nombreux travaux ont examiné l'impact des allocations-chômage, des programmes de formation ou des dispositifs publics d'aide à l'emploi, sur les durées individuelles de chômage. Très peu se sont intéressés à l'efficacité des services publics de placement et à leur influence sur les taux de sortie du chômage. Cette étude est la première étape d'un programme de recherche centré sur ces questions.

L'objectif est pour l'instant limité : il s'agit ici d'estimer l'importance des effets désincitatifs induits par la mise en place d'un service public de l'emploi sur les efforts fournis personnellement par les chômeurs dans leur recherche d'emploi. Le cadre théorique que nous utilisons pour appréhender ce problème est celui d'un modèle partiel de prospection d'emploi dans lequel tout chômeur inscrit auprès de l'Agence Publique de Placement (l'ANPE en France) utilise deux canaux principaux pour sa recherche. Le premier est constitué par l'Agence elle-même qui se doit de mettre en relation les chômeurs inscrits avec les entreprises déposant des offres d'emploi auprès de ses services. L'Agence Publique de Placement joue alors le rôle d'un intermédiaire qui met en oeuvre des moyens spécifiques (en personnel, en matériel, etc.) pour mettre en relation des chômeurs et des entreprises offrant des emplois vacants. Le taux auquel elle effectue ces mises en relation peut être considéré comme l'output d'une fonction de production (ou fonction d'appariement) dont les propriétés peuvent être examinées au même titre que celles des fonctions de production plus habituelles et à l'aide de techniques comparables. Ce n'est plus là toutefois l'objectif de l'étude. Celle-ci présuppose l'existence d'une telle fonction publique d'appariement, dont la contrepartie dans notre modèle est le taux (i.e. l'intensité) exogène $\lambda_0$ avec lequel l'Agence "sert" les chômeurs, c'est-à-dire les met en relation avec les entreprises offrant des emplois vacants. Dans le même temps, le chômeur peut entreprendre des démarches personnelles pour entrer en contact avec les entreprises, en particulier celles qui ne déposent par leurs offres d'emplois vacants auprès des services de l'ANPE. Au travers des canaux de recherche personnels (annonces, démarches directes, contacts par relations personnelles, etc.), le chômeur conduit une recherche plus "active" que celle, plus "passive", qui résulte de sa fréquentation des services de l'Agence Publique de Placement.

Dès lors, la question générale que nous posons est la suivante : l'augmentation du taux des mises en relation réalisées par l'ANPE incite-t-elle les chômeurs à réduire significativement leur effort personnel de recherche d'emploi ? En d'autres termes, cette désincitation à l'effort peut-elle réduire le taux de sortie du chômage, qui dépend tout à la fois du taux des mises en relation par l'ANPE et de l'effort (i.e. de l'intensité) personnel de recherche ? Pour que cette question soit non-triviale, il nous faut supposer que, pour un taux d'arrivée donné des offres d'emploi, la recherche par les canaux personnels soit plus coûteuse que la recherche par l'intermédiaire de l'ANPE. Pour simplifier, nous supposerons que ce second mode de recherche est gratuit, alors que le coût du premier est une fonction positive et croissante de l'effort consenti.

Le modèle théorique de recherche d'emploi que nous utilisons débouche sur une indétermination : un accroissement du taux des mises en relation par l'ANPE
provoque une diminution de l'intensité optimale de recherche par moyens personnels et une hausse du salaire de réserve. L'effet global sur le taux de sortie du chômage, et donc sur la durée moyenne de chômage, reste ambigu. Pour lever cette indétermination, nous procédons à l'estimation (par maximum de vraisemblance) du modèle structurel sur un ensemble de données issues de l'enquête "Suivi des Chômeurs" conduite par l'Insee entre 1986 et 1988. Cette enquête contient en particulier des informations sur les modes de recherche, les nombres de contact avec les entreprises et les nombres de propositions d'embauche ferme reçues par les chômeurs au cours des mois précédant l'entretien. Les résultats des estimations conduites sur différents groupes d'âge et de qualification indiquent qu'une augmentation du taux des mises en relation réalisées par l'ANPE entraîne un accroissement du taux moyen de sortie du chômage, en dépit des effets désincitatifs prévus par le modèle. Ceci est particulièrement sensible pour les groupes qui, à niveau d'effort équivalent, ont les coûts de recherche les plus élevés, c'est à dire les femmes et surtout les jeunes les moins éduqués.

La section 2 expose le modèle théorique. La section 3 présente les données. La section 4 est consacrée au modèle empirique. Dans la section 5 sont commentés les principaux résultats des estimations.

## 2 Le modèle structurel

Nous considérons un modèle de prospection d'emploi en équilibre partiel avec intensité de recherche endogène, c'est à dire un modèle dans lequel le niveau d'effort consacré à l'activité de recherche est déterminé par le travailleur (voir, Burdett et Mortensen [1978], Burdett [1979], Gal, Landsberger et Levykson [1981], Benhabib et Bull [1983], Mortensen [1986]). Nous utilisons ce cadre pour étudier le cas où l'intensité de recherche individuelle est affectée par le taux auquel l'ANPE fournit des offres aux chômeurs. Plus précisément, nous supposons que l'ANPE met en contact les entreprises offrant des emplois vacants et les travailleurs au chômage selon un processus de Poisson de taux constant $λ_0$. Au niveau individuel, ce taux est supposé exogène (mais éventuellement affecté par les caractéristiques individuelles observées) et fixe au cours de la période de chômage. Un travailleur au chômage peut ajuster de façon optimale son intensité de recherche, notée $s$, au taux d'arrivée des mises en relation par l'ANPE. Si $α$ représente l'efficacité individuelle de la recherche, i.e. la probabilité conditionnelle qu'un contact entre un travailleur au chômage et un emploi vacant donne naissance à une proposition d'embauche ferme, le taux total d'arrivée des offres d'emploi effectives est égal à $λ = α(λ_0+s)$. Les autres hypothèses sont habituelles dans ce type de modélisation.

Nous supposons que les emplois vacants sont offerts uniquement aux chômeurs ; les travailleurs déjà occupés sont supposés ne pas chercher d'autre emploi. Un emploi est associé à un taux de salaire constant $w$ et à un taux de séparation $σ$ fixé ; ce taux de séparation est commun à tous les emplois alors que le taux de salaire est un tirage aléatoire issu d'une fonction de répartition notée $F$. L'activité de recherche a lieu en temps continu. Le coût instantané de la recherche est une fonction positive, convexe, croissante de l'intensité endogène de recherche ; cette fonction de coût est
notée $c(s)$ et est définie par :

$$ c : \begin{array}{rcl} [0, \infty) & \to & [0, \infty) \\ s & \mapsto & c(s) \end{array} $$

avec les propriétés suivantes :

$$ \begin{align*} c(0) &= 0, \\ c'(0) &= 0, \\ c'(s) &> 0, \\ c''(s) &> 0. \end{align*} $$

La fonction valeur $V$ d'un travailleur en chômage est l'espérance de son utilité intertemporelle indirecte maximale. Pour un travailleur occupant un emploi dont le niveau de salaire instantané est $w$, la fonction valeur est notée $W(w)$. La fonction d'utilité indirecte instantanée dépend du niveau du revenu instantané, composé d'un revenu non salarial $\mu$ et d'une indemnité-chômage $b$ si le travailleur est en chômage, ou d'un salaire tiré dans la fonction de répartition $F$ s'il travaille. Par conséquent, la fonction d'utilité instantanée indirecte est égale à $u(b + \mu)$ pour un chômeur et à $u(w + \mu)$ pour un travailleur employé au niveau de salaire $w$. Enfin, on note $\rho$ le taux individuel de préférence pour le présent.

Le problème d'optimisation intertemporel est résolu en utilisant le principe d'optimalité de Bellman. Les travailleurs maximisent leur espérance d'utilité indirecte, sous l'hypothèse que leurs décisions à toutes les dates futures $t$ sont optimales, étant donnée leur information à ces dates $t$. Le principe de Bellman permet de calculer la fonction valeur d'un travailleur employé à un niveau de salaire $w$ à la date $t$ :

$$ W(w) = \frac{1}{1 + \rho \Delta t} [u(w + \mu) \Delta t + (1 - \sigma \Delta t) W(w) + \sigma \Delta t V] + o(\Delta t). \quad (1) $$

Donc si $\Delta t \downarrow 0$ :

$$ W(w) = \frac{u(w + \mu) + \sigma V}{(\rho + \sigma)} \quad (2) $$

De façon analogue la fonction valeur d'un chômeur est définie par l'équation :

$$ V = \frac{1}{1 + \rho \Delta t} [u(b + \mu) \Delta t - c(s) \Delta t + (1 - \lambda \Delta t)V + \lambda \Delta t E_F \max(V, W(w))] + o(\Delta t), \quad (3) $$

où $E_F$ est le symbole de l'espérance mathématique calculée par rapport à la fonction de répartition $F$.

Alors, si $\Delta t \downarrow 0$ :

$$ \rho V = u(b + \mu) - c(s) + \lambda \int_{0}^{\infty} \max[0, W(x) - V] dF(x). \quad (4) $$

Si l'on définit le salaire de réserve $\xi$ comme étant l'unique solution de $W(\xi) = V$, on a :

$$ \rho V = u(b + \mu) - c(s) + \frac{\alpha(s + \lambda_0)}{(\rho + \sigma)} \int_{\xi}^{\infty} [u(x + \mu) - \rho V] dF(x). \quad (5) $$
Le programme doit être résolu en fonction de s et ξ. Pour cela, on peut remarquer que l'équation (5) définit une relation implicite Ψ(V, s, ξ) = 0 entre V, s et ξ. Par conséquent, la condition de premier ordre s'écrit :

$$
\left\{
\begin{array}{l}
c(s) - (\lambda_0 + s)c'(s) = u(b + \mu) - u(\xi + \mu) \\
c'(s) = \frac{\alpha}{(\rho+\sigma)} \int_{\xi}^{\infty} [u(x + \mu) - \rho V] dF(x) \\
u(\xi + \mu) = \rho V
\end{array}
\right.
\qquad (6)
$$

Le système réduit déduit des conditions de premier ordre est donnée par :

$$
\left\{
\begin{array}{l}
c(s) - (\lambda_0 + s) c'(s) = u(b + \mu) - u(\xi + \mu) \\
c'(s) = \frac{\alpha}{(\rho+\sigma)} \int_{\xi}^{\infty} [u(x + \mu) - u(\xi + \mu)] dF(x)
\end{array}
\right.
\qquad (7)
$$

Si les fonctions $c(s)$ et $u(x)$ sont connues, ce système permet de calculer les valeurs
optimales du salaire de réserve et de l'intensité de recherche, notées respectivement
$\xi$ et $s^*$. Dans la suite, nous ferons les hypothèses simplificatrices suivantes :

$$
\begin{array}{l}
c(s) = \gamma_0 s^2, \text{ avec } \gamma_0 > 0, \\
\\
u(x) = x, \\
\\
\mu = 0.
\end{array}
$$

Les valeurs optimales ξ et s* sont obtenues avec la méthode de résolution de
Newton (voir Annexe A). Nous pouvons également déduire du système réduit (7)
quelques élasticités pertinentes dont les valeurs sont données en Annexe B.

* Par exemple, les élasticités du salaire de réserve par rapport aux allocations-chômage et par rapport au taux exogène d’arrivée des offres d’emploi (i.e. celles qui sont fournies par l’ANPE), notées respectivement $e_{\xi b}$ et $e_{\xi \lambda_0}$, sont positives. Rappelons que dans les modèles où l’intensité de recherche n’est pas variable, les estimations de ces élasticités sont également positives (voir, par exemple, les études de Lancaster et Chesher [1983], et de Gorter et Gorter [1993]).

* Avec un modèle de régression en forme réduite, Barron et Mellow [1979] ont montré que les allocations-chômage ont un impact négatif sur l'intensité de recherche, alors qu'avec des régressions séparées pour les bénéficiaires et les non-bénéficiaires d'allocations-chômage, Barron et Gilley [1981] n'ont trouvé aucun impact significatif. Notre modèle est plus en accord avec les premiers de ces résultats, car l'elasticité théorique de l'intensité de recherche par rapport aux allocations-chômage y est négative (i.e. $e_{sb} < 0$, car $c''(s)$ est positive).

* Comme dans l'article de Gal, Landsberger et Levykson [1981], nous trouvons que le salaire de réserve augmente avec l'efficacité de la recherche (i.e. $e_{\xi\alpha} > 0$,
car $c'(s)$ et positive). Mais, pour ces auteurs, un accroissement du taux d'acceptation par l'employeur (qui est équivalent à une efficacité de la recherche plus importante dans notre modèle) a un effet ambigu sur l'intensité de recherche. Ce n'est pas la cas dans notre modèle pour lequel nous vérifions de manière théorique que $e_{s\alpha} > 0$ (car $c'(s)$ et $c''(s)$ sont positives).

* Si le taux $\lambda_0$ d'arrivée des offres obtenues par l'ANPE augmente, l'intensité de recherche diminue (à savoir $e_{s\lambda_0} < 0$). L'ANPE agit comme un substitut à la recherche personnelle. De plus, ce résultat, ajouté à celui de $e_{\xi\lambda_0}$, a un effet ambigu sur le taux de sortie du chômage $h$ défini par :

$$h = \alpha (\lambda_0 + s) [1 - F(\xi)].$$

En effet, une augmentation du taux exogène d'arrivée des offres par l'ANPE a un effet direct positif sur $h$ tandis qu'elle a des effets indirects négatifs à travers $s$ et $\xi$. Notre estimation montre que l'effet prédominant est l'effet positif.

Pour finir, nous avons à prendre en compte le fait que, dans notre échantillon, de nombreux chômeurs déclarent ne pas utiliser d'autres canaux que l'ANPE pour conduire leur activité de recherche d'emploi. Cela signifie que leur intensité personnelle de recherche est nulle, alors que le modèle théorique prédit une intensité de recherche $s^*$ strictement positive. Pour surmonter cette difficulté, nous faisons l'hypothèse que l'intensité de recherche effective n'est pas égale à la valeur optimale $s^*$ mais à $s^* + \epsilon$, où $\epsilon$ est une variable aléatoire normale de loi $N(0, \sigma_\epsilon)$.

## 3 Les données

Les données utilisées pour l'étude sont issues de l'enquête "Suivi des Chômeurs" réalisée entre 1986 et 1988 par l'Insee. L'échantillon a été constitué par tirage au sort dans la population des chômeurs inscrits à l'ANPE en août 1986. Plus de 8000 individus ont été retenus et, parmi eux, 7450 ont répondu aux questionnaires. Les individus échantillonnés par l'Insee ont été interrogés 4 fois, en novembre 1986, en mai 1987, en novembre 1987 et enfin en mai 1988. Seules sont prises en compte les 6992 personnes effectivement inscrites à l'ANPE en août 1986 et pour lesquelles il est possible d'observer une date précise et cohérente d'entrée en chômage. Des questions relatives à l'intensité de recherche et aux méthodes utilisées pour trouver un emploi ont été posées aux 5589 personnes encore au chômage en novembre 1986 et éventuellement aux autres dates d'enquête. L'analyse empirique sera restreinte à ce sous-échantillon.

L'enquête fournit des informations sur les trajectoires individuelles sur le marché du travail entre août 1986 et mai 1988, et en particulier sur la durée (en mois) des épisodes d'emploi et de chômage. Ainsi, le graphique 1 représente l'histogramme de la durée du premier épisode d'emploi (incluant les emplois temporaires et les stages) des 5589 individus de notre sous-échantillon.

(insérer le graphique 1)
Ce graphique incorpore les durées complètes et les durées censurées à droite des épisodes d'emploi. La proportion importante d'épisodes d'emploi de durée inférieure à trois mois est due à la fréquence élevée des transitions du chômage vers des emplois temporaires de courte durée. Le graphique 2 représente l'histogramme de la durée de chômage échantillonnée en août 1986 (26.8 pour cent de ces durées sont censurées à droite en mai 1988).

(insérer le graphique 2)

L'enquête contient aussi des informations sur les salaires mensuels regroupés par classes. Leur distribution au cours du premier épisode d'emploi observé est donnée par le graphique 3. La plupart des salaires observés sont inférieurs au salaire minimum mensuel, soit environ 3800 francs en 1986 : ceci est dû à la proportion importante d'emplois à temps partiel et de programmes de formation dans notre sous-échantillon.

(insérer le graphique 3)

Contrairement aux salaires, les valeurs des allocations-chômage mensuelles reçues par les chômeurs sont observées de façon précise. En particulier, il faut remarquer que 59,84 pour cent des personnes sans emploi déclarent ne recevoir aucune allocation-chômage. La distribution des allocations-chômage strictement positives est estimée de manière non-paramétrique au moyen d'un noyau biweight ; elle est donnée par le graphique 4. Son mode est aux environs de 2000 francs par mois.

(insérer le graphique 4)

En raison du schéma d'échantillonnage, tous les chômeurs observés dans le sous-échantillon sur lequel nous travaillons sont inscrits à l'ANPE en novembre 1986. Il est demandé à chacun d'entre eux s'il utilise l'une au moins des quatre méthodes possibles de recherche personnelle (autre que l'inscription à l'ANPE) : les annonces (méthode 2 sur le graphique 5), les contacts directs avec les entreprises (méthode 3 sur le graphique 5), les contacts par relations personnelles (méthode 4 sur le graphique 5) et les autres méthodes (méthode 5 sur le graphique 5). Le graphique 5 représente les proportions de personnes au chômage utilisant chacune de ces méthodes de recherche, selon leur ancienneté en chômage en novembre 1986. La durée passée au chômage est regroupée selon sept classes d'ancienneté (moins de 3 mois, entre 3 et 6 mois, entre 9 et 12 mois, entre 12 et 18 mois, entre 18 et 24 mois, plus de 24 mois). Apparemment, la proportion de chômeurs utilisant au moins l'une des méthodes de recherche personnelle est croissante jusqu'à la quatrième classe d'ancienneté au chômage (entre 9 et 12 mois passés au chômage), puis décroissante.

(insérer le graphique 5)

Complétant cette analyse descriptive, le graphique 6 représente les évolutions temporelles des proportions d'individus au chômage recherchant un emploi de façon active (i.e. utilisant au moins une des méthodes de recherche personnelle) au cours
de la période de chômage échantillonnée en novembre 1986. Les courbes différencient les personnes sans emploi qui sortent du chômage entre novembre 1987 et mai 1988 de celles qui restent sans emploi jusqu'à la fin de l'enquête. Le graphique de la figure 6 distingue aussi les différents groupes de chômeurs selon la durée passée au chômage avant novembre 1986. Si nous considérons deux sous-groupes ayant la même ancienneté en chômage en novembre 1986, mais sortant du chômage à deux dates différentes, le graphique 6 montre clairement que les proportions d'individus recherchant de façon active sont plus importantes dans le sous-groupe quittant le chômage le premier. Cela semble confirmer que l'intensité de recherche individuelle a un impact positif sur le taux de sortie du chômage. De plus, les proportions de personnes sans emploi recherchant de manière active semblent décroître au cours de la période de chômage. Dans l'esprit de notre modèle, cela peut être dû à un effet de "mover-stayer". Les travailleurs avec une composante $\epsilon$ non observable fortement positive sortent du chômage les premiers.

(inṣérer le graphique 6)

Quelques statistiques descriptives sur le comportement de recherche des chômeurs sont données en Annexe C. Pour calculer ces statistiques, nous avons stratifié, dans un premier temps, notre échantillon par sexe et par âge (moins de 26 ans, entre 26 et 50 ans, plus de 50 ans). Puis, pour les jeunes (moins de 26 ans), nous avons considéré trois sous-groupes selon trois niveaux différents d'éducation. Pour les adultes (entre 26 et 50 ans), nous avons distingué quatre niveaux de qualification. Cette procédure de stratification donne quatorze strates. Les paramètres structurels de notre modèle de prospection seront estimés pour chacun de ces sous-groupes séparément. Les tailles des strates sont données dans le tableau 3 (voir Annexe C). Le tableau 4 (Annexe C) fournit les proportions de chômeurs utilisant des méthodes de recherche personnelles (i.e. recherchant de façon active) à chaque date d'enquête. Il indique aussi les proportions de chômeurs ayant obtenu au moins une offre d'emploi par le canal de l'ANPE ou par des méthodes personnelles durant les six mois précédant la date d'enquête (ou durant le mois précédent si l'enquête a lieu en novembre 1986). Deux autres variables sont données dans le tableau 4. La première est la proportion de chômeurs ayant reçu au moins une proposition d'embauche ferme durant les six mois précédant la date d'enquête. La seconde concerne les proportions d'individus au chômage ayant trouvé un emploi commençant après la date de l'enquête. Toutes ces proportions sont très faibles (exceptée celle indiquant le nombre de chômeurs utilisant des méthodes de recherche personnelles). De plus, nous pouvons remarquer qu'elles sont généralement plus importantes pour les hommes et pour les jeunes.

# 4 Le modèle empirique

## 4.1 Les variables endogènes

Parmi les variables disponibles dans notre ensemble de données, les variables endogènes, au sens du modèle de prospection d'emploi développé dans la section 1, sont les
suivantes :

* $D_j, j = 1, \dots, 4$ est une variable prenant la valeur 1 si le chômeur, observé à la date d'enquête $t$, a utilisé des méthodes de recherche personnelles au cours des six mois précédant la date d'enquête (si $j = 2, 3, 4$) ou au cours du mois précédant la date d'enquête (si $j = 1$) ; $D_j$ prend la valeur 0 sinon ;

* $N_0$ est une variable dichotomique indiquant si l'individu a reçu des offres par le canal de l'ANPE au cours du mois précédant la date d'enquête en novembre 1986 ;

* $N_1$ est une variable dichotomique indiquant si l'individu a reçu des offres au moyen de méthodes de recherche personnelles au cours du mois précédant la date d'enquête en novembre 1986 ;

* $M_{0j}, j = 2, 3, 4$, indique le nombre d'offres reçues par l'intermédiaire de l'ANPE durant les six mois précédant les enquêtes de mai 1987 ($j = 2$), de novembre 1987 ($j = 3$) ou de mai 1988 ($j = 4$) ; notons que $M_{0,1}$ n'est pas observée ;

* $M_{1j}, j = 2, 3, 4$, indique le nombre d'offres reçues au moyen de méthodes de recherche personnelles durant les six mois précédant les enquêtes de mai 1987 ($j = 2$), de novembre 1987 ($j = 3$) ou de mai 1988 ($j = 4$) ; notons que $M_{1,1}$ n'est pas observée ;

* $E_j, j = 2, 3, 4$, est le nombre de propositions d'embauche ferme reçues durant les six mois précédant les enquêtes de mai 1987 ($j = 2$), de novembre 1987 ($j = 3$) ou de mai 1988 ($j = 4$) ; $E_1$ n'est pas observé ;

* $E_{uj}, j = 1, \dots, 4$ est une variable prenant la valeur 1 si l'individu est au chômage à la date d'enquête $j = 1, \dots, 4$ a trouvé un emploi commençant après cette date ; $E_{uj}$ prend la valeur 0 sinon ;

* $T_e$ est la durée (en mois) de l'épisode d'emploi suivant la période de chômage de référence (i.e. la période de chômage échantillonnée en novembre 1986) ; par hypothèse, $T_e$ a une distribution exponentielle de paramètre $\sigma$ ;

* W est le salaire mensuel net associé à cet épisode d'emploi ; W est supposé être tiré aléatoirement dans une distribution de Weibull de paramètres positifs $w_1$ et $w_2$ ; de plus $T_e$ et W sont supposés indépendants de la durée de la période de chômage de référence.

La contribution à la vraisemblance pour l'individu $i$ ($i = 1, \dots, N$) est la probabilité conditionnelle jointe de ces variables, pour les valeurs $\sigma_e, \lambda_0, \alpha, w_1, w_2, \sigma$ et $\gamma_0$ des paramètres exogènes. L'estimateur du maximum de vraisemblance de ces paramètres permet de calculer l'intensité de recherche optimale $s^*$ et le salaire de réserve $\xi$ selon la méthode de résolution de Newton décrite dans l'Annexe A. Le
taux moyen de référence de sortie du chômage est alors déterminé (au début de la période de chômage) à l'aide d'une procédure de Monte-Carlo comme :

$$ \widehat{E}(\hat{h}) = \int_{-\hat{s}^*}^{\infty} \hat{\alpha} (\hat{\lambda}_0 + \hat{s}^* + \epsilon) [1 - F(\hat{\xi})] \phi_{\epsilon}(\epsilon) d\epsilon, $$

où $F$ est la fonction de répartition de la distribution de Weibull de paramètres $\hat{w}_1$ et $\hat{w}_2$, et $\phi_{\epsilon}(\cdot)$ est la fonction de densité de la distribution $N(0, \hat{\sigma}_{\epsilon})$.

## 4.2 La fonction de vraisemblance.

Nous faisons l'hypothèse que la durée et le salaire de la période d'emploi ne dépendent pas des caractéristiques des périodes de chômage antérieures ; par conséquent, les variables endogènes $D_j, N_0, N_1, M_{0j}, M_{1j}, E_j$ et $E_{uj}$ sont indépendantes de $T_e$ et $W$, pour $s^*$ et $\xi$ donnés. De plus, nous supposons que la durée $T_e$ d'un épisode d'emploi ne dépend pas du salaire $W$ perçu dans cet emploi.

Le modèle de prospection d'emploi présenté dans la section 1 est un modèle stationnaire en horizon infini. C'est le modèle détermine une règle unique de décision impliquant que le salaire accepté par un chômeur doit être supérieur à son salaire de réserve. Par suite, la distribution des salaires acceptés est donc la distribution de Weibull de paramètres $w_1$ et $w_2$, tronquée à la valeur $\xi$.

Certaines variables endogènes liées à l'activité de recherche comme $D_j, N_1, M_{1j}, E_j$ et $E_{uj}$, sont mutuellement dépendantes, mais chacune de ces variables est indépendante de $N_0$ et de $M_{0j}$. Dans le modèle théorique de prospection d'emploi, les offres de travail effectives (i.e. les propositions d'embauche ferme) arrivent selon un processus de Poisson de paramètre $\lambda = \alpha(\lambda_0 + s)$, avec $s = s^* + \epsilon$ et $\epsilon \sim N(0, \sigma_{\epsilon})$. L'écart type $\sigma_{\epsilon}$ est identifié par l'observation de la variable dichotomique endogène $D_j$. Si $D_j = 0$, le travailleur n'utilise aucune méthode de recherche personnelle. Cela signifie qu'il a une intensité de recherche s négative ou nulle, et donc que $\epsilon \le -s^*$. Si $D_j = 1$, alors $s > 0$ (ce qui est équivalent à $\epsilon > -s^*$). Dans ce cas, nous observons soit le nombre $M_{1j}$ d'offres d'emploi obtenues au moyen de méthodes de recherche personnelles au cours des six mois précédant la date d'enquête (pour les enquêtes $j = 2, 3, 4$), soit la variable dichotomique $N_1$ indiquant si une offre au moins a été obtenue au moyen de méthodes personnelles de recherche au cours du mois précédant la première date d'enquête ($j = 1$). Le nombre d'offres obtenues par le canal endogène de recherche, durant un intervalle de temps $\Delta t$, est engendré par un processus de Poisson de paramètre $s \times \Delta t$, avec $s > 0$. Ainsi, la contribution d'une recherche "active" à la fonction de vraisemblance s'écrit :

$$ P(M_{1j} = k, D_j = 1 | s > 0) = \int_{-s^*}^{+\infty} \frac{(\Delta t(s^*+\epsilon))^k e^{-\Delta t(s^*+\epsilon)}}{k!} \phi_{\epsilon}(\epsilon) d\epsilon, $$
pour $j = 2, 3, 4$ et $\Delta t = 6$,

ou :

$$ P(N_1 = 1, D_1 = 1 | s > 0) = \int_{-s^*}^{+\infty} \left[ \sum_{k=1}^{\infty} \frac{(\Delta t(s^*+\epsilon))^k e^{-\Delta t(s^*+\epsilon)}}{k!} \right] \times P(K = k) \phi_{\epsilon}(\epsilon) d\epsilon, $$
pour $j = 1$ et $\Delta t = 1$,

$\phi_{\epsilon}$ étant la fonction de densité de la loi $N(0, \sigma_{\epsilon})$. Le calcul de cette contribution est donné en Annexe D.

Le nombre d'offres obtenues par l'intermédiaire de l'ANPE est engendré par un processus de Poisson de paramètre $\lambda_0 \Delta t$. L'efficacité de la recherche $\alpha$ est identifiée
par la variable $E_j$, $j = 2, 3, 4$. Quand un contact est pris, la firme a une probabilité $\alpha$ de faire une proposition d'embauche ferme. La probabilité qu'un contact se transforme en une proposition d'embauche ferme est une variable aléatoire de Bernoulli de paramètre $\alpha$. Par conséquent, le nombre $E_j$ de propositions d'embauche ferme reçues au cours des six mois précédant la date d'enquête $j$ ($j = 2, 3, 4$) est une variable aléatoire binomiale de paramètres $\alpha$ et $m = M_{0j} + M_{1j}$ (où $m$ est le nombre total d'offres d'emploi reçues au cours des six derniers mois).

Si l'individu a trouvé un emploi qui commence après la date d'enquête, soit si $E_{uj} = 1$, nous n'observons ni le nombre de contacts ni le nombre de propositions d'embauche ferme reçues au cours du mois ou des six mois précédents. De plus, nous supposons que le salaire est l'unique cause de refus d'une proposition d'embauche, et que l'emploi commençant ultérieurement est la dernière offre d'emploi reçue par un chômeur. Cette dernière hypothèse est due à la structure de nos données. La contribution particulière à la vraisemblance dans le cas $E_{uj} = 1$ est explicitée en Annexe E.

A la première date d'enquête, nous avons moins d'informations qu'aux dates suivantes : nous observons uniquement une variable indiquant l'utilisation de méthodes de recherche personnelles et l'occurrence d'au moins un contact, tous canaux de recherche confondus, pendant le mois précédant l'enquête. De plus, nous ne connaissions pas le nombre de propositions d'embauche ferme reçues durant le mois précédant la date d'enquête. Il nous a donc fallu calculer les contributions marginales à la vraisemblance. Leurs expressions sont données en Annexe F.

# 5 Résultats des estimations.

## 5.1 Estimations des paramètres.

Les tableaux 1 et 2 fournissent les estimations des paramètres structurels pour chacune des strates. Pour les jeunes, les estimations des paramètres sont obtenues pour deux valeurs du taux individuel de préférence pour le présent, $\rho = 0.02$ et $\rho = 0.05$. Bien que la log-vraisemblance soit légèrement supérieure pour $\rho = 0.02$, les estimations ne sont pas très sensibles à cette valeur, à l'exception du paramètre $\tilde{\gamma}_0$ de la fonction de coût de recherche. Toutes les estimations sont statistiquement significatives au niveau 5 pour cent, sauf pour l'un des paramètres de la fonction de distribution Weibull ($w_2$) et pour le paramètre de la fonction de coût ($\gamma_0$) dont les estimations ne sont pas significatives au seuil de 5 pour cent dans cinq strates.

Rappelons que le paramètre $\sigma_e$ représente l'écart type de la différence $\epsilon$ entre la valeur optimale de la recherche $s^*$ et l'intensité de la recherche $s$. La valeur estimée de $\sigma_e$, i.e. la variance de l'hétérogeneité non observée affectant l'intensité de recherche, est plus importante pour les hommes et pour les jeunes, et est croissante avec les niveaux d'éducation et de qualification. Par contre le coefficient de dispersion estimé $s^*/\sigma_e$, déduit des valeurs estimées pour l'intensité de recherche optimale $s^*$ données dans les tableaux 5 à 8 (voir Annexe G), est une fonction décroissante de ces niveaux.

Le taux d'arrivée des mises en relation effectuées par l'ANPE est plus important pour les jeunes, et plus spécialement pour les hommes jeunes ayant un CAP ou un
BEP ($\hat{\lambda}_0$ = 0.106). Ce résultat devrait être détaillé dans des études ultérieurs en distinguant les emplois temporaires (incluant les emplois aidés et les stages dans le cadre des dispositifs publics d'aide à l'emploi) et les emplois permanents. En utilisant un modèle de transitions en forme réduite estimé avec le même ensemble de données, Bonnal, Fougère et Sérandon [1994] ont déjà montré que les hommes jeunes ayant un CAP ou un BEP transitent de façon plus intensive du chômage vers les stages de formation et vers les emplois temporaires. Pour les femmes jeunes, le taux d'arrivée des mises en relation exogènes $\hat{\lambda}_0$ est croissant avec le niveau d'éducation. Dans le sous-groupe des adultes, le taux des mises en relation par l'ANPE est croissant avec le niveau de qualification.

L'efficacité de la recherche $\hat{\alpha}$ (i.e. la probabilité conditionnelle d'obtenir une proposition d'embauche ferme étant donné qu'un contact a eu lieu) est maximale pour les femmes entre 26 et 50 ans. Pour de nombreux niveaux d'éducation ou de qualification, l'efficacité de la recherche des femmes est, de façon contre-intuitive, plus importante que celle des hommes. De plus, l'activité de recherche des jeunes ayant un CAP ou un BEP est plus efficace que celle des jeunes chômeurs ayant le Baccalauréat ou des diplômes de l'Enseignement Supérieur. Pour les plus jeunes, le taux de séparation décroit avec le niveau d'éducation (particulièrement pour les hommes) ; pour les adultes, il est plus important pour les ouvriers que pour les employés et les catégories intermédiaires. Ceci peut être dû au fait que les travailleurs les moins diplômés ou les moins qualifiés sont plus souvent embauchés sur des emplois temporaires.

Le paramètre de la fonction de coût estimé, $\hat{\gamma}_0$, est beaucoup plus élevé pour les femmes (à l'exception du sous-groupe des femmes jeunes ayant le Baccalauréat ou un diplôme de l'Enseignement Supérieur). De plus, l'effort de recherche est plus coûteux pour les jeunes ayant un faible niveau d'éducation et pour les adultes ayant un faible niveau de qualification.

## 5.2 Estimations des intensités de recherche, des salaires de réserve et des taux de sortie du chômage.

Les valeurs estimées $\hat{s}^*$ de l'intensité de recherche optimale, $\hat{\xi}$ du salaire de réserve, $\hat{s}$ de l'intensité moyenne de recherche et $\hat{h}$ du taux de sortie moyen du chômage sont données dans les tableaux 5 à 8 (Annexe G). Les calculs ont été effectués en distinguant deux niveaux d'indemnisation-chômage : une indemnisation nulle et des allocations égales à la moyenne des allocations-chômage positives (mensuelles) observées sur une strate. L'intensité de recherche moyenne et le taux moyen de sortie du chômage sont obtenus en tirant 10000 réalisations de $\hat{s}$ dans la distribution $N(\hat{s}^*, \hat{\sigma}_e)$ tronquée en zéro. Pour chaque niveau d'éducation ou de qualification, les femmes ont un salaire de réserve plus faible. Leur intensité de recherche est généralement plus faible. L'unique exception se trouve être le cas des femmes jeunes ayant un diplôme élevé. Pour les jeunes, le taux de sortie du chômage est plus élevé pour les hommes jeunes ayant un CAP ou un BEP et pour les femmes jeunes ayant le Baccalauréat ou un diplôme de l'Enseignement Supérieur. L'intensité de recherche optimale $\hat{s}^*$ et le salaire de réserve $\hat{\xi}$ étant des fonctions respectivement décroissante
<table><caption>Tableau 1: Estimations des paramètres pour les jeunes</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2"></th><th colspan="3">ρ = 0.05</th><th colspan="3">ρ = 0.02</th></tr><tr><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="10">Hommes</td><td>σ̂<sub>ε</sub></td><td>0.1577<br>(0.0132)</td><td>0.1804<br>(0.0215)</td><td>0.3586<br>(0.0861)</td><td>0.1577<br>(0.0132)</td><td>0.1802<br>(0.0215)</td><td>0.3568<br>(0.0856)</td></tr><tr><td>λ̂<sub>0</sub></td><td>0.0473<br>(0.0047)</td><td>0.1061<br>(0.0113)</td><td>0.0332<br>(0.0148)</td><td>0.0472<br>(0.0047)</td><td>0.1057<br>(0.0112)</td><td>0.0329<br>(0.0146)</td></tr><tr><td>α̂</td><td>0.2051<br>(0.0224)</td><td>0.2344<br>(0.0289)</td><td>0.1888<br>(0.0591)</td><td>0.2054<br>(0.0224)</td><td>0.2330<br>(0.0287)</td><td>0.1863<br>(0.0585)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>1</sub></td><td>1.4789<br>(0.1378)</td><td>2.1454<br>(0.2245)</td><td>2.0589<br>(0.4921)</td><td>1.5081<br>(0.1411)</td><td>2.1786<br>(0.2274)</td><td>2.0652<br>(0.4961)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>2</sub></td><td>0.2002<br>(0.0451)</td><td>0.0529<br>(0.0201)</td><td>0.0427*<br>(0.0394)</td><td>0.1918<br>(0.0442)</td><td>0.0507<br>(0.0195)</td><td>0.0431*<br>(0.0401)</td></tr><tr><td>σ̂</td><td>0.1674<br>(0.0102)</td><td>0.1184<br>(0.0102)</td><td>0.0915<br>(0.0207)</td><td>0.1662<br>(0.0102)</td><td>0.1173<br>(0.0102)</td><td>0.0910<br>(0.0205)</td></tr><tr><td>γ̂<sub>0</sub></td><td>14.3054<br>(2.4436)</td><td>11.1946<br>(2.0824)</td><td>6.9916<br>(2.9846)</td><td>16.5932<br>(2.8484)</td><td>13.0837<br>(2.4414)</td><td>8.3944<br>(3.6241)</td></tr><tr><td>N</td><td>537</td><td>249</td><td>48</td><td>537</td><td>249</td><td>48</td></tr><tr><td>log L</td><td>-2599.424</td><td>-1418.120</td><td>-237.580</td><td>-2597.104</td><td>-1415.996</td><td>-237.212</td></tr><tr><td rowspan="10">Femmes</td><td>σ̂<sub>ε</sub></td><td>0.0720<br>(0.0061)</td><td>0.0986<br>(0.0110)</td><td>0.3188<br>(0.0417)</td><td>0.0721<br>(0.0061)</td><td>0.0987<br>(0.0110)</td><td>0.3187<br>(0.0417)</td></tr><tr><td>λ̂<sub>0</sub></td><td>0.0299<br>(0.0025)</td><td>0.0358<br>(0.0044)</td><td>0.1007<br>(0.0135)</td><td>0.0299<br>(0.0025)</td><td>0.0359<br>(0.0044)</td><td>0.1007<br>(0.0135)</td></tr><tr><td>α̂</td><td>0.2402<br>(0.0249)</td><td>0.2979<br>(0.0356)</td><td>0.1862<br>(0.0306)</td><td>0.2410<br>(0.0251)</td><td>0.2992<br>(0.0356)</td><td>0.1869<br>(0.0307)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>1</sub></td><td>0.9206<br>(0.0931)</td><td>1.0048<br>(0.1480)</td><td>1.7615<br>(0.2448)</td><td>0.9452<br>(0.0955)</td><td>1.0382<br>(0.1532)</td><td>1.7850<br>(0.2442)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>2</sub></td><td>0.5920<br>(0.0924)</td><td>0.5286<br>(0.1280)</td><td>0.0956<br>(0.0405)</td><td>0.5725<br>(0.0913)</td><td>0.5043<br>(0.1255)</td><td>0.0926<br>(0.0391)</td></tr><tr><td>σ̂</td><td>0.1383<br>(0.0086)</td><td>0.1350<br>(0.0104)</td><td>0.1273<br>(0.0146)</td><td>0.1370<br>(0.0086)</td><td>0.1339<br>(0.0104)</td><td>0.1255<br>(0.0145)</td></tr><tr><td>γ̂<sub>0</sub></td><td>48.0175<br>(9.2104)</td><td>28.1288<br>(6.1856)</td><td>6.3898<br>(1.5841)</td><td>57.6280<br>(11.2193)</td><td>33.7153<br>(7.4493)</td><td>7.5175<br>(1.8635)</td></tr><tr><td>N</td><td>683</td><td>349</td><td>147</td><td>683</td><td>349</td><td>147</td></tr><tr><td>log L</td><td>-3187.698</td><td>-1718.671</td><td>-878.247</td><td>-3184.884</td><td>-1717.199</td><td>-876.871</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

Remarques : -les estimations indiquées par * ne sont pas significatives au seuil de 5%.

-les écarts types estimés sont donnés entre parenthèses.
<table><caption>Tableau 2: Estimations des paramètres pour les adultes (ρ = 0.05)</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 4</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="8">Hommes</td><td>σ̂<sub>ε</sub></td><td>0.0599<br>(0.0070)</td><td>0.0882<br>(0.0070)</td><td>0.1082<br>(0.0149)</td><td>( )</td></tr><tr><td>λ̂<sub>0</sub></td><td>0.0242<br>(0.0031)</td><td>0.0324<br>(0.0030)</td><td>0.0204<br>(0.0054)</td><td>( )</td></tr><tr><td>α̂</td><td>0.1430<br>(0.0286)</td><td>0.2085<br>(0.0239)</td><td>0.2015<br>(0.0416)</td><td>( )</td></tr><tr><td>ŵ<sub>1</sub></td><td>2.5373<br>(0.3107)</td><td>2.2245<br>(0.1938)</td><td>1.4600<br>(0.2565)</td><td>( )</td></tr><tr><td>ŵ<sub>2</sub></td><td>0.0255*<br>(0.0131)</td><td>0.0332<br>(0.0117)</td><td>0.0897*<br>(0.0462)</td><td>( )</td></tr><tr><td>σ̂</td><td>0.1085<br>(0.0120)</td><td>0.1088<br>(0.0083)</td><td>0.0739<br>(0.0125)</td><td>( )</td></tr><tr><td>γ̂<sub>0</sub></td><td>53.3027<br>(14.2137)</td><td>42.9275<br>(7.0557)</td><td>26.5110<br>(7.2911)</td><td>( )</td></tr><tr><td>N<br>log-vraisemblance</td><td>299<br>-1411.672</td><td>515<br>-2620.835</td><td>118<br>-591.226</td><td></td></tr><tr><td rowspan="8">Femmes</td><td>σ̂<sub>ε</sub></td><td>0.0252<br>(0.0042)</td><td>0.0528<br>(0.0107)</td><td>0.0931<br>(0.0062)</td><td>0.1455<br>(0.0188)</td></tr><tr><td>λ̂<sub>0</sub></td><td>0.0112<br>(0.0018)</td><td>0.0149<br>(0.0036)</td><td>0.0222<br>(0.0020)</td><td>0.0337<br>(0.0057)</td></tr><tr><td>α̂</td><td>0.2528<br>(0.0488)</td><td>0.3087<br>(0.0722)</td><td>0.2087<br>(0.0199)</td><td>0.3544<br>(0.0455)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>1</sub></td><td>1.7156<br>(0.2991)</td><td>1.1059<br>(0.2724)</td><td>1.1341<br>(0.1186)</td><td>1.0028<br>(0.1558)</td></tr><tr><td>ŵ<sub>2</sub></td><td>0.1799<br>(0.0820)</td><td>0.3498<br>(0.1662)</td><td>0.3373<br>(0.0704)</td><td>0.3031<br>(0.1024)</td></tr><tr><td>σ̂</td><td>0.1446<br>(0.0160)</td><td>0.1444<br>(0.0252)</td><td>0.1075<br>(0.0077)</td><td>0.0815<br>(0.0107)</td></tr><tr><td>γ̂<sub>0</sub></td><td>292.9312<br>(113.9247)</td><td>434.6888*<br>(479.1689)</td><td>48.7899<br>(8.4063)</td><td>47.9341<br>(12.4424)</td></tr><tr><td>N<br>log-vraisemblance</td><td>334<br>-1271.485</td><td>127<br>-574.973</td><td>707<br>-3478.129</td><td>178<br>-935.787</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

Remarques : -les estimations indiquées par * ne sont pas significatives au seuil de 5%.

-les écarts types estimés sont donnés entre parenthèses.
et croissante du niveau des allocations-chômage, le taux moyen de sortie du chômage $\hat{h}$ décroit avec le niveau d'indemnisation.

Considérons à présent l'impact d'une variation du taux $\lambda_0$ des mises en relation par l'ANPE sur $\hat{s}^*, \hat{\xi}$ et $\hat{h}$. Les résultats sont donnés dans le cas des hommes jeunes avec le niveau d'éducation le plus faible. Nous mentionnons les résultats pour les autres strates uniquement lorsqu'ils diffèrent.

Sur les graphiques 7, 10, 12 et 13, l'intensité de recherche est calculée comme la moyenne de 10000 valeurs de $\hat{s}$ tirées aléatoirement dans la distribution $N(\hat{s}^*, \hat{\sigma}_e)$ tronquée en zéro. Comme prévu par le modèle théorique, le graphique 7 (respectivement, 8) montre que l'intensité de recherche personnelle (respectivement, le salaire de réserve) est une fonction décroissante (respectivement, croissante) du taux des mises en relation effectuées par l'ANPE. De plus, les variations de $\hat{s}$ et $\hat{\xi}$ provoquées par une variation de $\lambda_0$ sont plus importantes quand les allocations-chômage sont plus faibles. Notons que $\bar{\lambda}_0$ et $\hat{s}$ sont approximativement du même ordre de grandeur.

(insérer les graphiques 7 et 8)

De façon inattendue, le taux de sortie du chômage est une fonction croissante du taux des mises en relation par l'intermédiaire de l'ANPE (voir graphique 9). Ce résultat a une conséquence importante en termes de politique publique d'emploi : cela signifie qu'une augmentation de l'intensité des contacts obtenus par l'ANPE peut réduire de façon notable la durée du chômage.

(insérer le graphique 9)

Les graphiques 10 à 14 montrent que les valeurs estimées des principaux par-ramètres structurels ne sont pas réellement sensibles au taux individuel de préférence pour le présent ($\rho = 0.05$ ou $\rho = 0.02$).

(insérer les graphiques 10 à 14)

Il est ensuite possible d'identifier les groupes pour lesquels l'élasticité du taux moyen de sortie du chômage par rapport au taux des mises en relation effectuées par l'ANPE est particulièrement croissante. Les graphiques 15 à 18 illustrent ces comparaisons pour différentes strates considérées deux à deux. Les graphiques 15 et 16 montrent que cette élasticité est plus élevée pour les jeunes des deux sexes les moins éduqués (en particulier, ceux n'ayant aucun diplôme supérieur au BEPC). Par contre, les graphiques 17 et 18 ne mettent en évidence aucun écart significatif entre les élasticités calculées pour des groupes de qualifications différentes. Toutefois, les élasticités des taux de sortie des femmes adultes, en particulier non qualifiées, sont supérieures à celles des hommes adultes.

(insérer les graphiques 15 à 18)
# 6 Conclusion

Dans un modèle de prospection d'emploi dans lequel le taux d'arrivée des offres d'emploi reçues par l'intermédiaire de l'ANPE est exogène mais l'intensité de recherche personnelle est endogène, l'effet d'une variation du taux d'arrivée exogène a un effect ambigu sur le taux de sortie du chômage. Notre article a montré que l'estimation d'un tel modèle conduite à l'aide de données individuelles sur l'activité de recherche des chômeurs permet de lever cette ambiguïté : une augmentation du taux des mises en relation obtenues par l'intermédiaire de l'ANPE entraîne une élévation du taux de sortie du chômage et donc une baisse des durées moyennes de chômage. Ce résultat est vérifié en dépit d'une décroissance de l'intensité de recherche individuelle et d'une croissance du salaire de réserve. Des simulations complémentaires ont montré que l'élasticité du taux moyen de sortie du chômage par rapport au taux des mises en relation par l'ANPE est plus élevée pour les groupes de chômeurs dont les coûts de recherche sont plus élevés, à savoir les femmes et surtout les jeunes les moins éduqués. Ce dernier résultat nous semble alimenter le débat sur le rôle et l'efficacité de l'ANPE considérée comme intermédiaire public de placement. Une amélioration de l'efficacité de ses mises en relation, principalement orientée vers les publics ne pouvant avoir facilement recours à d'autres canaux de recherche, devrait permettre d'accroître le taux de placement principalement de ces groupes, mais aussi le taux global de placement.
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MORTENSEN D.T. *Job Search and Labor Market Analysis in Handbook of Labor Economics*, VOL II. Ashenfelter, O. and Layard, R., 1986.
# ANNEXES

## Annexe A : Méthode de résolution de Newton.

Sous l'hypothèse $u(x) = x$, le système réduit issu des conditions du premier ordre s'écrit :

$$ egin{cases} c(s) - (\lambda_0 + s) c'(s) = u(b + \mu) - u(\xi + \mu) \\ c'(s) = \frac{\alpha}{(\rho + \sigma)} \int_{\xi}^{\infty} [u(x + \mu) - u(\xi + \mu)] dF(x) \end{cases} \quad (8) $$

Sous l'hypothèse que $c(s) = \gamma_0 s^2$, l'inverse de $c'(s)$ existe et est noté $(c')^{-1}(s)$. On en déduit :

$$ \begin{gathered} \xi = \phi_1(s) = b - c(s) + (\lambda_0 + s) c'(s), \\ s = \phi_2(\xi) = (c')^{-1} \left( \frac{\alpha}{(\rho + \sigma)} \int_{\xi}^{\infty} (x - \xi) dF(x) \right). \end{gathered} $$

$\psi = \phi_1 \circ \phi_2$ étant une fonction contractante, il existe un salaire de réserve unique qui est défini comme le point fixe de la contraction $\psi$. Le système possède une solution unique qui peut être déterminée par la méthode de résolution de Newton, soit par la récurrence :

$$ \xi_{n+1} = \frac{\psi(\xi_n) - \xi_n \psi'(\xi_n)}{1 - \psi'(\xi_n)} $$

## Annexe B : Les élasticités.

Elasticité de l'intensité de recherche $s$ par rapport à l'efficacité de la recherche $\alpha$ :

$$ e_{s\alpha} = \frac{1}{c''(s) \left[ \frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)} \alpha (1-F(\xi)) + 1 \right]} \times \frac{c'(s)}{s} \geq 0, $$

Elasticité de l'intensité de recherche $s$ par rapport au niveau d'allocation-chômage $b$ :

$$ e_{sb} = \frac{[1 - F(\xi)]}{c''(s) \left[ \frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)} \alpha (1 - F(\xi)) + 1 \right]} \times \frac{-\alpha b}{(\rho + \sigma)s} < 0. $$

Elasticité de l'intensité de recherche $s$ par rapport au taux $\lambda_0$ d'arrivée des offres par le canal de l'ANPE :

$$ e_{s\lambda_0} = \frac{[1 - F(\xi)]}{c''(s) \left[ \frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)} \alpha (1 - F(\xi)) + 1 \right]} \times \frac{-c'(s) \alpha \lambda_0}{(\rho + \sigma)s} \leq 0, $$
Elasticité de l'intensité de recherche s par rapport au taux individuel de préférence pour le présent $\rho$ :

$$e_{s\rho} = \frac{1}{c''(s)\left[\frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)}\alpha(1-F(\xi)) + 1\right]} \times \frac{-\rho c'(s)}{(\rho+\sigma)s} \le 0,$$

Elasticité du salaire de réserve $\xi$ par rapport à l'efficacité de la recherche $\alpha$ :

$$e_{\xi\alpha} = \frac{1}{\left[\frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)}\alpha(1-F(\xi)) + 1\right]} \times \frac{(s+\lambda_0)c'(s)}{\xi} \ge 0,$$

Elasticité du salaire de réserve $\xi$ par rapport au niveau d'allocation-chômage $b$ :

$$e_{\xi b} = \frac{1}{\left[\frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)}\alpha(1-F(\xi)) + 1\right]} \times \frac{b}{\xi} > 0,$$

Elasticité du salaire de réserve $\xi$ par rapport au taux $\lambda_0$ d'arrivée des offres par le canal de l'ANPE :

$$e_{\xi\lambda_0} = \frac{1}{\left[\frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)}\alpha(1-F(\xi)) + 1\right]} \times \frac{\lambda_0 c'(s)}{\xi} \ge 0,$$

Elasticité du salaire de réserve $\xi$ par rapport au taux individuel de préférence pour le présent $\rho$ :

$$e_{\xi\rho} = \frac{1}{\left[\frac{(s+\lambda_0)}{(\rho+\sigma)}\alpha(1-F(\xi)) + 1\right]} \times \frac{-(s+\lambda_0)\rho c'(s)}{(\rho+\sigma)\xi} \le 0.$$

## Annexe C : Statistiques descriptives.

Pour calculer ces statistiques, nous avons stratifié l'échantillon, dans un premier temps, par sexe et par âge (moins de 26 ans, entre 26 et 50 ans, plus de 50 ans). Pour les jeunes (moins de 26 ans), nous avons également considéré trois sous-groupes définis par trois niveaux différents d'éducation :

* niveau 1 : pas de diplôme, BEPC, et non-réponse ;

* niveau 2 : BEP, CAP, BP (diplôme technique ou professionnel) ;

* niveau 3 : Baccalauréat ou diplôme de l'Enseignement Supérieur.

Pour les adultes (entre 26 et 50 ans) nous avons distingué quatre niveaux de qualifications :

* niveau 1 : ouvrier non qualifié,

* niveau 2 : ouvrier qualifié,

* niveau 3 : employé,

* niveau 4 : autres niveaux de qualification.

Les effectifs des strates sont données dans le tableau 3.

Le tableau 4 donne des indications sur les variables relatives à l'activité de recherche des chômeurs observés dans l'échantillon.
<table><caption>Tableau 3: Tailles des strates</caption><thead><tr><th></th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 4</th><th>Total</th></tr></thead><tbody><tr><th>Hommes jeunes</th><td>537</td><td>249</td><td>48</td><td>—</td><td>834</td></tr><tr><th>Femmes jeunes</th><td>683</td><td>349</td><td>147</td><td>—</td><td>1179</td></tr><tr><th>Hommes adultes</th><td>299</td><td>515</td><td>118</td><td>225</td><td>1157</td></tr><tr><th>Femmes adultes</th><td>334</td><td>127</td><td>707</td><td>178</td><td>1346</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<table><caption>Tableau 4: Quelques indications sur l'activité de recherche des chômeurs.</caption><thead><tr><th rowspan="2">Date</th><th rowspan="2">Proportions</th><th colspan="2">Jeunes</th><th colspan="2">Adultes</th></tr><tr><th>Hommes</th><th>Femmes</th><th>Hommes</th><th>Femmes</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="5">11/86</td><td>Utilisation de méthodes de recherche personnelles</td><td>69.54</td><td>68.53</td><td>72.95</td><td>62.90</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par l'ANPE*</td><td>6.83</td><td>5.00</td><td>5.74</td><td>4.27</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par recherche personnelle*</td><td>9.11</td><td>8.57</td><td>9.34</td><td>5.82</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une proposition d'embauche ferme*</td><td>10.55</td><td>6.7</td><td>7.38</td><td>6.57</td></tr><tr><td>Emploi commençant après la date d'enquête</td><td>4.68</td><td>2.97</td><td>4.26</td><td>3.11</td></tr><tr><td rowspan="5">5/87</td><td>Utilisation de méthodes de recherche personnelles</td><td>69.18</td><td>59.29</td><td>70.01</td><td>59.63</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par l'ANPE**</td><td>12.89</td><td>12.16</td><td>7.5</td><td>5.02</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par recherche personnelle**</td><td>11.01</td><td>11.49</td><td>13.3</td><td>10.04</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une proposition d'embauche ferme**</td><td>7.23</td><td>7.09</td><td>5.66</td><td>4.71</td></tr><tr><td>Emploi commençant après la date d'enquête</td><td>6.29</td><td>3.89</td><td>3.54</td><td>1.84</td></tr><tr><td rowspan="5">11/87</td><td>Utilisation de méthodes de recherche personnelles</td><td>63.96</td><td>53.37</td><td>64.19</td><td>54.55</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par l'ANPE**</td><td>12.61</td><td>4.69</td><td>6.08</td><td>5.07</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par recherche personnelle**</td><td>10.81</td><td>4.69</td><td>7.66</td><td>6.262</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une proposition d'embauche ferme**</td><td>10.81</td><td>5.57</td><td>3.60</td><td>2.98</td></tr><tr><td>Emploi commençant après la date d'enquête</td><td>7.21</td><td>2.64</td><td>2.25</td><td>2.09</td></tr><tr><td rowspan="5">5/88</td><td>Utilisation de méthodes de recherche personnelles</td><td>65.45</td><td>50.95</td><td>62.29</td><td>47.63</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par l'ANPE**</td><td>7.27</td><td>4.76</td><td>5.72</td><td>5.17</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une offre par recherche personnelle**</td><td>3.64</td><td>5.24</td><td>8.42</td><td>4.53</td></tr><tr><td>Obtention d'au moins une proposition d'embauche ferme**</td><td>5.45</td><td>5.24</td><td>3.70</td><td>2.80</td></tr><tr><td>Emploi commençant après la date d'enquête</td><td>5.45</td><td>2.86</td><td>2.02</td><td>2.80</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

(*) : durant le mois précédant l'enquête,

(**) : durant les six mois précédant l'enquête.
Annexe D

Lorsque $\epsilon$ est connu et lorsque l'intensité de recherche est positive, le nombre d'offres obtenues par les méthodes de recherche personnelles est engendré par un processus de Poisson de paramètre $s$, égal à l'intensité de recherche individuelle.

La résolution est analogue pour $N_1$ et $M_{1j}$. Seule la valeur de $\Delta t$ diffère ($\Delta t = 1$ pour $N_1$ et $\Delta t = 6$ pour $M_{1j}, j = 2, 3, 4$).

La probabilité de l'évènement $M_{1j} = k, D_j = 1$ s'écrit :

$$P(M_{1j} = k, D_j = 1/s > 0, \epsilon) = \frac{(s\Delta t)^k e^{-s\Delta t}}{k!} = \frac{((s^*+\epsilon)\Delta t)^k e^{-(s^*+\epsilon)\Delta t}}{k!}$$

Ce qui implique :

$$P(M_{1j} = k, D_j = 1/s > 0) = \int_{-s^*}^{+\infty} \frac{((s^*+\epsilon)\Delta t)^k e^{-(s^*+\epsilon)\Delta t}}{k!} \phi_{\epsilon}(\epsilon) d\epsilon$$

qui est équivalent à :

$$P(M_{1j} = k, D_j = 1/s > 0) = \frac{(\Delta t)^k}{k!} \times \frac{1}{\sigma_{\epsilon}(2\pi)^{\frac{1}{2}}} e^{\frac{\sigma_{\epsilon}^2 \Delta t^2}{2}} - s^* \Delta t \int_{-s^*}^{+\infty} (s^* + \epsilon)^k e^{\frac{-1}{2\sigma_{\epsilon}^2} (\text{lon} + \sigma_{\epsilon}^2 \Delta t)^2} d\epsilon$$

Imposons maintenant le changement de variable $t = \frac{s^*+\epsilon}{\sigma_{\epsilon}}$. Il vient alors :

$$P(M_1 = k_j, D_j = 1/s > 0) = \frac{(\Delta t)^k}{k!} \times \frac{1}{(2\pi)^{\frac{1}{2}}} e^{\frac{\sigma_{\epsilon}^2 \Delta t^2}{2}} - s^* \Delta t \int_{0}^{+\infty} t^k \sigma_{\epsilon}^k e^{\frac{-1}{2} \frac{(t-a)^2}{2}} d\epsilon$$

avec : $a = \frac{s^*}{\sigma_{\epsilon}} - \sigma_{\epsilon} \Delta t$.

Posons en outre :

$$b = \frac{(\Delta t)^k}{k!} \times \frac{1}{(2\pi)^{\frac{1}{2}}} e^{\frac{\sigma_{\epsilon}^2 \Delta t^2}{2}} - s^* \Delta t \times \sigma_{\epsilon}^k$$

On en déduit :

$$P(M_1 = k_j/s > 0) = b \int_{0}^{+\infty} t^k e^{-\frac{(t-a)^2}{2}} dt = bI(k)$$

$$\text{où } I(k) \text{ est la solution de } I(k) = \frac{1}{k+1}I(k+2) - \frac{a}{k+1}I(k+1).$$

Le programme d'estimation du maximum de vraisemblance utilise cette formule récursive.

Annexe E

Toutes les fonctions de distribution des variables endogènes ayant été explicitées, nous donnons uniquement la contribution de ces variables à la vraisemblance. Dans le but de rendre notre notation plus claire, nous écrivons les contributions à la vraisemblance relatives aux nombres de contacts obtenus par des méthodes de recherche personnelles en fonction de $s$, et non de $s^*$ :

$$\bullet P(E_u = 0, E = e, M_0 = m_0, M_1 = m_1, D_j = 1 | s^*, \xi) = [F(\xi)]^e C_m^e \alpha^e (1-\alpha)^{m-e} \\ \times \frac{e^{-(\lambda_0 \Delta t)} (\lambda_0 \Delta t)^{m_0}}{m_0!} \times \left( \int_0^{+\infty} \frac{(s \Delta t)^{m_1} e^{-s \Delta t}}{m_1!} \phi_{\epsilon}(s) ds \right)$$

où $\phi_{\epsilon}$ est la fonction de densité de $\epsilon$ et $m = m_0 + m_1$,

$$P(E_u = 0, E = e, M_0 = m_0, D_j = 0) = [F(\xi)]^e C_{m_0}^e \alpha^e (1-\alpha)^{m_0-e} \times \frac{e^{-(\lambda_0 \Delta t)} (\lambda_0 \Delta t)^{m_0}}{m_0!} \times \Phi(\frac{-s^*}{\sigma_{\epsilon}}), \\ P(E_u = 1 | s^*) = 1 - [e^{-\alpha \lambda_0 (1-F(\xi))} (\int_0^{+\infty} e^{-\alpha s} (1-F(\xi)) \phi_{\epsilon}(s) ds) + \Phi(\frac{-s^*}{\sigma_{\epsilon}})].$$
# Annexe F

Les contributions à la vraisemblance pour les données collectées lors de la première enquête sont présentées ci-dessous. Nous avons moins d'information à cette date qu'aux suivantes, nous travaillons donc avec les distributions marginales. Les différentes contributions sont présentées en fonction des valeurs prises par les variables endogènes $E_{u1}$ (noté $E_u$ dans la suite), $D_1$, $N_0$ et $N_1$. Nous avons :

* si $E_u = 0$ et $D_1 = 1$ :

- si $N_0 = 0$ et $N_1 = 0$ :

$$P(E_u = 0, N_0 = 0, N_1 = 0, D_1 = 1 | s^*) = e^{-\lambda_0} \times \left( \int_0^{+\infty} e^{-s} \phi_{\epsilon}(s) ds \right)$$
où $\phi_{\epsilon}$ est la fonction de densité de $\epsilon$,

- si $N_0 = 0$ et $N_1 \ge 1$ :

$$P(E_u = 0, N_0 = 0, N_1 \ge 1, D_1 = 1 | s^*) = e^{-\lambda_0} \int_0^{+\infty} (e^{-\alpha s(1-F(\xi))} - e^{-s}) \phi_{\epsilon}(s) ds$$

- si $N_0 \ge 1$ et $N_1 = 0$ :

$$P(E_u = 0, N_0 \ge 1, N_1 = 0, D_1 = 1 | s^*) = (e^{-\alpha \lambda_0 (1-F(\xi))} - e^{-\lambda_0}) \times \left( \int_0^{+\infty} e^{-s} \phi_{\epsilon}^*(s) ds \right)$$

- si $N_0 \ge 1$ et $N_1 \ge 1$ :

$$P(E_u = 0, N_0 \ge 1, N_1 \ge 1, D_1 = 1 | s^*) = \left[ \left( \int_0^{+\infty} e^{-\alpha(\lambda_0+s)(1-F(\xi))} \phi_{\epsilon}^*(s) ds \right) - e^{-\lambda_0} \int_0^{+\infty} (e^{-\alpha s(1-F(\xi))} - e^{-s}) \phi_{\epsilon}^*(s) ds - e^{-\alpha \lambda_0(1-F(\xi))} \right] \times \left( \int_0^{+\infty} e^{-s} \phi_{\epsilon}^*(s) ds \right)$$

* si $E_u = 0$ et $D_1 = 0$ :

- si $N_0 = 0$ :

$$P(E_u = 0, N_0 = 0, D_1 = 0 | s^*) = e^{-\lambda_0} \Phi\left(\frac{-s^*}{\sigma_\epsilon}\right)$$

- si $N_0 \ge 1$ :

$$P(E_u = 0, N_0 \ge 1, D_1 = 0 | s^*) = (e^{-\alpha \lambda_0 (1-F(\xi))} - e^{-\lambda_0}) \times \Phi\left(\frac{-s^*}{\sigma_\epsilon}\right)$$

* si $E_u = 1$ :

$$P(E_u = 1 | s^*) = 1 - \left[ e^{-\alpha \lambda_0 (1-F(\xi))} \left( \int_0^{+\infty} e^{-\alpha s(1-F(\xi))} \phi_{\epsilon}(s) ds + \Phi\left(\frac{-s^*}{\sigma_{\epsilon}}\right) \right) \right]$$
# Annexe G

Les tableaux suivants donnent les valeurs optimales de l'intensité de recherche $\hat{s}^*$ et du salaire de réserve $\hat{\xi}$, ainsi que les valeurs de l'intensité de recherche moyenne $\hat{s}$ et du taux moyen de sortie du chômage $\hat{h}$ pour les différents groupes de chômeurs.

<table><caption>Tableau 5: Chômeurs jeunes (niveau moyen d'allocations-chômage)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2"></th><th colspan="3">ρ = 0.05</th><th colspan="3">ρ = 0.02</th></tr><tr><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Hommes</td><td>s*</td><td>0.0323</td><td>0.0789</td><td>0.1660</td><td>0.0324</td><td>0.0796</td><td>0.1665</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>2.1514</td><td>2.4780</td><td>2.5938</td><td>2.1612</td><td>2.5239</td><td>2.6485</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0799</td><td>0.1211</td><td>0.2410</td><td>0.0790</td><td>0.1176</td><td>0.2435</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0121</td><td>0.0165</td><td>0.0136</td><td>0.0119</td><td>0.0165</td><td>0.0142</td></tr><tr><td rowspan="4">Femmes</td><td>s*</td><td>0.0082</td><td>0.0191</td><td>0.1064</td><td>0.0081</td><td>0.0190</td><td>0.1077</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>2.1493</td><td>1.9477</td><td>2.4331</td><td>2.1543</td><td>1.9575</td><td>2.4743</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0330</td><td>0.0485</td><td>0.1860</td><td>0.0337</td><td>0.0494</td><td>0.1883</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0105</td><td>0.0162</td><td>0.0196</td><td>0.0106</td><td>0.0162</td><td>0.0201</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<table><caption>Tableau 6: Chômeurs jeunes (sans allocations-chômage)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2"></th><th colspan="3">ρ = 0.05</th><th colspan="3">ρ = 0.02</th></tr><tr><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Hommes</td><td>s*</td><td>0.0817</td><td>0.1713</td><td>0.3127</td><td>0.0817</td><td>0.1709</td><td>0.3096</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>0.2060</td><td>0.7357</td><td>0.8287</td><td>0.2392</td><td>0.8549</td><td>0.9758</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.1120</td><td>0.1909</td><td>0.3515</td><td>0.1100</td><td>0.1860</td><td>0.3508</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0151</td><td>0.0216</td><td>0.0190</td><td>0.0148</td><td>0.0215</td><td>0.0197</td></tr><tr><td rowspan="4">Femmes</td><td>s*</td><td>0.0232</td><td>0.0493</td><td>0.2270</td><td>0.0232</td><td>0.0493</td><td>0.2270</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>0.0925</td><td>0.1678</td><td>0.6216</td><td>0.1111</td><td>0.2016</td><td>0.7310</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0417</td><td>0.0675</td><td>0.2709</td><td>0.0426</td><td>0.0687</td><td>0.2712</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0120</td><td>0.0198</td><td>0.0254</td><td>0.0121</td><td>0.0199</td><td>0.0260</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<table><caption>Tableau 7: Chômeurs adultes (niveau moyen d'allocations-chômage)</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 4</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Hommes</td><td>s*</td><td>0.0129</td><td>0.0244</td><td>0.0665</td><td></td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>2.3963</td><td>2.7390</td><td>3.0464</td><td></td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0311</td><td>0.0484</td><td>0.0829</td><td></td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0016</td><td>0.0045</td><td>0.0076</td><td></td></tr><tr><td rowspan="4">Femmes</td><td>s*</td><td>0.0015</td><td>0.0016</td><td>0.0121</td><td>0.0370</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>2.2083</td><td>2.4283</td><td>2.3477</td><td>2.9946</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0108</td><td>0.0221</td><td>0.0440</td><td>0.0796</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0028</td><td>0.0069</td><td>0.0081</td><td>0.0240</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<table><caption>Tableau 8: Chômeurs adultes (sans allocations-chômage)</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Niveau 1</th><th>Niveau 2</th><th>Niveau 3</th><th>Niveau 4</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Hommes</td><td>s*</td><td>0.0308</td><td>0.0579</td><td>0.1277</td><td></td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>0.1300</td><td>0.3052</td><td>0.5703</td><td></td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.04263</td><td>0.0713</td><td>0.0868</td><td></td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0020</td><td>0.0058</td><td>0.0073</td><td></td></tr><tr><td rowspan="4">Femmes</td><td>s*</td><td>0.0053</td><td>0.0044</td><td>0.0322</td><td>0.0782</td></tr><tr><td>ξ̂</td><td>0.0428</td><td>0.0659</td><td>0.1204</td><td>0.5456</td></tr><tr><td>ŝ</td><td>0.0129</td><td>0.0236</td><td>0.0559</td><td>0.1064</td></tr><tr><td>ĥ</td><td>0.0031</td><td>0.0072</td><td>0.0096</td><td>0.0297</td></tr></tbody></table>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>Graphique 1: Durée du premier épisode d'emploi observé
(pour les individus au chômage en 11/86).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Graphique 2: Durée du premier épisode de chômage observé
(pour les individus au chômage en 11/86).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Graphique 3: Distribution des salaires mensuels dans le premier épisode d'emploi observé. (pour les individus au chômage en 11/86).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique 4: Estimation non-paramétrique de la fonction de densité des allocations-chômage non-nulles.</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Graphique 5: Proportions d'individus au chômage ayant une recherche active (en fonction de l'ancienneté en chômage).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
Graphique 6: Evolution au cours de l'épisode de chômage des proportions de chômeurs utilisant des méthodes de recherche personnelles.

(selon le temps passé au chômage en 11/86 et la date de sortie du chômage).

<figure><img src="image_7.png" /></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_8.png" /><figcaption>Graphique 7: Intensité de recherche
(hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Graphique 8: Salaire de réserve
(hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>Graphique 9: Taux de sortie du chômage
(hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC, ρ = 0.05).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_11.png" /><figcaption>Graphique 10: Intensité de recherche
(hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_12.png" /><figcaption>Graphique 11: Salaire de réserve
(hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_13.png" /><figcaption>Graphique 12: Intensité de recherche
(hommes jeunes ayant le Baccalauréat ou plus).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_14.png" /><figcaption>Graphique 13: Intensité de recherche
(femmes jeunes ayant le Baccalauréat ou plus).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_15.png" /><figcaption>Graphique 14: Taux de sortie du chômage (hommes jeunes sans diplôme supérieur au BEPC).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_16.png" /><figcaption>Graphique 15: Le taux de sortie du chômage comme fonction du taux de mises en relation par l'ANPE (hommes jeunes, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_17.png" /><figcaption>Graphique 16: Le taux de sortie du chômage comme fonction du taux de mises en relation par l'ANPE (femmes jeunes, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.
<figure><img src="image_18.png" /><figcaption>Graphique 17: Le taux de sortie du chômage comme fonction du taux de mises en relation par l'ANPE (hommes adultes, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.

<figure><img src="image_19.png" /><figcaption>Graphique 18: Le taux de sortie du chômage comme fonction du taux de mises en relation par l'ANPE (femmes adultes, $\rho = 0.05$).</figcaption></figure>

Source: Enquête "Suivi des chômeurs", Insee.