# Les déterminants de l'attractivité de la fonction publique de l'État

Jeanne-Marie Daussin-Benichou, Salah Idmachiche, Aude Leduc, Erwan Pouliquen

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Jeanne-Marie Daussin-Benichou, Salah Idmachiche, Aude Leduc, Erwan Pouliquen. Les déterminants de l'attractivité de la fonction publique de l'État. 2015. hal-05443286

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Direction des Études et Synthèses Économiques

G 2015/09

Les déterminants de l'attractivité
de la fonction publique de l'État

Jeanne-Marie DAUSSIN-BENICHOU, Salah IDMACHICHE,
Aude LEDUC et Erwan POULIQUEN

Document de travail
INSTITUT NATIONAL DE LA STATISTIQUE ET DES ÉTUDES ÉCONOMIQUES

Série des documents de travail
de la Direction des Études et Synthèses Économiques

G 2015/09

Les déterminants de l'attractivité
de la fonction publique de l'État

Jeanne-Marie DAUSSIN-BENICHOU*, Salah IDMACHICHE**,
Aude LEDUC* et Erwan POULIQUEN**

MAI 2015

Les auteurs remercient tous les participants du séminaire D2E du 29 avril 2014, notamment Jérôme GAUTIER pour sa discussion précise et enrichissante. Ils remercient Nunzia BOUNAKHLA (DGAFP-DES) pour son expertise sur les concours, ses conseils précieux et ses relectures attentives, Aurélien POISSONNIER pour son appui méthodologique, Amandine SCHREIBER et Corinne PROST pour leur suivi efficace, José BARDAJI et Malik KOUBI pour leur aide dans l'avancement de ce travail. Ils remercient aussi Olivier FILATRIAU et Adrien FRIEZ pour leur relecture précise.

<footnote>* Faisaient partie du département des études économiques à l'Insee au moment de la rédaction de ce document</footnote>

<footnote>** Direction générale de la fonction publique (DGAFP)</footnote>
# Les déterminants de l'attractivité de la fonction publique de l'État

## Résumé

Cette étude s'intéresse aux déterminants de l'attractivité de la fonction publique de l'État (FPE), l'attractivité étant mesurée par le nombre de candidats présents aux 23 principaux concours externes organisés sur la période 1980-2012 et par la sélectivité de ces concours. Les déterminants potentiels testés ici sont au nombre de quatre : le chômage, le différentiel de salaire entre le public et le privé, l'évaluation des chances de réussite à l'aune du nombre de postes offerts aux concours et de la taille du vivier de concurrents potentiels.

L'ensemble des déterminants économiques apparaissent statistiquement significatifs pour un grand nombre de concours étudiés. Le taux de chômage comme le nombre de postes offerts joue sur les candidatures quelle que soit la catégorie de concours. Le différentiel de salaire est également un déterminant de l'attractivité de ces concours hormis pour les concours de catégorie C. La taille de la cohorte de sortants du système scolaire joue aussi sauf pour les concours enseignants. Chaque concours de la FPE présente une sensibilité différente à ces facteurs que l'étude permet de mesurer.

**Mots-clés** : fonction publique, marché du travail, attractivité

## The determinants of state civil service attractiveness

### Abstract

In this paper, we investigate some determinants of the state civil service attractiveness over the period 1980 - 2012. The attractiveness is measured by the number of candidates in 23 key competition exams and the selectivity of these competitions. Potential determinants are: unemployment rate, public - private wage gap, assessment of likelihood of success by the number of offered posts in competition exams and size of the pool of potential candidates.

For most of the competition exams, every determinant is statistically significant. The number of candidates is affected by the unemployment rate as well as the number of offered posts whatever the competition exam category. The wage gap is also a determinant of the attractiveness except for the C competition exam category. The size of the potential candidates pool has an effect except for teachers competition exam. Each competition exam has a different sensitivity to these determinants.

**Keywords:** public sector, labor market, attractiveness

**Classification JEL** : J24, J31, J45
Sommaire

Introduction 5

I - En trente ans, le taux de sélectivité aux concours externes
de la fonction publique d'État a varié du simple au double
7

I.1 Hausse quasi-continue des recrutements par concours externes
jusqu'en 2002, diminution depuis
7

I.2 En parallèle, le nombre d'inscrits aux concours a aussi connu
de fortes variations, de sorte que la sélectivité a pu varier du simple
au double sur la période
9

I.3 Le profil des recrutés de la FPE : de plus en plus âgés et diplômés
11

II - L'enquête « Bilan des recrutements » 14

III - Les déterminants de l'attractivité de la FPE 17

III.1 En théorie, la probabilité de se présenter à un concours croît avec
le nombre de postes offerts, le chômage et le salaire relatif proposé
17

III.2 Construction des déterminants « contrefactuels » de l'attractivité
de la FPE cohérents avec les caractéristiques individuelles des
candidats
18

IV - Le chômage : principal déterminant du nombre
de présents aux concours
21

IV.1 Un nombre de présents aux concours très corrélatif au chômage...
21

IV.2 ... mais faiblement au ratio entre salaires médians du public et du privé
21

IV.3 Pour les concours d'enseignants, l'effectif de présents est
particulièrement corrélatif avec le nombre de postes offerts
22

V - Chômage et différentiel de salaire public/privé jouent
différemment selon les concours
24

V.1 Le chômage, un déterminant important surtout pour les concours
de catégorie B et C
24

V.2 Une illustration à l'aide de chocs stylisés sur les déterminants
26

V.3 Hétérogénéité des effets et robustesse des résultats
Des déterminants du nombre de présents très proches pour les hommes
et les femmes
28
Un effet du chômage sur l'attractivité de la FPE globalement indépendant
de son niveau
28
Des effets distincts par sous-périodes ?
29
Des résultats robustes
29

VI - Pour la majorité des concours, le nombre de candidats est sensible
au nombre de postes offerts
31

Conclusion 33
Bibliographie 34

ANNEXES 35

1 : Une relation forte entre le nombre d'inscrits non présents aux épreuves des concours externes de la FPE et le chômage contrefactuel de la catégorie A ($\rho$=0,63) 35

2 : Évolution de la structure par sexe des agents récemment recrutés dans la FPE 35

3 : Part des femmes parmi les candidats présents aux épreuves des concours et parmi les recrutés sur la période 1980-2012 36

4 : Estimation du nombre de candidats présents (en log), par catégorie et sexe 36

5 : Estimation des candidats présents (en log), avec effet de seuil sur le chômage 37

6 : Estimations du nombre de candidats présents (en logarithme), par sous-périodes 38

7 : Résultats des MCO concours par concours 38
## Introduction

En 2012, la fonction publique de l'État (FPE) rassemble 2,4 millions d'agents, ce qui représente près de la moitié des effectifs de la fonction publique (FP) et environ un salarié sur dix. Depuis 30 ans, elle recrute par voie externe un nombre conséquent de sortants du système scolaire qui a pu varier du simple au double : d'environ 24 000 recrutés en 1985, il a augmenté jusqu'à 52 000 en 2002 pour diminuer ensuite et revenir au point bas en 2012. La FPE constitue un employeur important et un des principaux débouchés des sortants du système scolaire, avec toutefois des spécificités bien connues, que ce soit en termes de métiers, de missions et de gestion des carrières, avec le système des corps et la garantie de l'emploi.

De fait, le recrutement des futurs agents de la FPE constitue un élément-clé des politiques publiques. Les recrutés y passent généralement l'essentiel de leur carrière professionnelle, ce qui engage l'État-employeur sur le long terme. Les profils des nouveaux recrutés conditionnent ainsi pour longtemps la réserve de compétences au sein de la FP, malgré l'élargissement des possibilités de mobilité offerte et la formation continue qui permet de faire évoluer les agents. Contrairement au secteur privé, le recrutement dans la FPE possède une certaine autonomie par rapport au contexte économique. Il n'en demeure pas moins lié indirectement au secteur privé. Par son poids économique important, la FPE concurrence le secteur privé pour le recrutement des agents débutants (Algan et al., 2002). Réciproquement, le contexte économique qui prévaut dans le pays conditionne partiellement le comportement des nouveaux diplômés et notamment leur choix de se porter ou non candidat à un concours de la FP. Ainsi, dans un contexte économique favorable pour le secteur privé, le taux de sélectivité (nombre de candidats présents rapporté au nombre d'admis) a tendance à diminuer. De même, un différentiel de salaire en défaveur du secteur public peut conduire à une diminution de la candidature à certains concours et/ou à une diminution de la qualité des recrutés. La quantification du rôle de ces facteurs est donc, au-delà de la connaissance qu'elle apporte sur le fonctionnement du marché du travail, une donnée importante du pilotage de la politique de recrutement.

Fougère et Pouget (2003) ont étudié l'impact du chômage et du différentiel de salaire entre public et privé sur le taux de candidature de 26 concours de la FPE sur la période 1980-2000. Le taux de candidature, correspondant au rapport entre le nombre de candidats inscrits et le nombre de postes offerts, est corréélé au chômage. Ce résultat est vérifié pour quasiment tous les concours de catégorie A et B étudiés et pour la moitié des concours de catégorie C considérés. En revanche, pour les concours d'enseignants, l'effet du chômage n'est pas significatif. Les auteurs se sont également intéressés à l'effet du différentiel de salaire entre le public et le privé sur l'attractivité de 10 concours de catégorie A. Pour environ une moitié d'entre eux, plus le salaire du public est important relativement à celui du privé, plus le taux de candidature est élevé. Pour l'autre moitié, le différentiel de salaire n'a pas d'effet.

Sur la période récente, d'autres études se sont intéressées à l'attractivité de la FPE, mais plus particulièrement sur celle du métier d'enseignant. Le nombre de candidats aux concours enseignants augmenterait avec le nombre de postes offerts, de façon retardée et plus que proportionnelle (Terrier, 2014). L'impact d'une hausse de salaire est plus ambigu. À partir d'une étude des hiérarchies salariales sur la période 1982-2005, Goux et Maurin (2008) concluent à l'absence de déclassement salarial des enseignants et au maintien de l'attractivité du métier. À partir d'une reconstitution des grilles indiciaires théoriques sur longue période (de 1960 à 2004), Bouzidi et al. (2007) montrent en revanche une baisse du pouvoir d'achat des enseignants du secondaire et du supérieur de 1981 à 2004, dont la contrepartie pourrait être une baisse de l'attractivité du métier.

Pour mesurer l'attractivité de la fonction publique, on aimerait dans l'idéal pouvoir construire un indicateur représentant la proportion de personnes qui décident de passer un concours parmi le vivier de candidats potentiels. A défaut de pouvoir observer ce vivier, on utilise généralement deux indicateurs plus facilement calculables, et dont l'étude en évolution peut être considérée comme proche de celle qui serait construite à partir du vivier. Le taux de
candidature rapporte le nombre de candidats inscrits à un concours au nombre de postes offerts. Le taux de sélectivité rapporte - généralement - le nombre de candidats présents aux épreuves au nombre d'admis. C'est ce dernier indicateur qui sera privilégié ici.

Cette étude propose une estimation de l'impact des principaux déterminants économiques sur les candidatures aux concours de la fonction publique de l'État. Elle s'appuie sur des données de candidatures de 23 concours externes de la fonction publique sur la période 1980-2012 qui couvrent plus de la moitié des recrutements. Les déterminants potentiels testés ici sont : (i) le nombre de postes offerts aux concours, (ii) le chômage des jeunes actifs, (iii) le différentiel de salaire de début de carrière entre le public et le privé et (iv) la taille du vivier de concurrents potentiels. Les déterminants non économiques qui ont été étudiés par ailleurs, comme le rôle de la profession des parents (cf. Audier, 2000), le sens du service public ou les opinions politiques, ne sont pas abordés ici.

L'apport de cette étude est multiple. D'abord, le prolongement des travaux sur la période récente (2000-2012) revêt une importance particulière au regard des mutations économiques en cours. L'augmentation soutenue de la demande en emplois qualifiés intensifie la concurrence entre secteurs public et privé pour le recrutement des futurs cadres. La période récente est par ailleurs marquée par des politiques de rationalisation et de modernisation du fonctionnement de l'État qui ont infléchi durablement les recrutements, notamment avec l'objectif de non-remplacement d'un départ à la retraite sur deux.

Ensuite, en disposant d'une période d'analyse plus large, de près de 35 ans désormais, il est possible d'enrichir les estimations économétriques antérieures de manière à mieux appréhender la réaction du nombre de candidats aux concours selon la conjoncture économique. En la matière, des déterminants sont aussi construits afin d'approcher plus finement la situation réelle à laquelle chaque candidat est confronté. Il s'agit des niveaux contrefactuels de chômage, de salaire et de concurrence.

Enfin, les comportements de candidature étant potentiellement différents d'un concours à l'autre, les déterminants de l'attractivité sont étudiés par grande catégorie de concours (enseignants, A hors enseignants, B et C) mais également par concours.

La première partie retrace plus finement l'évolution de la politique de recrutement dans la fonction publique de l'État et décrit le changement de profil des recrutés des différentes catégories de concours au cours des trente dernières années. La deuxième partie présente l'enquête *Bilan des recrutements* qui sert de base à cette étude. La troisième partie expose la modélisation utilisée ainsi que la construction des déterminants auxquels font face les candidats. La quatrième partie présente des statistiques descriptives. Les cinquième et sixième parties analysent les résultats obtenus par catégorie de concours ou directement par concours et proposent différentes illustrations des résultats obtenus.
# I - En trente ans, le taux de sélectivité aux concours externes de la fonction publique d'État a varié du simple au double

## I.1 Hausse quasi-continue des recrutements par concours externes jusqu'en 2002, diminution depuis

En 2012, la fonction publique (FP) emploie 5,4 millions d'agents, dont près de la moitié appartient à la fonction publique de l'État (FPE), un tiers à la fonction publique territoriale (FPT) et un cinquième à la fonction publique hospitalière (FPH). Les agents de la FP sont en majorité titulaires (71 %), généralement recrutés sur concours. Les agents non-titulaires sont recrutés sur contrat de droit public, mais de manière limitative.

Depuis 2000, l'emploi au sein de la FPE a diminué de près de 8 % (cf. figure 1). Après une période de croissance au début des années 2000, les effectifs de la FPE se sont stabilisés à partir de 2003, puis ont diminué depuis 2006 pour deux raisons principalement. D'une part cette baisse est liée à la fin du remplacement systématique des départs à la retraite avec notamment la cible de non remplacement d'un départ à la retraite sur deux dans certains ministères depuis la Révision générale des politiques publiques (RGPP) de 2007. D'autre part, des transferts de compétences opérés vers les collectivités locales à partir de 2003 dans le cadre de la deuxième vague de décentralisation<fnref n="1" /> a réduit le périmètre de la FPE et de facto le nombre de recrutements. En corollaire, les effectifs de la FPT ont fortement progressé (+40 %), au-delà même de ces transferts. La FPT a ainsi pu offrir des alternatives pour des candidats souhaitant intégrer la fonction publique, notamment pour les catégories B ou C (cf. Dauty et Lemistre, 2006). La baisse de l'emploi observée dans la FPE a surtout concerné les agents titulaires (–12,0 % depuis 2000), principalement recrutés par concours.

<table><caption>Figure 1 : Effectifs de la fonction publique en 2012 (en milliers) et évolution entre 2000 et 2012</caption><thead><tr><th></th><th>Total</th><th>dont titulaires</th><th>dont non-titulaires</th><th>dont autres</th></tr></thead><tbody><tr><td>FPE</td><td>2 373 (-7,7%)</td><td>1 539 (-12,0%)</td><td>352 (16,7%)</td><td>483 (-7,5%)</td></tr><tr><td>FPT</td><td>1 862 (40,3%)</td><td>1 430 (43,2%)</td><td>370 (38,4%)</td><td>63 (1,0%)</td></tr><tr><td>FPH</td><td>1 137 (22,2%)</td><td>830 (15,6%)</td><td>193 (58,6%)</td><td>115 (25,5%)</td></tr><tr><td>Total 3FP</td><td>5 373 (11,2%)</td><td>3 798 (9,6%)</td><td>914 (32,5%)</td><td>660 (-2,3%)</td></tr></tbody></table>

Sources : système d'information sur les agents de la fonction publique (SIASP), Insee. Traitement direction générale de la fonction publique (DGAFP), Département des études et des statistiques (DES).

Champ : emplois principaux, tous statuts, hors bénéficiaires de contrats aidés.

Lecture : en 2012, la FPE emploie 2,37 millions d'agents dont 1,54 millions sont titulaires. Depuis 2000, ces effectifs ont diminué, respectivement de 7,7 % et 12,0 %.

Note : la catégorie « autres » regroupe les militaires pour la FPE et les agents relevant d'« autres catégories et statuts » (médecins, assistants maternels et familiaux, enseignants et documentalistes des établissements privés sous contrats, apprentis, ouvriers d'État).

Deux types de concours existent. Les concours externes s'adressent par nature à des candidats extérieurs à la FP. Les concours internes et les examens professionnels s'adressent aux agents déjà en poste dans la FP et leur permettent de changer de grade ou de corps, voire de versant de FP. En 2012, 22 800 candidats ont été admis par le biais des concours externes et 8 200 par celui de concours internes (dont 5 300 via un examen professionnel). Jusqu'en 2002, le nombre total de postes offerts aux concours externes a évolué sur une tendance légèrement plus forte que celle des départs à la retraite (cf. figure 2). Depuis 2003, ce n'est plus le cas. Le nombre de recrutements par concours externe est en net recul chaque année (de 62 500 en 2002 à 18 720 en 2011) alors que le nombre de départs à la retraite a augmenté en raison du départ des générations nombreuses issues du baby-boom.

<footnote n="1">¹ Environ 135 000 postes, dont la plupart peu qualifiées, ont été transférés entre 2006 et 2010.</footnote>
<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>Figure 2 : Flux de nouveaux pensionnés et de recrutés de la FPE par concours externes depuis 1985</figcaption></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES ; DGFIP, Service des retraites de l'État.

Lecture : en 2011, il y a eu 18 720 recrutements par concours externe et 74 650 départs à la retraite.

Note : La chute du nombre de départs à la retraite en 2012 est à mettre en relation avec la réforme des retraites de 2010, en lien avec le décalage de l'âge légal de départ et la suppression du départ anticipé pour les parents de trois enfants (cf. pp. 97-98 du Rapport sur les pensions de retraite de la Fonction publique, annexe au projet de loi de finances pour 2014).

Le nombre de postes offerts par concours externe a beaucoup fluctué entre 1985 et 2010 notamment à la suite des différents plans de titularisation qui se sont succédés (protocole Durafour en 1990, plans Perben en 1996 et Sapin en 2001). Durant ces périodes, en effet, des recrutements par titularisation se sont substitués à des recrutements par concours externe (cf. figure 3).

Par ailleurs, même si le concours externe reste la voie principale d'accès à la FPE, de nouveaux modes de recrutements externes visant à élargir le profil des candidats se sont développés au cours des années 2000 (Bounakhla, 2013 a et b) : concours unique, troisième concours, PACTE, etc. (cf. encadré 1). Par exemple, un troisième concours pour les personnes ayant déjà une expérience professionnelle hors de la FP a été généralisé depuis 2001. Ouvert à l'entrée à l'école nationale d'administration (Ena) en 1990, ce dernier a été étendu à partir de 2002 à d'autres concours de la FPE. Il permet de recruter des personnes expérimentées, sans condition de diplôme, dans le but de diversifier les recrutements. En outre, certains grades de la catégorie C peuvent faire l'objet d'un recrutement sans passer de concours ; recrutement direct pour certains corps d'accueil peu qualifiés, ou par le biais d'un contrat dit PACTE depuis 2006 assorti d'une formation qualifiante. Enfin, les conditions d'âge pour l'accès aux concours de la FP ont été supprimées depuis 2005².

<footnote n="2">² Sauf exception, pour le recrutement des fonctionnaires dans les corps, cadres d'emplois ou emplois conduisant à des emplois classés dans la catégorie active au sens de l'article L. 24 du code des pensions civiles et militaires de retraite.</footnote>
<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Figure 3 : Les modes de recrutement de la FPE depuis 1985</figcaption></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : en 2010, 26 886 postes étaient proposés pour les concours externes, 518 pour les 3ème concours, 1 846 pour les concours uniques, 1 243 de manière externe mais sans concours et 397 par PACTE. En comparaison avec la figure 2, le nombre de postes offerts par concours externe a été plus faible que le nombre de recrutements.

Dans la FPE, le recrutement par concours externe concerne très majoritairement des agents de catégorie A (près de 15 000 recrutements en 2012, soit 70 % des recrutés) dont la plupart relèvent de l'enseignement (12 000), tandis que les recrutements en catégorie B et C sont assez comparables en nombre (respectivement 17 % et 13 %). Depuis le milieu des années 1990, la FPE recrute davantage d'agents de catégorie A et B au détriment des catégories C. Ceci résulte des transferts de compétences vers la FPT et de différents changements statutaires intervenus sur la période, avec notamment des requalifications.

## 1.2 En parallèle, le nombre d'inscrits aux concours a aussi connu de fortes variations, de sorte que la sélectivité a pu varier du simple au double sur la période

Le nombre de candidats aux concours de la FPE a varié du simple au double sur la période étudiée. À la fin des années 1980, 250 000 candidats se sont présentés aux épreuves des concours externes de la FPE (cf. figure 4). Cet effectif augmente fortement dans les années 1990 pour atteindre près de 600 000 à la fin des années 1990, puis commence à diminuer. À la fin des années 2000, environ 300 000 personnes sont présentes aux épreuves des concours externes de la FPE. Une part importante des inscrits ne se présente pas aux épreuves du concours. Entre la date d'inscription aux concours et la date des épreuves, plusieurs mois peuvent s'écouler pendant lesquels la situation individuelle de certains candidats inscrits a pu changer. L'écart entre le nombre d'inscrits aux concours et le nombre de présents est particulièrement marqué durant la période de chômage élevé (cf. annexe 1). Face à un risque de chômage élevé, les candidats auraient tendance à multiplier les inscriptions aux concours de la FP et les recherches d'emploi pour augmenter leurs chances d'obtenir un emploi. Ils renonceraient finalement à se présenter aux concours de la FP dès lors qu'ils auraient obtenu un emploi ou choisi une autre voie. A contrario, en période de faible chômage, les candidats auraient tendance à cibler leur recherche.
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Figure 4 : Inscrits et présents aux concours de la FPE depuis 1985</figcaption></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES
Lecture : en 1990, il y a eu 222 458 présents aux épreuves des concours externes de la FPE.

La sélectivité est définie comme le rapport entre le nombre de candidats présents aux épreuves des concours externes de la FPE et le nombre d'admis. Elle rend compte de la tension sur le marché des postes de la FPE. La sélectivité atteint un pic (16 présents pour un admis) en 1985 du fait du très faible nombre de postes offerts, puis diminue jusqu'en 1990 (un peu moins de 8 présents pour un admis) en lien avec l'augmentation des recrutements sur la période. La sélectivité remonte ensuite jusqu'en 1997 et retrouve le pic de 1985. Cette hausse est due à une augmentation du nombre de candidats aux concours plus forte que celle du nombre de postes offerts au cours d'une période où le chômage est très élevé. La sélectivité diminue ensuite jusqu'en 2001 du fait d'une baisse du nombre de candidats. Depuis le début des années 2000, elle est plus stable, oscillant entre 10 et 12 présents pour un admis, et n'a que modérément augmenté suite à la crise de 2008 (cf. figure 5).

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Figure 5 : La sélectivité aux concours de la FPE depuis 1985</figcaption></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES
Lecture : en 1990, il y a en moyenne 7,2 présents aux épreuves des concours externes de la FPE par admis.

La sélectivité varie également selon les concours considérés. Ainsi, pour les concours d'enseignant (CAPES et agrégation) et pour le concours des instituts régionaux d'administration, la sélectivité est toujours inférieure à 15. En revanche, pour certains concours et certaines années, elle peut être supérieure à 60. C'est le cas en 1996 pour le concours de surveillant de l'administration pénitentiaire, en 2000 pour le concours de contrôleur de l'Insee ainsi qu'entre 1993 et 1996 pour le concours de contrôleur des impôts. Elle a même pu atteindre 120 en 1999 pour le concours de géomètre du cadastre, un concours qui offre un très faible nombre de postes offerts.
## Encadré 1 : Définitions

**Corps** : l'unité de base de la gestion de la carrière des fonctionnaires. Les corps regroupent les fonctionnaires qui ont vocation à occuper les mêmes emplois. Les fonctionnaires d'un corps donné sont tous soumis à un même texte statutaire (statut particulier). Tout fonctionnaire appartient à un corps et est titulaire d'un grade.

**Grade** : sauf exception, les corps sont subdivisés en plusieurs grades : un grade initial (ou grade de base) et un ou plusieurs grades d'avancement.

Les **concours externes** sont ouverts aux candidats justifiant d'un certain niveau de diplôme ou de l'accomplissement de certaines études, à l'exception de certains concours de catégorie C ouverts sans condition de diplôme ou de formation.

Les **concours internes** sont ouverts aux candidats justifiant d'un certain nombre d'années de service dans une administration, qu'ils soient titulaires ou non titulaires.

Le nombre de **candidats inscrits** correspond au nombre de candidats ayant complété un dossier d'inscription, au minimum 3 mois avant les épreuves des concours.

Le nombre de **candidats présents** correspond au nombre de candidats qui se sont présentés à la première épreuve du concours.

Le nombre de **candidats admis** correspond au nombre de candidats admis sur liste principale.

Le nombre de **recrutés** correspond au nombre de candidats admis sur liste principale ou sur liste complémentaire et ayant accepté le bénéfice du concours.

**Sélectivité** : rapport entre le nombre de candidats présents et le nombre d'admis.

Les **concours uniques** concernent un seul poste pour des fonctions spécifiques. Ils sont ouverts aux candidats, tant externes qu'internes (recrutement de chercheurs ou d'ouvriers professionnels, par exemple).

Les **troisièmes concours**, créés d'abord pour l'accès à l'Ena en 1990 et aux Instituts régionaux d'administration (Ira) en 1995 puis généralisés en 2001 (loi n° 2001-2 du 3 janvier 2001, volet modernisation du recrutement), sont réservés aux candidats justifiant d'une activité professionnelle dans le secteur privé ou d'un mandat de membre d'une assemblée élue d'une collectivité territoriale.

Les « **Pacte** » (Parcours d'Accès aux Carrières de la fonction publique Hospitalière, Territoriale et de l'État) sont ouverts depuis 2006 aux jeunes de moins de 26 ans dont le niveau de diplôme est inférieur au baccalauréat.

Les **recrutements sans concours** (externes) sont ouverts pour les emplois classés en échelle 2 de rémunération de la catégorie C. Ces emplois ne nécessitent pas de qualification particulière (loi n°2007-148 du 2 février 2007 relative à la modernisation de la fonction publique de l'État). Ils doivent être distingués des recrutements sans concours effectués entre 2002 et 2006 dans le cadre de la loi de titularisation n°2001-2 du 3 janvier 2001 (dite loi Sapin) relative à la résorption de l'emploi précaire.

## 1.3 Le profil des recrutés de la FPE : de plus en plus âgés et diplômés

Le profil des recrutés de la FPE s'est sensiblement modifié depuis le début des années 1980, ces derniers devenant globalement plus âgés et plus diplômés. La part des 20-24 ans parmi les agents recrutés dans la FPE et ayant entre 1 et 4 ans de présence sur le marché du travail a très fortement diminué pour les agents de catégorie C. Elle a également baissé pour les agents de catégorie B et les enseignants. Par exemple, plus de 80 % des recrutés en catégorie C sont âgés de 20 à 24 ans au début des années 1980 contre moins de 30 % dans les années 2000 (cf. figures 6). De manière générale, l'accès à la FPE est devenu plus tardif : l'âge moyen d'entrée est passé de 21 ans en 1980 à 26 ans au début des années 2000, notamment parce que cet accès intervient moins directement après la sortie des études (Kerjosse et Remila, 2013).
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Figures 6 : Évolution de la structure par âge des jeunes effectifs de la FPE</figcaption></figure>

Sources : fichier de paie des agents de l'État apparié à l'Échantillon démographique permanent.

Lecture : en 1990, la composition par âge des jeunes travaillant au sein de la catégorie B de la FPE et présent depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail est la suivante : 23 % ont entre 20 et 24 ans, 70 % ont entre 25 et 29 ans et 7 % ont entre 30 et 34 ans.

Champ : individus présents depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail.

Note : structure lissée par une moyenne mobile d'ordre 3 et maintenue constante après 2004 du fait du faible effectif consécutif au passage aux enquêtes annuelles de recensement.

La structure par diplôme des jeunes recrutés dans la FPE a évolué parallèlement à la structure par âge, dans le sens d'un plus grand niveau d'éducation. Cette hausse est, pour partie, due à une augmentation du niveau de diplôme requis pour certains concours. C'est le cas des concours enseignants pour lesquels les réformes Jospin de 1989-1991 unifiaient à la licence le niveau de recrutement de la plupart des enseignants (sauf les agrégés). Depuis 2010, un Master est requis pour ces concours. Ainsi, la part de titulaires d'un diplôme de niveau bac à bac+2 parmi les enseignants récemment recrutés (y compris instituteurs) a chuté, passant de 65 % en 1980 à environ 5 % dès le milieu des années 1990, au profit des diplômés d'un bac+3 et plus (cf. figures 7). Mais cela est également lié au fait que les générations entrant sur le marché du travail sont de mieux en mieux formées (Clerc et al., 2011) et que l'entrée dans la FP peut, à l'instar de ce qui est observé dans le secteur privé, revêtir les contours du déclassement (Flachère et Pouliquen, 2014). Ainsi, la part de titulaires d'un diplôme de niveau bac à bac+2 parmi les agents de catégorie B récemment recrutés passe d'environ 80 % en 1980 à 40 % dans les années 2000, au profit des plus diplômés.
<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Figures 7 : Évolution de la structure par diplôme des effectifs de la FPE présents depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail</figcaption></figure>

Sources : fichier de paie des agents de l'État apparié à l'Échantillon démographique permanent.

Lecture : en 1990, la composition par diplômes des jeunes travaillant au sein de la catégorie B de la FPE et présent depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail est la suivante : 44 % ont au moins un bac+3, 55 % ont entre le bac et bac+2 et 1 % ont un diplôme inférieur au bac.

Champ : individus présents depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail.

Note : moyenne mobile d'ordre 3 et structure figée après 2004 du fait du manque d'effectifs consécutif au passage aux enquêtes annuelles de recensement.

La structure par sexe de la FPE s'est également modifiée au cours des 35 dernières années. La FPE reste très féminisée surtout dans l'enseignement, mais certaines catégories se masculinisent (par exemple les catégories C, cf. annexe 2). Il y a une forte représentation des femmes parmi les candidats, et sur l'ensemble de la période 1980-2012, celles-ci réussissent en moyenne moins bien que les hommes aux concours. Depuis le début des années 2000, la tendance s'est cependant inversée, les femmes réussissant mieux que les hommes à l'ensemble des concours de catégorie A (y compris enseignants). La part des femmes varie également selon le concours considéré (cf. annexe 3). Alors que le concours externe de greffier des cours et tribunaux a recruté en moyenne 85 % de femmes sur la période, il n'y en a eu que 23 % au concours externe de géomètre du cadastre et 17 % à celui de gardien de la paix.
## II - L'enquête « Bilan des recrutements »

L'enquête « Bilan des recrutements » est réalisée chaque année par le Département des études et des statistiques de la DGAFP auprès des ministères et des établissements publics scientifiques et techniques de la FPE. Elle recense, pour l'ensemble des concours de la FPE, le nombre de candidats inscrits, présents, admis, recrutés et le nombre de postes offerts. Pour les personnes recrutées uniquement, des informations supplémentaires sont collectées à partir de 1998, concernant le sexe et le niveau de diplôme. Ces données sont exhaustives entre 1995 et 2012. Parmi l'ensemble de ces concours, il est en outre possible de suivre, quasiment chaque année, 23 concours sur une période plus longue, entre 1980 et 2012. Ces 23 concours représentent seulement 14 % du nombre des concours organisés, mais ce sont aussi les concours les plus importants en termes d'offre d'emplois puisqu'ils couvrent 51 % des postes offerts<fnref n="3" /> (cf. figure 8).

<table><caption>Figure 8 : Taux de couverture moyen des 23 concours pérennes sur la période 1995-2012 (en %)</caption><thead><tr><th>Catégorie hiérarchique</th><th>Part des concours</th><th>Part des postes offerts</th><th>Part des inscrits</th><th>Part des présents</th><th>Part des admis</th></tr></thead><tbody><tr><td>A</td><td>13</td><td>50</td><td>43</td><td>42</td><td>48</td></tr><tr><td>B</td><td>22</td><td>47</td><td>54</td><td>55</td><td>48</td></tr><tr><td>C</td><td>8</td><td>55</td><td>44</td><td>43</td><td>61</td></tr><tr><td>Tous</td><td>14</td><td>51</td><td>45</td><td>44</td><td>51</td></tr></tbody></table>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : les 23 concours suivis sur longue période représentent 14 % des concours de la FPE mais 51 % des postes offerts.

Champ : concours externes sur épreuves.

En outre, la sélectivité retracée par ces 23 concours est proche de celle calculée de manière exhaustive (cf. figure 9). Elle est un peu plus basse en niveau mais les évolutions sont très similaires. S'intéresser aux 23 concours suivis depuis 1980 ne nuit donc pas à la généralité du propos.

<figure><img src="image_8.png" /><figcaption>Figure 9 : La sélectivité des concours de la FPE</figcaption></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : en 1990, la sélectivité globale aux concours de la FPE est de 7,2 présents par admis contre 5,3 à partir des 23 concours suivis sur longue période.

Les concours qui offrent le plus de places sont d'une part les concours de professeurs dans l'enseignement secondaire (cf. encadré 2) avec un peu plus de 9 000 postes offerts en moyenne par an pour les certifiés et près de 2 000 pour les agrégés, et d'autre part ceux de

<footnote n="3">³ Parmi les concours recrutant de nombreux effectifs, il manque toutefois celui de professeur des écoles, pour lequel les données antérieures à 1995 sont indisponibles.</footnote>
gardiens de la paix avec près de 2 400 postes offerts par an en moyenne (cf. figure 10). Ces concours sont aussi ceux dont la sélectivité sur la période est en moyenne la plus faible et varie le plus au cours du temps. À l'opposé, les concours d'ingénieurs des travaux publics de l'État et de contrôleurs des impôts sont extrêmement sélectifs avec respectivement 43 et 33 présents par admis en moyenne sur la période 1980-2012. Certains concours qui s'adressent aux étudiants des classes préparatoires aux grandes écoles, comme celui d'attaché de l'Insee ou d'ingénieur des TPE, affichent une sélectivité moyenne relativement élevée. Ces concours ont la particularité de recruter via des banques d'épreuves communes à plusieurs concours pour l'accès à des écoles d'ingénieur, qui le plus souvent ne sont pas des concours de la fonction publique. Pour optimiser leurs chances de débouché, les candidats pourraient choisir de passer en même temps les concours d'ingénieur et de fonctionnaire lorsque ce sont les mêmes.

## Encadré 2 : L'exemple du concours des professeurs certifiés

Le concours des professeurs certifiés est, avec le concours de professeur des écoles, le concours qui recrute le plus au sein de la FPE. Au cours des années 1960, le baby-boom vient grossir les effectifs du système scolaire. La demande d'enseignants, dans les années 1960, excède largement le nombre de candidats. Le gouvernement parvient à un équilibre à la fin des années 1960. Entre 1974 et 1980, très peu de recrutements ont lieu, ce qui réduit le vivier de candidats potentiels. La sélectivité connaît donc un pic en 1980 avec 14 candidats présents pour un admis. Durant les années 1980, le besoin de compenser les faibles recrutements des années précédentes, puis l'augmentation générale du niveau moyen d'études, expliquent le fort accroissement du nombre de postes. Le déficit de candidats se fait à nouveau sentir dans plusieurs disciplines qui ne parviennent pas à pourvoir tous les postes offerts. La sélectivité est très faible avec environ 3 présents pour un poste au début des années 1990. Au milieu des années 1990, le nombre de candidats augmente fortement et la sélectivité est plus forte avec environ 7 présents par admis. Enfin, dans les années 2000, le nombre de présents aux épreuves baisse de nouveau tout comme la sélectivité qui retrouve alors son niveau minimal de 3 présents par admis.

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Admis, présents et sélectivité au concours de professeur certifié</figcaption></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : en 1990, environ 8 000 candidats sont admis au concours de professeur certifié pour environ 26 000 présents. La sélectivité est donc d'un peu plus de 3 présents par admis.
<table><caption>Figure 10 : Caractéristiques principales des 23 concours suivis sur longue période</caption><thead><tr><th rowspan="2">Corps</th><th colspan="4">Moyennes sur 1980-2012</th><th rowspan="2">Sélectivité (présents/admis)</th></tr><tr><th>Postes offerts</th><th>Inscrits</th><th>Présents</th><th>Admis</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6"><strong>Catégorie A (hors enseignants)</strong></td></tr><tr><td>ingénieur des travaux public de l'État</td><td>134</td><td>6 898</td><td>6 003</td><td>141</td><td>43</td></tr><tr><td>personnel de catégorie A des douanes</td><td>62</td><td>3 608</td><td>1 823</td><td>64</td><td>29</td></tr><tr><td>ingénieur des travaux de la météorologie</td><td>9</td><td>466</td><td>288</td><td>10</td><td>28</td></tr><tr><td>secrétaire adjoint des affaires étrangères</td><td>10</td><td>709</td><td>296</td><td>11</td><td>26</td></tr><tr><td>attaché de l'Insee</td><td>34</td><td>1 387</td><td>917</td><td>35</td><td>26</td></tr><tr><td>commissaire de police</td><td>35</td><td>1 217</td><td>654</td><td>35</td><td>19</td></tr><tr><td>personnel de catégorie A du Trésor</td><td>209</td><td>5 787</td><td>2 777</td><td>205</td><td>14</td></tr><tr><td>inspection du travail</td><td>34</td><td>1 649</td><td>438</td><td>36</td><td>12</td></tr><tr><td>élève des instituts régionaux d'administration</td><td>332</td><td>4 912</td><td>2 593</td><td>328</td><td>8</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Enseignants</strong></td></tr><tr><td>professeur agrégé</td><td>1 953</td><td>23 695</td><td>14 184</td><td>1 759</td><td>8</td></tr><tr><td>professeur certifié</td><td>9 031</td><td>56 386</td><td>41 177</td><td>7 720</td><td>5</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Catégorie B</strong></td></tr><tr><td>contrôleur des impôts</td><td>295</td><td>19 712</td><td>11 900</td><td>356</td><td>33</td></tr><tr><td>inspecteur de police</td><td>118</td><td>6 066</td><td>4 230</td><td>196</td><td>22</td></tr><tr><td>contrôleur du Trésor</td><td>330</td><td>16 070</td><td>8 520</td><td>415</td><td>21</td></tr><tr><td>technicien d'agriculture</td><td>30</td><td>916</td><td>573</td><td>29</td><td>20</td></tr><tr><td>géomètre du cadastre</td><td>27</td><td>1 013</td><td>527</td><td>28</td><td>19</td></tr><tr><td>contrôleur de l'Insee</td><td>27</td><td>1 617</td><td>522</td><td>31</td><td>17</td></tr><tr><td>secrétaire adm. des services extérieurs agricoles</td><td>31</td><td>919</td><td>474</td><td>31</td><td>15</td></tr><tr><td>greffier des cours et tribunaux</td><td>92</td><td>3 041</td><td>1 549</td><td>111</td><td>14</td></tr><tr><td>technicien des travaux publics de l'État</td><td>140</td><td>3 662</td><td>1 876</td><td>145</td><td>13</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Catégorie C</strong></td></tr><tr><td>agent administratif des finances publiques</td><td>729</td><td>35 607</td><td>22 125</td><td>1 035</td><td>21</td></tr><tr><td>surveillant d'administration pénitentiaire</td><td>622</td><td>20 524</td><td>12 330</td><td>906</td><td>14</td></tr><tr><td>gardien de la paix</td><td>2 377</td><td>46 850</td><td>29 598</td><td>3 349</td><td>9</td></tr></tbody></table>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : en moyenne entre 1980 et 2012, le concours de surveillant d'administration pénitentiaire offre 622 postes par an pour 20 524 inscrits et 12 330 présents. Il y a en moyenne plus d'admis que de postes offerts probablement grâce au recours à la liste complémentaire. La sélectivité de ce concours est de 14 candidats présents par admis.
### III - Les déterminants de l'attractivité de la FPE

#### III.1 En théorie, la probabilité de se présenter à un concours croît avec le nombre de postes offerts, le chômage et le salaire relatif proposé

Plusieurs raisons peuvent conduire à se présenter à un concours de la FP. La motivation peut venir de la sécurité de la carrière professionnelle qu'octroie la FP avec un revenu salarial lisse au cours du temps. C'est notamment le cas pour les personnes qui présentent une forte aversion face au risque de chômage. Il s'agit d'une part, de se prémunir contre ce risque et d'autre part de toucher un salaire qui peut être plus stable et éventuellement plus élevé que dans le privé. La motivation peut aussi dépendre d'un intérêt particulier pour le service public qui peut être lié aux opinions ou à l'engagement politique des personnes (Goddeeris, 1988). Elle peut être liée au contenu des métiers, au type de carrières, etc. D'autres études, plus sociologiques, ont également montré que les enfants de fonctionnaires deviennent plus souvent fonctionnaires (Audier, 2000) soulignant par là même la place des déterminants individuels dans le choix de se présenter à un concours de la FP. Enfin, se porter candidat à un concours c'est aussi avoir estimé que sa probabilité de réussir est suffisamment forte. Cette évaluation de ses chances de réussite joue un rôle majeur dans le choix de se présenter au concours.

Nous nous appuyons sur une modélisation simplifiée prenant en compte les principaux déterminants de l'attractivité de la FP. Dans ce cadre, l'espérance d'utilité $U_0$ associée au fait de se présenter à un concours de fonctionnaire est modélisée comme suit :

$$U_0 = p_0 \times \frac{N_a}{N_g} \times W_0 + (1 - p_0 \times \frac{N_a}{N_g}) \times W_1 \times (1 - q) - C$$

La probabilité de réussite au concours dépend d'une caractéristique individuelle de compétence $p_0$, du nombre d'admis $N_a$ et de la taille du vivier de concurrents $N_g$. En cas de réussite au concours, le candidat perçoit un salaire $W_0$. S'il échoue, il se porte candidat à un emploi dans le privé pour un salaire $W_1$ mais risque également d'être au chômage avec une probabilité $q$. Si, au contraire, la personne ne se présente pas à un concours, elle espère retirer l'utilité $U_1$ d'un emploi dans le privé qui dépend du salaire du privé et de la probabilité d'être en emploi $(1-q)$:

$$U_1 = W_1 \times (1 - q)$$

Enfin, le candidat à un concours supporte un coût de préparation $C$ du concours. Le choix de se présenter à un concours résulte d'un arbitrage entre les deux utilités espérées. Une personne se présentera à un concours si son espérance d'utilité $U_0$ est supérieure à celle de $U_1$ ou encore :

$$p_0 > \frac{C \times N_g}{N_a (W_0 - W_1 (1 - q))}$$

Si, par ailleurs, $p_0$ suit une loi de fonction de répartition $\phi_{p_0}$ alors la probabilité de se porter candidat est :

$$P\left(p_0 > \frac{C \times N_g}{N_a(W_0 - W_1(1-q))}\right) = 1 - \phi_{p_0}\left(\frac{C \times N_g}{N_a(W_0 - W_1(1-q))}\right)$$

Le fait de se porter candidat à un concours est corrélat positivement au chômage, au différentiel de salaire entre le public et le privé, au nombre de postes offerts et négativement au vivier de concurrents. Le nombre de candidats est la somme des candidatures individuelles résultant du vivier. Son espérance est ainsi donnée par :

$$N_c = N_g * \left( 1 - \Phi_{p_0} \left( \frac{C * N_g}{N_a(W_0 - W_1(1-q))} \right) \right)$$
L'effet du vivier sur le nombre de candidats est ambigu. Le premier, individuel, est négatif : quand le vivier de concurrents augmente, la probabilité de réussite au concours diminue. Le second, au niveau agrégé, est positif : lorsque le vivier de concurrents potentiels augmente, il y a mécaniquement plus de candidats potentiels au concours.

### III.2 Construction des déterminants « contrefactuels » de l'attractivité de la FPE cohérents avec les caractéristiques individuelles des candidats

S'intéresser à l'attractivité de la FPE, c'est comprendre ce qui motive le vivier de candidats à présenter les concours de la FPE. Dans la suite, on étudie, en plus de l'effet du nombre de postes offerts, l'effet du chômage, du différentiel de salaire entre le public et le privé et de la taille du vivier de concurrents potentiels comme déterminants de l'attractivité de la FPE.

Pour construire ces indicateurs, il peut paraître souhaitable de raisonner au niveau individuel. Cela nécessiterait de connaître par exemple le salaire auquel chaque personne peut prétendre dans le public et dans le privé. Nous ne disposons pas de ces informations au niveau individuel. Donc, notre stratégie d'estimation s'attache à évaluer l'effet de chaque déterminant, non pas au niveau individuel, mais au niveau agrégé, sur la sélectivité d'un concours voire d'une catégorie de concours. Ainsi, il nous est suffisant de calculer ces indicateurs au niveau du concours ou de la catégorie de concours, ce que nous faisons par la suite. Une difficulté porte sur la population sur laquelle on calcule ces indicateurs. Dans l'idéal, ceux-ci reflètent la situation du vivier de concurrents potentiels aux concours de la FPE. On voudrait connaître, par exemple, le niveau de chômage auquel feraient face les candidats aux concours de la FPE s'ils briguaient un emploi dans le secteur privé. Cet indicateur dépend en toute généralité des caractéristiques de l'individu considéré. Cependant, on ne dispose pas d'information sur les candidats mais seulement sur les recrutés. Les déterminants de l'attractivité de la FPE sont donc calculés sur la population des recrutés, ce qui reste une hypothèse de travail assez forte, surtout si les différences de caractéristiques entre candidats et recrutés évoluent dans le temps.

Pour construire ces déterminants, Fougère et Pouget (2003) ont établi une correspondance, d'une part entre catégories de la FPE et diplômes, et d'autre part entre catégories de la FPE et catégories socioprofessionnelles. La première correspondance permet le calcul du chômage par catégorie de concours. La seconde permet de rattacher les corps des concours à des catégories socioprofessionnelles du privé. Les auteurs calculent ainsi l'équivalent du salaire des agents du public qu'ils percevraient dans le privé.

Dans notre étude, la méthode utilisée diffère quelque peu de celle retenue par Fougère et Pouget (2003). Ces auteurs calculent les déterminants de l'attractivité de la FPE sur la tranche d'âge des 20-29 ans pour capter le moment où se prend la décision de passer un concours de la FPE, ce qui suppose que la part des moins de 30 ans est restée stable parmi les recrutés. Par ailleurs, Fougère et Pouget déclinent les variables de chômage par niveau de diplôme, ce qui repose sur l'hypothèse que la structure par diplômes des recrutés dans la FPE est restée inchangée sur la période. Les plus diplômés ne se limitent pas, par exemple, à passer les concours de catégorie A (cf. *supra*). Enfin, ils construisent un contrefactuel du salaire du public dans le privé fondé sur une correspondance avec la PCS<fnref n="4" />.

La méthode développée par la suite s'attache à construire des déterminants économiques qui rendent compte de la déformation structurelle des candidats (cf. *supra*) aux concours de la FPE. Elle consiste à utiliser plus finement les caractéristiques des recrutés pour estimer les variables « contrefactuelles ». Sont ainsi pris en compte : l'ancienneté sur le marché du travail, la catégorie de la FPE, l'âge et le niveau de diplôme. Un taux de chômage correspondant à chaque catégorie de concours (A hors enseignants, enseignants, B, C) est

<footnote n="4">⁴ Même si une certaine correspondance existe entre les catégories socioprofessionnelles agrégées (cadres, professions intermédiaires, employés et ouvriers) et les catégories hiérarchiques de la fonction publique (A, B et C), elle n'est toutefois pas systématique. Les professeurs des écoles appartiennent à la catégorie A mais sont classés au sens de la PCS au sein des professions intermédiaires.</footnote>
ainsi calculé chaque année en pondérant les taux de chômage des jeunes calculés par diplôme par la part que ces diplômes représentent au sein des nouveaux recrutés (cf. figure 11-a). Ce sont les taux de chômage contrefactuels auxquels feraient face les candidats aux concours de la FPE s'ils se portaient sur le marché du travail. Des séries d'effectifs de sortants du système scolaire « composites » (cf. figure 11-b) et de salaires « composites » (cf. figures 11-c et d) sont construites de la même manière (cf. encadré 3). Le différentiel de salaire entre le public et le privé s'en déduit (cf. figure 11-e).

## Encadré 3 : Construction des déterminants « composites »

### Le chômage

Le taux de chômage des jeunes actifs (ayant de 1 à 4 ans de présence sur le marché du travail, correspondant ici par convention aux individus sortis depuis 1 à 4 ans du système éducatif) par diplôme (bac+3 et plus, bac à bac+2, moins que bac) est calculé à l'aide de l'enquête Emploi. La répartition des recrutés par diplôme est connue à partir des données des fichiers de paie des agents de l'État appariés avec l'échantillon démographique permanent (EDP). Les taux de chômage par catégorie (A hors enseignants, enseignants, B et C) sont calculés comme la somme des taux de chômage par diplôme pondérée par la part de chaque diplôme parmi les recrutés. Par exemple, le taux de chômage *composite* en 1990 pour les individus récemment recrutés en catégorie B est la somme pondérée des taux de chômage des individus ayant de 1 à 4 ans d'ancienneté sur le marché du travail et diplômés de bac+3 et plus (poids de 0,44), de bac à bac+2 (poids de 0,55) et des sans diplôme ou ayant un diplôme inférieur au bac (poids de 0,01).

### Les effectifs de sortants du système scolaire

La taille de la cohorte des sortants du système scolaire par diplôme est également issue de l'enquête Emploi. De même, une taille *composite* par catégorie de la FPE est construite.

### Le différentiel de salaires entre le public et le privé

L'appariement du fichier de paie des agents de l'État et de l'EDP permet de calculer directement le salaire des jeunes recrutés de la FPE par catégorie. Cependant, les effectifs sont trop faibles (la base appariée ne comporte que les personnes nées au cours des 4 premiers jours du mois d'octobre) et les séries de salaires calculées sont peu robustes. L'appariement n'est donc utilisé que pour calculer, pour chaque catégorie de la FPE, la composition par tranche d'âge des recrutés du public ayant entre 1 et 4 d'ancienneté sur le marché du travail, ces derniers correspondant par convention aux agents sortis depuis 1 à 4 ans du système éducatif ; l'appariement avec l'EDP permet de mesurer cette ancienneté. Le salaire des jeunes agents de la FPE est ainsi mesuré à partir du fichier de paie exhaustif des agents de l'État et calculé par catégorie (A hors enseignants, enseignants, B et C) et par tranche d'âge. Pour chaque catégorie de la FPE, le salaire médian des jeunes recrutés est enfin calculé comme le somme des salaires médians de la catégorie considérée par tranche d'âge, pondérée par la part de chaque tranche d'âge au sein des jeunes recrutés de cette catégorie. Par exemple, le salaire médian des jeunes actifs de catégorie B de la FPE en 1990 correspond à la somme pondérée du salaire médian des catégories B de 20-24 ans (poids de 0,23), des catégories B de 25-29 ans (0,70) et des catégories B de 30-34 ans (0,07).

Dans le privé, le salaire médian des jeunes actifs (de 1 à 4 ans de présence sur le marché du travail) par diplôme est tout d'abord calculé à partir des déclarations annuelles de données sociales appariées avec l'échantillon démographique permanent (cette dernière base renseigne le diplôme des salariés). Le salaire privé « contrefactuel », que pourrait percevoir l'agent du public s'il se portait sur le marché du travail, est calculé à partir des salaires des jeunes par diplômes du privé auxquels est affecté la même structure des recrutés du public.

Les salaires considérés ici sont ceux d'un temps complet mensualisé. Le différentiel de salaire entre le public et le privé est le ratio des séries de salaires dont la construction vient d'être détaillée.

a) Chômage par niveau diplôme

<figure><img src="image_10.png" /></figure>

b) Effectif de sortants du système scolaire par niveau de diplôme

<figure><img src="image_11.png" /></figure>
c) Salaire médian du privé par niveau de diplôme

<figure><img src="image_12.png" /></figure>

Sources : enquêtes Emploi, DADS et EDP.

Lecture : en 1990, les personnes titulaires d'un diplôme inférieur au baccalauréat rencontrent un chômage de 19 %.
Ils sont au nombre de 350 000 à sortir du système scolaire et le salaire médian mensuel du privé est de 1 060 euros
de 2009.

Figure 11 : Les déterminants de l'attractivité de la FPE

a) Chômage composite pour les candidats aux concours des différentes catégories

<figure><img src="image_13.png" /></figure>

c) Salaires médians du public par catégorie

<figure><img src="image_14.png" /></figure>

b) Vivier de concurrents par catégorie

<figure><img src="image_15.png" /></figure>

d) Salaire médian qu'aurait un agent de l'État s'il se
portait sur le marché du travail du privé

<figure><img src="image_16.png" /></figure>

e) Ratio des salaires médians public / privé par catégorie

<figure><img src="image_17.png" /></figure>

Sources : enquêtes Emploi pour le chômage et la taille de cohorte, DADS pour les salaires du privé et Fichier de paie des agents de l'État pour les salaires du public appariées avec l'EDP.

Lecture : en 1990, le taux de chômage que connaîtraient les agents de catégorie B sortis des études depuis 1 à 4 ans s'ils se portaient sur le marché du travail du privé vaudrait 9,5 %.

Champ : individus présents depuis 1 à 4 ans sur le marché du travail.
# IV - Le chômage : principal déterminant du nombre de présents aux concours

## IV.1 Un nombre de présents aux concours très corrélé au chômage...

Le nombre de candidats présents aux concours est corrélé positivement au chômage. Ce phénomène illustre les interactions qui existent entre marché de l'emploi privé et public, ce dernier apparaissant comme un débouché possible pour les jeunes face aux tensions qui existent dans le secteur privé. Ce lien est particulièrement fort pour chaque catégorie avec une corrélation maximale qui atteint 0,42 pour les catégories A hors enseignants, 0,44 pour les enseignants et respectivement 0,63 et 0,49 pour les concours de catégorie B et C (cf. figure 12). Alors que le lien est quasi-contemporain pour l'ensemble des catégories, il apparaît fort mais retardé d'un à deux ans pour le concours d'enseignant, peut-être en lien avec la durée de préparation au concours.

<table><caption>Figure 12 : Coefficient de corrélation entre le nombre de présents et les déterminants de l'attractivité de la FPE (contemporains et retardés d'une à deux années par catégorie de concours) sur la période 1980-2012</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Postes offerts</th><th colspan="3">Ratio de salaire</th><th colspan="3">Chômage</th></tr><tr><th>t-2</th><th>t-1</th><th>t</th><th>t-2</th><th>t-1</th><th>t</th><th>t-2</th><th>t-1</th><th>t</th></tr></thead><tbody><tr><td>A hors enseignants</td><td>0,06</td><td>0,02</td><td>0,04</td><td>0,12</td><td>0,29</td><td>0,33<sup>**</sup></td><td>0,20</td><td>0,36<sup>**</sup></td><td>0,42<sup>**</sup></td></tr><tr><td>Enseignants</td><td>0,86<sup>**</sup></td><td>0,81<sup>**</sup></td><td>0,72<sup>**</sup></td><td>-0,36<sup>**</sup></td><td>-0,39<sup>**</sup></td><td>-0,38<sup>**</sup></td><td>0,44<sup>**</sup></td><td>0,38<sup>**</sup></td><td>0,25</td></tr><tr><td>Catégorie B</td><td>-0,01</td><td>-0,02</td><td>0,06</td><td>0,16</td><td>0,32<sup>*</sup></td><td>0,45<sup>**</sup></td><td>0,31</td><td>0,55<sup>**</sup></td><td>0,63<sup>**</sup></td></tr><tr><td>Catégorie C</td><td>0,28</td><td>0,08</td><td>0,03</td><td>0,36<sup>**</sup></td><td>0,23</td><td>0,17</td><td>0,39<sup>**</sup></td><td>0,49<sup>**</sup></td><td>0,41<sup>**</sup></td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, DADS, FPE, EDP, enquêtes Emploi.

Lecture : la corrélation entre le nombre de présents aux concours enseignants et le nombre de postes offerts deux années auparavant vaut 0,86.

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

Le lien très fort entre nombre de présents et chômage est bien illustré pendant l'épisode récessif de 1993 (cf. figures 13). L'augmentation durable du chômage pendant cette période a, semble-t-il, conduit davantage de personnes à se porter candidates aux concours de la FPE. Pour les concours enseignants organisés durant les années 1990, ainsi que pour les concours de catégorie C ayant eu lieu jusqu'au début des années 1990, le nombre de candidats présents serait corrélé plutôt avec le niveau de chômage qui prévalait l'année précédente. Pour les autres concours, il est possible que ce soit le chômage contemporain qui soit lié à la décision de se porter candidat aux concours de la FPE. Ces différences pourraient être liées au fait que les concours sont organisés à des moments différents de l'année (en termes de date d'inscription ou de date des épreuves), ainsi qu'aux spécificités en termes de durées de préparation aux concours.

## IV.2 ... mais faiblement au ratio entre salaires médians du public et du privé

Le nombre de candidats présents aux concours est corrélé avec le ratio entre les salaires du public et du privé, mais de façon plus modérée qu'avec le chômage. Cette corrélation est positive pour les concours de catégorie A hors enseignants (le coefficient de corrélation vaut 0,33) et pour les concours de catégorie B (0,45), tandis qu'elle est non significative pour les concours de catégorie C. Il semble donc qu'il puisse y avoir un lien entre le niveau de candidature à certains concours de la FPE et le niveau relatif de salaire du public (cf. figure 14). En revanche, cette corrélation est de signe négatif pour les concours enseignants, ce qui appelle à une certaine prudence : cette corrélation peut aussi refléter en partie celle mise en évidence précédemment entre niveau de candidature et chômage. En effet, en période de chômage élevé, le pouvoir de négociation salariale dans le privé est plus limité, ce qui pourrait accroître le ratio de salaire entre le public et le privé. Le chômage et le différentiel de salaire entre le public et le privé sont des variables corrélées dans le temps ; une étude
robuste de ces déterminants nécessite d'avoir recours à une approche économétrique permettant une analyse à plusieurs facteurs.

<figure><img src="image_18.png" /><figcaption>Figures 13 : présents aux concours des différentes catégories et taux de chômage correspondants</figcaption></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES et enquêtes Emploi.

Lecture : en 1990, il y a 7 104 présents aux concours de catégorie A hors enseignants. À ce même moment, le chômage que rencontreraient les agents de catégorie A hors enseignants s'ils se portaient sur le marché du travail vaudrait 8 %.

Note : moyenne mobile d'ordre 3 sur les deux séries.

## IV.3 Pour les concours d'enseignants, l'effectif de présents est particulièrement corrélé avec le nombre de postes offerts

Le nombre de candidats présents est également corrélé aux postes offerts, mais uniquement pour les concours d'enseignants (coefficient de corrélation : ρ compris entre 0,72 et 0,86 suivant le décalage permis). La corrélation entre les effectifs de présents aux concours de l'enseignement et le nombre de postes offerts est élevée, surtout en fin de période (ρ atteignant la valeur de 0,91 sur la période 1997-2012). La corrélation est également plus élevée lorsque l'on considère la série de postes offerts deux ans auparavant, probablement en raison du temps de préparation au concours. Enfin, l'effectif de présents aux concours de catégorie A hors enseignants, B et C semble peu corrélé avec le nombre de postes offerts (cf. figure 15).
Figures 14 : Nombre de présents aux concours des différentes catégories et ratios de salaires médians

a) Catégorie A (hors enseignants)

<figure><img src="image_19.png" /></figure>

c) Catégorie B

<figure><img src="image_20.png" /></figure>

b) Enseignants

<figure><img src="image_21.png" /></figure>

d) Catégorie C

<figure><img src="image_22.png" /></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, DADS, FPE et EDP

Lecture : en 1990, il y a 7 104 présents aux concours de catégorie A hors enseignants et le salaire médian du public pour les catégories A hors enseignants vaut 1,2 fois le salaire que ces mêmes agents toucheraient s'ils étaient salariés du privé.

Note : moyenne mobile d'ordre 3 sur les deux séries.

Figures 15 : Nombre de présents et postes offerts aux concours des différentes catégories

a) Catégorie A (hors enseignants)

<figure><img src="image_23.png" /></figure>

c) Catégorie B

<figure><img src="image_24.png" /></figure>

b) Enseignants

<figure><img src="image_25.png" /></figure>

d) Catégorie C

<figure><img src="image_26.png" /></figure>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : en 1990, il y a 7 104 présents aux concours de catégorie A hors enseignants pour 834 postes offerts.

Note : moyenne mobile d'ordre 3 sur les deux séries.
# V - Chômage et différentiel de salaire public/privé jouent différemment selon les concours

## V.1 Le chômage, un déterminant important surtout pour les concours de catégorie B et C

Une approche économétrique permet de mesurer plus précisément l'effet de chaque déterminant sur le nombre de présents aux concours. Dans un premier temps, on suppose qu'il y a une certaine homogénéité de l'influence de ces déterminants au sein de chaque catégorie de concours et on s'intéresse alors aux résultats des régressions par catégorie de concours (A hors enseignants / enseignants / B / C). Le modèle estimé est le suivant<fnref n="5" /> :

$$ \ln(PR_{it}) = \alpha_1 + \alpha_2\ln(PR_{it-1}) + \alpha_3\ln(PO_{it}) + \sum_{k \le 2} \beta_k Cho_{it-k} + \sum_{k \le 2} \delta_k \ln(Ratio\_Sal_{it-k}) + \sum_{k \le 2} \gamma_k \ln(Taille\_Coh_{it-k}) + \varepsilon_{it} $$

où $PR_{it}$ représente le nombre de présents au concours i de l'année t

$PO$ le nombre de postes offerts

$Cho$ le taux de chômage courant (ou retardé si $k>0$)

$Ratio\_Sal$ le ratio du salaire médian du public relativement à celui du privé (retardé si $k>0$)

$Taille\_coh$ la taille de la cohorte de sortants du système scolaire, courant et retardé

Les estimations ont été réalisées catégorie par catégorie sur la période 1980-2011. Les valeurs des variables de chômage, salaire et taille de cohorte sont celles, pertinentes pour l'analyse, auxquelles le candidat ferait face s'il postulait à un emploi dans le privé. Ces valeurs « contrefactuelles » dépendent donc de la catégorie de concours considéré (cf. infra). Pour faciliter la comparaison des coefficients, la variable de chômage a été réduite.

Le modèle le plus complet comporte les valeurs contemporaines et retardées d'une et deux années de chaque variable explicative. Il comporte également le premier retard du nombre de présents pour tenir compte de l'éventuelle dynamique d'ajustement des présents à un concours. Par souci de parcimonie, seules les variables significatives sont retenues dans le modèle final. L'ajustement des modèles aux données réelles est de bonne qualité, hormis pour les concours de catégorie C (cf. Figure 16).

La significativité de la composante autorégressive témoigne d'une certaine inertie du nombre de candidats présents au concours (cf. Figure 17). L'effet des variables d'intérêt du modèle peut être analysé à court et à long terme<fnref n="6" />. Cet effet synthétise le cumul au cours du temps des effets d'un choc sur le nombre de candidats présents, correspondant à une augmentation du nombre de postes offerts, du salaire relatif dans le privé, du taux de chômage et de la taille de la cohorte de sortants du système éducatif. Pour certaines variables d'intérêt, comme par exemple le salaire, c'est la différence première qui apparaît significative. Dans ce cas, l'effet de long terme est nul et la variable n'a qu'un effet de court terme.

Selon la catégorie du concours et le choc étudié, la variable contemporaine ou retardée peut être pertinente. D'une part, si la décision de passer un concours de la FPE peut être motivée

<footnote n="5">⁵ Il s'agit de régressions sur données empilées plutôt que de régressions sur données agrégées car certaines des variables explicatives sont disponibles au niveau de chaque concours. Les agréger reviendrait à perdre de l'information et risquer d'engendrer des effets de composition.</footnote>

<footnote n="6">⁶ L'effet de plus long terme est calculé comme l'effet de court terme divisé par un moins la composante autorégressive.</footnote>
par le contexte économique présent, un délai d'inscription ou de préparation des épreuves
pourrait être nécessaire. D'autre part, une personne qui a privilégié une recherche d'emploi
dans le secteur privé pourrait s'orienter vers le public faute d'en avoir trouvé un.

<figure><img src="image_27.png" /><figcaption>Figures 16 : Effectif du nombre de candidats présents observé et simulé par les modèles</figcaption></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE, EDP.

On examine l'impact de ces déterminants sur le nombre de candidats présents aux concours et on déduit l'effet sur la sélectivité en considérant désormais le ratio du nombre de candidats présents sur le nombre de postes offerts.<fnref n="7" />

La quasi-totalité des variables ont un impact positif et significatif à court terme sur le nombre de présents aux épreuves des concours. Il est à noter que l'effet de la taille de la cohorte est également positif ou nul. L'effet mécanique qui, à plus de sortants du système scolaire, associe plus de candidats présents aux concours, l'emporte donc sur l'effet dissuasif d'un nombre de concurrents plus important sur la décision de se porter candidat à un concours.

Parce que la dispersion est différente d'une catégorie de concours à l'autre, la variable de chômage a été réduite afin de pouvoir comparer les effets de cette variable explicative entre les différentes catégories de concours. Quatre enseignements principaux peuvent être tirés des résultats présentés :

* Suite à une hausse des **postes offerts**, le nombre de candidats présents augmente aussi, mais progressivement de sorte que la sélectivité des concours diminue dans un premier temps mais reste globalement inchangée à terme, hormis pour les concours de catégorie C où elle reste plus faible.

* Le **salaire relatif dans le public** influence la décision de se porter candidat à un concours mais uniquement en variation. L'effet est le même quelle que soit la catégorie (0,07) hormis pour la catégorie C où ce facteur ne semble pas avoir d'influence.

<footnote n="7">⁷ Cette définition de la sélectivité est très proche de celle utilisée précédemment comme le rapport entre le nombre de candidats présents et le nombre d'admis, le nombre de postes offerts étant très proche du nombre d'admis.</footnote>
* Par contre, l'effet du chômage est plus fort pour les catégories B et C. Il vaut 0,16 et 0,14 pour les concours de catégories B et C, contre 0,07 pour les concours de catégories A (enseignants compris). La sécurité de l'emploi apparaît donc comme un déterminant de l'attractivité de la FPE d'autant plus fort que la situation sur le marché du travail est potentiellement fragile.

* Enfin, l'effet de la taille de la cohorte de sortants du système scolaire sur l'effectif de présents aux concours est plus fort pour les concours de catégorie C (1,02) et, dans une moindre mesure, B (0,30). L'effet serait au plus seulement transitoire pour les concours de catégorie A.

<table><caption>Figure 17 : Effets des déterminants de l'attractivité de la FPE</caption><thead><tr><th></th><th>Catégorie A<br>(hors<br>enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,28***</td><td>0,64**</td><td>-2,78*</td><td>-11,14</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,91***</td><td>0,81***</td><td>0,71***</td><td>0,55***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,43***</td><td>0,15***</td><td>0,31***</td><td>0,44***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,35***</td><td></td><td></td><td>-0,20***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,07***</td><td>0,07*</td><td>0,07**</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,07***</td><td></td><td>0,16***</td><td>0,14***</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,07***</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,07***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,36**</td><td></td><td>0,30**</td><td>0,56*</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,56*</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,36**</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>0,90***</td><td>0,77***</td><td>1,07***</td><td>0,53***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>1,01**</td><td>2,49*</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,35***</td><td>0,55***</td><td>0,32***</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,95</td><td>0,96</td><td>0,93</td><td>0,66</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE, EDP.

Lecture : l'effet de court-terme du chômage sur le nombre de présents aux épreuves des concours est plus important pour les catégories B (coefficient de 0,16, soit +0,16 % du nombre de candidats présents face à une hausse de 1 point du taux de chômage) que pour les concours d'enseignants (0,07).

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

## V.2 Une illustration à l'aide de chocs stylisés sur les déterminants

Une façon d'illustrer ces résultats de manière concrète consiste à simuler des chocs sur chaque déterminant et décrire l'ajustement des variables d'intérêt à ce choc. L'impact de ces chocs a été analysé à court terme et à l'aune de la variation du nombre de candidats présents aux épreuves des concours et de la variation du taux de sélectivité (cf. figure 18). Afin que ces chocs restent commensurables entre eux, leur ampleur correspond à chaque fois à un écart-type de la variable considérée sur la période 1980-2011.

Le premier choc considéré est une hausse du nombre de postes offerts<fnref n="8" /> pour chaque catégorie de concours. Ce choc accroîtrait à court terme le nombre de candidats de l'ordre de 7 à 8 % aux concours de catégorie A et B et de 17 % à ceux de catégorie C et conduirait à une baisse conséquente de la sélectivité pour toutes les catégories. Par exemple, elle passerait de 18,2 à 16,5 (-1,7 point) pour les concours de catégorie A, de 28,0 à 24,0 (-4 points) pour les concours de catégorie B et de 17,1 à 14,4 (-2,7 points) pour les concours de catégorie C. La figure précédente renseigne cependant sur le caractère transitoire de cette

<footnote n="8">⁸ Un choc d'un écart-type correspond à respectivement 19 %, 43 %, 26 % et 39 % de postes offerts en plus aux concours respectivement de catégorie A (hors enseignants), d'enseignants, de catégorie B et de catégorie C.</footnote>
baisse de la sélectivité, l'effet à plus long terme étant presque neutre pour toutes les catégories hormis la C.

Le deuxième choc correspond à une hausse du ratio de salaires public/privé à la faveur du public. Cela correspond à une hausse mensuelle de salaire net médian du public de 4 à 6 % pour les catégories A (hors enseignants), B et C et de 11 % pour les enseignants, le salaire du privé étant supposé inchangé. Cette hausse de salaire augmenterait la sélectivité des concours dans un ordre de grandeur légèrement inférieur à la variation liée au nombre de postes offerts, de catégorie A hors enseignants (de 18,2 à 19,5) et B (de 28,0 à 29,9) et, dans une moindre mesure celle des concours enseignants (de 5,1 à 5,4). Elle n'aurait pas d'effet sur la sélectivité des concours de catégorie C.

Le troisième choc étudié correspond à un accroissement d'un écart-type du nombre de personnes au chômage<fnref n="9" />. Ce choc a un fort effet sur l'effectif de présents aux épreuves des concours. Il conduirait respectivement 2 120 (catégorie A hors enseignants), 3 700 (enseignants), 6 310 (catégorie B) et 10 350 (catégorie C) personnes supplémentaires à se porter candidats aux épreuves des concours<fnref n="10" />. L'effet sur la sélectivité serait différencié : +0,3 point pour les concours d'enseignants et +2,4 points pour les autres concours de catégorie A, +5,7 points pour les concours de catégorie B et +2,7 points pour les concours de catégorie C. Cet impact très fort résulterait de la combinaison de deux effets. Le premier, direct, serait lié au supplément de candidats potentiels. Le second, indirect, proviendrait du degré de tension prévalant sur le marché du travail.

Enfin le quatrième et dernier choc mesuré correspond à l'augmentation du nombre de sortants du système scolaire<fnref n="11" />. L'effet sur les concours de catégorie A (hors enseignants) est aussi visible, mais seulement transitoire. L'attractivité des concours d'enseignants est insensible à ce facteur. Cette hausse du nombre de sortants du système scolaire s'accompagnerait d'une augmentation de respectivement 1 530 et 3 200 candidats supplémentaires aux épreuves des concours de catégorie B et C. À nombre de postes offerts donné, la sélectivité de ces concours augmenterait de 1,4 point pour les concours de catégorie B et de 0,8 point pour ceux de catégorie C.

<footnote n="9">⁹ Un choc d'un écart-type correspond à respectivement 44 %, 22 %, 31 % et 33 % de chômeurs supplémentaires parmi le vivier de personnes susceptibles de passer les concours respectivement de catégorie A (hors enseignants), d'enseignants, de catégorie B et de catégorie C.</footnote>

<footnote n="10">¹⁰ Cette estimation n'est pas corrigée du fait que les candidats supplémentaires puissent passer simultanément des concours de différentes catégories.</footnote>

<footnote n="11">¹¹ Un choc d'un écart-type correspond à respectivement 37 %, 19 %, 17 % et 9 % de sortants supplémentaires du système scolaire susceptibles de passer les concours respectivement de catégorie A (hors enseignants), d'enseignant, de catégorie B et de catégorie C.</footnote>
<table><caption>Figure 18 : Effet à court terme d'un choc de chaque déterminant de l'attractivité de la FPE sur l'effectif de candidats présents aux épreuves des concours</caption><thead><tr><th></th><th>Catégorie A<br>(hors<br>enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Situation initiale</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Postes offerts aux concours</td><td>860</td><td>11 131</td><td>1 096</td><td>3 799</td></tr><tr><td>Candidats présents</td><td>15 624</td><td>56 386</td><td>30 642</td><td>64 870</td></tr><tr><td>Sélectivité</td><td>18,2</td><td>5,1</td><td>28,0</td><td>17,1</td></tr><tr><td><strong>Hausse d'un écart-type du nombre de postes offerts</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Choc exprimé en pourcentage de postes offerts supplémentaires</td><td>19%</td><td>43%</td><td>26%</td><td>39%</td></tr><tr><td>Choc exprimé en nombre de postes offerts supplémentaires</td><td>160</td><td>4 840</td><td>290</td><td>1 480</td></tr><tr><td>Candidats présents supplémentaires</td><td>1 250</td><td>3 730</td><td>2 510</td><td>11 090</td></tr><tr><td>Nouvelle sélectivité</td><td>16,5</td><td>3,8</td><td>24,0</td><td>14,4</td></tr><tr><td><strong>Hausse d'un écart-type du salaire de début de carrière du public</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Choc exprimé en supplément mensuel de salaire net médian public (en %)</td><td>6%</td><td>11%</td><td>5%</td><td>4%</td></tr><tr><td>Choc exprimé en supplément mensuel de salaire net médian public (en euros)</td><td>140</td><td>210</td><td>80</td><td>65</td></tr><tr><td>Candidats présents supplémentaires</td><td>1 150</td><td>3 610</td><td>2 140</td><td>0</td></tr><tr><td>Nouvelle sélectivité</td><td>19,5</td><td>5,4</td><td>29,9</td><td>17,1</td></tr><tr><td><strong>Hausse d'un écart-type du nombre de chômeurs</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Choc exprimé en pourcentage de chômeurs supplémentaires</td><td>44%</td><td>22%</td><td>31%</td><td>33%</td></tr><tr><td>Choc exprimé en nombre de chômeurs supplémentaires</td><td>21 670</td><td>13 440</td><td>25 530</td><td>51 330</td></tr><tr><td>Candidats présents supplémentaires</td><td>2 120</td><td>3 700</td><td>6 310</td><td>10 350</td></tr><tr><td>Nouvelle sélectivité</td><td>20,6</td><td>5,4</td><td>33,7</td><td>19,8</td></tr><tr><td><strong>Hausse d'un écart-type du nombre de sortants du système scolaire</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Choc exprimé en pourcentage de sortants supplémentaires du système scolaire</td><td>37%</td><td>19%</td><td>17%</td><td>9%</td></tr><tr><td>Choc exprimé en nombre de sortants supplémentaires du système scolaire</td><td>46 850</td><td>27 260</td><td>31 090</td><td>22 060</td></tr><tr><td>Candidats présents supplémentaires</td><td>2 100</td><td>0</td><td>1 530</td><td>3 200</td></tr><tr><td>Nouvelle sélectivité</td><td>20,6</td><td>5,1</td><td>29,4</td><td>17,9</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE, EDP.

Lecture : suite à une augmentation d'un écart-type du nombre de postes offerts aux concours d'enseignants sur la période 1980-2011, 3 730 candidats supplémentaires se présenteraient aux épreuves. La sélectivité à ce concours passerait de 5,1 candidats présents pour un poste offert à 3,8. Ce choc correspondrait à 4 840 postes supplémentaires, soit +43 % par rapport au nombre de postes offerts en moyenne chaque année sur la période. Pour calculer l'effet d'un choc de postes offerts sur la sélectivité, l'hypothèse est faite que le nombre de postes offerts supplémentaires se traduit intégralement en nombre d'admis supplémentaires.

## V.3 Hétérogénéité des effets et robustesse des résultats

### Des déterminants du nombre de présents très proches pour les hommes et les femmes

Les déterminants jouent de manière identique pour les hommes et pour les femmes. Les mêmes modèles que précédemment ont été estimés séparément pour les hommes et les femmes. Les variables de chômage et de ratio de salaire ont été recalculées par sexe. Les effets du nombre de postes offerts, du ratio de salaire et du chômage sont très proches pour les hommes et les femmes (cf. annexe 4). Néanmoins, pour les concours de catégorie A hors enseignants, la taille de la cohorte de sortants du système scolaire a un effet temporaire significatif uniquement chez les femmes.

### Un effet du chômage sur l'attractivité de la FPE globalement indépendant de son niveau

La question est ensuite abordée de savoir si le chômage pourrait être un élément de l'attractivité de la FPE plus fort lorsqu'il dépasse un certain niveau. L'effet du chômage ne serait pas linéaire mais connaîtrait une amplification au-delà d'un certain seuil. La variable de chômage est ainsi croisée avec une indicatrice qui vaut 1 si le niveau du chômage est supérieur à un seuil et 0 sinon. Plusieurs seuils sont testés. Il s'agit des percentiles p25 p40 p50 p60 et p75 de la variable de chômage considérée pour chaque catégorie de concours. À
chaque fois, le modèle qui présente la meilleure adéquation est retenu (soit le plus fort R²). Il y aurait un léger effet de seuil uniquement sur la candidature aux concours des catégories A hors enseignants et BB (cf. annexe 5) mais avec un signe contre-intuitif pour ces derniers.

## Des effets distincts par sous-périodes ?

Les estimations ont également été menées en distinguant 2 sous-périodes : de 1980 à 1996 et de 1997 à 2011 (cf. annexe 6). La stabilité de la relation est assurée pour toutes les catégories de concours. Les coefficients estimés sur les deux sous-périodes sont très proches. Cependant, de manière générale, le faible nombre d'années rend les résultats d'ensemble fragiles, tout comme les tests associés.

## Des résultats robustes

De manière à pouvoir présenter des contributions à la variation du nombre de présents par concours, les régressions présentées précédemment n'ont pas été pondérées par les poids respectifs des concours. Cela revient à surreprésenter les concours de faible taille, offrant peu de postes. Un premier test de robustesse consiste à pondérer les régressions par le nombre moyen de postes offerts à chaque concours. Les petits concours auront ainsi un poids plus petit (cf. figure 19). Les résultats sont globalement inchangés.

<table><caption>Figure 19 : Régressions pondérées par le nombre moyen de postes offerts à chaque concours</caption><thead><tr><th></th><th>Catégorie A<br>(hors<br>enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,32**</td><td>0,31</td><td>-3,48**</td><td>-3,27</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,93***</td><td>0,82***</td><td>0,73***</td><td>0,54***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,25***</td><td>0,18***</td><td>0,31***</td><td>0,37***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,22***</td><td></td><td></td><td>-0,15***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,06***</td><td>0,07*</td><td>0,06***</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,07***</td><td></td><td>0,13***</td><td>0,13***</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,08***</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,07***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,42***</td><td></td><td>0,34***</td><td>0,25</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,25</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,42***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>0,49***</td><td>0,97***</td><td>1,16***</td><td>0,49***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>1,28***</td><td>1,10</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,44***</td><td>0,51***</td><td>0,28***</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,92</td><td>0,95</td><td>0,93</td><td>0,66</td></tr></tbody></table>

Sources : enquête concours, DGAFP, enquêtes Emploi, DADS, FPE, EDP.

Lecture : l'effet du chômage sur le nombre de présents aux épreuves des concours de catégorie B (0,13) est plus important que celui du chômage sur le nombre de présents aux concours enseignants (0,08).

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

La sensibilité des modèles à l'introduction d'effets fixes concours est également testée. Les résultats sont robustes à la prise en compte de la structure panel de nos données. Les effets fixes sont le plus souvent significatifs mais modifient peu les élasticités précédemment mesurées (cf. figure 20).
<table><caption>Figure 20 : Régression avec des effets fixes concours</caption><thead><tr><th></th><th>Catégorie A<br>(hors<br>enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,27</td><td>-0,60</td><td>-3,92***</td><td>-11,14</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,85***</td><td>0,81***</td><td>0,55***</td><td>0,51***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,44***</td><td>0,28***</td><td>0,30***</td><td>0,44***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,29***</td><td></td><td></td><td>-0,18***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,07***</td><td>0,05</td><td>0,08***</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,07***</td><td></td><td>0,19***</td><td>0,15***</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,05***</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,07***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,44***</td><td></td><td>0,47***</td><td>0,57*</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,57*</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,44***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>1,01***</td><td>1,50***</td><td>0,67***</td><td>0,55***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>1,05***</td><td>2,32*</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,26***</td><td>0,42***</td><td>0,30***</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,96</td><td>0,97</td><td>0,94</td><td>0,67</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE, EDP.

Lecture : l'effet du chômage sur le nombre de présents aux épreuves des concours de catégorie B (0,19) est plus important que celui du chômage sur le nombre de présents aux concours enseignants (0,05).

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

Enfin, un dernier test a pour but de corriger l'éventuel lien existant entre le chômage et le ratio de salaires public/privé En effet, d'après la courbe de Phillips, il est attendu que la relation entre l'évolution des salaires du secteur privé et le niveau de chômage soit décroissante, en lien avec un pouvoir de négociation qui s'érode quand le chômage est élevé. Dans la fonction publique, les salaires semblent évoluer de façon indépendante du chômage, tout du moins jusqu'au début des années 2000 où la valeur du point d'indice était quasiment indexée sur l'inflation. Ainsi, une hausse du chômage peut engendrer une hausse du ratio du salaire du public sur le privé. Pour tenir compte de cet effet, une première étape consiste en une régression du ratio de salaire sur le chômage. Le résidu de cette régression a, dans une seconde étape, été introduit dans la régression principale. Les résultats demeurent à nouveau inchangés.
## VI - Pour la majorité des concours, le nombre de candidats est sensible au nombre de postes offerts

Dans cette partie, les concours ne sont plus regroupés par catégorie mais considérés individuellement. Pour chaque concours, le modèle retenu est celui qui a été estimé dans la partie précédente pour la catégorie dont relève le concours considéré. Deux méthodes d'estimation sont mises en œuvre. La différence entre ces deux méthodes tient dans la prise en compte ou non du fait qu'un candidat puisse passer plusieurs concours de la FPE. Un candidat peut choisir de passer plusieurs concours qui ont des caractéristiques communes, dont certaines sont inobservées. Il peut en effet exister une motivation commune au choix de passer ces concours en même temps. Par exemple, un candidat peut choisir de passer tous les concours de catégorie A qui ont des épreuves de droit pour rentabiliser son investissement dans cette spécialité et, parce qu'il souhaite avant tout intégrer la FPE. Il est courant que les candidats aux métiers de l'enseignement passent le CAPES et l'agrégation car les connaissances et méthodes demandées aux épreuves de ces concours sont proches.

Ces corrélations entre caractéristiques inobservées des concours peuvent être prises en compte à l'aide d'une méthode SUR (Seemingly Unrelated Regressions). Ce type de méthode permet en particulier d'estimer plus précisément les intervalles de confiance des paramètres estimés. La méthode SUR consiste en une estimation simultanée pour tous les concours pour lesquels les candidats seraient guidés par une motivation commune. Elle donne une estimation des déterminants de l'attractivité de chaque concours. En même temps, elle apporte une correction dans l'estimation des écart-types en traitant la potentielle corrélation entre les erreurs des équations<fnref n="12" /> relatives aux différents concours. Cette correction est apportée tout d'abord au niveau de la catégorie de la FPE. Autrement dit, l'hypothèse est faite qu'une même motivation conduit à passer plusieurs concours uniquement au sein de la même catégorie. Des estimations simultanées ont également été menées pour les concours présentant la même matière majeure aux épreuves<fnref n="13" /> (droit, économie, maths, etc.). L'hypothèse est alors qu'une même motivation conduit à passer différents concours en fonction de la spécialité des épreuves quelle que soit la catégorie hiérarchique du concours. Les résultats obtenus entre les deux estimations sont très proches et sont présentés dans la figure 21. Il s'agit des effets de court terme des déterminants de l'attractivité de chaque concours. La modélisation choisie pour chaque concours d'une catégorie (A hors enseignants/enseignants/B ou C) est la même que celle retenue, dans la partie précédente, pour l'ensemble de la catégorie. Ces résultats sont comparés à ceux des MCO présentés dans l'annexe 7. Dans les deux cas, l'estimateur est sans biais. Les estimations donnent, d'ailleurs, des résultats très proches. Cependant, s'il y a de la corrélation dans les décisions de se porter candidat aux différents concours de la FPE, la variance de l'estimateur des MCO peut être mal estimée.

Les résultats des estimations concours par concours sont cohérents avec les estimations catégorie par catégorie. Beaucoup de concours, et de toutes les catégories de la FPE, voient leur attractivité influencée par le nombre de postes offerts. L'attractivité des concours enseignants n'est pas corrélée à l'effectif de sortants du système scolaire. Les estimations confirment que les variations de différentiel de salaire ne sont pas un moteur de l'attractivité des concours de catégorie C.

<footnote n="12">12 Il s'agit de moindres carrés quasi-généralisés (MCQG). Dans une 1ère étape, la matrice de variance-covariance des résidus est estimée. Dans une 2ème étape, le modèle est « sphéricisé » et les MCO sont appliqués.</footnote>

<footnote n="13">13 Regroupement 1 avec une majeure de droit : concours des élèves des instituts régionaux d'administration, de personnel A des douanes, de catégorie A du Trésor, d'inspection du travail, de secrétaire administratif des affaires étrangères, de commissaire de police, d'inspecteur de police, de greffier. Regroupement 2 avec une majeure d'économie : concours d'attaché de l'Insee, de contrôleur du Trésor, de contrôleur des impôts, de contrôleur de l'Insee. Regroupement 3 avec une majeure relative à l'enseignement : concours du CAPES et de l'agrégation. Regroupement 4 avec une majeure de mathématiques : ingénieur des travaux publics de l'État, technicien des travaux publics de l'État, ingénieur des travaux de la météorologie, géomètre du cadastre. Regroupement 5 avec une majeure relative à l'agriculture : technicien d'agriculture, secrétaire administrative des services extérieurs agricoles. Regroupement 6 : gardien de la paix. Regroupement 7 : agent administratif des finances publiques. Regroupement 8 : surveillant d'administration pénitentiaire.</footnote>
Ces estimations permettent en outre de préciser certains points. Certains effets faiblement significatifs au niveau agrégé ne se retrouvent pas au niveau désagrégé. C'est le cas de l'effet de la taille de sortants du système scolaire pour les trois concours de catégorie C et de l'effet du différentiel de salaire pour les deux concours enseignants.

Par ailleurs, même si l'effet de la variation du différentiel de salaire entre public et privé sur l'effectif de candidats présents est significatif et fort pour les concours de catégories A (hors enseignants) et B, cet effet agrégé ne s'observe, à un niveau plus fin, que pour 6 concours uniquement (parmi les 18 concours de catégories A hors enseignant et B).

<figure><img src="image_28.png" /><figcaption>Figures 21 : Réaction à court-terme du nombre de présents aux déterminants, concours par concours</figcaption></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE et EDP

Note : chaque abréviation représente un concours.

Cat A Trésor : catégorie A du Trésor ; Attaché Insee : attaché de l'Insee ; Cat A douane : catégorie A des douanes ; Ing météo : ingénieur de la météorologie ; Insp Travail : inspection du travail ; Secr Aff étr : secrétaire des affaires étrangères ; IRA : élève des instituts régionaux d'administration ; Prof agrégé : professeur agrégé ; prof certifié : professeur certifié ; Cont Trésor : contrôleur du Trésor ; Cont Insee : contrôleur de l'Insee ; Cont Impôt : contrôleur des impôts ; Insp police : inspecteur de police ; Géomètre : géomètre du cadastre ; Tech TPE : technicien des travaux publics de l'État ; Greffier : greffier ; Secr serv agri : secrétaire administrative des services extérieurs agricoles ; Tech agri : technicien d'agriculture ; AA fin PU : agent administratif des finances publiques ; gardien paix : gardien de la paix ; surveillant : surveillant d'administration pénitentiaire.

Lecture : lorsque le nombre de postes offerts au concours de professeur certifié augmente de 1 %, le nombre de présents à ce concours augmente de 0,4 %.
Conclusion

Cette étude évalue la contribution de facteurs économiques à l'attractivité de la FPE qui, mesurée par le taux de sélectivité, a connu des variations importantes au cours des trente dernières années. Il s'agit du niveau de chômage des jeunes actifs, de l'écart de rémunération de début de carrière entre le secteur public et privé, du volume d'emploi public offert et du degré de concurrence potentielle parmi les sortants du système éducatif. D'autres facteurs, non économiques et relevés dans la littérature, jouent sans doute également dans le choix de se porter ou non candidat à un concours. Ceux-ci sont liés par exemple à une vocation particulière ou à un arbitrage vie privé/vie professionnelle considéré comme plus aisé pour certains métiers de la FPE.

Malgré cette limite qui doit être soulignée, les déterminants économiques pris en compte apparaissent significatifs pour un grand nombre de concours étudiés, avec une sensibilité toutefois différente selon le concours. Le taux de chômage agit sur le nombre de candidatures pour l'ensemble des concours, mais plus particulièrement pour ceux de catégorie B et C. En revanche, le différentiel de salaire entre le public et le privé a aussi une incidence sur ce nombre, mais surtout pour les concours de catégorie A hors enseignants et de catégorie B. Les concours d'enseignants se caractérisent par une absence d'effet du volume de sortants du système éducatif sur l'effectif de candidats présents.

Ces résultats suggèrent que le nombre de postes offerts est un des facteurs importants mais pas le seul qui influence le comportement de candidature. Selon les estimations réalisées, un accroissement du nombre de postes offerts conduirait à un supplément de candidature significatif à court terme, bien qu'insuffisant pour éviter la baisse de la sélectivité. À terme, cette dernière resterait toutefois inchangée sauf pour les concours de catégorie C.

On peut évaluer l'effet d'une hausse d'un écart-type du salaire de début de carrière dans la fonction publique, ce qui correspond à une hausse du salaire net médian mensuel de 4 à 6 % pour les catégories A (hors enseignants), B et C et de 11 % pour les enseignants. La sélectivité augmenterait alors sensiblement pour les concours de catégorie A hors enseignants (+1,3 point) et B (+ 1,9 point) et, dans une moindre mesure pour les concours d'enseignants (+0,3 point).

L'effet sur la sélectivité d'un accroissement d'un écart-type du nombre de personnes au chômage<fnref n="14" /> serait différencié : +0,3 point pour les concours d'enseignants et +2,4 points pour les autres concours de catégorie A, +5,7 points pour les concours de catégorie B et +2,7 points pour les concours de catégorie C.

En réaction à une augmentation d'un écart-type du nombre de sortants du système scolaire<fnref n="15" />, le nombre de candidats à se présenter aux concours de catégorie B et C augmenterait respectivement de 1 530 et 3 200. À nombre de postes offerts donné, la sélectivité de ces concours augmenterait de 1,4 point pour les concours de catégorie B et de 0,8 point pour ceux de catégorie C.

<footnote n="14">¹⁴ Cet écart-type correspond à respectivement 44 %, 22 %, 31 % et 33 % de chômeurs supplémentaires parmi le vivier de personnes susceptibles de passer les concours respectivement de catégorie A (hors enseignants), d'enseignants, de catégorie B et de catégorie C.</footnote>

<footnote n="15">¹⁵ Cet écart-type correspond à respectivement 37 %, 19 %, 17 % et 9 % de sortants supplémentaires du système scolaire susceptibles de passer les concours respectivement de catégorie A (hors enseignants), d'enseignant, de catégorie B et de catégorie C.</footnote>
Bibliographie

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# ANNEXES

## 1: Une relation forte entre le nombre d'inscrits non présents aux épreuves des concours externes de la FPE et le chômage contrefactuel de la catégorie A ($\rho$=0,63)

<figure><img src="image_29.png" /></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES et enquêtes Emploi.
Lecture : en 1991, il y a 134 823 inscrits non présents aux épreuves des concours. Cette même année, le taux de chômage des actifs ayant des caractéristiques proches de celles des agents publics de catégorie A s'élève à 8,6 %.

## 2: Évolution de la structure par sexe des agents récemment recrutés dans la FPE

<figure><img src="image_30.png" /></figure>

Source : FPE.
Lecture : En 1990, 63 % des agents de l'État de catégorie C ayant entre 1 à 4 ans de présence sur le marché du travail sont des femmes et 37 % des hommes.
### 3: Part des femmes parmi les candidats présents aux épreuves des concours et parmi les recrutés sur la période 1980-2012

<table><thead><tr><th rowspan="2">Corps</th><th colspan="2">Moyennes sur la période 1980-2012</th></tr><tr><th>Part de femmes<br>parmi les candidats<br>présents aux<br>épreuves (en %)</th><th>Part de femmes<br>parmi les candidats<br>admis (en %)</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="3"><strong>Catégorie A (hors enseignants)</strong></td></tr><tr><td>attaché de l'Insee</td><td>36</td><td>38</td></tr><tr><td>commissaire de police</td><td>50</td><td>32</td></tr><tr><td>élève des instituts régionaux d'administration</td><td>56</td><td>50</td></tr><tr><td>ingénieur des travaux de la météorologie</td><td>33</td><td>24</td></tr><tr><td>ingénieur des travaux public de l'État</td><td>26</td><td>26</td></tr><tr><td>inspection du travail</td><td>63</td><td>55</td></tr><tr><td>personnel de catégorie A des douanes</td><td>51</td><td>44</td></tr><tr><td>personnel de catégorie A du Trésor</td><td>55</td><td>50</td></tr><tr><td>secrétaire adjoint des affaires étrangères</td><td>50</td><td>40</td></tr><tr><td colspan="3"><strong>Enseignants</strong></td></tr><tr><td>professeur agrégé</td><td>52</td><td>47</td></tr><tr><td>professeur certifié</td><td>60</td><td>59</td></tr><tr><td colspan="3"><strong>Catégorie B</strong></td></tr><tr><td>contrôleur des impôts</td><td>59</td><td>48</td></tr><tr><td>contrôleur du Trésor</td><td>59</td><td>49</td></tr><tr><td>contrôleur de l'Insee</td><td>53</td><td>38</td></tr><tr><td>géomètre du cadastre</td><td>23</td><td>23</td></tr><tr><td>greffier des cours et tribunaux</td><td>82</td><td>85</td></tr><tr><td>inspecteur de police</td><td>36</td><td>26</td></tr><tr><td>secrétaire adm. des services extérieurs agricoles</td><td>77</td><td>77</td></tr><tr><td>technicien d'agriculture</td><td>45</td><td>50</td></tr><tr><td>technicien des travaux publics de l'État</td><td>20</td><td>26</td></tr><tr><td colspan="3"><strong>Catégorie C</strong></td></tr><tr><td>agent administratif des finances publiques</td><td>66</td><td>56</td></tr><tr><td>gardien de la paix</td><td>25</td><td>17</td></tr><tr><td>surveillant d'administration pénitentiaire</td><td>28</td><td>16</td></tr></tbody></table>

Source : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES.

Lecture : parmi les candidats au concours de surveillant d'administration pénitentiaire, il y a 28 % de femmes et parmi les candidats admis, il y a 16 % de femmes.

### 4: Estimation du nombre de candidats présents (en log), par catégorie et sexe

#### Femmes

<table><thead><tr><th></th><th>Catégorie A (hors enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,30***</td><td>0,46*</td><td>-1,92</td><td>-11,67</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,88***</td><td>0,78***</td><td>0,81***</td><td>0,77***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,43***</td><td>0,19***</td><td>0,22***</td><td>0,43***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,32***</td><td></td><td></td><td>-0,31***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,05***</td><td>-0,07</td><td>0,06*</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,07***</td><td></td><td>0,13***</td><td>0,10***</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,05**</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,07***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,37**</td><td></td><td>0,18</td><td>0,52</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,52</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,37**</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>0,90***</td><td>0,88***</td><td>1,15***</td><td>0,54***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>0,95</td><td>4,56</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,20***</td><td>0,64***</td><td>0,43***</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,95</td><td>0,96</td><td>0,92</td><td>0,75</td></tr></tbody></table>
## Hommes

<table><thead><tr><th></th><th>Catégorie A (hors enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,19*</td><td>0,78*</td><td>1,07</td><td>-7,15</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,93***</td><td>0,77***</td><td>0,79***</td><td>0,58***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,40***</td><td>0,16***</td><td>0,25***</td><td>0,46***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,33***</td><td></td><td></td><td>-0,18***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,04</td><td>0,02</td><td>0,08***</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,06***</td><td></td><td>0,08**</td><td>0,21***</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,07***</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,06***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,28</td><td></td><td>-0,06</td><td>0,37</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,37</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,28</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>0,89***</td><td>0,69***</td><td>1,14***</td><td>0,67***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>-0,28</td><td>1,75</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,32***</td><td>0,35**</td><td>0,49***</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,94</td><td>0,90</td><td>0,93</td><td>0,76</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE et EDP.

Lecture : L'effet du chômage sur le nombre de candidats présents aux concours de catégorie C est deux fois plus fort pour les hommes que pour les femmes.

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

## 5: Estimation des candidats présents (en log), avec effet de seuil sur le chômage

<table><thead><tr><th></th><th>Catégorie A<br>(hors<br>enseignants)</th><th>Enseignants</th><th>Catégorie B</th><th>Catégorie C</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Coefficients</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,27***</td><td>0,67**</td><td>-3,76**</td><td>-14,21*</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,91***</td><td>0,79***</td><td>0,71***</td><td>0,56***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,43***</td><td>0,16***</td><td>0,31***</td><td>0,45***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,35***</td><td></td><td></td><td>-0,22***</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,07***</td><td>0,07**</td><td>0,06**</td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,05***</td><td></td><td>0,23***</td><td>-0,01</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td>0,03</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,05***</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t) > seuil</td><td>0,06*</td><td></td><td>-0,13**</td><td>0,27</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1) > seuil</td><td></td><td>0,07</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2) > seuil</td><td>-0,06*</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,25</td><td></td><td>0,38***</td><td>0,68</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td>0,68</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,25</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Effets à plus long terme</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>PO</td><td>0,91***</td><td>0,79***</td><td>1,07***</td><td>0,53***</td></tr><tr><td>taille</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>1,31***</td><td>3,07</td></tr><tr><td>tcho</td><td>0,00</td><td>0,13</td><td>0,80***</td><td>-0,03</td></tr><tr><td>Seuil sur le chômage</td><td>p75</td><td>p25</td><td>p75</td><td>p60</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,95</td><td>0,96</td><td>0,93</td><td>0,67</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE et EDP.

Lecture : à court terme une augmentation de un écart-type de point de pourcentage du chômage tel que calculé pour les concours de catégorie A hors enseignants entraine une hausse immédiate de 0,05 % du nombre de présents à ces épreuves. Lorsque la hausse de chômage dépasse le 75ème percentile de chômage, à cette hausse s'ajoute une augmentation de 0,06 % du nombre de présents aux épreuves.

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.
## 6 : Estimations du nombre de candidats présents (en logarithme), par sous-périodes

<table><thead><tr><th rowspan="2">Coefficients</th><th colspan="2">Catégorie A (hors enseignants)</th><th colspan="2">Catégorie E</th><th colspan="2">Catégorie B</th><th colspan="2">Catégorie C</th></tr><tr><th>1980-1995</th><th>1996-2011</th><th>1980-1995</th><th>1996-2011</th><th>1980-1995</th><th>1996-2011</th><th>1980-1995</th><th>1996-2011</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td>0,44**</td><td>0,18</td><td>0,63</td><td>0,13</td><td>-11,04***</td><td>8,91</td><td>-15,35</td><td>18,28</td></tr><tr><td>Log nombre de candidats présents (t-1)</td><td>0,88***</td><td>0,93***</td><td>0,80***</td><td>0,95***</td><td>0,75***</td><td>0,67***</td><td>0,51***</td><td>0,57***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t)</td><td>0,45***</td><td>0,40***</td><td>0,17**</td><td>0,04</td><td>0,26***</td><td>0,38***</td><td>0,50***</td><td>0,35***</td></tr><tr><td>Log nombre de postes offerts (t-1)</td><td>-0,36***</td><td>-0,32***</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>-0,18*</td><td>-0,20**</td></tr><tr><td>Log salaire PU/PR (t) - log salaire PU/PR (t-1)</td><td>0,10***</td><td>0,03</td><td>0,05</td><td>0,09</td><td>0,02</td><td>0,03</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t)</td><td>0,07***</td><td>0,08***</td><td></td><td></td><td>0,12***</td><td>0,20***</td><td>0,23**</td><td>0,15</td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-1)</td><td></td><td></td><td>0,08**</td><td>0,06**</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage (t-2)</td><td>-0,07***</td><td>-0,08***</td><td></td><td></td><td>0,98***</td><td>-0,66</td><td>0,72</td><td>-0,60</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t)</td><td>0,56**</td><td>0,03</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>0,72</td><td>-0,60</td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-1)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Log nombre de sortants du système scolaire (t-2)</td><td>-0,56**</td><td>-0,03</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="9">Effets à plus long terme</td></tr><tr><td>Nombre de postes offerts</td><td>0,76***</td><td>1,06***</td><td>0,82**</td><td>0,79</td><td>1,03***</td><td>1,13***</td><td>0,66*</td><td>0,36***</td></tr><tr><td>Nombre de sortants du système scolaire</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>3,89***</td><td>-1,98</td><td>2,95</td><td>-2,83</td></tr><tr><td>Taux de chômage</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>0,39**</td><td>1,05**</td><td>0,47***</td><td>0,59***</td><td>0,46**</td><td>0,34</td></tr><tr><td>R2</td><td>0,94</td><td>0,97</td><td>0,90</td><td>0,98</td><td>0,94</td><td>0,93</td><td>0,71</td><td>0,62</td></tr><tr><td>Test de Chow p-value</td><td colspan="2">0,50</td><td colspan="2">0,56</td><td colspan="2">0,11</td><td colspan="2">0,52</td></tr></tbody></table>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE et EDP.

Lecture : Entre 1980 et 1995, une augmentation d'1 % du nombre de postes offerts conduit à une hausse de 0,78 % du nombre de présents aux concours de catégorie C. Sur la période 1996-2011 cette hausse est de 0,52 %. Le test de Chow conduit à ne pas rejeter l'hypothèse selon laquelle les modèles seraient égaux sur les deux sous-périodes considérées.

Note : * : significativité à 10 % ; ** : significativité à 5 % ; *** : significativité à 1 %.

## 7 : Résultats des MCO concours par concours

<figure><img src="image_31.png" /></figure>

<figure><img src="image_32.png" /></figure>

<figure><img src="image_33.png" /></figure>

<figure><img src="image_34.png" /></figure>

Sources : enquêtes annuelles Bilan des recrutements, DGAFP-DES, enquêtes Emploi, DADS, FPE et EDP

Note : Chaque abréviation représente un concours.

Cat A Trésor : catégorie A du Trésor ; Attaché Insee : attaché de l'Insee ; Cat A douane : catégorie A des douanes ; Ing météo : ingénieur de la météorologie ; Insp Travail : inspection du travail ; Secr Aff étr : secrétaire des affaires étrangères ; IRA : élève des instituts régionaux d'administration ; Prof agrégé : professeur agrégé ; prof certifié : professeur certifié ; Cont Trésor : contrôleur du Trésor ; Cont Insee : contrôleur de l'Insee ; Cont Impôt : contrôleur des impôts ; Insp police : inspecteur de police ; Géomètre : géomètre du cadastre ; Tech TPE : technicien des travaux publics de l'État ; Greffier : greffier ; Secr serv agri : secrétaire administrative des services extérieurs agricoles ; Tech agri : technicien d'agriculture ; AA fin PU : agent administratif des finances publiques ; Gardien paix : gardien de la paix ; Surveillant : surveillant d'administration pénitentiaire.

Lecture : Lorsque le nombre de postes offerts augmente de 1 % le nombre de présents au concours de professeur certifié augmente de 0,3 %.
## Liste des documents de travail de la Direction des Études et Synthèses Économiques

ii

<table><tr><td>G 9001</td><td>J. FAYOLLE et M. FLEURBAEY<br/>Accumulation, profitabilité et endettement des entreprises</td><td>Macro-economic import functions with imperfect competition - An application to the E.C. Trade</td></tr><tr><td>G 9002</td><td>H. ROUSSE<br/>Détection et effets de la multicolinéarité dans les modèles linéaires ordinaires - Un prolongement de la réflexion de BELSLEY, KUH et WÉLSCH</td><td>G 9203 I. STAPIC<br/>Les échanges internationaux de services de la France dans le cadre des négociations multilatérales du GATT<br/>Juin 1992 (1ère version)<br/>Novembre 1992 (version finale)</td></tr><tr><td>G 9003</td><td>P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Indexation des salaires : la rupture de 1983</td><td>G 9204 P. SEVESTRE<br/>L'économie sur données individuelles- temporelles. Une note introductive</td></tr><tr><td>G 9004</td><td>D. GUELLEC et P. RALLE<br/>Compétitivité, croissance et innovation de produit</td><td>G 9205 H. ERKEL-ROUSSE<br/>Le commerce extérieur et l'environnement international dans le modèle AMADEUS (réestimation 1992)</td></tr><tr><td>G 9005</td><td>P. RALLE et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Les conséquences de la désindexation. Analyse dans une maquette prix-salaires</td><td>G 9206 N. GREENAN et D. GUELLEC<br/>Coordination within the firm and endogenous growth</td></tr><tr><td>G 9101</td><td>Équipe AMADEUS<br/>Le modèle AMADEUS - Première partie - Présentation générale</td><td>G 9207 A. MAGNIER et J. TOUJAS-BERNATE<br/>Technology and trade: empirical evidences for the major five industrialized countries</td></tr><tr><td>G 9102</td><td>J.L. BRILLET<br/>Le modèle AMADEUS - Deuxième partie - Propriétés variantielles</td><td>G 9208 B. CREPON, E. DUGUET, D. ENCAOUA et P. MOHNEN<br/>Cooperative, non cooperative R &amp; D and optimal patent life</td></tr><tr><td>G 9103</td><td>D. GUELLEC et P. RALLE<br/>Endogenous growth and product innovation</td><td>G 9209 B. CREPON et E. DUGUET<br/>Research and development, competition and innovation: an application of pseudo maximum likelihood methods to Poisson models with heterogeneity</td></tr><tr><td>G 9104</td><td>H. ROUSSE<br/>Le modèle AMADEUS - Troisième partie - Le commerce extérieur et l'environnement international</td><td>G 9301 J. TOUJAS-BERNATE<br/>Commerce international et concurrence impartie: développements récents et implications pour la politique commerciale</td></tr><tr><td>G 9105</td><td>H. ROUSSE<br/>Effets de demande et d'offre dans les résultats du commerce extérieur manufacturé de la France au cours des deux dernières décennies</td><td>G 9302 Ch. CASES<br/>Durées de chômage et comportements d'offre de travail : une revue de la littérature</td></tr><tr><td>G 9106</td><td>B. CREPON<br/>Innovation, taille et concentration : causalités et dynamiques</td><td>G 9303 H. ERKEL-ROUSSE<br/>Union économique et monétaire : le débat économique</td></tr><tr><td>G 9107</td><td>B. AMABLE et D. GUELLEC<br/>Un panorama des théories de la croissance endogène</td><td>G 9304 N. GREENAN - D. GUELLEC / G. BROUSSAUDIER - L. MIOTTI<br/>Innovation organisationnelle, dynamisme technologique et performances des entreprises</td></tr><tr><td>G 9108</td><td>M. GLAUDE et M. MOUTARDIER<br/>Une évaluation du coût direct de l'enfant de 1979 à 1989</td><td>G 9305 P. JAILLARD<br/>Le traité de Ma strict : présentation juridique et historique</td></tr><tr><td>G 9109</td><td>P. RALLE et alii<br/>France - Allemagne : performances économiques comparées</td><td>G 9306 J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS : présentation et propriétés</td></tr><tr><td>G 9110</td><td>J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS<br/>NON PARU</td><td>G 9307 J.L. BRILLET<br/>Micro-DMS - variantes : les tableaux</td></tr><tr><td>G 9111</td><td>A. MAGNIER<br/>Effets accélérateur et multiplicateur en France depuis 1970 : quelques résultats empiriques</td><td>G 9308 S. JACOBZONE<br/>Les grands réseaux publics français dans une perspective européenne</td></tr><tr><td>G 9112</td><td>B. CREPON et G. DUREAU<br/>Investissement en recherche-développement : analyse de causalités dans un modèle d'accélérateur généralisé</td><td>G 9309 L. BLOCH - B. CŒURE<br/>Profitabilité de l'investissement productif et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9113</td><td>J.L. BRILLET, H. ERKEL-ROUSSE, J. TOUJAS-BERNATE<br/>"France-Allemagne Couplées" - Deux économies vues par une maquette macro-économique</td><td>G 9310 J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br/>Les théories sur la structure optimale du capital : quelques points de repère</td></tr><tr><td>G 9201</td><td>W.J. ADAMS, B. CREPON, D. ENCAOUA<br/>Choix technologiques et stratégies de dissusion d'entrée</td><td>G 9311 C. DEFEUILLEY - Ph. QUIRION<br/>Les déchets d'emballages ménagers : une</td></tr><tr><td>G 9202</td><td>J. OLIVEIRA-MARTINS, J. TOUJAS-BERNATE</td><td>G 9312 L. BLOCH - B. CŒURE<br/>Q de Tobin marginal et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9313</td><td>Équipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)<br/>Présentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public</td><td>G 9314 B. CREPON - E. DUGUET<br/>Research &amp; Development, competition and innovation</td></tr><tr><td>G 9315</td><td>B. DORMONT<br/>Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?</td><td>G 9315 B. DORMONT<br/>Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?</td></tr><tr><td>G 9316</td><td>D. BLANCHET - C. BROUSSE<br/>Deux études sur l'âge de la retraite</td><td>G 9316 D. BLANCHET - C. BROUSSE<br/>Deux études sur l'âge de la retraite</td></tr><tr><td>G 9317</td><td>D. BLANCHET<br/>Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes</td><td>G 9317 D. BLANCHET<br/>Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes</td></tr><tr><td>G 9318</td><td>D. EYSSARTIER - N. PONTY<br/>AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term</td><td>G 9318 D. EYSSARTIER - N. PONTY<br/>AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term</td></tr><tr><td>G 9319</td><td>G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ<br/>Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes</td><td>G 9319 G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ<br/>Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes</td></tr><tr><td>G 9401</td><td>D. BLANCHET<br/>Les structures par âge importent-elles ?</td><td>G 9401 D. BLANCHET<br/>Les structures par âge importent-elles ?</td></tr><tr><td>G 9402</td><td>J. GAUTIÉ<br/>Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?<br/>Quelques éléments du débat</td><td>G 9402 J. GAUTIÉ<br/>Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?<br/>Quelques éléments du débat</td></tr><tr><td>G 9403</td><td>P. QUIRION<br/>Les déchets en France : éléments statistiques et économiques</td><td>G 9403 P. QUIRION<br/>Les déchets en France : éléments statistiques et économiques</td></tr><tr><td>G 9404</td><td>D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME<br/>Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série</td><td>G 9404 D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME<br/>Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série</td></tr><tr><td>G 9405</td><td>V. MAILLARD<br/>Théorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables</td><td>G 9405 V. MAILLARD<br/>Théorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables</td></tr><tr><td>G 9406</td><td>F. ROSENWALD<br/>La décision d'investir</td><td>G 9406 F. ROSENWALD<br/>La décision d'investir</td></tr><tr><td>G 9407</td><td>S. JACOBZONE<br/>Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public</td><td>G 9407 S. JACOBZONE<br/>Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public</td></tr><tr><td>G 9408</td><td>L. BLOCH, J. BOURDIEU, B. COLIN-SEDILLOT, G. LONGUEVILLE<br/>Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté</td><td>G 9408 L. BLOCH, J. BOURDIEU, B. COLIN-SEDILLOT, G. LONGUEVILLE<br/>Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté</td></tr><tr><td>G 9409</td><td>D. EYSSARTIER, P. MAIRE<br/>Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation</td><td>G 9409 D. EYSSARTIER, P. MAIRE<br/>Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation</td></tr><tr><td>G 9410</td><td>F. ROSENWALD<br/>Suivi conjoncturel de l'investissement</td><td>G 9410 F. ROSENWALD<br/>Suivi conjoncturel de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9411</td><td>C. DEFEUILLEY - Ph. QUIRION<br/>Les déchets d'emballages ménagers : une</td><td>G 9411 C. DEFEUILLEY - Ph. QUIRION<br/>Les déchets d'emballages ménagers : une</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9311</td><td>J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br/>Les décisions de financement des entreprises françaises : une évaluation empirique des théories de la structure optimale du capital</td></tr><tr><td>G 9312</td><td>L. BLOCH - B. CŒURE<br/>Q de Tobin marginal et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9313</td><td>Équipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)<br/>Présentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public</td></tr><tr><td>G 9314</td><td>B. CREPON - E. DUGUET<br/>Research &amp; Development, competition and innovation</td></tr><tr><td>G 9315</td><td>B. DORMONT<br/>Quelle est l'influence du coût du travail sur l'emploi ?</td></tr><tr><td>G 9316</td><td>D. BLANCHET - C. BROUSSE<br/>Deux études sur l'âge de la retraite</td></tr><tr><td>G 9317</td><td>D. BLANCHET<br/>Répartition du travail dans une population hétérogène : deux notes</td></tr><tr><td>G 9318</td><td>D. EYSSARTIER - N. PONTY<br/>AMADEUS - an annual macro-economic model for the medium and long term</td></tr><tr><td>G 9319</td><td>G. CETTE - Ph. CUNÉO - D. EYSSARTIER - J. GAUTIÉ<br/>Les effets sur l'emploi d'un abaissement du coût du travail des jeunes</td></tr><tr><td>G 9401</td><td>D. BLANCHET<br/>Les structures par âge importent-elles ?</td></tr><tr><td>G 9402</td><td>J. GAUTIÉ<br/>Le chômage des jeunes en France : problème de formation ou phénomène de file d'attente ?<br/>Quelques éléments du débat</td></tr><tr><td>G 9403</td><td>P. QUIRION<br/>Les déchets en France : éléments statistiques et économiques</td></tr><tr><td>G 9404</td><td>D. LADIRAY - M. GRUN-REHOMME<br/>Lissage par moyennes mobiles - Le problème des extrémités de série</td></tr><tr><td>G 9405</td><td>V. MAILLARD<br/>Théorie et pratique de la correction des effets de jours ouvrables</td></tr><tr><td>G 9406</td><td>F. ROSENWALD<br/>La décision d'investir</td></tr><tr><td>G 9407</td><td>S. JACOBZONE<br/>Les apports de l'économie industrielle pour définir la stratégie économique de l'hôpital public</td></tr><tr><td>G 9408</td><td>L. BLOCH, J. BOURDIEU, B. COLIN-SEDILLOT, G. LONGUEVILLE<br/>Du défaut de paiement au dépôt de bilan : les banquiers face aux PME en difficulté</td></tr><tr><td>G 9409</td><td>D. EYSSARTIER, P. MAIRE<br/>Impacts macro-économiques de mesures d'aide au logement - quelques éléments d'évaluation</td></tr><tr><td>G 9410</td><td>F. ROSENWALD<br/>Suivi conjoncturel de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9411</td><td>C. DEFEUILLEY - Ph. QUIRION<br/>Les déchets d'emballages ménagers : une</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9412</td><td>J. BOURDIEU - B. CŒURE - B. COLIN-SEDILLOT<br/>Investissement, incertitude et irréversibilité<br/>Quelques développements récents de la théorie de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9413</td><td>B. DORMONT - M. PAUCHET<br/>L'évaluation de l'élasticité emploi-salaire dépend-elle des structures de qualification ?</td></tr><tr><td>G 9414</td><td>I. KABLA<br/>Le Choix de breveter une invention</td></tr><tr><td>G 9501</td><td>J. BOURDIEU - B. CŒURE - B. SEDILLOT<br/>Irreversible Investment and Uncertainty: When is there a Value of Waiting?</td></tr><tr><td>G 9502</td><td>L. BLOCH - B. CŒURE<br/>Imperfections du marché du crédit, investissement des entreprises et cycle économique</td></tr><tr><td>G 9503</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Les transformations de la demande de travail par qualification en France<br/>Une étude sur la période 1970-1993</td></tr><tr><td>G 9504</td><td>N. GREENAN<br/>Technologie, changement organisationnel, qualifications et emploi : une étude empirique sur l'industrie manufacturière</td></tr><tr><td>G 9505</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Persistance des hiérarchies sectorielles de salaires: un réexamen sur données françaises</td></tr><tr><td>G 9505 Bis</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br/>Persistence of inter-industry wages differentials: a reexamination on matched worker-firm panel data</td></tr><tr><td>G 9506</td><td>S. JACOBZONE<br/>Les liens entre RMI et chômage, une mise en perspective<br/>NON PARU - article sorti dans Économie et Prévision n° 122 (1996) - pages 95 à 113</td></tr><tr><td>G 9507</td><td>G. CETTE - S. MAHFOUZ<br/>Le partage primaire du revenu<br/>Constat descriptif sur longue période</td></tr><tr><td>G 9601</td><td>Banque de France - CEPREMAP - Direction de la Prévision - Érasme - INSEE - OFCE<br/>Structures et propriétés de cinq modèles macro-économiques français</td></tr><tr><td>G 9602</td><td>Rapport d'activité de la DESE de l'année 1995</td></tr><tr><td>G 9603</td><td>J. BOURDIEU - A. DRAZNIEKS<br/>L'octroi de crédit aux PME : une analyse à partir d'informations bancaires</td></tr><tr><td>G 9604</td><td>A. TOPIOL-BENSAÏD<br/>Les implantations japonaises en France</td></tr><tr><td>G 9605</td><td>P. GENIER - S. JACOBZONE<br/>Comportements de prévention, consommation d'alcool et tabagie : peut-on parler d'une gestion globale du capital santé ?<br/>Une modélisation microéconomique empirique</td></tr><tr><td>G 9606</td><td>C. DOZ - F. LENGLART<br/>Factor analysis and unobserved component models: an application to the study of French business surveys</td></tr><tr><td>G 9607</td><td>N. GREENAN - D. GUELLEC<br/>La théorie coopérative de la firme</td></tr></table>
<table><tr><td>G 9608</td><td>N. GREENAN - D. GUELLEC<br>Technological innovation and employment<br>reallocation</td><td>G 9714</td><td>F. LEQUILLER<br>Does the French Consumer Price Index Over-<br>state Inflation?</td></tr><tr><td>G 9609</td><td>Ph. COUR - F. RUPPRECHT<br>L'intégration asymétrique au sein du continent<br>américain : un essai de modélisation</td><td>G 9715</td><td>X. BONNET<br>Peut-on mettre en évidence les rigidités à la<br>baisse des salaires nominaux ?<br>Une étude sur quelques grands pays de l'OCDE</td></tr><tr><td>G 9610</td><td>S. DUCHENE - G. FORGEOT - A. JACQUOT<br>Analyse des évolutions récentes de la producti-<br>vité apparente du travail</td><td>G 9716</td><td>N. IUNG - F. RUPPRECHT<br>Productivité de la recherche et rendements<br>d'échelle dans le secteur pharmaceutique<br>français</td></tr><tr><td>G 9611</td><td>X. BONNET - S. MAHFOUZ<br>The influence of different specifications of<br>wages-prices spirals on the measure of the<br>NAIRU: the case of France</td><td>G 9717</td><td>E. DUGUET - I. KABLA<br>Appropriation strategy and the motivations to use<br>the patent system in France - An econometric<br>analysis at the firm level</td></tr><tr><td>G 9612</td><td>PH. COUR - E. DUBOIS, S. MAHFOUZ,<br>J. PISANI-FERRY<br>The cost of fiscal retrenchment revisited: how<br>strong is the evidence?</td><td>G 9718</td><td>L.P. PELÉ - P. RALLE<br>Âge de la retraite : les aspects incitatifs du ré-<br>gime général</td></tr><tr><td>G 9613</td><td>A. JACQUOT<br>Les flexions des taux d'activité sont-elles seule-<br>ment conjoncturelles ?</td><td>G 9719</td><td>ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing<br>Lexique macroéconomique français-chinois,<br>chinois-français</td></tr><tr><td>G 9614</td><td>ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing<br>Lexique macroéconomique Français-Chinois</td><td>G 9720</td><td>M. HOUDEBINE - J.L. SCHNEIDER<br>Mesurer l'influence de la fiscalité sur la locali-<br>sation des entreprises</td></tr><tr><td>G 9701</td><td>J.L. SCHNEIDER<br>La taxe professionnelle : éléments de cadrage<br>économique</td><td>G 9721</td><td>A. MOUROUGANE<br>Crédibilité, indépendance et politique monétaire<br>Une revue de la littérature</td></tr><tr><td>G 9702</td><td>J.L. SCHNEIDER<br>Transition and stabilité politique d'un système<br>redistributif</td><td>G 9722</td><td>P. AUGERAUD - L. BRIOT<br>Les données comptables d'entreprises<br>Le système intermédiaire d'entreprises<br>Passage des données individuelles aux données<br>sectorielles</td></tr><tr><td>G 9703</td><td>D. GOUX - E. MAURIN<br>Train or Pay: Does it Reduce Inequalities to En-<br>courage Firms to Train their Workers?</td><td>G 9723</td><td>P. AUGERAUD - J.E. CHAPRON<br>Using Business Accounts for Compiling National<br>Accounts: the French Experience</td></tr><tr><td>G 9704</td><td>P. GENIER<br>Deux contributions sur dépendance et équité</td><td>G 9724</td><td>P. AUGERAUD<br>Les comptes d'entreprise par activités - Le pas-<br>sage aux comptes - De la comptabilité<br>d'entreprise à la comptabilité nationale - A<br>parfait</td></tr><tr><td>G 9705</td><td>E. DUGUET - N. IUNG<br>R & D Investment, Patent Life and Patent Value<br>An Econometric Analysis at the Firm Level</td><td>G 9801</td><td>H. MICHAUDON - C. PRIGENT<br>Présentation du modèle AMADEUS</td></tr><tr><td>G 9706</td><td>M. HOUDEBINE - A. TOPIOL-BENSAÎD<br>Les entreprises internationales en France : une<br>analyse à partir de données individuelles</td><td>G 9802</td><td>J. ACCARDO<br>Une étude de comptabilité générationnelle<br>pour la France en 1996</td></tr><tr><td>G 9707</td><td>M. HOUDEBINE<br>Polarisation des activités et spécialisation des<br>départements en France</td><td>G 9803</td><td>X. BONNET - S. DUCHÈNE<br>Apports et limites de la modélisation<br>« Real Business Cycles »</td></tr><tr><td>G 9708</td><td>E. DUGUET - N. GREENAN<br>Le biais technologique : une analyse sur don-<br>nées individuelles</td><td>G 9804</td><td>C. BARLET - C. DUGUET -<br>D. ENCAOUA - J. PRADEL<br>The Commercial Success of Innovations<br>An econometric analysis at the firm level in<br>French manufacturing</td></tr><tr><td>G 9709</td><td>J.L. BRILLET<br>Analyzing a small French ECM Model</td><td>G 9805</td><td>P. CAHUC - Ch. GIANELLA -<br>D. GOUX - A. ZILBERBERG<br>Equalizing Wage Differences and Bargaining<br>Power - Evidence form a Panel of French Firms</td></tr><tr><td>G 9710</td><td>J.L. BRILLET<br>Formalizing the transition process: scenarios for<br>capital accumulation</td><td>G 9806</td><td>J. ACCARDO - M. JLASSI<br>La productivité globale des facteurs entre 1975<br>et 1996</td></tr><tr><td>G 9711</td><td>G. FORGEOT - J. GAUTIÉ<br>Insertion professionnelle des jeunes et proces-<br>sus de déclassement</td><td>G 9807</td><td>Bilan des activités de la Direction des Études<br>et Synthèses Economiques - 1996</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9913</td><td>Division « Redistribution et Politiques Sociales »<br>Le modèle de microsimulation dynamique<br>DESTINIE</td></tr><tr><td>G 9914</td><td>E. DUGUET<br>Macro-commandes SAS pour l'économie des<br>panels et des variables qualitatives</td></tr><tr><td>G 9915</td><td>R. DUHAUTOIS<br>Évolution des flux d'emplois en France entre<br>1990 et 1996 : une étude empirique à partir du<br>fichier des bénéfices réels normaux (BRN)</td></tr><tr><td>G 9916</td><td>J.Y. FOURNIER<br>Extraction du cycle des affaires : la méthode de<br>Baxter et King</td></tr><tr><td>G 9917</td><td>B. CRÉPON - R. DESPLATZ - J. MAIRESSE<br>Estimating price cost margins, scale economies<br>and workers' bargaining power at the firm level</td></tr><tr><td>G 9918</td><td>Ch. GIANELLA - Ph. LAGARDE<br>Productivity of hours in the aggregate production<br>function: an evaluation on a panel of French<br>firms from the manufacturing sector</td></tr><tr><td>G 9919</td><td>S. AUDRIC - P. GIVORD - C. PROST<br>Évolution de l'emploi et des coûts par quali-<br>fication entre 1982 et 1996</td></tr><tr><td>G 2000/01</td><td>R. MAHIEU<br>Les déterminants des dépenses de santé : une<br>approche macroéconomique</td></tr><tr><td>G 2000/02</td><td>C. ALLARD-PRIGENT - H. GUILMEAU -<br>A. QUINET<br>The real exchange rate as the relative price of<br>nontrables in terms of tradables: theoretical<br>investigation and empirical study on French data</td></tr><tr><td>G 2000/03</td><td>J.-Y. FOURNIER<br>L'approximation du filtre passe-bande proposée<br>par Christiano et Fitzgerald</td></tr><tr><td>G 2000/04</td><td>Bilan des activités de la DESE - 1999</td></tr><tr><td>G 2000/05</td><td>B. CREPON - F. ROSENWALD<br>Investissement et contraintes de financement : le<br>poids du cycle<br>Une estimation sur données françaises</td></tr><tr><td>G 2000/06</td><td>A. FLIPO<br>Les comportements matrimoniaux de fait</td></tr><tr><td>G 2000/07</td><td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Microsimulations of the retirement decision: a<br>supply side approach</td></tr><tr><td>G 2000/08</td><td>C. AUDENIS - C. PROST<br>Déficit conjoncturel : une prise en compte des<br>conjonctures passées</td></tr><tr><td>G 2000/09</td><td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Équivalent patrimonial de la rente et souscription<br>de retraite complémentaire</td></tr><tr><td>G 2000/10</td><td>R. DUHAUTOIS<br>Ralentissement de l'investissement : petites ou<br>grandes entreprises ? industrie ou tertiaire ?</td></tr><tr><td>G 2000/11</td><td>G. LAROQUE - B. SALANIÉ<br>Temps partiel féminin et incitations financières à<br>l'emploi</td></tr><tr><td>G2000/12</td><td>Ch. GIANELLA<br>Local unemployment and wages</td></tr></table>
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 J. 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 com- portements d'investissement à partir de données de bilan agréées

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
- Rétropolation des séries de FBCF et calcul du capital fixe en SEC-95 dans les comptes nationaux français

- Retropolation 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? Microeconomic evidence for France based on a production function approach

G2002/06 C. AUDENIS - J. DEROYON - 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 Famillelle 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. LAÎB - 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 renaltissement 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 apparaît 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
coop 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 form 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
termes

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'embauche : 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 macroéconomique pour la zone euro

G2011/16 R. AEBERHARDT - I. BUONO - H. FADINGER Learning, Incomplete Contracts and Export Dynamics: Theory and Evidence form 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 Aurélien 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
Elasticités 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