tax avoidance in nyc. SSRN Electronic Journal, 10021.

NAGELHOUT, G. E., VAN DEN PUTTE, B., ALLWRIGHT, S., MONS, U., MCNEILL, A., GUIGNARD, R., BECK, F., SIAHPUSH, M., JOOSSENS, L., FONG, G. T., DE VRIES, H. ET WILLEMSEN, M. C. (2014). Socioeconomic and country variations in cross-border cigarette purchasing as tobacco tax avoidance strategy. findings from the itc europe surveys. *Tobacco Control*, 23:1–9.

NGUYEN, L., ROSENQVIST, G. ET PEKURINEN, M. (2012). *Demand for Tobacco in Europe-An Econometric Analysis of 11 Countries for the PPACTE Project*.

NICHOLSON, A., TURNER, T. M. ET ALVARADO, E. (2016). *Cigarette Taxes and Cross-border Revenue Effects: Evidence Using Retail Data*, volume 44.

OCDE (2021). *Le Panorama de la santé 2021 : Les indicateurs de l'OCDE*.

OCDE (2022). *Consumption Tax Trends 2022 : VAT/GST and Excise, Core Design Features and Trends*. Edition OECD, Paris.

PASQUEREAU, A., ANDLER, R., GUIGNARD, R., SOULLIER, N., GAUTIER, A., RICHARD, J.-B. ET NGUYEN-THANH, V. (2021). Consommation de tabac parmi les adultes en 2020 : Résultats du baromètre de santé publique france. *Bulletin épidémiologique hebdomadaire*, 8:132-139.

PETO, R., BOREHAM, J., LOPEZ, A. D., THUN, M. ET HEATH, C. (1992). Mortality from tobacco in developed countries : indirect estimation from national vital statistics. *The Lancet*, 339:1268-1278.

PIZARRO, M. E., GIACOBONE, G., SHAMMAH, C. ET STOKLOSA, M. (2022). Illicit tobacco trade : empty pack survey in eight argentinean cities. *Tobacco Control*, 31:623-629.

SABA, R., BEARD, T. R., EKELUND, R. B. ET RESSLER, R. W. (1995). The demand for cigarette smugglin. *Economic Inquiry*, 33:189-202.

STEHR, M. (2005). Cigarette tax avoidance and evasion. *Journal of Health Economics*, 24:277-297.

STEHR, M. (2007). The effect of sunday sales bans and excise taxes on drinking and cross-border shopping for alcoholic beverages. *National Tax Journal*, 60:85-105.

SZKLO, A. S., IGLESIAS, R. M., STOKLOSA, M., FIGUEIREDO, V. C., WELDING, K., JUNIOR, P. R. B. D. S., MACHADO, A. T., MARTINS, L. F. L., NASCIMENTO, H. ET DROPE, J. (2022). Cross-validation of four different survey methods used to estimate illicit cigarette consumption in brazil. *Tobacco Control*, 31:73-80.

TAURAS, J. A., PESKO, M. F., HUANG, J., CHALOUPKA, F. J. ET FARRELLY, M. C. (2016). The effect of cigarette prices on cigarette sales : Exploring heterogeneity in price elasticities at high and low prices.

THURSBY, J. G. ET THURSBY, M. C. (2000). Interstate cigarette bootlegging : Extent, revenue losses, and effects of federal intervention. *National Tax Journal*, 53:59-77.

WALES, T. J. (1968). Distilled spirits and interstate consumption effects. *American Economic Review*, 58:853.

WARNER, K. E. (1981). State legislation on smoking and health : A comparison of two policies. *Policy Sciences*, 13:139-152.

WHITE, H. (1980). A heteroskedasticity-consistent covariance matrix estimator and a
direct test for heteroskedasticity. *Econometrica*, 48:817.

WILSON, L. M., TANG, E. A., CHANDER, G., HUTTON, H. E., ODELOLA, O. A., ELF, J. L., HECKMAN-STODDARD, B. M., BASS, E. B., LITTLE, E. A., HABERL, E. B. et APELBERG, B. J. (2012). Impact of tobacco control interventions on smoking initiation, cessation, and prevalence: A systematic review. *Journal of Environmental and Public Health*, 2012.

WOERTH, E. et PARK, Z. (2021). *Rapport d'information de l'Assemblée Nationale en conclusion des travaux d'une mission d'informationrelative à l'évolution de la consommation de tabac et du rendement de la fiscalité applicable aux produits du tabac pendant le confinement et aux enseignem.*

YUREKLI, A. A. et ZHANG, P. (2000). The impact of clean indoor-air laws and cigarette smuggling on demand for cigarettes : An empirical model. *Health Economics*, 9:159–170.
# A Tests placebo

## A.1 Test de l'existence d'un effet "avril-mai" en fonction du temps d'accès à l'étranger

Afin de tester la robustesse des résultats de la section 7.1, nous proposons un test placebo qui consiste à estimer une version légèrement modifiée du modèle (1). Pour chaque année $T \in [2010, 2019]$, nous considérons le modèle suivant :

$$ Y_{ima} = \exp(\alpha_i + \mu X_{ima} + \sum_{\substack{d \in D \\ d \neq d_0}} \beta_d \mathbf{1}_d + \sum_{d \in D} \gamma_d \mathbf{1}_d \mathbf{1}_{AM} + \sum_{d \in D} \delta_{dT} \mathbf{1}_d \mathbf{1}_T + \sum_{d \in D} \theta_{dT} \mathbf{1}_d \mathbf{1}_{AM} \mathbf{1}_T) \nu_{ima} \quad (1') $$

où $\mathbf{1}_T$ est une indicatrice qui vaut 1 si l'année $a = T$ et 0 sinon.

L'estimation du modèle (1') sur la période 2010-2019 revient à tester la présence d'un effet en avril-mai pour chaque année $T$, alors même que les frontières sont restées ouvertes pendant cette période. La détection d'un effet non négligeable par rapport à l'estimation obtenue pour l'année 2020 tendrait à invalider l'interprétation causale des résultats du modèle (1), puisqu'il s'agirait d'une violation de l'hypothèse de tendance commune sur la période précédant le traitement (la fermeture des frontières).

La Figure 8 présente les résultats de l'estimation du modèle (1') pour chaque valeur de $T \in [2010, 2019]$ (courbes grises). Pour simplifier la lecture, les écarts-types ne sont pas reportés et les coefficients correspondent aux transformations $(\exp(\theta_{dT}) - 1) * 100, d \in D$. Les coefficients reportés pour l'année 2020 (courbe bleue) sont ceux de la Figure 4.

La Figure 8 confirme que l'augmentation forte et significative des achats de tabac n'est observée qu'au cours des mois d'avril et mai 2020, et concerne principalement les zones de chalandise situées à moins de 120 minutes d'une frontière, et plus particulièrement celles situées à moins de 60 minutes d'une frontière.
<figure><img src="image_12.png" /><figcaption>**FIGURE 8** – Test placebo : Variation relative des achats de tabac en avril-mai estimée chaque année au cours de la période 2010-2020 en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1').</figcaption></figure>

*Note* : L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) jusqu'à la commune frontalière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_{dT}$, $d \in D, T \in [2010, 2019]$) estimés à partir du modèle (1'). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_{dT}) - 1) * 100$) afin de correspondre aux variations relatives des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en avril et mai pour chaque année $T$. Les coefficients estimés apparaissent en bleu pour l'année 2020, et en gris pour les autres années (2010-2019).

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
## A.2 Test de l'existence d'un "effet avril-mai" à l'échelle nationale

Afin de tester la robustesse des résultats de la section 7.2, nous proposons un test *placebo* qui consiste à estimer une version légèrement modifiée du modèle (3). Pour chaque année $T \in [2010, 2019]$, nous considérons le modèle (3') suivant :

$$Y_{ima} = \exp(\alpha_{1i} + \mu_1 X_{ima} + \gamma_1 \mathbb{1}_{AM} + \delta_{1T} \mathbb{1}_{T} + \theta_{1T} \mathbb{1}_{AM} \mathbb{1}_{T}) \nu_{ima}, \quad d > 200 \quad (3.1')$$

$$Y_{ima} = \exp(\alpha_{2i} + \mu_2 X_{ima} + \gamma_2 \mathbb{1}_{AM} + \delta_{2T} \mathbb{1}_{T} + \theta_{2T} \mathbb{1}_{AM} \mathbb{1}_{T}) \nu_{ima}, \quad (3.2')$$

où $\mathbb{1}_T$ est une indicatrice qui vaut 1 si l'année $a = T$ et 0 sinon. L'estimation du modèle (3') sur la période 2010-2019 revient à tester la présence d'un effet en avril-mai pour chaque année $T$, alors même que les frontières sont restées ouvertes pendant cette période. La détection d'un effet non négligeable - par rapport à l'estimation obtenue pour l'année 2020 - tendrait à invalider l'interprétation causale des résultats du modèle (3)<fnref n="126" />.

La Figure 9 présente les résultats de l'estimation du modèle (3') pour chaque valeur de $T \in [2010, 2020]$. Le coefficient reporté pour l'année 2020 est celui de la Table 4 (colonne 1). Les écarts-types sont obtenus par la méthode du bootstrap par bloc et les coefficients correspondent aux transformations $(\exp(\theta_{2T}) - \exp(\theta_{1T})) * 100$.

La Figure 9 confirme que l'augmentation forte et significative des achats de tabac à l'échelle nationale, nette des variations estimées loin des frontières, n'est observée qu'au cours des mois d'avril et mai 2020. Les résultats sont inchangés lorsque l'on remplace la distance limite au-delà de laquelle les achats transfrontaliers sont supposés négligeables ($d = 200$ minutes) par $d \in [200, 270]$<fnref n="127" />.

<footnote n="126">126. En particulier, l'hypothèse de tendance commune, sur laquelle s'appuie l'interprétation causale des résultats du modèle (3), pourrait être remise en question.</footnote>

<footnote n="127">127. La Figure 31 présente un test de sensibilité de la première étape (modèle 3.1) au choix de $d$.</footnote>
<figure><img src="image_13.png" /></figure>

**FIGURE 9** – Test placebo : Variation relative des achats de tabac en France métropolitaine en avril-mai estimée chaque année au cours de la période 2010-2020 (modèle 3').

*Note* : L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_{3T}$, $T \in [2010, 2020]$) estimés à partir du modèle (3'). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_{3T}) - 1) * 100$) afin de correspondre aux variations relatives des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en avril et mai pour chaque année $T \in [2010, 2020]$.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
# B Une estimation de l'ampleur des achats transfrontaliers en volume tenant compte de l'élasticité-prix du tabac

L'objectif de cette section est de déterminer, à partir d'un modèle simple, l'ampleur des achats transfrontaliers en volume imputable au différentiel de prix entre la France et les pays voisins.

Les méthodes d'estimation présentées dans cette étude, qu'elles soient basées sur la fermeture des frontières en avril-mai 2020, ou sur l'écart entre les achats réels et prédits dans le réseau officiel à partir des caractéristiques socio-économiques observées, ne prennent pas en compte le fait que l'élasticité-prix du tabac est négative, et donc que la consommation de tabac par habitant en volume est a priori plus élevée à proximité des frontières du fait des prix plus faibles à l'étranger<fnref n="128" />.

## B.1 Un modèle simplifié de consommation du tabac

Supposons que les individus qui résident en France ont le choix d'acheter leur tabac dans leur pays de résidence, au prix $p^F$, ou à l'étranger, au prix $p^E$, tel que $p^F > p^E$. Nous faisons l'hypothèse que les flux de résidants français et étrangers sont équilibrés de part et d'autre des frontières, c'est-à-dire que les achats effectués par les non-résidents, indépendamment des considérations fiscales, se compensent en l'absence d'un écart de prix.

Supposons également que les individus français qui résident à la distance $d^E$ de l'étranger peuvent être répartis en deux groupes : ceux qui achètent leur tabac à l'étranger (au prix $p^E$) et ceux qui achètent leur tabac en France (au prix $p^F$). La consommation moyenne de tabac par habitant en France peut alors s'écrire :

$$ 
\begin{aligned}
E[Q|p^E, p^F, d^E] &= E[Q^F|p^E, p^F, d^E] + E[Q^E|p^E, p^F, d^E] \\
&= E[D^F|p^F]E[S|p^E, p^F, d^E] + E[D^E|p^E, d^E](1-E[S|p^E, p^F, d^E])
\end{aligned} 
\quad (4) $$

où $E[Q]$, représente la quantité moyenne de tabac consommée par habitant, $E[Q^F]$ et $E[Q^E]$ représentent les quantités moyennes achetées (dans le réseau officiel) respectivement en France et à l'étranger, $E[S]$ correspond à la part de la population qui achète son tabac en France<fnref n="129" />, et $E[D^F]$ et $E[D^E]$ représentent les quantités moyennes par habitant conditionnellement au fait d'acheter son tabac respectivement en France et à l'étranger<fnref n="130" />.

La part de la population qui achète son tabac en France ($E[S|p^E, p^F, d^E]$) peut être approchée de manière empirique et non paramétrique, pour chaque distance $d^E$,

<footnote n="128">128. Elles permettent en revanche d'estimer la consommation de tabac qui serait observée en France en l'absence d'achats transfrontaliers (voir Section 9.2).</footnote>

<footnote n="129">129. $S_i$ est une indicatrice qui vaut 1 si l'individu $i$ achète sont tabac en France, 0 sinon.</footnote>

<footnote n="130">130. $D^F$ et $D^E$ représentent la demande de tabac respectivement en France et à l'étranger.</footnote>
en considérant le ratio des achats effectués dans le réseau officiel (courbe bleue sur la Figure 6) sur les achats prédits à partir des caractéristiques socio-démographiques<sup>131</sup> (courbe noire sur la Figure 6), c'est-à-dire les achats qui serait effectués en l'absence d'un différentiel de prix entre la France et l'étranger. Cela nécessite de faire l'hypothèse qu'à caractéristiques sociodémographiques identiques, et en l'absence de différentiel de prix entre la France et les pays voisins, la consommation de tabac par habitant ne dépend pas de la proximité des frontières.

En supposant que la demande de tabac en France peut s'écrire sous la forme
$E[D^F|p^F] = \exp(\alpha_F + \beta_F \log(p^F))$, les paramètres $\alpha_F$ et $\beta_F$ peuvent être estimés en
restreignant l'échantillon aux zones éloignées des frontières ($d^E > T = 180$ minutes,
par exemple), en exploitant la variation des ventes dans le réseau officiel avec le prix
du tabac en France au cours de la période 2010-2020<sup>132</sup>. Une autre possibilité est de
fixer ces paramètres dans une fourchette fournie par la littérature<sup>133</sup>.

En supposant que la demande de tabac à l'étranger pour les individus qui résident en France peut s'écrire $E[D^E|p^E, d^E] = \exp(\alpha_E + \beta_E \log(p^E + f(d^E)))$, avec $\alpha_E = \alpha_F = \alpha$ et $\beta_E = \beta_F = \beta < 0$ et $f$ une fonction croissante et à valeurs positives reflétant le coût de déplacement<sup>134</sup>, et en remarquant que $\beta \log(p^E + f(d^E)) < \beta \log(p^E)$, il est possible d'obtenir un majorant de la consommation totale par habitant $E[Q|p^E, p^F, d^E]$<sup>135</sup> lorsque les frontières sont ouvertes<sup>136</sup>. Il est alors possible d'en déduire un majorant des achats transfrontaliers de tabac : $E[Q|p^E, p^F, d^E] - E[Q^F|p^E, p^F, d^E]$.

131. En supposant qu'il s'agit des achats qui seraient observés en France en l'absence d'achats transfrontaliers.

132. Loin des frontières, en supposant les achats transfrontaliers négligeables, la consommation moyenne de tabac par habitant $E[Q|p^E, p^F, d^E > T]$ correspond aux achats moyens de tabac effectués en France : $E[Q|p^E, p^F, d^E > T] = E[Q^F|p^E, p^F, d^E > T] = E[D^F|p^F] = \exp(\alpha_F + \beta_F \log(p^F))$. Lorsque ce modèle est estimé sur la période 2010-2020 pour l'ensemble des zones de chalandise situées à plus 180 minutes d'une frontière ($d^E > T = 180$), on obtient $\hat{\alpha}_F = 3,5$ ($sd = 0,01$) et $\hat{\beta}_F = -0,7$ ($sd = 0,01$). La Figure 47 en annexe présente les valeurs de l'élasticité-prix $\hat{\beta}_F$ pour différentes valeurs limites $T$, lorsque l'échantillon est progressivement restreint aux zones de chalandise les plus éloignées des frontières $T \in [0, 270]$.

133. La littérature fournit une fourchette pour l'élasticité-prix $\beta$ généralement comprise entre -0,4 et -0,6. Pour obtenir la valeur correspondante de $\hat{\alpha}$ sur notre échantillon, nous utilisons la relation suivante $\hat{\alpha} = E[\frac{\log(E[Q^F|p^F, d^F>T])}{\beta \log(p^F)}]$.

134. On suppose que les résidants on un coût de déplacement nul lorsqu'ils achètent leur tabac en France. Le prix moyen dans le pays le plus proche est de 6,4 euros en 2020 à moins de 60 minutes d'une frontière. C'est également le cas à moins de 120 minutes d'une frontière. Voir la Figure 48 en annexe pour une illustration du prix moyen dans le pays voisin le plus proche en 2020 en fonction de la distance à la frontière.

135. $E[Q|p^E, p^F, d^E] = \exp(\alpha_F + \beta_F \log(p^F)) E[S|p^E, p^F, d^E] + \exp(\alpha_E + \beta_E \log(p^E + f(d^E))) (1 - E[S|p^E, p^F, d^E]) \le \exp(\alpha_F + \beta_F \log(p^F)) E[S|p^E, p^F, d^E] + \exp(\alpha_E + \beta_E \log(p^E)) (1 - E[S|p^E, p^F, d^E])$.

136. Il s'agit de la consommation totale si l'on néglige les coûts de transport dans la fonction de demande des résidants français pour le tabac vendu à l'étranger. Naturellement, les coûts de transport influencent également la proportion d'individus qui décident d'acheter du tabac en France ($E[S_i]$) ou à l'étranger ($1 - E[S_i]$). Ici, cette proportion est estimée de manière empirique (ratio des achats réels sur les achats prédits), il n'est donc pas nécessaire de faire une hypothèse sur la forme fonctionnelle des coûts de transport.
## B.2 Estimation et illustration

Sous les hypothèses précédentes, en supposant une élasticité-prix du tabac $\beta = -0,7$ et en négligeant les coûts de transport dans la fonction de demande de tabac, les achats transfrontaliers représenteraient environ 18 % des achats réalisés dans le réseau officiel à l'échelle nationale<fnref n="137" />.

En supposant que le coût de transport est égal (respectivement 3 fois supérieur<fnref n="138" />) à la dépense moyenne en carburant, les achats transfrontaliers représenteraient environ 17 % (respectivement 16 %) des achats officiels<fnref n="139" />. Ces estimations sont cohérentes avec les résultats de l'enquête 2018 du Baromètre de Santé publique France selon lesquels 16,4 % des fumeurs adultes interrogés ont effectué leur dernier achat de tabac dans un pays étranger limitrophe<fnref n="140" />.

La Figure 10 présente les achats mensuels de tabac (en volume<fnref n="141" />) par habitant âgé de 15 ans ou plus pour l'année 2020 en fonction du temps d'accès par la route à la frontière la plus proche, estimés sous différentes hypothèses. Les cercles bleus représentent les achats de tabac mensuels par habitant âgés de 15 ans ou plus pour l'année 2020 - à l'exclusion de la période allant de mars à juin - corrigés des caractéristiques observables des zones de chalandise (socio-démographie, emplois, tourisme). Il s'agit

<footnote n="137">137. En négligeant les coûts de transport dans la fonction de demande de tabac et en supposant une élasticité-prix du tabac $\beta = -0,6$ (respectivement $\beta = -0,5$), les achats transfrontaliers représenteraient environ 17,2 % (respectivement 16,6 %) des achats réalisés dans le réseau officiel à l'échelle nationale.</footnote>

<footnote n="138">138. Le choix de considérer un coût moyen de déplacement supérieur au coût du carburant traduit le fait que les coûts de déplacement incluent d'autres coûts d'opportunité, tels que l'usure du véhicule, la valeur du temps passé en déplacement, etc. Le facteur 3 est arbitraire, mais il permet déjà d'apprécier la robustesse des résultats lorsque l'on considère un coût de déplacement beaucoup plus élevé que le simple coût du carburant pour se rendre à l'étranger.</footnote>

<footnote n="139">139. En 2020, le prix moyen du carburant le plus vendu en France (SP95-E10) était de 1,35 euro le litre (Prix moyens mensuels de vente au détail en métropole - Supercarburant sans plomb 95-E10, Insee). Un véhicule de particulier consommait en moyenne 6 litres d'essence pour 100 kilomètre (Chiffres clés, Ademe), et la vitesse moyenne en traversées de petites d'agglomérations était d'environ 50 km/heure (Observatoire national interministériel de la sécurité routière). En outre, depuis août 2020, la quantité maximale de cigarettes autorisée par voyage à l'étranger est de 200 cigarettes par personne (elle était de 800 cigarettes par personne entre septembre 2014 et juillet 2020). En supposant qu'un individu achète la quantité maximale autorisée, le coût de carburant lié à un aller-retour effectué pour l'achat de 200 cigarettes (hors éventuels coûts d'opportunité, notamment lié à l'achat d'essence à un prix plus faible, ou à un déplacement domicile-travail, par exemple) est donc de l'ordre de : 2 * (distance à l'étranger en heure) * 1,35 * 6 * 0,5. Par exemple, pour une personne résidant à 1 heure de route de la frontière la plus proche, le coût du carburant pour l'achat de 200 cigarettes à l'étranger est de l'ordre de 8,1 euros en moyenne, soit un supplément de 0.81 euros par paquet de 20 cigarettes. Pour une personne résidant à 3 heures de route de la frontière la plus proche, le coût supplémentaire moyen par paquet de 20 cigarettes est d'environ 2,4 euros.</footnote>

<footnote n="140">140. Selon le baromètre SPF 2018 (Andler et al., 2019), 77,8 % des 2 594 fumeurs de 18-75 ans interrogés ont déclaré avoir effectué leur dernier achat de tabac dans le réseau officiel français, 1,6 % dans un pays non limitrophe, 2,1 % en duty-free et environ 0,5 % dans la rue ou sur internet (contrebande)</footnote>

<footnote n="141">141. Une unité de tabac correspond à un gramme de tabac non manufacturé ou à une unité (cigarette, cigarillos, cigare) manufacturée.</footnote>
donc des achats de tabac par habitant effectués dans le réseau officiel lorsque les frontières sont ouvertes en 2020 à caractéristiques observables identiques. La courbe noire est obtenue en lissant ces estimations (cercles bleus) par un noyau gaussien (fenêtre de lissage 30 minutes). La courbe verte correspond aux achats de tabac par habitant qui seraient observés si les frontières étaient fermées, d'après les résultats de la section 7¹⁴² et après lissage par un noyau gaussien (fenêtre de lissage 30 minutes). La ligne noire en pointillés correspond aux achats de tabac par habitant qui seraient observés si les frontières étaient fermées (ou encore si les prix du tabac à l'étranger étaient alignés sur les prix en France) à long terme, en supposant une consommation par habitant constante quelle que soit l'éloignement des frontières à caractéristiques observables identiques. Les courbes bleues représentent les achats totaux en volume par habitant (réseau officiel en France et à l'étranger) lorsque les frontières sont ouvertes, simulés à partir du modèle (4) pour différentes valeurs de l'élasticité-prix du tabac ($\beta \in [-0.7, -0.5]$).

La Figure 10 suggère qu'à moins de 10 minutes d'une frontière, seulement 20 % de la consommation totale de tabac est effectuée dans le réseau officiel français lorsque les frontières sont ouvertes en 2020. Lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020, les achats dans le réseau officiel à moins de 10 minutes d'une frontière ont atteint environ 40 % de la consommation totale de tabac en France<fnref n="143" />.

<footnote n="142">142. C'est-à-dire les achats de tabac par habitant âgés de 15 ans ou plus en 2020 corrigés des caractéristiques des zones de chalandise + le surplus d'achats estimé dans le réseau officiel lors de la fermeture des frontières en 2020.</footnote>

<footnote n="143">143. Hors achats de contrebande et achats réalisés dans un pays non limitrophes, négligeables selon le Baromètre 2018 de Santé publique France (moins de 2 %).</footnote>
<figure><img src="image_14.png" /><figcaption>FIGURE 10 – Achats mensuels de tabac (en volume) par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2020 en fonction du temps d'accès par la route à la frontière la plus proche : une simulation selon différents scénarios.</figcaption></figure>

Note : L'axe x correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) jusqu'à la commune frontalière la plus proche (en minutes).

L'axe y représente les achats de tabac (en grammes ou en unités) par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2020 selon différents scénarios. Les cercles bleus représentent les achats par habitant âgés de 15 ans ou plus pour l'année 2020 - à l'exclusion la période allant de mars à juin - corrigés des caractéristiques observables des zones de chalandise (socio-démographiques, emplois, tourisme). Il s'agit donc des achats de tabac par habitant effectués dans le réseau officiel lorsque les frontières sont ouvertes en 2020 à caractéristiques observables identiques. La courbe noire est obtenue en lissant ces estimations (cercles bleus) par un noyau gaussien (fenêtre de lissage 30 minutes). La courbe verte correspond aux achats par habitant qui seraient observés si les frontières étaient fermées, en s'appuyant sur les estimations de la section 7 et après lissage par un noyau gaussien (fenêtre de lissage 30 minutes). La ligne noire en pointillés correspond aux achats de tabac par habitant qui seraient observés si les frontières étaient fermées (ou encore si les prix du tabac à l'étranger étaient alignés sur les prix en France) à long terme, en supposant une consommation par habitant constante quelle que soit l'éloignement des frontières à caractéristiques observables identiques. Les courbes bleues représentent les achats de tabac par habitant lorsque les frontières sont ouvertes, simulés à partir du modèle (4) pour différentes valeurs de l'élasticité-prix du tabac ($\beta \in [-0.7, -0.5]$).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
## B.3 Comparaison et apport des transactions par carte bancaire pour quantifier les volumes de tabac transfrontaliers

Afin d'examiner la robustesse des résultats de la section précédente, nous les comparons aux résultats obtenus avec les données de transactions par carte bancaire pour un échantillon de ménages clients de l'une des principales banques de détail françaises.

Nous commençons par estimer les quantités de tabac achetées en France et à l'étranger en divisant les dépenses effectuées en bureau de tabac dans chaque pays par le prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu (il s'agit de la même référence en France et dans les pays limitrophes). Comme ces dépenses incluent des achats hors tabac (voir section 4.6), il s'agit en réalité du montant dépensé "en équivalent de paquets de 20 cigarettes manufacturées de la référence la plus vendue".

La Table 13 suggère que les achats effectués dans un pays frontaliers représentent 19,4 % (respectivement 22,2 %) de la totalité des volumes achetés sur la période allant de juillet 2019 à décembre 2023 (respectivement de janvier 2022 à décembre 2023).

La Table 6 présente les résultats de l'estimation (double différence) de l'effet de la fermeture des frontières en avril et mai 2020 sur les quantités de tabac achetées dans les bureaux de tabac en France (colonne 1), à l'étranger (colonne 2) et dans l'ensemble, sans distinction de pays (colonne 3). Les résultats suggèrent une baisse de 87 % des volumes achetés à l'étranger, ainsi qu'une diminution de 8,8 % des volumes totaux (en France et à l'étranger). En contrepartie, les volumes achetés en France n'augmentent que de 9,7 % lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

La relation (0) permet d'estimer le ratio contrefactuel (frontières ouvertes) des volumes achetés à l'étranger sur les volumes achetés en France en avril et mai 2020. Celui-ci est estimé à environ 23,7 %, un chiffre bien supérieur à celui estimé dans la section précédente (≈ 17%):

$$ \frac{X}{Y} = \frac{\frac{\Delta Y}{Y} - \frac{\Delta Z}{Z}}{\frac{\Delta Z}{Z} - \frac{\Delta X}{X}} \approx 23,7\% $$

D'une part, ces estimations doivent être considérées avec prudence en raison des biais potentiels liés au fait que l'échantillon n'est pas représentatif, que les dépenses par carte bancaire ne couvrent pas l'ensemble des achats de tabac (notamment les achats en espèces) et qu'il n'est pas possible de distinguer les achats de tabac des autres achats liés aux activités secondaires des buralistes (voir section 8.5).

D'autre part, il convient de rappeler que le résultat de la section précédente est obtenu en négligeant les volumes de tabac achetés à l'étranger par les résidants des zones les plus éloignées des frontières. Lorsque l'échantillon de transactions par cartes bancaires est restreint aux clients résidant à plus de 180 minutes d'une frontière, la Table 14 indique que la part des achats de tabac en volume à l'étranger représente encore 7,1 % (respectivement 8,3 %) de l'ensemble des quantités achetées sur la période juillet 2019 - décembre 2023 (respectivement janvier 2022 - décembre 2023). Ce résultat est confirmé par les estimations du modèle (2) pour les zones situées à plus de 180
minutes d'une frontière (Table 6 - "A plus de 180 minutes d'une frontière") : si les frontières étaient restées ouvertes en avril et mai 2020, les achats de tabac à l'étranger auraient représenté 6 % des quantités achetées en France à plus de 180 minutes d'une frontière¹⁴⁴.

Finalement, les résultats obtenus dans la section B.2 sont proches des résultats obtenus à partir des données de transactions par carte bancaire lorsque l'on prend en compte le fait que les achats transfrontaliers ne sont pas nécessairement négligeables en volume "loin des frontières" (17 + 6 = 23%).

<table><caption>**TABLE 6** – Estimation de l'effet de la fermeture des frontières sur les volumes approchés de tabac en France métropolitaine, à l'étranger et au total à partir des données de transactions par carte bancaire (modèle 2).</caption><thead><tr><th></th><th>(1)</th><th>(2)</th><th>(3)</th></tr><tr><th></th><th>Quantité en France</th><th>Quantité à l'étranger</th><th>Quantité totales</th></tr></thead><tbody><tr><td>Ensemble</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Fermeture des frontières</td><td>0.0928***<br>(0.0182)</td><td>-2.042***<br>(0.239)</td><td>-0.0918***<br>(0.0269)</td></tr><tr><td>Observations</td><td>3 760</td><td>3 760</td><td>3 760</td></tr><tr><td>Variation relative<sup>†</sup> (%)</td><td>9.7</td><td>-87</td><td>-8.8</td></tr><tr><td>A plus de 180 minutes d'une frontière</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Fermeture des frontières (θ<sub>1</sub>)</td><td>0.0156<br>(0.0135)</td><td>-2.596***<br>(0.436)</td><td>-0.0383***<br>(0.0135)</td></tr><tr><td>Observations</td><td>1 440</td><td>1 440</td><td>1 440</td></tr><tr><td>Variation relative (%)</td><td>1.6</td><td>-93</td><td>-3.8</td></tr><tr><td>Variables de contrôle</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Effets fixes de départements</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Pondération par le nombre d'habitants</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr></tbody></table>

Note : * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01. Les écarts-types sont clusterisés au niveau département et sont robustes à l'hétéroscédasticité et à l'auto-corrélation. Les observations sont pondérées par le nombre d'habitants de 15 ans ou plus en 2019.

Les quantités de tabac sont approximées en divisant les dépenses en bureaux de tabac dans chaque pays par le prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France et dans les pays voisins.

Les variables de contrôle incluent une indicatrice par mois, une tendance temporelle (polynôme d'ordre 3) et une indicatrice de temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière terrestre la plus proche.

† Les variations relatives sont exprimées en pourcentage et sont obtenues par la formule suivante : $(e^{\theta} - 1) * 100$.

Champ : France métropolitaine hors Corse. Période juillet 2019 - décembre 2023, à l'exclusion de l'année 2021.

Source : Crédit Mutuel Alliance Fédérale.

$$144. \frac{\Delta Y}{Y} = \frac{\Delta Z}{Z} - \frac{\Delta X}{X} \approx 6\%.$$
## Figures supplémentaires

<figure><img src="image_15.png" /><figcaption>**FIGURE 11** – Prix en 2020 du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France et dans les pays frontaliers.</figcaption></figure>

*Note* : En 2020, le prix moyen du paquet de 20 cigarettes le plus vendu était de 9.5 euros en France, 8 euros en Suisse, 6.7 euros en Belgique, 6.5 euros en Allemagne, 5.3 euros au Luxembourg, 5 euros en Italie et en Espagne et 3.8 euros en Andorre. Les prix sont fournis par la Commission européenne pour les pays membres de l'Union européenne et par la banque de données collaborative Numbeo pour Andorre et la Suisse. Le coefficient de corrélation entre ces deux sources est de 0.94 pour les pays membres de l'Union européenne.

*Champ* : France métropolitaine (hors Corse) et pays partageant une frontière terrestre avec la France métropolitaine.

*Source* : Pour les pays membres de l'Union européenne : Commission Européenne - Tobacco excise duty tables. Pour Andorre et la Suisse : Banque de données collaborative Numbeo (https://www.numbeo.com/cost-of-living).
<figure><img src="image_16.png" /><figcaption>**FIGURE 12** – Evolution du prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France et dans les pays frontaliers.</figcaption></figure>

*Note* : En 2020, le prix moyen du paquet de 20 cigarettes le plus vendu était de 9.5 euros en France, 8 euros en Suisse, 6.7 euros en Belgique, 6.5 euros en Allemagne, 5.3 euros au Luxembourg, 5 euros en Italie et en Espagne et 3.8 euros en Andorre. Les prix sont fournis par la Commission Européenne pour les pays membres de l'Union européenne et par la banque de données collaborative Numbeo pour Andorre et la Suisse. Le coefficient de corrélation entre ces deux sources est de 0.94 pour les pays membres de l'Union européenne.

*Source* : Pour les pays membres de l'Union européenne : Commission Européenne - Tobacco excise duty tables. Pour Andorre et la Suisse : Banque de données collaborative Numbeo (https://www.numbeo.com/cost-of-living).
<figure><img src="image_17.png" /><figcaption>FIGURE 13 – Temps d'accès à la commune française frontalière la plus proche par la route</figcaption></figure>

Note : Le temps de trajet est calculé depuis chaque commune jusque la commune frontalière française la plus proche en heures creuses et par la route.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Base des communes 2020 et distancier Metric (MEsure des TRajets Inter-Communes).
<figure><img src="image_18.png" /><figcaption>FIGURE 14 – Répartition de la population âgée de 15 ans et plus en 2019 en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (en minutes).</figcaption></figure>

Note : Le temps de trajet est calculé depuis chaque commune jusque la commune frontalière française la plus proche en heures creuses et par la route.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Recensement de la population 2019 et distancier Metric (MEsure des TRajets Inter-Communes).
<figure><img src="image_19.png" /><figcaption>FIGURE 15 – Achats mensuels de tabac dans le réseau officiel français par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2019 en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche.</figcaption></figure>

Note : L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) jusqu'à la commune frontalière la plus proche (en minutes).

Les achats de tabac sont exprimés en euros.

La taille des cercles est proportionnelle au nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus résidant à la distance *x* de la frontière la plus proche. Chaque cercle représente entre 290 000 et 2 200 000 habitants âgés de 15 ans ou plus.

La courbe noire est une approximation linéaire locale (noyau gaussien et fenêtre de lissage 30 minutes).

La ligne horizontale y = 33.5 euros correspond au montant moyen des achats de tabac par mois et par habitant de plus de 15 ans en 2019 dans les zones situées à plus de 180 minutes d'une frontière.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_20.png" /><figcaption>**FIGURE 16** – Evolution du prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France et de l'indice des prix à la consommation (hors prix du tabac) en France sur la période 2010-2020</figcaption></figure>

*Note* : Indice mensuel des prix à la consommation (hors prix du tabac) en référence au mois de janvier 2010. Prix mensuel du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI - Prix du tabac homologués. Insee - Indices des prix à la consommation.
<figure><img src="image_21.png" /></figure>

**FIGURE 17** – Evolution de l'écart du logarithme des achats par habitant de 15 ans ou plus entre avril-mai (mois traités) et janvier-février/juillet-décembre (mois témoins) au cours de la période 2010-2020 selon le temps d'accès à la frontière la plus proche

*Note* : Les montants de tabac sont exprimés en euros (Figure a) et les quantités de tabac sont exprimées en unités ou en grammes (Figure b).

L'axe y présente la différence du logarithme des achats de tabac par habitant de 15 ans ou plus entre les mois traités (avril-mai) et les mois témoins (janvier-février/juillet-décembre) pour chaque temps d'accès à l'étranger.

Chaque ligne correspond à un temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche. Les lignes rouges correspondent aux temps d'accès les plus faibles et les lignes bleues aux temps d'accès les plus longs.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_22.png" /><figcaption>FIGURE 18 – Évolution du logarithme des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus sur la période 2010-2020 pour les mois témoins (janvier-février et juillet-décembre)</figcaption></figure>

Note : L'axe y présente le logarithme des achats de tabac par habitant de 15 ans ou plus au cours des mois témoins (janvier-février/juillet-décembre).

Les montants de tabac sont exprimés en euros (courbe bleue en trait continu) et les quantités de tabac sont exprimées en unités ou en grammes (courbe verte en pointillés).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_23.png" /><figcaption>FIGURE 19 – Temps d'accès à la commune française frontalière la plus proche par la route</figcaption></figure>

Note : Le temps de trajet est calculé depuis chaque commune jusque la commune frontalière française la plus proche en heures creuses et par la route.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Base des communes 2020 et distancier Metric (MEsure des TRajets Inter-Communes).
<figure><img src="image_24.png" /><figcaption>**FIGURE 20** – Achats mensuels de tabac dans le réseau officiel français par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2019 estimés à caractéristiques observables identiques.</figcaption></figure>

*Note* : Les achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus sont estimés en attribuant à chaque zone de chalandise les caractérisques moyennes observées en France métropolitaines : part des différentes catégories socio-professionnelles, des femmes, des inactifs, des actifs occupés et des chomeurs, des différentes tranches d'âge, nombre d'emplois rapporté à la population de 15 ans ou plus, nombre d'unités d'hébergement touristique.

Les estimations sont lissées sur données carroyées (carreau de côté 2 km et rayon de lissage de 20 km).

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_25.png" /><figcaption>**FIGURE 21** – Achats hebdomadaires de tabac (en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2019 et en 2020 dans les départements situés à moins de 30 minutes d'une frontière.</figcaption></figure>

*Note* : Achats de tabac hebdomadaires par habitant âgé de 15 ans ou plus auprès du principal fournisseur agréé (99 % du marché officiel) agrégés à l'échelle départementale.

*Champ* : Départements de France métropolitaine (hors Corse et communes insulaires non desservies par la route) dont la population réside en moyenne à moins de 30 minutes d'une frontière.

*Source* : DGDDI - Logista. Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_26.png" /><figcaption>FIGURE 22 – Achats hebdomadaires de tabac (en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2019 et en 2020 dans les départements situés à moins de 60 minutes d'une frontière.</figcaption></figure>

Note : Achats de tabac hebdomadaires par habitant âgé de 15 ans ou plus auprès du principal fournisseur agréé (99 % du marché officiel) agrégés à l'échelle départementale.

Champ : Départements de France métropolitaine (hors Corse et communes insulaires non desservies par la route) dont la population réside en moyenne à moins de 60 minutes d'une frontière.

Source : DGDDI - Logista. Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_27.png" /><figcaption>FIGURE 23 – Achats hebdomadaires de tabac (en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en 2019 et en 2020 dans les départements situés à plus de 200 minutes d'une frontière.</figcaption></figure>

Note : Achats de tabac hebdomadaires par habitant âgé de 15 ans ou plus auprès du principal fournisseur agréé (99 % du marché officiel) agrégés à l'échelle départementale.

Champ : Départements de France métropolitaine (hors Corse et communes insulaires non desservies par la route) dont la population réside en moyenne à plus de 200 minutes d'une frontière.

Source : DGDDI - Logista. Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_28.png" /></figure>

**FIGURE 24** – Estimation pour chaque département de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac (en valeur) dans le réseau officiel français : départements ordonnés selon l’ampleur de l’effet estimé.

Note : L'axe y présente les coefficients d'intérêt estimés à partir du modèle (1) où le vecteur d'indicatrices de distances $1_d$ est remplacé par un vecteur d'indicatrices de départements. Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d)$ – 1) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus dans chaque département lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_29.png" /><figcaption>FIGURE 25 – Estimation pour chaque département de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac (en valeur) dans le réseau officiel français : départements ordonnés selon le temps d’accès à la frontière la plus proche</figcaption></figure>

Note : L'axe y présente les coefficients d'intérêt estimés à partir du modèle (1) où le vecteur d'indicatrices de distances $1_d$ est remplacé par un vecteur d'indicatrices de départements. Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1) * 100$) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus dans chaque département lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_30.png" /></figure>

**FIGURE 26** – Estimation pour chaque région de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac (en valeur) dans le réseau officiel français : régions ordonnées selon l’ampleur de l’effet estimé.

*Note* : L'axe y présente les coefficients d'intérêt estimés à partir du modèle (1) où le vecteur d'indicatrices de distances $1_d$ est remplacé par un vecteur d'indicatrices de régions. Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1$) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus dans chaque région lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_31.png" /><figcaption>(a) Cigarettes</figcaption></figure>

<figure><img src="image_32.png" /><figcaption>(b) Tabac à rouler</figcaption></figure>

<figure><img src="image_33.png" /><figcaption>(c) Cigares et cigarillos</figcaption></figure>

<figure><img src="image_34.png" /><figcaption>(d) Autre tabac</figcaption></figure>

**FIGURE 27** – Estimation de l'effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac par habitant (variation relative) en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1) : analyse départementale par catégorie de tabac.

*Note* : Les achats de tabac sont exprimés en euros et l'analyse est effectuée au niveau départemental, les données par catégorie de tabac n'étant disponibles qu'agrégées à cette échelle.

L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1$) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_35.png" /></figure>

**FIGURE 28** – Estimation de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac par habitant (variation relative) en fonction du temps d’accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1) : analyse départementale toutes catégories de tabac confondues.

Note : Les montants de tabac sont exprimés en euros et les quantités de tabac sont exprimées en unités ou en grammes.
L'analyse est effectuée au niveau départemental.

L'axe x correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1) * 100$) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_36.png" /><figcaption>**FIGURE 29** – Estimation de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur le prix moyen d’une unité ou d’un gramme de tabac (variation relative) en fonction du temps d’accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1)</figcaption></figure>

*Note* : L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1) * 100$) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_37.png" /><figcaption>**FIGURE 30** – Estimation de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur la part du tabac à rouler dans les achats de tabac en valeur (variation relative) en fonction du temps d’accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1) : analyse départementale</figcaption></figure>

Note : Les achats de tabac sont exprimés en euros et l'analyse est effectuée au niveau départemental.

L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1) * 100$) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_38.png" /><figcaption>(a) Montant de tabac (euros)</figcaption></figure>

<figure><img src="image_39.png" /><figcaption>(b) Quantité de tabac (unités ou grammes)</figcaption></figure>

**FIGURE 31** – Estimation de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac en valeur et en volume (variation relative) en restreignant progressivement l’échantillon aux zones les plus éloignées des frontières.

*Note* : Les montants de tabac sont exprimés en euros (Figure a) et les quantités de tabac sont exprimées en unités ou en grammes (Figure b).

L'axe x correspond au temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y à gauche présente les coefficients d'intérêt ($\theta_1$) estimés à partir du modèle (3.1) lorsque l'échantillon est progressivement restreint aux zones les plus éloignées des frontières ($T \in [0, 270]$). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_1) - 1$) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

L'axe y à droite indique la part des achats de tabac dans l'échantillon lorsque l'on limite progressivement l'analyse aux zones les plus éloignées des frontières.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_40.png" /><figcaption>(a) Janvier</figcaption></figure>

<figure><img src="image_41.png" /><figcaption>(b) Février</figcaption></figure>

<figure><img src="image_42.png" /><figcaption>(c) Mars</figcaption></figure>

<figure><img src="image_43.png" /><figcaption>(d) Avril</figcaption></figure>

**FIGURE 32** – Variation relative des ventes de tabac estimée chaque mois et chaque année au cours de la période 2010-2020 en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1").

*Note* : L'axe *x* correspond au temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_{dMT}$, $d \in D$, $M \in [1, 12]$, $T \in [2010, 2020]$) estimés à partir du modèle (1'). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_{dMT}) - 1) * 100$) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus, estimée pour chaque mois $M \in [1, 12]$ et chaque année $T \in [2010, 2020]$. Les coefficients estimés apparaissent en bleu pour l'année 2020, et en gris clair pour les autres années (2010-2019).

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_44.png" /></figure>

**FIGURE 35** – Test placebo : Variation relative des achats de tabac en France métropolitaine en avril-mai par rapport à la période janvier-février, estimée chaque année au cours de la période 2010-2020 (modèle 3').

*Note* : L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_{3T}$, $T \in [2010, 2020]$) estimés à partir du modèle (3'). Ces coefficients sont transformés $((\exp(\theta_{3T}) - 1) * 100)$ afin de correspondre aux variations relatives des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en avril et mai pour chaque année $T \in [2010, 2020]$.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route. Mois de janvier, février, avril et mai pour les achats de tabac.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_45.png" /></figure>

**FIGURE 36** – Test placebo : Variation relative des achats de tabac en France métropolitaine en avril-mai par rapport à la période juillet-décembre, estimée chaque année au cours de la période 2010-2020 (modèle 3').

*Note* : L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_{3T}$, $T \in [2010, 2020]$) estimés à partir du modèle (3'). Ces coefficients sont transformés $((\exp(\theta_{3T}) - 1) * 100)$ afin de correspondre aux variations relatives des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus en avril et mai pour chaque année $T \in [2010, 2020]$.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route. Mois d'avril, mai, juillet, août, septembre, octobre, novembre et décembre pour les achats de tabac.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_46.png" /><figcaption>**FIGURE 37** – Ecart relatif entre la population présente (résidente et non résidente) en janvier-février 2020, estimée à partir des données de téléphonie mobile, et la population résidente en 2019, estimée à partir du recensement, en fonction du temps d'accès à la frontière la plus proche.</figcaption></figure>

Note : L'analyse est effectuée au niveau départemental.

L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe *y* présente l'écart de population estimée (en pourcentage) entre le recensement de la population de 2019 et les données de téléphonie mobile janvier-février 2020. La taille des cercles est proportionnelle au nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus résidant à la distance *x* de la frontière la plus proche. Chaque cercle correspond à un département et représente entre 70 000 et 2 200 000 habitants âgés de 15 ans ou plus.

La courbe est une approximation linéaire locale (noyau gaussien et fenêtre de lissage 30 minutes).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Recensements de la population 2019. Données de téléphonie mobile 2020.
<figure><img src="image_47.png" /><figcaption>FIGURE 38 – Ecart relatif entre la population présente (résidente et non résidente) en avril-mai 2020, estimée à partir des données de téléphonie mobile, et la population résidente en 2019, estimée à partir du recensement, en fonction du temps d'accès à la frontière la plus proche.</figcaption></figure>

Note : L'analyse est effectuée au niveau départemental.

L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe *y* présente l'écart de population estimée (en pourcentage) entre le recensement de la population de 2019 et les données de téléphonie mobile d'avril-mai 2020. La taille des cercles est proportionnelle au nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus résidant à la distance *x* de la frontière la plus proche. Chaque cercle correspond à un département et représente entre 70 000 et 2 200 000 habitants âgés de 15 ans ou plus.

La courbe est une approximation linéaire locale (noyau gaussien et fenêtre de lissage 30 minutes).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Recensements de la population 2019. Données de téléphonie mobile 2020.
<figure><img src="image_48.png" /></figure>

**FIGURE 39** – Ecart relatif de la population (résidente et non résidente) estimée à partir des données de téléphonie mobile entre janvier-février 2020 et avril-mai 2020, en fonction du temps d'accès à la frontière la plus proche.

Note : L'analyse est effectuée au niveau départemental.

L'axe *x* correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) de chaque département à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente l'écart de population (en pourcentage) estimé à partir des données de téléphonie mobile entre janvier-février 2020 et avril-mai 2020. La taille des cercles est proportionnelle au nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus résidant à la distance *x* de la frontière la plus proche. Chaque cercle correspond à un département et représente entre 70 000 et 2 200 000 habitants âgés de 15 ans ou plus.

La courbe est une approximation linéaire locale (noyau gaussien et fenêtre de lissage 30 minutes).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Données de téléphonie mobile 2020.
<figure><img src="image_49.png" /><figcaption>**FIGURE 40** – Estimation de l’effet de la fermeture des frontières (avril-mai 2020) sur les achats de tabac par habitant (variation relative) en fonction du temps d’accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1), en restreignant l’échantillon aux départements dont la population a peu varié entre janvier-février et avril-mai 2020</figcaption></figure>

Note : L'axe x correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) jusqu'à la commune frontalière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1$) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus lors de la fermeture des frontières en avril et mai 2020.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_50.png" /><figcaption>FIGURE 41 – Part des travailleurs transfrontaliers dans la population active en 2019 en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche.</figcaption></figure>

Note : L'axe x correspond au temps de trajet (par la route et en heures creuses) jusqu'à la commune frontalière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente la part (en pourcentage) des travailleurs transfrontaliers dans la population active résidant à la distance x de la frontière la plus proche en 2019.

La courbe est une approximation linéaire locale (noyau gaussien et fenêtre de lissage 30 minutes).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_51.png" /><figcaption>FIGURE 42 – Part des travailleurs transfrontaliers dans la population active en 2019.</figcaption></figure>

Note : La part des travailleurs transfrontaliers dans la population active en 2019 (en pourcentage) est lissée sur données carroyées (carreau de côté 2 km et rayon de lissage de 10 km).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : Insee - Recensement de la population 2019.
<figure><img src="image_52.png" /><figcaption>FIGURE 43 – Part des achats à l'étranger en valeur dans le total des achats effectués en bureaux de tabac et supermarchés (en France ou à l'étranger)</figcaption></figure>

Note : L'axe y présente le ratio mensuel des achats effectués à l'étranger sur la somme des achats effectués en France et à l'étranger (achats totaux).

La courbe bleue représente la part des achats dans les débits de tabac à l'étranger, et la courbe verte correspond à la part des achats dans une épicerie ou un supermarché à l'étranger. La ligne en trait pointillé correspond à la part des dépenses effectuées dans les bureaux de tabac à l'étranger en moyenne hors période de crise sanitaire (13,8 %).

Champ : France métropolitaine hors Corse.

Source : Echantillon de clients de l'une des principales banque de détail françaises.
<figure><img src="image_53.png" /><figcaption>**FIGURE 44** – Part des achats à l'étranger en valeur dans le total des achats effectués en bureaux de tabac (en France ou à l'étranger) : évolution hebdomadaire entre juillet 2019 et octobre 2020</figcaption></figure>

*Note* : L'axe y présente le ratio hebdomadaire des achats effectués à l'étranger sur la somme des achats effectués en France et à l'étranger (achats totaux) entre juillet 2019 et octobre 2020. La ligne horizontale (y = 13,8 %) en traits pointillés correspond à la part des dépenses effectuées dans les bureaux de tabac à l'étranger en moyenne hors période de crise sanitaire. La zone entre les lignes verticales en traits pointillés gris représente la période de fermeture des frontières en France (semaines du 16 mars au 14 juin) et la zone entre les lignes verticales en traits pointillés rouge correspond aux mois d'avril et de mai 2020 (période de traitement considérée dans l'analyse principale sur données mensuelles).

*Champ* : France métropolitaine hors Corse.

*Source* : Echantillon de clients de l'une des principales banque de détail françaises.
<figure><img src="image_54.png" /><figcaption>**FIGURE 45** – Part des clients de l'une des principales banque de détail françaises dans la population de 15 ans ou plus en 2019</figcaption></figure>

*Note* : L'axe y à gauche présente le montant des dépenses par carte bancaire en bureau de tabac par client de l'une des principales banque de détail françaises. L'axe y à droite représente le montant des achats de tabac par habitant de 15 ans ou plus.

La courbe bleu représente le nombre de clients dans l'échantillon rapporté au nombre d'habitants de 15 ans ou plus en 2019. Les cercles sont proportionnels au nombre d'habitants de 15 ans ou plus pour chaque temps de trajet jusqu'à la frontière la plus proche.

*Champ* : France métropolitaine hors Corse.

*Source* : Echantillon de clients de l'une des principales banque de détail françaises. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_55.png" /><figcaption>FIGURE 46 – Achats officiels de tabac et dépenses en bureau de tabac par carte bancaires en France et à l'étranger pour un échantillon de ménages sur la période juillet 2019 - décembre 2020</figcaption></figure>

Note : L'axe y à gauche présente le montant des dépenses par carte bancaire en bureau de tabac par client de l'une des principales banque de détail françaises. L'axe y à droite représente le montant des achats de tabac par habitant de 15 ans ou plus.

La courbe noire représente les achats de tabac par habitant dans le réseau officiel en France entre juillet 2019 et décembre 2020. La courbe bleue représente les dépenses par carte bancaire dans les bureaux de tabac en France, et la courbe verte représente les dépenses par carte bancaire dans les bureaux de tabac à l'étranger sur la même période. Les cercles sont proportionnels au nombre d'habitants de 15 ans ou plus pour chaque temps de trajet jusqu'à la frontière la plus proche.

Champ : France métropolitaine hors Corse.

Source : Echantillon de clients de l'une des principales banque de détail françaises. DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_56.png" /></figure>

**FIGURE 47** – Estimation de l’élasticité-prix du tabac au cours de la période 2010-2020 en restreignant progressivement l’échantillon aux zones de chalandise les plus éloignées des frontières.

Note : L'axe x correspond au temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche (en minutes). L'axe y présente les coefficients d'intérêt (β) estimés sur la période 2010-2020 à partir du modèle $E[Y] = exp(α+β log(p))$ lorsque l'échantillon est progressivement restreint aux zones les plus éloignées des frontières ($T \in [0, 270]$). Y correspond aux achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus et p correspond au prix (moyen) du tabac en France. Les résultats sont inchangés lorsque le prix moyen p est instrumenté par le prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_57.png" /><figcaption>**FIGURE 48** – Prix moyen du paquet de 20 cigarettes le plus vendu dans le pays voisin le plus proche en fonction du temps d'accès par la route à la frontière.</figcaption></figure>

*Note* : L'axe x correspond au temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche (en minutes). L'axe y présente le prix moyen dans le pays étranger le plus proche du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France et dans les pays frontaliers. La ligne horizontale en pointillés (y = 6,3 euros) correspond au prix moyen dans le pays étranger le plus proche pour l'ensemble de la France métropolitaine (hors Corse).

*Champ* : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

*Source* : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<figure><img src="image_58.png" /><figcaption>FIGURE 49 – Estimation hebdomadaire de l'effet de la fermeture des frontières sur les achats de tabac par habitant (variation relative) en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1) : estimation en valeur sur données agrégées au niveau départemental</figcaption></figure>

Note : L'axe x correspond au temps d'accès moyen (par la route et en heures creuses) à la frontière la plus proche (en minutes).

L'axe y présente les coefficients d'intérêt ($\theta_d$, $d \in D$) estimés à partir du modèle (1). Ces coefficients sont transformés (($exp(\theta_d) - 1$) * 100) afin de correspondre à la variation relative des achats de tabac (exprimés en euros) par habitant âgé de 15 ans ou plus.

L'analyse est menée sur données hebdomadaires agrégées au niveau départemental. Les semaines sont regroupées en 4 groupes homogènes en termes de variation relative des achats de tabac dans le réseau officiel. Les intervalles de confiance ne sont pas indiqués afin de faciliter la lecture.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
Tables supplémentaires

<table><caption>**TABLE 7** – Effet estimé de la fermeture des frontières sur les achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1).</caption><thead><tr><th></th><th>(1)</th><th>(2)</th></tr><tr><th></th><th>Montant de tabac par habitant</th><th>Quantité de tabac par habitant</th></tr></thead><tbody><tr><td>Temps d'accès à la frontière la plus proche :</td><td></td><td></td></tr><tr><td>0 - 10 minutes</td><td>0.626***<br>(0.0573)</td><td>0.643***<br>(0.0575)</td></tr><tr><td>10 - 20 minutes</td><td>0.496***<br>(0.0412)</td><td>0.516***<br>(0.0417)</td></tr><tr><td>20 - 30 minutes</td><td>0.325***<br>(0.0399)</td><td>0.345***<br>(0.0402)</td></tr><tr><td>30 - 40 minutes</td><td>0.303***<br>(0.0282)</td><td>0.323***<br>(0.0297)</td></tr><tr><td>40 - 50 minutes</td><td>0.245***<br>(0.0291)</td><td>0.264***<br>(0.0297)</td></tr><tr><td>50 - 60 minutes</td><td>0.153***<br>(0.0416)</td><td>0.172***<br>(0.0420)</td></tr><tr><td>60 - 70 minutes</td><td>0.180***<br>(0.0213)</td><td>0.198***<br>(0.0216)</td></tr><tr><td>70 - 80 minutes</td><td>0.101***<br>(0.0265)</td><td>0.117***<br>(0.0270)</td></tr><tr><td>80 - 90 minutes</td><td>0.0384<br>(0.0516)</td><td>0.0520<br>(0.0532)</td></tr><tr><td>90 - 100 minutes</td><td>0.141***<br>(0.0159)</td><td>0.155***<br>(0.0161)</td></tr><tr><td>100 - 110 minutes</td><td>0.103***<br>(0.0157)</td><td>0.117***<br>(0.0157)</td></tr><tr><td>110 - 120 minutes</td><td>0.0394**<br>(0.0165)</td><td>0.0490***<br>(0.0167)</td></tr><tr><td>120 - 130 minutes</td><td>0.0415**<br>(0.0162)</td><td>0.0492***<br>(0.0165)</td></tr><tr><td>130 - 140 minutes</td><td>-0.0565<br>(0.0572)</td><td>-0.0495<br>(0.0584)</td></tr><tr><td>140 - 150 minutes</td><td>0.0204<br>(0.0263)</td><td>0.0296<br>(0.0263)</td></tr><tr><td>Variables de contrôle</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Effets fixes de zones de chalandise</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td>987 610</td><td>987 610</td></tr></tbody></table>

Note : * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01. Les écarts-types sont clusterisés à l'échelle de la zone de chalandise et sont robustes à l'hétéroscédasticité et à l'auto-corrélation.

Les observations sont pondérées par le nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus dans la zone de chalandise.

Les variables de contrôle incluent une indicatrice de mois, une tendance temporelle (polynôme d'ordre 3) et le prix mensuel du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France (polynôme d'ordre 3).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<table><caption>TABLE 8 – Effet estimé de la fermeture des frontières sur les achats de tabac par habitant âgé de 15 ans ou plus en fonction du temps d'accès à la frontière terrestre la plus proche (modèle 1) (suite).</caption><thead><tr><th></th><th>(1)</th><th>(2)</th></tr><tr><th></th><th>Montant de tabac par habitant</th><th>Quantité de tabac par habitant</th></tr></thead><tbody><tr><td>Temps d'accès à la frontière la plus proche :</td><td></td><td></td></tr><tr><td>150 - 160 minutes</td><td>0.0877***<br>(0.0116)</td><td>0.0983***<br>(0.0116)</td></tr><tr><td>160 - 170 minutes</td><td>0.0456***<br>(0.0155)</td><td>0.0576***<br>(0.0156)</td></tr><tr><td>170 - 180 minutes</td><td>0.0467***<br>(0.0135)</td><td>0.0592***<br>(0.0135)</td></tr><tr><td>180 - 190 minutes</td><td>0.0497***<br>(0.0135)</td><td>0.0630***<br>(0.0135)</td></tr><tr><td>190 - 200 minutes</td><td>0.0151<br>(0.0175)</td><td>0.0277<br>(0.0177)</td></tr><tr><td>200 - 210 minutes</td><td>-0.0176<br>(0.0163)</td><td>-0.00360<br>(0.0161)</td></tr><tr><td>210 - 225 minutes</td><td>-0.0200<br>(0.0185)</td><td>-0.00690<br>(0.0184)</td></tr><tr><td>225 - 240 minutes</td><td>-0.0152<br>(0.0126)</td><td>-0.00205<br>(0.0126)</td></tr><tr><td>240 - 255 minutes</td><td>-0.0173<br>(0.0148)</td><td>-0.00369<br>(0.0148)</td></tr><tr><td>255 - 270 minutes</td><td>0.00936<br>(0.0109)</td><td>0.0232**<br>(0.0110)</td></tr><tr><td>270 - 285 minutes</td><td>0.0116<br>(0.0163)</td><td>0.0238<br>(0.0166)</td></tr><tr><td>285 - 300 minutes</td><td>-0.0458**<br>(0.0203)</td><td>-0.0328<br>(0.0204)</td></tr><tr><td>300 - 330 minutes</td><td>-0.00107<br>(0.0231)</td><td>0.0116<br>(0.0235)</td></tr><tr><td>330 - 360 minutes</td><td>-0.0417***<br>(0.0137)</td><td>-0.0275**<br>(0.0137)</td></tr><tr><td>&gt; 360 minutes</td><td>-0.0487***<br>(0.00992)</td><td>-0.0348***<br>(0.00994)</td></tr><tr><td>Variables de contrôle</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Effets fixes de zones de chalandise</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td>987 610</td><td>987 610</td></tr></tbody></table>

Note : * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01. Les écarts-types sont clusterisés à l'échelle de la zone de chalandise et sont robustes à l'hétéroscédasticité et à l'auto-corrélation.

Les observations sont pondérées par le nombre d'habitants âgés de 15 ans ou plus dans la zone de chalandise. Les variables de contrôle incluent une indicatrice de mois, une tendance temporelle (polynôme d'ordre 3) et le prix mensuel du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France (polynôme d'ordre 3).

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<table><caption>**TABLE 9** – Effet estimé de la fermeture des frontières sur les achats de tabac en France métropolitaine (modèle 3) en excluant les départements dans lesquels la population a varié de plus de 10 % entre janvier-février 2020 et avril-mai 2020 (estimations issues des données de téléphonie mobile).</caption><thead><tr><th></th><th>(1)</th><th>(2)</th></tr><tr><th></th><th>Montant de tabac<br>par habitant</th><th>Quantité de tabac<br>par habitant</th></tr></thead><tbody><tr><td>Fermeture des frontières (θ)</td><td>0.1029***<br>(0.0062)</td><td>0.1032***<br>(0.0063)</td></tr><tr><td>Variables de contrôle</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Effets fixes de zones de chalandise</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Pondération par le nombre d'habitants</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td>959 660</td><td>959 660</td></tr><tr><td>Variation relative† (%)</td><td>10,8</td><td>10,8</td></tr></tbody></table>

Note : * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01. Les écarts-types sont clusterisés au niveau de la zone de chalandise et sont robustes à l'hétéroscédasticité et à l'auto-corrélation. Les observations sont pondérées par le nombre d'habitants de 15 ans ou plus en 2019 et restreintes aux zones de chalandises situées dans les départements où la population a varié de moins de 10 % entre janvier-février 2020 et avril-mai 2020 (estimations départementales issues des données de téléphonie mobile).

Les variables de contrôle incluent une indicatrice par mois, une tendance temporelle (polynôme d'ordre 3), le prix mensuel du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France (polynôme d'ordre 3) et une indicatrice de temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière terrestre la plus proche.

† Les variations relatives sont exprimées en pourcentage et sont obtenues par la formule suivante : $(e^{\theta} - 1) * 100$.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020

<table><caption>**TABLE 10** – Part des dépenses effectuées dans les débits de tabac en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers (transactions par cartes bancaires)</caption><thead><tr><th>Période</th><th>Achats en France</th><th>Achats dans un pays frontalier</th><th>Achats dans un pays non frontalier</th></tr></thead><tbody><tr><td>Juillet 2019 – Décembre 2023</td><td>87,6</td><td>12,1</td><td>0,3</td></tr><tr><td>Janvier 2022 – Décembre 2023</td><td>86,2</td><td>13,5</td><td>0,3</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2020</td><td>98,3</td><td>1,6</td><td>0,1</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2022 et 2023</td><td>85,8</td><td>13,9</td><td>0,3</td></tr></tbody></table>

Note : Part des dépenses en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers auprès des débitants de tabac pour un échantillon de 160 044 ménages clients de l'une des principales banques de détail en France.

Champ : France métropolitaine hors Corse.

Source : Transactions par carte bancaire d'un échantillon de clients d'une des principales banques de détail françaises.
<table><caption>**TABLE 11** – Part des dépenses effectuées dans les débits de tabac en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers (transactions par cartes bancaires) par les résidents des départements situés à plus de 180 minutes d'une frontière</caption><thead><tr><th>Période</th><th>Achats en France</th><th>Achats dans un pays frontalier</th><th>Achats dans un pays non frontalier</th></tr></thead><tbody><tr><td>Juillet 2019 – Décembre 2023</td><td>95,9</td><td>3,9</td><td>0,2</td></tr><tr><td>Janvier 2022 – Décembre 2023</td><td>95,4</td><td>4,4</td><td>0,2</td></tr></tbody></table>

Note : Part des dépenses en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers auprès des débitants de tabac pour les départements situés à plus de 180 minutes d'une frontière. Les résultats sont pondérés par la population de 15 ans ou plus en 2019.

Champ : Départements de France métropolitaine (hors Corse) dont la population vit en moyenne à plus de 180 minutes d'une frontière.

Source : Transactions par carte bancaire d'un échantillon de clients d'une des principales banques de détail françaises.

<table><caption>**TABLE 12** – Effet estimé de la fermeture des frontières sur les achats de tabac en France métropolitaine (modèle 3) : à l'échelle départementale et au niveau hebdomadaire.</caption><thead><tr><th rowspan="2">Effet estimé (θ) :</th><th colspan="2">(1)</th><th colspan="2">(3)</th></tr><tr><th colspan="2">Achats de tabac en valeur par habitant</th><th colspan="2">Achats de tabac en volume par habitant</th></tr><tr><th></th><th>Du 30 mars au 31 mai</th><th>Du 13 avril au 17 mai</th><th>Du 30 mars au 31 mai</th><th>Du 13 avril au 17 mai</th></tr></thead><tbody><tr><td>Fermeture des frontières</td><td>0.0929***<br>(0.0191)</td><td>0.111***<br>(0.0213)</td><td>0.0864***<br>(0.0197)</td><td>0.1033***<br>(0.0218)</td></tr><tr><td>Variables de contrôle</td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Pondération par le nombre d'habitants</td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td>36 988</td><td>34 451</td><td>36 988</td><td>34 451</td></tr><tr><td>Variation relative† (%)</td><td>9.7</td><td>11.7</td><td>9.0</td><td>10.9</td></tr></tbody></table>

Note : * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01. Les écarts-types sont clusterisés à l'échelle départementale et sont robustes à l'hétéroscédasticité et à l'auto-corrélation. Ils sont estimés par bloc-bootstrap (tirage aléatoire de zones de chalandise avec remise, 500 itérations). Les observations sont pondérées par le nombre d'habitants de 15 ans ou plus en 2019.

Les achats en valeur et en volume (somme des grammes et des unités manufacturées) auprès des fournisseurs agréés sont fournis par la DGDDI chaque semaine au niveau départementale.

Les variables de contrôle incluent une indicatrice par mois, une tendance temporelle (polynôme d'ordre 3), le prix mensuel du paquet de 20 cigarettes le plus vendu en France (polynôme d'ordre 3) et une indicatrice de temps d'accès (par la route et en heures creuses) à la frontière terrestre la plus proche.

† Les variations relatives sont exprimées en pourcentage et sont obtenues par la formule suivante : $(e^{θ} - 1) * 100$.

Champ : France métropolitaine hors Corse et communes insulaires non desservies par la route.

Source : DGDDI. Insee - Recensements de la population 2010-2020.
<table><caption>**TABLE 13** – Part approximative des quantités de tabac achetées dans les débits de tabac en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers (transactions par cartes bancaires)</caption><thead><tr><th>Période</th><th>Achats en France</th><th>Achats dans un pays frontalier</th><th>Achats dans un pays non frontalier</th></tr></thead><tbody><tr><td>Juillet 2019 – Décembre 2023</td><td>80,6</td><td>19,4</td><td>-</td></tr><tr><td>Janvier 2022 – Décembre 2023</td><td>77,8</td><td>22,2</td><td>-</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2020</td><td>97,3</td><td>2,7</td><td>-</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2022 et 2023</td><td>77,1</td><td>22,9</td><td>-</td></tr></tbody></table>

*Note :* Part approximative des quantités de tabac achetées en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers auprès des débitants de tabac pour un échantillon de 160 044 ménages clients de l'une des principales banques de détail en France.

Les quantités achetées sont approximées en divisant les dépenses en bureaux de tabac par le prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu dans le pays d'achat.

*Champ : France métropolitaine hors Corse.*

*Source :* Transactions par carte bancaire d'un échantillon de clients d'une des principales banques de détail françaises.

<table><caption>**TABLE 14** – Part approximative des quantités de tabac achetées dans les débits de tabac en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers par les clients résidant à plus de 180 minutes d'une frontière (transactions par cartes bancaires)</caption><thead><tr><th>Période</th><th>Achats en France</th><th>Achats dans un pays frontalier</th><th>Achats dans un pays non frontalier</th></tr></thead><tbody><tr><td>Juillet 2019 – Décembre 2023</td><td>92,9</td><td>7,1</td><td>-</td></tr><tr><td>Janvier 2022 – Décembre 2023</td><td>91,7</td><td>8,3</td><td>-</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2020</td><td>99,5</td><td>0,5</td><td>-</td></tr><tr><td>Avril-Mai 2022 et 2023</td><td>91,8</td><td>8,2</td><td>-</td></tr></tbody></table>

*Note :* Part approximative des quantités de tabac achetées en France, dans les pays frontaliers et dans les pays non frontaliers auprès des débitants de tabac pour un échantillon de ménages clients de l'une des principales banques de détail en France et résidant à plus de 180 minutes d'une frontière.

Les quantités achetées sont estimées en divisant les dépenses dans les bureaux de tabac par le prix du paquet de 20 cigarettes le plus vendu dans le pays d'achat. Ces prix ne sont collectés que pour la France et les pays voisins. Il n'est donc pas possible d'estimer la quantité de tabac achetée dans un pays non frontalier à partir des données collectées.

*Champ : France métropolitaine hors Corse.*

*Source :* Transactions par carte bancaire d'un échantillon de clients d'une des principales banques de détail françaises.
## Liste des documents de travail de la Direction des Études et Synthèses Économiques

G 9001 J. FAYOLLE et M. FLEURBAEY
Accumulation, profitabilité et endettement des entreprises

G 9002 H. ROUSSE
Détection et effets de la multicolinéarité dans les modèles linéaires ordinaires - Un prolongement de la réflexion de BELSLEY, KUH et WELSCH

G 9003 P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE
Indexation des salaires : la rupture de 1983

G 9004 D. GUELLEC et P. RALLE
Compétitivité, croissance et innovation de produit

G 9005 P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE
Les conséquences de la désindexation. Analyse dans une maquette prix-salaires

G 9101 Équipe AMADEUS
Le modèle AMADEUS - Première partie - Présentation générale

G 9102 J.L. BRILLET
Le modèle AMADEUS - Deuxième partie - Propriétés variantielles

G 9103 D. GUELLEC et P. RALLE
Endogenous growth and product innovation

G 9104 H. ROUSSE
Le modèle AMADEUS - Troisième partie - Le commerce extérieur et l'environnement international

G 9105 H. ROUSSE
Effets de demande et d'offre dans les résultats du commerce extérieur manufacturé de la France au cours des deux dernières décennies

G 9106 B. CREPON
Innovation, taille et concentration : causalités et dynamiques

G 9107 B. AMABLE et D. GUELLEC
Un panorama des théories de la croissance endogène

G 9108 M. GLAUDE et M. MOUTARDIER
Une évaluation du coût direct de l'enfant de 1979 à 1989

G 9109 P. RALLE et alii
France - Allemagne : performances économiques comparées

G 9110 J.L. BRILLET
Micro-DMS **NON PARU**

G 9111 A. MAGNIER
Effets accélérateur et multiplicateur en France depuis 1970 : quelques résultats empiriques

G 9112 B. CREPON et G. DUREAU
Investissement en recherche-développement : analyse de causalités dans un modèle d'accélérateur généralisé

G 9113 J.L. BRILLET, H. ERKEL-ROUSSE, J. TOUJAS-BERNATE
"France-Allemagne Couplées" - Deux économies vues par une maquette macro-économétrique

G 9201 W.J. ADAMS, B. CREPON, D. ENCAOUA
Choix technologiques et stratégies de dissuasion d'entrée

G 9202 J. OLIVEIRA-MARTINS, J. TOUJAS-BERNATE
Macro-economic import functions with imperfect competition - An application to the E.C. Trade

G 9203 I. STAPIC
Les échanges internationaux de services de la France dans le cadre des négociations multilatérales du GATT
Juin 1992 (1ère version)
Novembre 1992 (version finale)

G 9204 P. SEVESTRE
L'économétrie sur données individuelles-temporelles. Une note introductive

G 9205 H. ERKEL-ROUSSE
Le commerce extérieur et l'environnement international dans le modèle AMADEUS (réestimation 1992)

G 9206 N. GREENAN et D. GUELLEC
Coordination within the firm and endogenous growth

G 9207 A. MAGNIER et J. TOUJAS-BERNATE
Technology and trade: empirical evidences for the major five industrialized countries

G 9208 B. CREPON, E. DUGUET, D. ENCAOUA et P. MOHNEN
Cooperative, non cooperative R & D and optimal patent life

G 9209 B. CREPON et E. DUGUET
Research and development, competition and innovation: an application of pseudo maximum likelihood methods to Poisson models with heterogeneity

G 9301 J. TOUJAS-BERNATE
Commerce international et concurrence imparfaite : développements récents et implications pour la politique commerciale

G 9302 Ch. CASES
Durées de chômage et comportements d'offre de travail : une revue de la littérature

G 9303 H. ERKEL-ROUSSE
Union économique et monétaire : le débat économique

G 9304 N. GREENAN - D. GUELLEC / G. BROUSSAUDIER - L. MIOTTI
Innovation organisationnelle, dynamisme technologique et performances des entreprises

G 9305 P. JAILLARD
Le traité de Maastricht : présentation juridique et historique

G 9306 J.L. BRILLET
Micro-DMS : présentation et propriétés

G 9307 J.L. BRILLET
Micro-DMS - variantes : les tableaux

G 9308 S. JACOBZONE
Les grands réseaux publics français dans une perspective européenne

G 9309 L. BLOCH - B. CŒURÉ
Profitabilité de l'investissement productif et transmission des chocs financiers

G 9310 J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT
Les théories sur la structure optimale du capital : quelques points de repère
G 9311 J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT
Les décisions de financement des entreprises françaises : une évaluation empirique des théories de la structure optimale du capital

G 9312 L. BLOCH - B. CŒURÉ
Q de Tobin marginal et transmission des choos financiers

G 9313 Équipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)
Présentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public

G 9314 B. CREPON - E. DUGUET
Research & Development, competition and innovation

G 9315 B. DORMONT
Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?

G 9316 D. BLANCHET - C. BROUSSE
Deux études sur l'âge de la retraite

G 9317 D. BLANCHET
Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes

G 9318 D. EYSSARTIER - N. PONTY
AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term

G 9319 G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ
Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes

G 9401 D. BLANCHET
Les structures par âge importent-elles ?

G 9402 J. GAUTIÉ
Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?
Quelques éléments du débat

G 9403 P. QUIRION
Les déchets en France : éléments statistiques et économiques

G 9404 D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME
Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série

G 9405 V. MAILLARD
Théorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables

G 9406 F. ROSENWALD
La décision d'investir

G 9407 S. JACOBZONE
Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public

G 9408 L. BLOCH, J. BOURDIEU, B. COLIN-SEDILLOT, G. LONGUEVILLE
Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté

G 9409 D. EYSSARTIER, P. MAIRE
Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation

G 9410 F. ROSENWALD
Suivi conjoncturel de l'investissement

G 9411 C. DEFEUILLEY - Ph. QUIRION
Les déchets d'emballages ménagers : une

analyse économique des politiques française et allemande

G 9412 J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. COLIN-SEDILLOT
Investissement, incertitude et irréversibilité
Quelques développements récents de la théorie de l'investissement

G 9413 B. DORMONT - M. PAUCHET
L'évaluation de l'élasticité emploi-salaire dépend-elle des structures de qualification ?

G 9414 I. KABLA
Le Choix de breveter une invention

G 9501 J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - B. SEDILLOT
Irreversible Investment and Uncertainty: When is there a Value of Waiting?

G 9502 L. BLOCH - B. CŒURÉ
Imperfections du marché du crédit, investissement des entreprises et cycle économique

G 9503 D. GOUX - E. MAURIN
Les transformations de la demande de travail par qualification en France
Une étude sur la période 1970-1993

G 9504 N. GREENAN
Technologie, changement organisationnel, qualifications et emploi : une étude empirique sur l'industrie manufacturière

G 9505 D. GOUX - E. MAURIN
Persistance des hiérarchies sectorielles de salaires: un réexamen sur données françaises

G 9505 Bis
D. GOUX - E. MAURIN
Persistence of inter-industry wages differentials: a reexamination on matched worker-firm panel data

G 9506 S. JACOBZONE
Les liens entre RMI et chômage, une mise en perspective
NON PARU - article sorti dans Économie et Prévision n° 122 (1996) - pages 95 à 113

G 9507 G. CETTE - S. MAHFOUZ
Le partage primaire du revenu
Constat descriptif sur longue période

G 9601 Banque de France - CEPREMAP - Direction de la Prévision - Érasme - INSEE - OFCE
Structures et propriétés de cinq modèles macro-économiques français

G 9602 Rapport d'activité de la DESE de l'année 1995

G 9603 J. BOURDIEU - A. DRAZNIEKS
L'octroi de crédit aux PME : une analyse à partir d'informations bancaires

G 9604 A. TOPIOL-BENSAÏD
Les implantations japonaises en France

G 9605 P. GENIER - S. JACOBZONE
Comportements de prévention, consommation d'alcool et tabagie : peut-on parler d'une gestion globale du capital santé ?
Une modélisation microéconométrique empirique

G 9606 C. DOZ - F. LENGLART
Factor analysis and unobserved component models: an application to the study of French business surveys
G 9607 N. GREENAN - D. GUELLEC
La théorie coopérative de la firme

G 9608 N. GREENAN - D. GUELLEC
Technological innovation and employment
reallocation

G 9609 Ph. COUR - F. RUPPRECHT
L'intégration asymétrique au sein du continent
américain : un essai de modélisation

G 9610 S. DUCHENE - G. FORGEOT - A. JACQUOT
Analyse des évolutions récentes de la producti-
vité apparente du travail

G 9611 X. BONNET - S. MAHFOUZ
The influence of different specifications of wages-
prices spirals on the measure of the NAIRU: the
case of France

G 9612 PH. COUR - E. DUBOIS, S. MAHFOUZ,
J. PISANI-FERRY
The cost of fiscal retrenchment revisited: how
strong is the evidence?

G 9613 A. JACQUOT
Les flexions des taux d'activité sont-elles seule-
ment conjoncturelles ?

G 9614 ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing
Lexique macroéconomique Français-Chinois

G 9701 J.L. SCHNEIDER
La taxe professionnelle : éléments de cadrage
économique

G 9702 J.L. SCHNEIDER
Transition et stabilité politique d'un système
redistributif

G 9703 D. GOUX - E. MAURIN
Train or Pay: Does it Reduce Inequalities to En-
courage Firms to Train their Workers?

G 9704 P. GENIER
Deux contributions sur dépendance et équité

G 9705 E. DUGUET - N. IUNG
R & D Investment, Patent Life and Patent Value
An Econometric Analysis at the Firm Level

G 9706 M. HOUDEBINE - A. TOPIOL-BENSAÏD
Les entreprises internationales en France : une
analyse à partir de données individuelles

G 9707 M. HOUDEBINE
Polarisation des activités et spécialisation des
départements en France

G 9708 E. DUGUET - N. GREENAN
Le biais technologique : une analyse sur données
individuelles

G 9709 J.L. BRILLET
Analyzing a small French ECM Model

G 9710 J.L. BRILLET
Formalizing the transition process: scenarios for
capital accumulation

G 9711 G. FORGEOT - J. GAUTIÉ
Insertion professionnelle des jeunes et processus
de déclassement

G 9712 E. DUBOIS
High Real Interest Rates: the Consequence of a
Saving Investment Disequilibrium or of an in-
sufficient Credibility of Monetary Authorities?

G 9713 Bilan des activités de la Direction des Études
et Synthèses Économiques - 1996

G 9714 F. LEQUILLER
Does the French Consumer Price Index Over-
state Inflation?

G 9715 X. BONNET
Peut-on mettre en évidence les rigidités à la
baisse des salaires nominaux ?
Une étude sur quelques grands pays de l'OCDE

G 9716 N. IUNG - F. RUPPRECHT
Productivité de la recherche et rendements
d'échelle dans le secteur pharmaceutique
français

G 9717 E. DUGUET - I. KABLA
Appropriation strategy and the motivations to use
the patent system in France - An econometric
analysis at the firm level

G 9718 L.P. PELÉ - P. RALLE
Âge de la retraite : les aspects incitatifs du ré-
gime général

G 9719 ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing
Lexique macroéconomique français-chinois,
chinois-français

G 9720 M. HOUDEBINE - J.L. SCHNEIDER
Mesurer l'influence de la fiscalité sur la locali-
sation des entreprises

G 9721 A. MOUROUGANE
Crédibilité, indépendance et politique monétaire
Une revue de la littérature

G 9722 P. AUGERAUD - L. BRIOT
Les données comptables d'entreprises
Le système intermédiaire d'entreprises
Passage des données individuelles aux données
sectorielles

G 9723 P. AUGERAUD - J.E. CHAPRON
Using Business Accounts for Compiling National
Accounts: the French Experience

G 9724 P. AUGERAUD
Les comptes d'entreprise par activités - Le pas-
sage aux comptes - De la comptabilité
d'entreprise à la comptabilité nationale - A
paraitre

G 9801 H. MICHAUDON - C. PRIGENT
Présentation du modèle AMADEUS

G 9802 J. ACCARDO
Une étude de comptabilité générationnelle
pour la France en 1996

G 9803 X. BONNET - S. DUCHÊNE
Apports et limites de la modélisation
« Real Business Cycles »

G 9804 C. BARLET - C. DUGUET -
D. ENCAOUA - J. PRADEL
The Commercial Success of Innovations
An econometric analysis at the firm level in
French manufacturing

G 9805 P. CAHUC - Ch. GIANELLA -
D. GOUX - A. ZILBERBERG
Equalizing Wage Differences and Bargaining
Power - Evidence from a Panel of French Firms
G 9806 J. ACCARDO - M. JLASSI
La productivité globale des facteurs entre 1975 et 1996

G 9807 Bilan des activités de la Direction des Études et Synthèses Économiques - 1997

G 9808 A. Mourougane
Can a Conservative Governor Conduct an Ac-comodative Monetary Policy?

G 9809 X. BONNET - E. DUBOIS - L. FAUVET
Asymétrie des inflations relatives et menus costs : tests sur l'inflation française

G 9810 E. DUGUET - N. IUNG
Sales and Advertising with Spillovers at the firm level: Estimation of a Dynamic Structural Model on Panel Data

G 9811 J.P. BERTHIER
Congestion urbaine : un modèle de trafic de pointe à courbe débit-vitesse et demande élastique

G 9812 C. PRIGENT
La part des salaires dans la valeur ajoutée : une approche macroéconomique

G 9813 A.Th. AERTS
L'évolution de la part des salaires dans la valeur ajoutée en France reflète-t-elle les évolutions individuelles sur la période 1979-1994 ?

G 9814 B. SALANIÉ
Guide pratique des séries non-stationnaires

G 9901 S. DUCHÊNE - A. JACQUOT
Une croissance plus riche en emplois depuis le début de la décennie ? Une analyse en comparaison internationale

G 9902 Ch. COLIN
Modélisation des carrières dans Destinie

G 9903 Ch. COLIN
Évolution de la dispersion des salaires : un essai de prospective par microsimulation

G 9904 B. CREPON - N. IUNG
Innovation, emploi et performances

G 9905 B. CREPON - Ch. GIANELLA
Wages inequalities in France 1969-1992
An application of quantile regression techniques

G 9906 C. BONNET - R. MAHIEU
Microsimulation techniques applied to inter-generational transfers - Pensions in a dynamic framework: the case of France

G 9907 F. ROSENWALD
L'impact des contraintes financières dans la décision d'investissement

G 9908 Bilan des activités de la DESE - 1998

G 9909 J.P. ZOYEM
Contrat d'insertion et sortie du RMI
Évaluation des effets d'une politique sociale

G 9910 Ch. COLIN - FI. LEGROS - R. MAHIEU
Bilans contributifs comparés des régimes de retraite du secteur privé et de la fonction publique

G 9911 G. LAROQUE - B. SALANIÉ
Une décomposition du non-emploi en France

G 9912 B. SALANIÉ
Une maquette analytique de long terme du marché du travail

G 9912 Bis Ch. GIANELLA
Une estimation de l'élasticité de l'emploi peu qualifié à son coût

G 9913 Division « Redistribution et Politiques Sociales »
Le modèle de microsimulation dynamique DESTINIE

G 9914 E. DUGUET
Macro-commandes SAS pour l'économétrie des panels et des variables qualitatives

G 9915 R. DUHAUTOIS
Évolution des flux d'emplois en France entre 1990 et 1996 : une étude empirique à partir du fichier des bénéfices réels normaux (BRN)

G 9916 J.Y. FOURNIER
Extraction du cycle des affaires : la méthode de Baxter et King

G 9917 B. CRÉPON - R. DESPLATZ - J. MAIRESSE
Estimating price cost margins, scale economies and workers' bargaining power at the firm level

G 9918 Ch. GIANELLA - Ph. LAGARDE
Productivity of hours in the aggregate production function: an evaluation on a panel of French firms from the manufacturing sector

G 9919 S. AUDRIC - P. GIVORD - C. PROST
Évolution de l'emploi et des coûts par qualification entre 1982 et 1996

G 2000/01 R. MAHIEU
Les déterminants des dépenses de santé : une approche macroéconomique

G 2000/02 C. ALLARD-PRIGENT - H. GUILMEAU - A. QUINET
The real exchange rate as the relative price of nontrables in terms of tradables: theoretical investigation and empirical study on French data

G 2000/03 J.-Y. FOURNIER
L'approximation du filtre passe-bande proposée par Christiano et Fitzgerald

G 2000/04 Bilan des activités de la DESE - 1999

G 2000/05 B. CREPON - F. ROSENWALD
Investissement et contraintes de financement : le poids du cycle
Une estimation sur données françaises

G 2000/06 A. FLIPO
Les comportements matrimoniaux de fait

G 2000/07 R. MAHIEU - B. SÉDILLOT
Microsimulations of the retirement decision: a supply side approach

G 2000/08 C. AUDENIS - C. PROST
Déficit conjoncturel : une prise en compte des conjonctures passées

G 2000/09 R. MAHIEU - B. SÉDILLOT
Équivalent patrimonial de la rente et souscription de retraite complémentaire

G 2000/10 R. DUHAUTOIS
Ralentissement de l'investissement : petites ou grandes entreprises ? industrie ou tertiaire ?
G 2000/11 G. LAROQUE - B. SALANIÉ
Temps partiel féminin et incitations financières à l'emploi

G2000/12 Ch. GIANELLA
Local unemployment and wages

G2000/13 B. CREPON - Th. HECKEL
- Informatisation en France : une évaluation à partir de données individuelles
- Computerization in France: an evaluation based on individual company data

G2001/01 F. LEQUILLER
- La nouvelle économie et la mesure de la croissance du PIB
- The new economy and the measure ment of GDP growth

G2001/02 S. AUDRIC
La reprise de la croissance de l'emploi profite-t- elle aussi aux non-diplômés ?

G2001/03 I. BRAUN-LEMAIRE
Évolution et répartition du surplus de productivité

G2001/04 A. BEAUDU - Th. HECKEL
Le canal du crédit fonctionne-t-il en Europe ? Une étude de l'hétérogénéité des comportements d'investissement à partir de données de bilan agrégées

G2001/05 C. AUDENIS - P. BISCOURP - N. FOURCADE - O. LOISEL
Testing the augmented Solow growth model: An empirical reassessment using panel data

G2001/06 R. MAHIEU - B. SÉDILLOT
Départ à la retraite, irréversibilité et incertitude

G2001/07 Bilan des activités de la DESE - 2000

G2001/08 J. Ph. GAUDEMET
Les dispositifs d'acquisition à titre facultatif d'annuités viagères de retraite

G2001/09 B. CRÉPON - Ch. GIANELLA
Fiscalité, coût d'usage du capital et demande de facteurs : une analyse sur données individuelles

G2001/10 B. CRÉPON - R. DESPLATZ
Évaluation des effets des dispositifs d'allégements de charges sociales sur les bas salaires

G2001/11 J.-Y. FOURNIER
Comparaison des salaires des secteurs public et privé

G2001/12 J.-P. BERTHIER - C. JAULENT
R. CONVENEVOLE - S. PISANI
Une méthodologie de comparaison entre consommations intermédiaires de source fiscale et de comptabilité nationale

G2001/13 P. BISCOURP - Ch. GIANELLA
Substitution and complementarity between capital, skilled and less skilled workers: an analysis at the firm level in the French manufacturing industry

G2001/14 I. ROBERT-BOBEE
Modelling demographic behaviours in the French microsimulation model Destinie: An analysis of future change in completed fertility

G2001/15 J.-P. ZOYEM
Diagnostic sur la pauvreté et calendrier de

revenus : le cas du "Panel européen des ménages »

G2001/16 J.-Y. FOURNIER - P. GIVORD
La réduction des taux d'activité aux âges extrêmes, une spécificité française ?

G2001/17 C. AUDENIS - P. BISCOURP - N. RIEDINGER
Existe-t-il une asymétrie dans la transmission du prix du brut aux prix des carburants ?

G2002/01 F. MAGNIEN - J.-L. TAVERNIER - D. THESMAR
Les statistiques internationales de PIB par habitant en standard de pouvoir d'achat : une analyse des résultats

G2002/02 Bilan des activités de la DESE - 2001

G2002/03 B. SÉDILLOT - E. WALRAET
La cessation d'activité au sein des couples : y a-t-il interdépendance des choix ?

G2002/04 G. BRILHAULT
- Rétropagation des séries de FBCF et calcul du capital fixe en SEC-95 dans les comptes nationaux français
- Retropagation of the investment series (GFCF) and estimation of fixed capital stocks on the ESA-95 basis for the French balance sheets

G2002/05 P. BISCOURP - B. CRÉPON - T. HECKEL - N. RIEDINGER
How do firms respond to cheaper computers? Microeconometric evidence for France based on a production function approach

G2002/06 C. AUDENIS - J. DERDYON - N. FOURCADE
L'impact des nouvelles technologies de l'information et de la communication sur l'économie française - un bouclage macro-économique

G2002/07 J. BARDAJI - B. SÉDILLOT - E. WALRAET
Évaluation de trois réformes du Régime Général d'assurance vieillesse à l'aide du modèle de microsimulation DESTINIE

G2002/08 J.-P. BERTHIER
Réflexions sur les différentes notions de volume dans les comptes nationaux : comptes aux prix d'une année fixe ou aux prix de l'année précédente, séries chaînées

G2002/09 F. HILD
Les soldes d'opinion résument-ils au mieux les réponses des entreprises aux enquêtes de conjoncture ?

G2002/10 I. ROBERT-BOBÉE
Les comportements démographiques dans le modèle de microsimulation Destinie - Une comparaison des estimations issues des enquêtes Jeunes et Carrières 1997 et Histoire Familiale 1999

G2002/11 J.-P. ZOYEM
La dynamique des bas revenus : une analyse des entrées-sorties de pauvreté

G2002/12 F. HILD
Prévisions d'inflation pour la France

G2002/13 M. LECLAIR
Réduction du temps de travail et tensions sur les facteurs de production

G2002/14 E. WALRAET - A. VINCENT
- Analyse de la redistribution intragénérationnelle
dans le système de retraite des salariés du privé
- Une approche par microsimulation
- Intragenerational distributional analysis in the
french private sector pension scheme - A
microsimulation approach

G2002/15 P. CHONE - D. LE BLANC - I. ROBERT-BOBEE
Offre de travail féminine et garde des jeunes
enfants

G2002/16 F. MAUREL - S. GREGOIR
Les indices de compétitivité des pays : inter-
prétation et limites

G2003/01 N. RIEDINGER - E.HAUVY
Le coût de dépollution atmosphérique pour les
entreprises françaises: Une estimation à partir
de données individuelles

G2003/02 P. BISCOURP et F. KRAMARZ
Création d'emplois, destruction d'emplois et
internationalisation des entreprises industrielles
françaises: une analyse sur la période 1986-
1992

G2003/03 Bilan des activités de la DESE - 2002

G2003/04 P.-O. BEFFY - J. DEROYON -
N. FOURCADE - S. GREGOIR - N. LAÏB -
B. MONFORT
Évolutions démographiques et croissance: une
projection macro-économique à l'horizon 2020

G2003/05 P. AUBERT
La situation des salariés de plus de cinquante
ans dans le secteur privé

G2003/06 P. AUBERT - B. CRÉPON
Age, salaire et productivité
La productivité des salariés décline-t-elle en fin
de carrière ?

G2003/07 H. BARON - P.O. BEFFY - N. FOURCADE - R.
MAHIEU
Le ralentissement de la productivité du travail au
cours des années 1990

G2003/08 P.-O. BEFFY - B. MONFORT
Patrimoine des ménages, dynamique d'allocation
et comportement de consommation

G2003/09 P. BISCOURP - N. FOURCADE
Peut-on mettre en évidence l'existence de
rigidités à la baisse des salaires à partir de
données individuelles ? Le cas de la France à la
fin des années 90

G2003/10 M. LECLAIR - P. PETIT
Présence syndicale dans les firmes: quel impact
sur les inégalités salariales entre les hommes et
les femmes ?

G2003/11 P.-O. BEFFY - X. BONNET - M. DARRACQ-PARIES - B. MONFORT
MZE: a small macro-model for the euro area

G2004/01 P. AUBERT - M. LECLAIR
La compétitivité exprimée dans les enquêtes
trimestrielles sur la situation et les perspectives
dans l'industrie

G2004/02 M. DUÉE - C. REBILLARD
La dépendance des personnes âgées: une
projection à long terme

G2004/03 S. RASPILLER - N. RIEDINGER
Régulation environnementale et choix de
localisation des groupes français

G2004/04 A. NABOULET - S. RASPILLER
Les déterminants de la décision d'investir: une
approche par les perceptions subjectives des
firmes

G2004/05 N. RAGACHE
La déclaration des enfants par les couples non
mariés est-elle fiscalement optimale ?

G2004/06 M. DUÉE
L'impact du chômage des parents sur le devenir
scolaire des enfants

G2004/07 P. AUBERT - E. CAROLI - M. ROGER
New Technologies, Workplace Organisation and
the Age Structure of the Workforce: Firm-Level
Evidence

G2004/08 E. DUGUET - C. LELARGE
Les brevets accroissent-ils les incitations privées
à innover ? Un examen microéconométrique

G2004/09 S. RASPILLER - P. SILLARD
Affiliating versus Subcontracting:
the Case of Multinationals

G2004/10 J. BOISSINOT - C. L'ANGEVIN - B. MONFORT
Public Debt Sustainability: Some Results on the
French Case

G2004/11 S. ANANIAN - P. AUBERT
Travailleurs âgés, nouvelles technologies
et changements organisationnels: un réexamen
à partir de l'enquête « REPONSE »

G2004/12 X. BONNET - H. PONCET
Structures de revenus et propensions différentes
à consommer - Vers une équation de
consommation des ménages plus robuste en
prévision pour la France

G2004/13 C. PICART
Évaluer la rentabilité des sociétés non financières

G2004/14 J. BARDAJI - B. SÉDILLOT - E. WALRAET
Les retraites du secteur public: projections à
l'horizon 2040 à l'aide du modèle de
microsimulation DESTINIE

G2005/01 S. BUFFETEAU - P. GODEFROY
Conditions de départ en retraite selon l'âge de fin
d'études: analyse prospective pour les
générations 1945 à 1974

G2005/02 C. AFSA - S. BUFFETEAU
L'évolution de l'activité féminine en France:
une approche par pseudo-panel

G2005/03 P. AUBERT - P. SILLARD
Délocalisations et réductions d'effectifs
dans l'industrie française

G2005/04 M. LECLAIR - S. ROUX
Mesure et utilisation des emplois instables
dans les entreprises

G2005/05 C. L'ANGEVIN - S. SERRAVALLE
Performances à l'exportation de la France
et de l'Allemagne - Une analyse par secteur et
destination géographique

G2005/06 Bilan des activités de la Direction des Études et Synthèses Économiques - 2004

G2005/07 S. RASPILLER
La concurrence fiscale: principaux enseignements de l'analyse économique
G2005/08 C. L'ANGEVIN - N. LAÎB
Éducation et croissance en France et dans un panel de 21 pays de l'OCDE

G2005/09 N. FERRARI
Prévoir l'investissement des entreprises
Un indicateur des révisions dans l'enquête de conjoncture sur les investissements dans l'industrie.

G2005/10 P.-O. BEFFY - C. L'ANGEVIN
Chômage et boucle prix-salaires : apport d'un modèle « qualifiés/peu qualifiés »

G2005/11 B. HEITZ
A two-states Markov-switching model of inflation in France and the USA: credible target VS inflation spiral

G2005/12 O. BIAU - H. ERKEL-ROUSSE - N. FERRARI
Réponses individuelles aux enquêtes de conjoncture et prévision macroéconomiques : Exemple de la prévision de la production manufacturière

G2005/13 P. AUBERT - D. BLANCHET - D. BLAU
The labour market after age 50: some elements of a Franco-American comparison

G2005/14 D. BLANCHET - T. DEBRAND - P. DOURGNON - P. POLLET
L'enquête SHARE : présentation et premiers résultats de l'édition française

G2005/15 M. DUÉE
La modélisation des comportements démographiques dans le modèle de microsimulation
DESTINIE

G2005/16 H. RAOUI - S. ROUX
Étude de simulation sur la participation versée aux salariés par les entreprises

G2006/01 C. BONNET - S. BUFFETEAU - P. GODEFROY
Disparités de retraite de droit direct entre hommes et femmes : quelles évolutions ?

G2006/02 C. PICART
Les gazelles en France

G2006/03 P. AUBERT - B. CRÉPON - P. ZAMORA
Le rendement apparent de la formation continue dans les entreprises : effets sur la productivité et les salaires

G2006/04 J.-F. OUVRARD - R. RATHELOT
Demographic change and unemployment: what do macroeconometric models predict?

G2006/05 D. BLANCHET - J.-F. OUVRARD
Indicateurs d'engagements implicites des systèmes de retraite : chiffrages, propriétés analytiques et réactions à des chocs démographiques types

G2006/06 G. BIAU - O. BIAU - L. ROUVIERE
Nonparametric Forecasting of the Manufacturing Output Growth with Firm-level Survey Data

G2006/07 C. AFSA - P. GIVORD
Le rôle des conditions de travail dans les absences pour maladie

G2006/08 P. SILLARD - C. L'ANGEVIN - S. SERRAVALLE
Performances comparées à l'exportation de la France et de ses principaux partenaires
Une analyse structurelle sur 12 ans

G2006/09 X. BOUTIN - S. QUANTIN
Une méthodologie d'évaluation comptable du coût du capital des entreprises françaises : 1984-2002

G2006/10 C. AFSA
L'estimation d'un coût implicite de la pénibilité du travail chez les travailleurs âgés

G2006/11 C. LELARGE
Les entreprises (industrielles) françaises sont-elles à la frontière technologique ?

G2006/12 O. BIAU - N. FERRARI
Théorie de l'opinion
Faut-il pondérer les réponses individuelles ?

G2006/13 A. KOUBI - S. ROUX
Une réinterprétation de la relation entre productivité et inégalités salariales dans les entreprises

G2006/14 R. RATHELOT - P. SILLARD
The impact of local taxes on plants location decision

G2006/15 L. GONZALEZ - C. PICART
Diversification, recentrage et poids des activités de support dans les groupes (1993-2000)

G2007/01 D. SRAER
Allègements de cotisations patronales et dynamique salariale

G2007/02 V. ALBOUY - L. LEQUIEN
Les rendements non monétaires de l'éducation : le cas de la santé

G2007/03 D. BLANCHET - T. DEBRAND
Aspiration à la retraite, santé et satisfaction au travail : une comparaison européenne

G2007/04 M. BARLET - L. CRUSSON
Quel impact des variations du prix du pétrole sur la croissance française ?

G2007/05 C. PICART
Flux d'emploi et de main-d'œuvre en France : un réexamen

G2007/06 V. ALBOUY - C. TAVAN
Massification et démocratisation de l'enseignement supérieur en France

G2007/07 T. LE BARBANCHON
The Changing response to oil price shocks in France: a DSGE type approach

G2007/08 T. CHANEY - D. SRAER - D. THESMAR
Collateral Value and Corporate Investment Evidence from the French Real Estate Market

G2007/09 J. BOISSINOT
Consumption over the Life Cycle: Facts for France

G2007/10 C. AFSA
Interpréter les variables de satisfaction : l'exemple de la durée du travail

G2007/11 R. RATHELOT - P. SILLARD
Zones Franches Urbaines : quels effets sur l'emploi salarié et les créations d'établissements ?

G2007/12 V. ALBOUY - B. CRÉPON
Aléa moral en santé : une évaluation dans le cadre du modèle causal de Rubin
G2008/01 C. PICART
Les PME françaises : rentables mais peu dynamiques

G2008/02 P. BISCOURP - X. BOUTIN - T. VERGÉ
The Effects of Retail Regulations on Prices Evidence from the Loi Galland

G2008/03 Y. BARBESOL - A. BRIANT
Économies d'agglomération et productivité des entreprises : estimation sur données individuelles françaises

G2008/04 D. BLANCHET - F. LE GALLO
Les projections démographiques : principaux mécanismes et retour sur l'expérience française

G2008/05 D. BLANCHET - F. TOUTLEMONDE
Évolutions démographiques et déformation du cycle de vie active : quelles relations ?

G2008/06 M. BARLET - D. BLANCHET - L. CRUSSON
Internationalisation et flux d'emplois : que dit une approche comptable ?

G2008/07 C. LELARGE - D. SRAER - D. THESMAR
Entrepreneurship and Credit Constraints - Evidence from a French Loan Guarantee Program

G2008/08 X. BOUTIN - L. JANIN
Are Prices Really Affected by Mergers?

G2008/09 M. BARLET - A. BRIANT - L. CRUSSON
Concentration géographique dans l'industrie manufacturière et dans les services en France : une approche par un indicateur en continu

G2008/10 M. BEFFY - É. COUDIN - R. RATHELOT
Who is confronted to insecure labor market histories? Some evidence based on the French labor market transition

G2008/11 M. ROGER - E. WALRAET
Social Security and Well-Being of the Elderly: the Case of France

G2008/12 C. AFSA
Analyser les composantes du bien-être et de son évolution
Une approche empirique sur données individuelles

G2008/13 M. BARLET - D. BLANCHET - T. LE BARBANCHON
Microsimuler le marché du travail : un prototype

G2009/01 P.-A. PIONNIER
Le partage de la valeur ajoutée en France, 1949-2007

G2009/02 Laurent CLAVEL - Christelle MINODIER
A Monthly Indicator of the French Business Climate

G2009/03 H. ERKEL-ROUSSE - C. MINODIER
Do Business Tendency Surveys in Industry and Services Help in Forecasting GDP Growth? A Real-Time Analysis on French Data

G2009/04 P. GIVORD - L. WILNER
Les contrats temporaires : trappe ou marchepied vers l'emploi stable ?

G2009/05 G. LALANNE - P.-A. PIONNIER - O. SIMON
Le partage des fruits de la croissance de 1950 à 2008 : une approche par les comptes de surplus

G2009/06 L. DAVEZIES - X. D'HAULTFOEUILLE
Faut-il pondérer ?... Ou l'éternelle question de l'économètre confronté à des données d'enquête

G2009/07 S. QUANTIN - S. RASPILLER - S. SERRAVALLE
Commerce intragroupe, fiscalité et prix de transferts : une analyse sur données françaises

G2009/08 M. CLERC - V. MARCUS
Élasticités-prix des consommations énergétiques des ménages

G2009/09 G. LALANNE - E. POULIQUEN - O. SIMON
Prix du pétrole et croissance potentielle à long terme

G2009/10 D. BLANCHET - J. LE CACHEUX - V. MARCUS
Adjusted net savings and other approaches to sustainability: some theoretical background

G2009/11 V. BELLAMY - G. CONSALES - M. FESSEAU - S. LE LAIDIER - É. RAYNAUD
Une décomposition du compte des ménages de la comptabilité nationale par catégorie de ménage en 2003

G2009/12 J. BARDAJI - F. TALLET
Detecting Economic Regimes in France: a Qualitative Markov-Switching Indicator Using Mixed Frequency Data

G2009/13 R. AEBERHARDT - D. FOUGÈRE - R. RATHELOT
Discrimination à l'embeuche : comment exploiter les procédures de testing ?

G2009/14 Y. BARBESOL - P. GIVORD - S. QUANTIN
Partage de la valeur ajoutée, approche par données microéconomiques

G2009/15 I. BUONO - G. LALANNE
The Effect of the Uruguay round on the Intensive and Extensive Margins of Trade

G2010/01 C. MINODIER
Avantages comparés des séries des premières valeurs publiées et des séries des valeurs révisées - Un exercice de prévision en temps réel de la croissance trimestrielle du PIB en France

G2010/02 V. ALBOUY - L. DAVEZIES - T. DEBRAND
Health Expenditure Models: a Comparison of Five Specifications using Panel Data

G2010/03 C. KLEIN - O. SIMON
Le modèle MÉSANGE réestimé en base 2000 Tome 1 – Version avec volumes à prix constants

G2010/04 M.-É. CLERC - É. COUDIN
L'IPC, miroir de l'évolution du coût de la vie en France ? Ce qu'apporte l'analyse des courbes d'Engel

G2010/05 N. CECI-RENAUD - P.-A. CHEVALIER
Les seuils de 10, 20 et 50 salariés : impact sur la taille des entreprises françaises

G2010/06 R. AEBERHARDT - J. POUGET
National Origin Differences in Wages and Hierarchical Positions - Evidence on French Full-Time Male Workers from a matched Employer-Employee Dataset
G2010/07 S. BLASCO - P. GIVORD
Les trajectoires professionnelles en début de vie active : quel impact des contrats temporaires ?

G2010/08 P. GIVORD
Méthodes économétriques pour l'évaluation de politiques publiques

G2010/09 P.-Y. CABANNES - V. LAPÈGUE - E. POULIQUEN - M. BEFFY - M. GAINI
Quelle croissance de moyen terme après la crise ?

G2010/10 I. BUONO - G. LALANNE
La réaction des entreprises françaises à la baisse des tarifs douaniers étrangers

G2010/11 R. RATHELOT - P. SILLARD
L'apport des méthodes à noyaux pour mesurer la concentration géographique - Application à la concentration des immigrés en France de 1968 à 1999

G2010/12 M. BARATON - M. BEFFY - D. FOUGÈRE
Une évaluation de l'effet de la réforme de 2003 sur les départs en retraite - Le cas des enseignants du second degré public

G2010/13 D. BLANCHET - S. BUFFETEAU - E. CRENNER
S. LE MINEZ
Le modèle de microsimulation Destinie 2 : principales caractéristiques et premiers résultats

G2010/14 D. BLANCHET - E. CRENNER
Le bloc retraites du modèle Destinie 2 : guide de l'utilisateur

G2010/15 M. BARLET - L. CRUSSON - S. DUPUCH - F. PUECH
Des services échangés aux services échangeables : une application sur données françaises

G2010/16 M. BEFFY - T. KAMIONKA
Public-private wage gaps: is civil-servant human capital sector-specific?

G2010/17 P.-Y. CABANNES - H. ERKEL-ROUSSE - G. LALANNE - O. MONSO - E. POULIQUEN
Le modèle Mésange réestimé en base 2000 Tome 2 - Version avec volumes à prix chaînés

G2010/18 R. AEBERHARDT - L. DAVEZIES
Conditional Logit with one Binary Covariate: Link between the Static and Dynamic Cases

G2011/01 T. LE BARBANCHON - B. OURLIAC - O. SIMON
Les marchés du travail français et américain face aux chocs conjoncturels des années 1986 à 2007 : une modélisation DSGE

G2011/02 C. MARBOT
Une évaluation de la réduction d'impôt pour l'emploi de salariés à domicile

G2011/03 L. DAVEZIES
Modèles à effets fixes, à effets aléatoires, modèles mixtes ou multi-niveaux : propriétés et mises en œuvre des modélisations de l'hétérogénéité dans le cas de données groupées

G2011/04 M. ROGER - M. WASMER
Heterogeneity matters: labour productivity differentiated by age and skills

G2011/05 J.-C. BRICONGNE - J.-M. FOURNIER
V. LAPÈGUE - O. MONSO
De la crise financière à la crise économique

L'impact des perturbations financières de 2007 et 2008 sur la croissance de sept pays industrialisés

G2011/06 P. CHARNOZ - É. COUDIN - M. GAINI
Wage inequalities in France 1976-2004: a quantile regression analysis

G2011/07 M. CLERC - M. GAINI - D. BLANCHET
Recommendations of the Stiglitz-Sen-Fitoussi Report: A few illustrations

G2011/08 M. BACHELET - M. BEFFY - D. BLANCHET
Projeter l'impact des réformes des retraites sur l'activité des 55 ans et plus : une comparaison de trois modèles

G2011/09 C. LOUVOT-RUNAVOT
L'évaluation de l'activité dissimulée des entreprises sur la base des contrôles fiscaux et son insertion dans les comptes nationaux

G2011/10 A. SCHREIBER - A. VICARD
La tertiairisation de l'économie française et le ralentissement de la productivité entre 1978 et 2008

G2011/11 M.-É. CLERC - O. MONSO - E. POULIQUEN
Les inégalités entre générations depuis le baby-boom

G2011/12 C. MARBOT - D. ROY
Évaluation de la transformation de la réduction d'impôt en crédit d'impôt pour l'emploi de salariés à domicile en 2007

G2011/13 P. GIVORD - R. RATHELOT - P. SILLARD
Place-based tax exemptions and displacement effects: An evaluation of the Zones Franches Urbaines program

G2011/14 X. D'HAULTFOEUILLE - P. GIVORD - X. BOUTIN
The Environmental Effect of Green Taxation: the Case of the French "Bonus/Malus"

G2011/15 M. BARLET - M. CLERC - M. GARNEO - V. LAPÈGUE - V. MARCUS
La nouvelle version du modèle MZE, modèle macroéconométrique pour la zone euro

G2011/16 R. AEBERHARDT - I. BUONO - H. FADINGER
Learning, Incomplete Contracts and Export Dynamics: Theory and Evidence from French Firms

G2011/17 C. KERDRAIN - V. LAPÈGUE
Restrictive Fiscal Policies in Europe: What are the Likely Effects?

G2012/01 P. GIVORD - S. QUANTIN - C. TREVIEN
A Long-Term Evaluation of the First Generation of the French Urban Enterprise Zones

G2012/02 N. CECI-RENAUD - V. COTTET
Politique salariale et performance des entreprises

G2012/03 P. FÉVRIER - L. WILNER
Do Consumers Correctly Expect Price Reductions? Testing Dynamic Behavior

G2012/04 M. GAINI - A. LEDUC - A. VICARD
School as a shelter? School leaving-age and the business cycle in France

G2012/05 M. GAINI - A. LEDUC - A. VICARD
A scarred generation? French evidence on young people entering into a tough labour market
G2012/06 P. AUBERT - M. BACHELET
Disparités de montant de pension et redistribution dans le système de retraite français

G2012/07 R. AEBERHARDT - P. GIVORD - C. MARBOT
Spillover Effect of the Minimum Wage in France: An Unconditional Quantile Regression Approach

G2012/08 A. EIDELMAN - F. LANGUMIER - A. VICARD
Prélèvements obligatoires reposant sur les ménages : des canaux redistributifs différents en 1990 et 2010

G2012/09 O. BARGAIN - A. VICARD
Le RMI et son successeur le RSA découragent-ils certains jeunes de travailler ? Une analyse sur les jeunes autour de 25 ans

G2012/10 C. MARBOT - D. ROY
Projections du coût de l'APA et des caractéristiques de ses bénéficiaires à l'horizon 2040 à l'aide du modèle Destinie

G2012/11 A. MAUROUX
Le crédit d'impôt dédié au développement durable : une évaluation économique

G2012/12 V. COTTET - S. QUANTIN - V. RÉGNIER
Coût du travail et allègements de charges : une estimation au niveau établissement de 1996 à 2008

G2012/13 X. D'HAULTFOEUILLE - P. FÉVRIER - L. WILNER
Demand Estimation in the Presence of Revenue Management

G2012/14 D. BLANCHET - S. LE MINEZ
Joint macro/micro evaluations of accrued-to-date pension liabilities: an application to French reforms

G2013/01-F1301 T. DEROYON - A. MONTAUT - P-A PIONNIER
Utilisation rétrospective de l'enquête Emploi à une fréquence mensuelle : apport d'une modélisation espace-état

G2013/02-F1302 C. TREVIEN
Habiter en HLM : quel avantage monétaire et quel impact sur les conditions de logement ?

G2013/03 A. POISSONNIER
Temporal disaggregation of stock variables - The Chow-Lin method extended to dynamic models

G2013/04 P. GIVORD - C. MARBOT
Does the cost of child care affect female labor market participation? An evaluation of a French reform of childcare subsidies

G2013/05 G. LAME - M. LEQUIEN - P.-A. PIONNIER
Interpretation and limits of sustainability tests in public finance

G2013/06 C. BELLEGO - V. DORTET-BERNADET
La participation aux pôles de compétitivité : quelle incidence sur les dépenses de R&D et l'activité des PME et ETI ?

G2013/07 P.-Y. CABANNES - A. MONTAUT - P.-A. PIONNIER
Évaluer la productivité globale des facteurs en France : l'apport d'une mesure de la qualité du capital et du travail

G2013/08 R. AEBERHARDT - C. MARBOT
Evolution of Instability on the French Labour Market During the Last Thirty Years

G2013/09 J-B. BERNARD - G. CLÉAUD
Oil price: the nature of the shocks and the impact on the French economy

G2013/10 G. LAME
Was there a « Greenspan Conundrum » in the Euro area?

G2013/11 P. CHONÉ - F. EVAIN - L. WILNER - E. YILMAZ
Introducing activity-based payment in the hospital industry : Evidence from French data

G2013/12 C. GRISLAIN-LETRÉMY
Natural Disasters: Exposure and Underinsurance

G2013/13 P.-Y. CABANNES - V. COTTET - Y. DUBOIS - C. LELARGE - M. SICSIC
French Firms in the Face of the 2008/2009 Crisis

G2013/14 A. POISSONNIER - D. ROY
Households Satellite Account for France in 2010. Methodological issues on the assessment of domestic production

G2013/15 G. CLÉAUD - M. LEMOINE - P.-A. PIONNIER
Which size and evolution of the government expenditure multiplier in France (1980-2010)?

G2014/01 M. BACHELET - A. LEDUC - A. MARINO
Les biographies du modèle Destinie II : rebasage et projection

G2014/02 B. GARBINTI
L'achat de la résidence principale et la création d'entreprises sont-ils favorisés par les donations et héritages ?

G2014/03 N. CECI-RENAUD - P. CHARNOZ - M. GAINI
Évolution de la volatilité des revenus salariaux du secteur privé en France depuis 1968

G2014/04 P. AUBERT
Modalités d'application des réformes des retraites et prévisibilité du montant de pension

G2014/05 C. GRISLAIN-LETRÉMY - A. KATOSSKY
The Impact of Hazardous Industrial Facilities on Housing Prices: A Comparison of Parametric and Semiparametric Hedonic Price Models

G2014/06 J.-M. DAUSSIN-BENICHOU - A. MAUROUX
Turning the heat up. How sensitive are households to fiscal incentives on energy efficiency investments?

G2014/07 C. LABONNE - G. LAMÉ
Credit Growth and Capital Requirements: Binding or Not?

G2014/08 C. GRISLAIN-LETRÉMY et C. TREVIEN
The Impact of Housing Subsidies on the Rental Sector: the French Example

G2014/09 M. LEQUIEN et A. MONTAUT
Croissance potentielle en France et en zone euro : un tour d'horizon des méthodes d'estimation

G2014/10 B. GARBINTI - P. LAMARCHE
Les hauts revenus épargnent-ils davantage ?

G2014/11 D. AUDENAERT - J. BARDAJI - R. LARDEUX - M. ORAND - M. SICSIC
Wage Resilience in France since the Great Recession

G2014/12 F. ARNAUD - J. BOUSSARD - A. POISSONNIER - H. SOUAL
Computing additive contributions to growth and other issues for chain-linked quarterly aggregates

G2014/13 H. FRAISSE - F. KRAMARZ - C. PROST
Labor Disputes and Job Flows

G2014/14 P. GIVORD - C. GRISLAIN-LETRÉMY
- H. NAEGELE
How does fuel taxation impact new car purchases? An evaluation using French consumer-level dataset

G2014/15 P. AUBERT - S. RABATÉ
Durée passée en carrière et durée de vie en retraite : quel partage des gains d'espérance de vie ?

G2015/01 A. POISSONNIER
The walking dead Euler equation
Addressing a challenge to monetary policy models

G2015/02 Y. DUBOIS - A. MARINO
Indicateurs de rendement du système de retraite français

G2015/03 T. MAYER - C. TREVIEN
The impacts of Urban Public Transportation: Evidence from the Paris Region

G2015/04 S.T. LY - A. RIEGERT
Measuring Social Environment Mobility

G2015/05 M. A. BEN HALIMA - V. HYAFIL-SOLELHAC
M. KOUBI - C. REGAERT
Quel est l'impact du système d'indemnisation maladie sur la durée des arrêts de travail pour maladie ?

G2015/06 Y. DUBOIS - A. MARINO
Disparités de rendement du système de retraite dans le secteur privé : approches intergénérationnelle et intragénérationnelle

G2015/07 B. CAMPAGNE - V. ALHENC-GELAS -
J.-B. BERNARD
No evidence of financial accelerator in France

G2015/08 Q. LAFFÉTER - M. PAK
Élasticités des recettes fiscales au cycle économique : étude de trois impôts sur la période 1979-2013 en France

G2015/09 J.-M. DAUSSIN-BENICHOU, S. IDMACHICHE, A. LEDUC et E. POULIQUEN
Les déterminants de l'attractivité de la fonction publique de l'État

G2015/10 P. AUBERT
La modulation du montant de pension selon la durée de carrière et l'âge de la retraite : quelles disparités entre assurés ?

G2015/11 V. DORTET-BERNADET - M. SICSIC
Effet des aides publiques sur l'emploi en R&D dans les petites entreprises

G2015/12 S. GEORGES-KOT
Annual and lifetime incidence of the value-added tax in France

G2015/13 M. POULHÈS
Are Enterprise Zones Benefits Capitalized into Commercial Property Values? The French Case

G2015/14 J.-B. BERNARD - Q. LAFFÉTER
Effet de l'activité et des prix sur le revenu salarial des différentes catégories socioprofessionnelles

G2015/15 C. GEAY - M. KOUBI - G de LAGASNERIE
Projections des dépenses de soins de ville, construction d'un module pour Destinie

G2015/16 J. BARDAJI - J.-C. BRICONGNE -
B. CAMPAGNE - G. GAULIER
Compared performances of French companies on the domestic and foreign markets

G2015/17 C. BELLÉGO - R. DE NIJS
The redistributive effect of online piracy on the box office performance of American movies in foreign markets

G2015/18 J.-B. BERNARD - L. BERTHET
French households financial wealth: which changes in 20 years?

G2015/19 M. POULHÈS
Fenêtre sur Cour ou Chambre avec Vue ?
Les prix hédoniques de l'immobilier parisien

G2016/01 B. GARBINTI - S. GEORGES-KOT
Time to smell the roses? Risk aversion, the timing of inheritance receipt, and retirement

G2016/02 P. CHARNOZ - C. LELARGE - C. TREVIEN
Communication Costs and the Internal Organization of Multi-Plant Businesses: Evidence from the Impact of the French High-Speed Rail

G2016/03 C. BONNET - B. GARBINTI - A. SOLAZ
Gender Inequality after Divorce: The Flip Side of Marital Specialization - Evidence from a French Administrative Database

G2016/04 D. BLANCHET - E. CAROLI - C. PROST -
M. ROGER
Health capacity to work at older ages in France

G2016/05 B. CAMPAGNE - A. POISSONNIER
MELEZE: A DSGE model for France within the Euro Area

G2016/06 B. CAMPAGNE - A. POISSONNIER
Laffer curves and fiscal multipliers: lessons from Mélèze model

G2016/07 B. CAMPAGNE - A. POISSONNIER
Structural reforms in DSGE models: a case for sensitivity analyses

G2016/08 Y. DUBOIS et M. KOUBI
Relèvement de l'âge de départ à la retraite : quel impact sur l'activité des séniors de la réforme des retraites de 2010 ?

G2016/09 A. NAOUAS - M. ORAND - I. SLIMANI HOUTI
Les entreprises employant des salariés au Smic : quelles caractéristiques et quelle rentabilité ?

G2016/10 T. BLANCHET - Y. DUBOIS - A. MARINO -
M. ROGER
Patrimoine privé et retraite en France

G2016/11 M. PAK - A. POISSONNIER
Accounting for technology, trade and final consumption in employment: an Input-Output decomposition

G2017/01 D. FOUGÈRE - E. GAUTIER - S. ROUX
Understanding Wage Floor Setting in Industry-Level Agreements: Evidence from France

G2017/02 Y. DUBOIS - M. KOUBI
Règles d'indexation des pensions et sensibilité des dépenses de retraites à la croissance économique et aux chocs démographiques
G2017/03 A. CAZENAVE-LACROUTZ - F. GODET
L'espérance de vie en retraite sans incapacité sévère des générations nées entre 1960 et 1990 : une projection à partir du modèle Destinie

G2017/04 J. BARDAJI - B. CAMPAGNE -
M.-B. KHDER - Q. LAFFÉTER - O. SIMON
(Insee)
A.-S. DUFERNEZ - C. ELEZAAR -
P. LEBLANC - E. MASSON -
H. PARTOUCHE (DG-Trésor)
Le modèle macroéconométrique Mésange : réestimation et nouveautés

G2017/05 J. BOUSSARD - B. CAMPAGNE
Fiscal Policy Coordination in a Monetary Union at the Zero-Lower-Bound

G2017/06 A. CAZENAVE-LACROUTZ -
A. GODZINSKI
Effects of the one-day waiting period for sick leave on health-related absences in the French central civil service

G2017/07 P. CHARNOZ - M. ORAND
Qualification, progrès technique et marchés du travail locaux en France, 1990-2011

G2017/08 K. MILIN
Modélisation de l'inflation en France par une approche macrosectorielle

G2017/09 C.-M. CHEVALIER - R. LARDEUX
Homeownership and labor market outcomes: disentangling externality and composition effects

G2017/10 P. BEAUMONT
Time is Money: Cash-Flow Risk and Export Market Behavior

G2018/01 S. ROUX - F. SAVIGNAC
SMEs' financing: Divergence across Euro area countries?

G2018/02 C.-M. CHEVALIER - A. LUCIANI
Computerization, labor productivity and employment: impacts across industries vary with technological level

G2018/03 R. MONIN - M. SUAREZ CASTILLO
L'effet du CICE sur les prix : une double analyse sur données sectorielles et individuelles

G2018/04 R. LARDEUX
Who Understands The French Income Tax? Bunching Where Tax Liabilities Start

G2018/05 C.-M. CHEVALIER
Financial constraints of innovative firms and sectoral growth

G2018/06 R. S.-H. LEE - M. PAK
Pro-competitive effects of globalisation on prices, productivity and markups: Evidence in the Euro Area

G2018/07 C.-M. CHEVALIER
Consumption inequality in France between 1995 and 2011

G2018/08 A. BAUER - B. GARBINTI -
S. GEORGES-KOT
Financial Constraints and Self-Employment in France, 1945-2014

G2018/09 P. BEAUMONT - A. LUCIANI
Prime à l'embauche dans les PME : évaluation à partir des déclarations d'embauche

G2018/10 C BELLÉGO - V. DORTET-BERNADET -
M. TÉPAUT
Comparaison de deux dispositifs d'aide à la R&D collaborative public-privé

G2018/11 R. MONIN - M. SUAREZ CASTILLO
Réplication et rapprochement des travaux d'évaluation de l'effet du CICE sur l'emploi en 2013 et 2014

G2018/12 A. CAZENAVE-LACROUTZ - F. GODET -
V. LIN
L'introduction d'un gradient social dans la mortalité au sein du modèle Destinie 2

G2019/01 M. ANDRÉ - A.-L. BIOTTEAU
Effets de moyen terme d'une hausse de TVA sur le niveau de vie et les inégalités : une approche par microsimulation

G2019/02 A. BOURGEOIS - A. BRIAND
Le modèle Avionic : la modélisation Input/Output des comptes nationaux

G2019/03 A. GODZINSKI - M. SUAREZ CASTILLO
Short-term health effects of public transport disruptions: air pollution and viral spread channels

G2019/04 L. AEBERHARDT - F. HATIER -
M. LECLAIR - B. PENTINAT - J.-D. ZAFAR
L'économie numérique fausse-t-elle le partage volume-prix du PIB ?

G2019/05 A. CAZENAVE-LACROUTZ - E. YILMAZ
Dans quelle mesure les incitations tarifaires et la procédure de mise sous accord préalable ont-elles contribué au développement de la chirurgie ambulatoire ?

G2019/06 J.-P. CLING - S. EGHBAL-TEHERANI -
M. ORZONI - C. PLATEAU
The Differences between EU Countries for Sustainable Development Indicators: It is (mainly) the Economy!

G2019/07 P. CHONÉ - L. WILNER
Competition on Unobserved Attributes: The Case of the Hospital Industry

G2019/08 P. PORA - L. WILNER
Child Penalties and Financial Incentives: Exploiting Variation along the Wage Distribution

G2019/09 E. GAUTIER - S. ROUX - M. SUAREZ CASTILLO
Do Minimum Wages make Wages more Rigid ? Evidence from French Micro Data

G2019/10 M. ANDRÉ - A. SIREYJOL
Imposition des couples et des familles : effets budgétaires et redistributifs de l'impôt sur le revenu

G2019/11 K. MOHKAM - O. SIMON
L'empreinte matière de l'économie française : une analyse par matière et catégorie de produits

G2019/12 S. BUNEL - B. HADJIBEYLI
Évaluation du crédit d'impôt innovation

G2019/13 C. BONNET - F. GODET - A. SOLAZ
Gendered economic determinants of couple formation over 50 in France

G2019/14 P. GIVORD - M. SUAREZ CASTILLO
Excellence for all? Heterogeneity in high schools' value-added

G2019/15 G. CETTE - L. KOEHL - T. PHILIPPON
Labor Share in Some Advanced Countries

G2020/01 J. SILHOL - B. VENTELOU
Les zones d'intervention prioritaire reflètent-elles des écarts de pratiques des médecins généralistes ?

G2020/02 B. BOUCHTENIK - R. LARDEUX
The Take-Up of Unemployment Benefit Extensions

G2020/03 J-M. GERMAIN
A Welfare Based Estimate of "Real Feel GDP" for Europe and the USA

G2020/04 J. BOUSSARD - R. LEE
Competition, Profit Share and Concentration

G2020/05 P. PORA
Keep Working and Spend Less?
Collective Childcare and Parental Earnings in France

G2020/06 R. MONIN - M. SUAREZ CASTILLO
Product Switching, market power and distance to core competency

G2020/07 L. WILNER
How do citizens perceive centralization reforms? Evidence from the merger of French regions

G2020/08 L. WILNER
The persistence of subjective well-being: permanent happiness, transitory misery?

G2020/09 J-M. GERMAIN - T. LELLOUCH
Comptabilité économique de la soutenabilité climatique

G2020/10 A. BAUER - M. ROTEMBERG
Tax avoidance in French Firms:
Evidence from the Introduction of a Tax Notch

G2020/11 P. AGHION - A. BERGEAUD
M. LEQUIEN - M. J. MELITZ
The Heterogeneous Impact of Market Size on Innovation: Evidence from French Firm-Level Exports

G2020/12 L. GALIANA - B. SAKAROVITCH
F. SÉMÉCURBE - Z. SMOREDA
Residential segregation, daytime segregation and spatial frictions : an analysis

G2020/13 A. BAUER - J. BOUSSARD
Market Power and Labor Share

G2020/14 A. BAUER - J. BOUSSARD - D. LASHKARI
Information Technology and Returns to Scale

G2020/15 V. LIN - O. MESLIN
Hausse des prix immobiliers et mesure du niveau de vie

G2021/01 N. BECHICHI - G. THEBAULT
Students' Preferences, Capacity Constraints and Post-Secondary Achievements in a Non-Selective System

G2021/02 B. BUREAU - A. DUQUERROY
J. GIORGI - M. LÉ - S. SCOTT - F. VINAS
Une année de crise COVID : impact sur la dymanique des entreprises en France
Une évaluation sur données individuelles

G2021/03 B. BUREAU - A. DUQUERROY
J. GIORGI - M. LÉ - S. SCOTT - F. VINAS
L'impact de la crise sanitaire sur la situation financière des entreprises en 2020 : une analyse sur données individuelles

G2021/04 A. GODZINSKI - M. SUAREZ CASTILLO
Disentangling the effects of air pollutants with many instruments

2021/01 S. QUANTIN - S. BUNEL - C. LENOIR
Évaluation du dispositif Jeune entreprise innovante (JEI) Un exemple d'application du modèle d'analyse de sensibilité de Rosenbaum

2021/02 L. GOBILLON - D. MEURS - S. ROUX
Differences in positions along a hierarchy : Counterfactuals based on an assignment model

2021/03 N. BECHICHI - J. GRENET - G. THEBAULT
Ségrégation à l'entrée des études supérieures en France et en région parisienne : quels effets du passage à Parcoursup ?

2021/04 M. ANDRÉ - O. MESLIN
Et pour quelques appartements de plus : Étude de la propriété immobilière des ménages et du profil redistributif de la taxe foncière

2022/05 S. GEORGES-KOT – D. GOUX – E. MAURIN

The value of leisure synchronozation

2022/06 N. BECHICHI – M. FABRE – T. OLIVIA

Projections de la population active à l'horizon 2080

2022/11 S. QUANTIN – C. WELTER-MÉDÉE

Estimation des montants manquants de versements de TVA : exploitation des données du contrôle fiscal

2022/14 L. BLOCH – B. FAVETTO – A. LAGOUGE – F. SÉDILLOT

Inégalités de rendements et de patrimoine en France en 2017

2022/15 H. GENIN – S. SCOTT

Un portrait de la r'étention de main-d'oeuvre dans l'industrie française : analyse à partir des enquêtes mensuelles de conjoncture

2023/02 D. GOUX – E. MAURIN

On the seventh day you shall do not any work : the winners and losers of Sunday work deregulation

2023/03 P. AGHION – A. BERGEAUD – M. LEQUIEN – M. MELITZ – T. ZUBER

Opposing firm-level responses to the China shock: Output competition versus input supply

2023/04 L. GALIANA – L. WILNER

Private Wealth over the Life-Cycle: A Meeting between Microsimulation and Structural Approaches

2023/06 M. HILLION – E. MAUGENDRE

L'effet du « jour de carence » sur les absences pour maladie ordinaire, la santé perçue et le recours aux soins à court- terme

2023/07 M.ANDRÉ- J-M GERMAIN – M. SICSIC

'Do I get my money back?' : A Broader Approach to Inequality and Redistribution in France With a Monetary Valuation of Public Services

2023/08 R. LAFROGNE-JOUSSIER – J. MARTIN – I. MEJEAN

Supply shocks in supply chains: Evidence from the early lockdown in China

2023/09 J. SILHOL – L. WILNER

Teachers' desired mobility to disadvantaged schools: Do financial incentives matter?

2023/12 P. AGHION – C. ANTONIN – S. BUNEL – X. JARAVEL

Modern Manufacturing Capital, Labor Demand, and Product Market Dynamics: Evidence from France

2023/13 R. LAFROGNE-JOUSSIER – J. MARTIN – I. MEJEAN

Cost Pass-Through and the Rise of Inflation

2023/14 A. BOURGEOIS – F. GERVOIS – R. LAFROGNE-JOUSSIER

Forces et fragilités des tableaux internationaux entrées-sorties pour le calcul de l'empreinte carbone

2023/17 M. ADAM – O. BONNET – E. FIZE T.LOISEL – M. RAULT – L. WILNER

How does fuel demand respond to price changes?

Quasi-experimental evidence based on high-frequency data

2023/18 S. QUANTIN – C. WELTER-MÉDÉE

Estimation de l'activité dissimulée pour le changement de base 2020 des comptes nationaux

2023/19 T. LOISEL – M. SICSIC

La mobilité des individus le long de l'échelle des revenus en France sur la période 2003-2020

2023/20 D.BABET, O. GODECHOT, M. G. PALLANDINO

Retour sur AKM : expliquer la dynamique des inégalités salariales en France

2024/01 M. ANDRE, A. BOURGEOIS, M. LEQUIEN, E. COMBET, A POTTIER

Challenges in measuring the distribution of carbon footprints : the rôle of product and price heterogeneity

2024/02 C. LE THI, M.SUAREZ CASTILLO, V. COSTEMALLE

Residential mobility and air pollution inequalities: describing income disparities in lifelong air pollution exposure

2024/04 P. AGHION, A. BERGEAUD, T. GIGOUT, M. LEQUIEN, M. MELITZ
Exporting ideas: knowledge flows
from expanding trade in goods

2024/05 J. GIORGI, A. PLUNKET, F.
STAROSTA DE WALDEMAR

Inter-regional highly skilled worker
mobility and technological novelty