# Les trajectoires professionnelles en début de vie active :
quel impact des contrats temporaires ?

Sylvie Blasco, Pauline Givord

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Sylvie Blasco, Pauline Givord. Les trajectoires professionnelles en début de vie active: quel impact des contrats temporaires?. 2010. hal-05486440

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Direction des Études et Synthèses Économiques

G 2010 / 07

Les trajectoires professionnelles
en début de vie active :
quel impact des contrats temporaires ?

Sylvie BLASCO et Pauline GIVORD

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 2010 / 07

Les trajectoires professionnelles
en début de vie active :
quel impact des contrats temporaires ?

Sylvie BLASCO* et Pauline GIVORD**

MAI 2010

<footnote>* Insee-Crest</footnote>

<footnote>* Département des Études Économiques d'Ensemble - Division « Marchés et Stratégies d'Entreprise »
Timbre G230 - 15, bd Gabriel Péri - BP 100 - 92244 MALAKOFF CEDEX</footnote>
# Les trajectoires professionnelles en début de vie active :
quel impact des contrats temporaires ?

## Résumé

Cette étude décrit les transitions professionnelles en début de vie active, en mettant en particulier l'accent sur l'impact des contrats temporaires. Nous utilisons pour cela la dernière enquête Formation et Qualification Professionnelle, qui fournit un calendrier des situations professionnelles des personnes interrogées de 1998 à 2003. Nous utilisons un modèle de durée à risques concurrents. Cette modélisation permet d'isoler et de mesurer l'impact respectif des caractéristiques individuelles observées, de l'hétérogénéité inobservée, de la dépendance d'état et des dépendances de durée sur les processus d'insertion professionnelle. Nous observons que l'emploi temporaire conduit plus souvent au non-emploi (chômage et inactivité) qu'à l'emploi stable. Cependant, les transitions vers l'emploi stable évoluent de manière non linéaire avec le temps passé dans un emploi temporaire. Les caractéristiques individuelles inobservées semblent peu importantes pour les hommes, mais le seraient plus pour les femmes.

**Mots-clés** : formes particulières d'emploi, insertion professionnelle, modèle de durées

# Labor market transitions in early career:
how strong is the impact of fixed-term contracts ?

## Abstract

This paper provides a detailed description of the professional transitions in early career. We use the French survey *Formation et Qualification Professionnelle*, that gives detailed information on qualification and education, but also a calendar of professional events between 1998 and 2003. We propose a competing risks duration model to determine whether observed inequalities in access to permanent employment stem from differences in individual characteristics, in past professional records or in intrinsic state and duration dependencies. We observe that temporary employment leads more often to non-employment than stable job. Transitions to stable employment depend however non-linearly on the time spent in temporary employment. Selection on unobserved individual characteristics appears low for men, but higher for women.

**Keywords:** Temporary Job; professional integration; competing risks duration models
Introduction

Le marché du travail français s'est flexibilisé à un rythme rapide depuis - au moins - le milieu des années quatre-vingt. Le recours aux contrats à durée déterminée (CDD) et à l'intérim, favorisé par des modifications successives du code du travail, est devenu aujourd'hui largement répandu. S'ils restent minoritaires dans l'emploi salarié, les emplois temporaires représentent désormais une part importante des embauches. En mai 2006, plus de deux tiers des embauches dans le secteur privé se sont faits sous contrat à durée déterminée (Lutinier 2007). Par ailleurs, en réponse aux ralentissements économiques et aux difficultés à s'insérer sur le marché de l'emploi rencontrées par certaines catégories d'actifs, des contrats aidés à durée limitée (contrats emploi solidarité, contrats emplois consolidés, contrat initiative emploi...) ont été mis en place. Au cœur des dynamiques du marché du travail (Fondeur et Minni 2006), les jeunes sont les premiers concernés par cette évolution de l'emploi : en 2004, plus d'un jeune actif sur cinq occupe un emploi temporaire<fnref n="1" /> (Givord 2006).

Cette flexibilisation accrue du marché du travail est encore l'objet d'un débat passionné. Les emplois temporaires peuvent permettre à une main-d'œuvre peu expérimentée d'accéder à des premiers emplois, qui seraient ainsi des marche-pieds vers des situations d'emploi stable. Dans un contexte où les signaux envoyés par le diplôme peuvent être brouillés, les entreprises hésiteraient devant une embauche définitive de jeunes sans expérience. L'emploi temporaire est de fait souvent utilisé comme une période d'essai prolongé, qui peut donc déboucher à terme sur une embauche définitive. Givord (2006) observe ainsi que près d'un tiers des salariés en CDD en mars 2001 étaient en contrat à durée indéterminée (CDI) dans la même entreprise l'année suivante.

A contrario, certains s'inquiètent de cette évolution qui fait peser sur le salarié l'essentiel de l'incertitude sur la qualité de la relation d'emploi. L'accès à un emploi en CDI conditionne également de nombreux aspects de l'insertion sociale, comme l'accès au logement. Le risque d'exposition au chômage fait craindre également une dualisation du marché du travail : les personnes les plus fragiles pourraient se retrouver durablement confinées dans des trajectoires “instables”, alternant périodes de chômage et “petits boulots” sans avenir. Pour reprendre des termes fréquemment utilisés, ces emplois temporaires seraient plus des “trappes à précarité” que des “tremplins”.

Plusieurs raisons expliquent qu'il soit difficile voire impossible d'apporter une réponse définitive à ce débat.

La première tient à la difficulté à mesurer l'insertion. Celle-ci est constituée de multiples facettes qu'on ne peut appréhender par un indicateur unique. Le niveau de salaire, l'adéquation avec les qualifications obtenues ou à l'inverse le déclassement ressenti sont par exemple des aspects importants de la qualité de l'insertion. La “précarité” ne se mesure pas uniquement par la nature du contrat de travail, et l'accès à un emploi en contrat indéterminé n'est pas forcément une garantie suffisante d'insertion.

La deuxième raison est que même en se restreignant à un aspect simple comme le contrat de travail, il n'existe pas de “mesure” objective permettant d'établir que les emplois temporaires freinent ou accélèrent l'accès à un emploi stable. Le fait que certains emplois temporaires débouchent sur un emploi stable, quand d'autres non n'apporte en soi qu'une information limitée : la question pertinente est de déterminer ce qu'il en aurait été de l'insertion de ces personnes, si elles n'avaient pas occupé un emploi temporaire. Pour illustrer de manière caricaturale cette question, on peut penser au cas hypothétique d'une personne sans emploi qui recevrait une offre d'emploi tempo-

<footnote n="1">¹Dans la suite de l'étude, les termes emploi temporaire et contrat court sont employés indifféremment pour désigner toute forme d'emploi à durée déterminée, soit les CDD, missions interim, et emplois aidés.</footnote>
raire : a-t-elle intérêt à accepter cette offre, ou au contraire à attendre une offre en CDI ? Cette reformulation de la question montre qu'il est illusoire d'attendre une mesure directe de l'impact des emplois temporaires sur l'insertion : au mieux peut-on avoir une mesure relative en prenant les chômeurs comme référence. Mais cette approche est évidemment compliquée par la présence d'effets de composition : dans notre exemple précédent, on peut supposer que les personnes qui choisiront *in fine* d'occuper un emploi temporaire ne sont pas les mêmes (en termes d'opportunités futures en particulier) que celles qui préféreront attendre une meilleure offre.

Une troisième raison tient à la complexité et la diversité des trajectoires professionnelles. Pour y répondre correctement, il est nécessaire d'observer des personnes sur une longue période, ce qui est rarement possible. Lorsque c'est le cas, l'analyse est complexe. Le simple fait d'occuper un emploi temporaire ou de passer par le chômage a sans doute un effet sur la trajectoire future, mais on peut également penser que c'est également la durée passée dans ce type d'emploi ou encore la récurrence de tels épisodes, qui a un impact. Cela signifie encore que les réponses apportées à la question de l'impact de la précarité risquent de n'être pas univoques, et qu'il est nécessaire d'examiner l'effets des emplois temporaires sous ces différentes dimensions.

Cette étude apporte donc des éléments de réponse au débat sur les conséquences pour les jeunes du passage par un emploi temporaire. Nous utilisons ici l'enquête *Formation et Qualification Professionnelle* 2003 de l'INSEE, en nous restreignant aux personnes entrées sur le marché du travail depuis moins de dix ans en 2003. Cette enquête fournit un calendrier détaillé des parcours professionnels sur cinq ans, et constitue donc une source privilégiée (et à notre connaissance, encore inexploitée) pour évaluer l'impact des emplois temporaires sur l'insertion des jeunes actifs. Compte tenu des remarques précédentes, il ne s'agit pas d'apporter une réponse définitive au débat. Plus modestement, nous tentons de décrire les transitions éventuelles des emplois temporaires vers l'emploi stable, en tentant d'isoler les différentes dimensions décrites plus haut. Il s'agit donc de caractériser les déterminants des transitions professionnelles : vers quel type d'emploi les emplois temporaires conduisent-ils plus fréquemment ? Quelle est l'incidence de la durée passée dans un tel emploi ? De la trajectoire professionnelle passée ? Comment les caractéristiques individuelles des personnes, observables ou non, influencent ces transitions ?

Pour cela, nous mobilisons un modèle dit “multi-états multi-épisodes”. Ce modèle permet de mieux rendre compte de toute la dynamique des processus d’insertion. Plus précisément, il permet de distinguer ce qui relève de la “dépendance d’état” (le fait d’occuper tel ou tel emploi peut avoir une conséquence sur les trajectoires ultérieures), de la “dépendance de durée” (le fait de rester longtemps dans un état - le chômage par exemple - a des effets sur les chances d’en sortir), et de l’hétérogénéité individuelle (tous les actifs n’ont pas les mêmes chances d’obtenir tel ou tel emploi). Par le biais de variables explicatives décrivant le passé professionnel, nous pouvons mesurer l’impact du passage passé par l’emploi précaire sur les transitions professionnelles, et évaluer ainsi la “dépendance d’état” (les probabilités d’entrer dans tel ou tel état diffèrent selon la trajectoire passée).

# 1 Chômage, emplois temporaires et insertion professionnelle : une revue de littérature

Conséquence de la flexibilisation des marchés du travail européens, les travaux empiriques sur les emplois temporaires ont été nombreux au cours de la dernière décennie. L’angle a porté sur le devenir des personnes occupant ce type d’emploi. Pour reprendre le titre de l’article de Booth et Frank (2002), il s’agit de déterminer si ces emplois constituent des “tremplins” vers l’emploi stable
ou des "trappes à précarité". Cancé et Fréchou (2003) pour la France, McGinnity et Gundert (2005) pour l'Allemagne proposent ainsi une description des devenirs professionnels des personnes ayant occupé de tels emplois. Pour utiles qu'elles soient, ces descriptions ne permettent pas de déterminer l'impact propre du fait d'occuper un emploi temporaire sur la trajectoire professionnelle. La question sous-jacente est de déterminer si une personne qui a occupé un tel emploi aurait connu la même trajectoire si elle ne l'avait pas occupé. Les difficultés "techniques" pour y répondre sont au moins de deux ordres.

La première tient aux effets probables de biais de composition. *A priori*, le fait qu'une personne occupe un emploi temporaire en début de vie active n'est pas (totalement) dû au hasard. Le diplôme, ou le sexe peuvent par exemple créer de grandes différences dans les chances respectives d'occuper un emploi ou non en sortant du système scolaire, et également du type de contrat qu'on peut se voir proposer. Ces dimensions sont également susceptibles de jouer sur la trajectoire future. Havet (2006) montre ainsi que les trajectoires professionnelles divergent fortement entre hommes et femmes, mais également que le passé professionnel n'a pas la même importance pour les hommes et pour les femmes. Cependant, s'il est possible de contrôler un certain nombre de ces déterminants joints de la probabilité d'occuper un emploi temporaire et de la carrière future, toutes ces caractéristiques ne sont pas observables. Il en est ainsi de la motivation ou de l'attachement plus ou moins fort au marché du travail ; de l'inscription dans des réseaux familiaux ou professionnels ; enfin de compétences professionnelles plus difficilement objectivables et donc mesurables.

Pour s'affranchir de ces effets de sélection liés à ces déterminants inobservables, Autor et Houseman (2005) utilisent une expérience intervenue dans l'état américain du Michigan, dans lesquels les bénéficiaires de l'aide sociale étaient attribués aléatoirement à des opérateurs privés de placement. Ces opérateurs ont des recours différents à l"emploi temporaire" (en fait l'équivalent du travail intérimaire dans le cadre français) : selon l'opérateur auquel ils ont été confiés, les bénéficiaires ont donc une probabilité différente de se voir proposer (et donc d'occuper) un emploi intérimaire. Une partie de cette variation est indépendante des caractéristiques propres des personnes concernées, puisqu'elle dépend de l'affectation *aléatoire* à tel ou tel opérateur. Autor et Houseman (2005) montrent que dans le cadre américain les emplois temporaires ne favorisent pas l'insertion à long terme des publics en difficulté.

Ni les résultats ni la méthode de cette étude ne sont généralisables. Dans le cas du marché du travail américain où domine la doctrine de l"employment at will", l'usage de l'emploi temporaire est marginal. Il s'adresse potentiellement à un public très particulier. Par ailleurs, si l'affectation aléatoire est la solution la plus rigoureuse pour réduire les problèmes de sélection, elle est évidemment très rare et difficilement utilisable en général. Dans le cadre français et plus largement européen, les différents contrats peuvent être utilisés par l'ensemble des entreprises et proposés à l'ensemble des salariés, et il est difficile d'imaginer un cadre crédible pour une telle expérience aléatoire. À défaut, Ichino, Mealli, et Nannicini (2008) s'appuient sur une hypothèse plus forte, l'indépendance conditionnelle aux observables. Elle suppose que les données contiennent suffisamment d'informations sur les personnes pour contrôler des effets de sélection. Plus précisément, l'autorisation du recours à l'intérim étant assez récente en Italie, ils supposent que pour des personnes ayant des profils très proches (en particulier en termes de leur histoire professionnelle passée et surtout de la distance à l'agence de travail temporaire la plus proche), le fait de s'adresser ou pas à une agence de travail temporaire n'est pas lié à des effets de sélection. Les auteurs trouvent ainsi un impact positif de l'intérim sur la probabilité d'accès à l'emploi stable. Ces résultats vont à l'encontre de ceux de Autor et Houseman (2005), ce qui est justifié par des différences institutionnelles importantes existantes entre les États-unis et l'Italie. Il est à noter cependant que l'hypothèse d'indépendance conditionnelle mobilisée par Ichino, Mealli, et Nannicini (2008) est évidemment forte et contes-
table. En général, les études tentent donc de mieux prendre en compte la présence d'hétérogénéité inobservée.

La seconde difficulté à laquelle se heurte cette évaluation tient à la nature des processus étudiés. Elle suppose en effet d'observer des trajectoires professionnelles sur une longue période. Ces trajectoires sont multiples : les personnes peuvent passer par différents états sur le marché du travail, dans lesquels ils peuvent rester plus ou moins longtemps. S'il est impossible de décrire toutes les trajectoires, on peut tenter d'en dresser une typologie (c'est ce que fait par exemple Lopez (2004) pour décrire les différents modes d'insertion des sortants du système scolaire de l'enquête Génération 1998). Pour répondre à la question plus précise de l'impact causal des contrats courts sur l'accès à l'emploi stable, les études s'intéressent en général aux transitions relatives entre emploi court et emploi stable d'une part, et chômage et emploi stable de l'autre. En termes techniques, il s'agit de distinguer la “dépendance d'état”, c'est-à-dire l'incidence d'occuper tel ou tel état du marché du travail, de l'hétérogénéité inobservée sur la trajectoire future.

La première approche statistique classique dans la littérature empirique consiste à modéliser, à partir de données discrètes, les transitions entre les différents états, en utilisant des modèles logistiques polytomiques dynamiques. L'avantage de cette méthode est un traitement assez satisfaisant de l'hétérogénéité inobservée. Dans Magnac (2000), elle est ainsi prise en compte par des effets fixes individuels, ce qui permet de capter l'essentiel des différences entre les individus. Cette méthode est également reprise par Givord et Wilner (2009) sur une période plus récente. Dans cette spécification, les effets individuels sont définis indépendamment les uns des autres, ce qui rend le nombre de paramètres à estimer très élevé. Une solution moins coûteuse revient à spécifier la forme de la distribution des effets individuels : on parle alors d'une modélisation de l'hétérogénéité inobservée par des effets aléatoires. C'est par exemple ce que fait Havet (2006). Ce ne sont alors que les paramètres de cette distribution qui doivent être estimés, ce qui permet de diminuer considérablement la difficulté de l'estimation. En outre, dans la modélisation à effets fixes, l'identification ne peut se faire que sur les personnes qui connaissent une transition entre deux états sur la période d'observation, ce qui peut être un problème si la dépendance d'état est différente entre les individus. La modélisation à effets aléatoires permet de diminuer cette difficulté ; la validité des résultats obtenus dépend cependant de la spécification retenue pour modéliser l'hétérogénéité inobservée.

S'ils permettent de bien prendre en compte l'hétérogénéité individuelle, les modèles précédents sont assez pauvres pour décrire la dynamique des trajectoires et la dépendance temporelle. En général, la dépendance à l'histoire passée se limite à la prise en compte de l'état occupé à la période précédente (processus de Markov d'ordre un). Cette spécification peut cependant être considérée comme trop frustre. Les trajectoires peuvent être durablement affectées par le fait d'avoir commencé sa carrière par tel ou tel emploi. La durée de ces épisodes et leur succession peuvent également influencer la situation future. Lollivier (2000) montre ainsi que la durée d'un épisode de chômage est d'autant plus courte qu'elle n'a pas été précédée de périodes sans emploi auparavant. Sur la question spécifique des contrats courts, Calavrezo (2008) utilise un modèle triprobit, dont les différentes modalités dépendent de la durée des contrats temporaires. Les résultats ainsi obtenus vont dans le sens de l'hypothèse d'emploi temporaire comme tremplins en tout début de carrière. L'impact du passage par l'emploi temporaire plus tard n'est par contre plus aussi clair, la probabilité d'accès à l'emploi stable 5 ans après la sortie des études diminuant à mesure que l'individu persiste dans l'emploi temporaire.

Plus complets, les modèles multi-états multi-épisodes, qui modélisent simultanément durées des épisodes et transitions entre états, permettent théoriquement de mieux prendre en compte cette dynamique. C'est cette approche que nous utilisons ici, comme Bonnal, Fougere, et Serandon
(1997). Le prix à payer pour ces modèles est que leur complexité les rend très lourds à estimer, ce qui explique qu’ils ont été peu mobilisés jusqu’à la mise à disposition récente de capacités de calculs nettement plus puissantes. Sur les dernières années, plusieurs travaux ont utilisé ce type de modélisation : citons ainsi Zijl, van den Berg, et Heyma (2004) pour la Suède, Garcia-Perez et Bullon (2007) pour l’Espagne, Verhofstadt et Goebel (2008) pour l’Australie et Doiron et Gørgens (2008) et Cockx et Picchio (2009) pour la Belgique. Cockx et Picchio (2009) concluent, en accord avec Doiron et Gørgens (2008), que les passages passés par le chômage et l’emploi affectent les trajectoires futures sur le marché du travail. Les dépendances de durées passées semblent par contre jouer pour les jeunes Belges en difficulté, mais pas pour les jeunes Australiens. Sur des données italiennes, Gagliarducci (2005) est le premier à mettre en évidence des phénomènes non linéaires dans le temps : la probabilité qu’un emploi temporaire soit transformé en CDI est très importante au début, mais s’atténue rapidement (ce qu’on peut interpréter comme un usage de certains CDD comme des périodes d’essai). Les personnes qui occupent des contrats temporaires à répétition, surtout lorsqu’ils s’accompagnent d’interruptions d’emploi, ont une probabilité plus faible de trouver un emploi stable. Beffy, Coudin, et Rathelot (2008) se concentrent sur ce possible enfermement dans les trajectoires précaires pour les publics plus âgés que ceux qui nous intéressent ici. Ils estiment pour cela un modèle qui repose sur un mélange de chaînes de Markov, et distinguent les individus confinés entre l’emploi instable et le non-emploi de ceux qui peuvent accéder à un emploi stable.

## 2 Les données

Nous utilisons pour cette étude l'enquête *Formation et Qualification Professionnelle* de 2003. Cette enquête conduite par l'INSEE fournit des données détaillées sur la formation scolaire, post-scolaire et continue, ainsi que sur le parcours professionnel des personnes interrogées. En plus des informations sur la situation professionnelle au moment de l'enquête et cinq ans auparavant, l'enquête de 2003 comporte un calendrier professionnel dans lequel sont reportés tous les changements de situation professionnelle survenus entre mai 1998 et mai 2003. Ce calendrier mensuel, qui ne figurait pas dans les précédentes enquêtes FQP, est un outil précieux pour étudier les transitions sur le marché du travail. Il décrit notamment les emplois occupés, les types de contrats signés, les dates et circonstances de début et de fin des épisodes d'emploi. Pour ce qui est des revenus, seuls les salaires perçus en 2002 sont reportés. Compte tenu des informations disponibles dans l'enquête, nous pouvons reconstituer les transitions sur le marché du travail entre mai 1998 et mai 2003. Nous nous reposons sur le type de contrat pour définir la nature temporaire ou stable de l'emploi. Nous utilisons également la durée des contrats et les transitions entre les différents types d'emploi pour préciser la qualité d'insertion professionnelle.

La situation professionnelle en mai 1998 et mai 2003 est renseignée à un niveau détaillé. On connaît notamment la nature du contrat occupé à chacune de ces deux dates, le secteur d'activité, la taille de l'entreprise ou encore le temps de travail au cas où l'individu est en emploi. En revanche, pour les autres périodes du calendrier, s'il est possible de distinguer les CDI des CDD et missions intérim, les emplois aidés ne peuvent être différenciés des autres emplois temporaires. Les emplois aidés sont en général très mal repérés dans les enquêtes ménages<fnref n="2" />, et il aurait sans doute été

<footnote n="2">²Sans doute parce que certains d'entre eux consistent essentiellement en des aides fiscales pour les employeurs, dont les salariés concernés ne sont pas toujours conscients. Par exemple, Givord (2006) montrait pour une autre enquête auprès des ménages, l'enquête Emploi de mars 2002, qu'elle ne permettait de repérer moins de 20 % des emplois aidés du secteur marchand comptabilisés sur la même période que par des sources administratives.</footnote>
illusoire de tenter de les détailler dans un calendrier rétrospectif. De même, ne sont pas disponibles les secteurs d'activité des entreprises fréquentées entre mai 1998 et mai 2003, ou leur appartenance au secteur public ou privé. Les alternances d'emploi très courts et de chômage sont décrites sans plus de détail dans l'enquête, et les passages de chômage à inactivité et vice-versa ne sont pas repérables. On sait si à l'issue d'un emploi l'individu entre au chômage ou devient inactif, mais on ne sait pas s'il reste dans cet état jusqu'à ce qu'il retrouve un emploi. Ce manque de précision renvoie au problème plus général des effets de mémoire dans les enquêtes rétrospectives, qui peuvent peser sur la qualité des données obtenues. Il est probable que les emplois les plus anciens ou que les petits emplois courts sont moins décrits. Si notre exploitation du calendrier nous laisse penser que les données collectées sont assez précises, il subsiste un risque que nos résultats minorent certaines transitions.

Un atout de l'enquête de 2003 est la taille conséquente de son échantillon (près de 40 000 répondants). Ceci nous permet de nous limiter à une sous-population homogène, les personnes en début de vie active. Plus précisément, nous nous concentrons sur les personnes ayant de un à six ans d'ancienneté au début de la période d'observation (mai 1998) et qui ont donc terminé leurs études initiales entre 1993 et 1997³. Une sélection plus drastique aurait consisté à se limiter aux seuls sortants du système éducatif. Cela réduisait cependant très nettement la taille de notre échantillon (qui ne serait plus que de 500 individus), au risque de peser sur la qualité de nos estimations. Par ailleurs, s'intéresser à un échantillon plus large permet de mesurer les effets sur plus long terme de l'insertion. Lopez (2004) montre ainsi à partir de l'enquête Génération 98 du Céreq la longueur des processus d'insertion.

Des restrictions supplémentaires sont faites sur notre échantillon de base. Nous retirons ainsi les personnes de plus de 40 ans (0,8 % des 3 452 individus ayant 1 à 6 ans d'expérience professionnelle en 1998), les militaires (3,9 % de l'échantillon de base), les individus qui se déclarent en contrat d'apprentissage ou aides familiales en 1998 ou 2003 (respectivement 1,6 % et 0,5 % de l'échantillon de base). Nous excluons également les individus qui ont commencé à travailler avant la fin de leur formation initiale (9,9 % de l'échantillon initial), cette restriction étant nécessaire pour que notre mesure d'expérience professionnelle, définie classiquement comme étant le nombre d'année écoulées depuis la sortie des études, ait un sens. Nous excluons enfin les individus pour lesquels les situations en début ou fin du calendrier sont manquantes, qui n'ont pas rempli le calendrier sans raison apparente (4,6 % de notre échantillon initial ont connu au moins un changement de situation entre 1998 et 2003 mais ne renseignent pas le calendrier) ou pour lesquels le calendrier recèle des incohérences (près de 7 % reportent des dates de transitions incohérentes entre elles).

Au final, l'échantillon utilisé contient 2 852 individus. L'âge moyen en 2003 est un peu supérieur à 29 ans (tableau 1). Plus de la moitié de notre échantillon a un diplôme de niveau supérieur ou égal au baccalauréat. Rappelons que nous conservons les personnes ayant entre un et six ans d'ancienneté en 1998, les proportions aux différentes durées d'expérience professionnelle sont presque identiques. Plus de la moitié de l'échantillon a changé de situation professionnelle au moins une fois entre mai 1998 et mai 2003. La majorité de l'échantillon occupe en emploi stable dès mai 1998.

<footnote n="3">³Nous ne conservons pas les jeunes qui ont moins d'un an d'ancienneté sur le marché du travail, ces débuts de carrières pouvant être très particuliers (contraintes de service national, stages de fin d'études...)</footnote>
<table><caption>TAB. 1 – Composition de l'échantillon (en %)</caption><thead><tr><th></th><th>Echantillon total</th><th colspan="4">Selon la situation de mai 1998 :</th></tr><tr><th></th><th></th><th>Chômage</th><th>Inactivité</th><th>Emploi précaire</th><th>Emploi stable</th></tr></thead><tbody><tr><td>Nombre d'observations</td><td>2 852</td><td>320</td><td>400</td><td>647</td><td>1485</td></tr><tr><td>% de l'échantillon</td><td>100</td><td>11,2</td><td>14,0</td><td>22,7</td><td>52,1</td></tr><tr><td>% Femmes</td><td>54,6</td><td>59,4</td><td>73,5</td><td>53,3</td><td>49</td></tr><tr><td>% Francais</td><td>95,7</td><td>96,6</td><td>86,8</td><td>97,8</td><td>96,9</td></tr><tr><td>Age moyen</td><td>29,3</td><td>28,2</td><td>28,1</td><td>28,7</td><td>30,1</td></tr><tr><td>Diplôme (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun ou CEP</td><td>11,9</td><td>23,4</td><td>24,8</td><td>11,1</td><td>6,3</td></tr><tr><td>BEPC seul</td><td>5</td><td>9,7</td><td>5,5</td><td>6</td><td>3,4</td></tr><tr><td>CAP, BEP ou équivalent</td><td>17,3</td><td>18,1</td><td>17,8</td><td>22,1</td><td>14,9</td></tr><tr><td>Bac, brevet prof. ou équivalent</td><td>23,7</td><td>22,8</td><td>21</td><td>26,7</td><td>23,2</td></tr><tr><td>Bac + 2 ans</td><td>19,5</td><td>11,6</td><td>10,5</td><td>15,8</td><td>25,3</td></tr><tr><td>Diplôme supérieur</td><td>22,6</td><td>14,4</td><td>20,5</td><td>18,2</td><td>26,8</td></tr><tr><td>Nombre d'années d'expérience en 1998 (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>1</td><td>16,7</td><td>24,1</td><td>24,8</td><td>21,3</td><td>10,9</td></tr><tr><td>2</td><td>19,2</td><td>18,4</td><td>20</td><td>23,5</td><td>17,4</td></tr><tr><td>3</td><td>21,3</td><td>19,7</td><td>19</td><td>21,9</td><td>22</td></tr><tr><td>4</td><td>22,5</td><td>22,2</td><td>18,5</td><td>19,2</td><td>25,1</td></tr><tr><td>5</td><td>20,3</td><td>15,6</td><td>17,8</td><td>14,1</td><td>24,7</td></tr><tr><td>Nombre d'épisodes entre mai 1998 et mai 2003 (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>1</td><td>44,7</td><td>10,6</td><td>25,5</td><td>10,8</td><td>72,1</td></tr><tr><td>2</td><td>14,1</td><td>28,1</td><td>25,5</td><td>22,6</td><td>4,2</td></tr><tr><td>3 et plus</td><td>41,2</td><td>61,3</td><td>49</td><td>66,6</td><td>23,7</td></tr><tr><td>Situation en mai 2003 (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Chômage</td><td>8,8</td><td>29,7</td><td>9,5</td><td>9,4</td><td>3,9</td></tr><tr><td>Inactivité</td><td>8,8</td><td>7,2</td><td>38,5</td><td>5,1</td><td>2,7</td></tr><tr><td>Emploi précaire</td><td>10,8</td><td>15,3</td><td>10</td><td>22,4</td><td>5</td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td>71,6</td><td>47,8</td><td>42</td><td>63,1</td><td>88,4</td></tr></tbody></table>

Champ : Individus ayant moins de 10 ans d'expérience professionnelle en mai 2003.

Nombre d'observations : 2 852.

Source : FQP 2003 (INSEE).
# 3 Description de l'échantillon

## 3.1 La situation de mai 2003 selon la situation 5 ans auparavant

La répartition entre emploi stable, emploi temporaire, chômage et inactivité en 2003 présente des différences notables avec celle de 1998 (Tableau 1). Alors que la proportion de chômeurs est semblable en 1998 et 2003, quoique légèrement plus faible en 2003, la part des individus en emploi stable augmente de près de 20 points au détriment de celles des inactifs ou employés en contrat temporaire qui diminuent de 5 et 12 points respectivement. Pour comprendre ces évolutions, nous regardons les transitions à 5 ans conditionnellement à la situation en 1998 (dernière partie du Tableau 1). Il apparaît que près des deux tiers des personnes au chômage en mai 1998 occupent un emploi cinq ans plus tard, 15 % occupant un emploi court et 48 % ayant un emploi de type stable. Le taux brut d'accès à l'emploi au bout de 5 ans est nettement plus élevé parmi ceux qui étaient en emploi temporaire en 1998 : trois sur cinq ont trouvé un emploi stable ; une sur cinq occupe encore un emploi temporaire en 2003 et une sur cinq est au chômage ou inactive. Enfin, les emplois en CDI se révèlent de fait les meilleurs gages d'insertion puisque 84 % occupent toujours un emploi de ce type au bout de cinq ans. On remarque donc que les personnes en emploi, même temporaire, en début de carrière sont plus souvent en emploi stable 5 ans après que les chômeurs.

Les chômeurs et occupants d'emploi temporaires en début de carrière sont différents en termes de caractéristiques observées (Tableau 1) : les individus en emploi court en mai 1998 sont plus diplômés, plus souvent des hommes et sont depuis plus longtemps sur le marché du travail que les chômeurs de 1998. Il est aussi probable que les populations de chaque état diffèrent dans des dimensions inobservables. Ces différences de caractéristiques pourraient à elles seules expliquer les différences observées à l'horizon de 5 ans. Il importe donc de contrôler de ces effets de compositions pour identifier l'impact du passé professionnel sur l'insertion.

## 3.2 Le processus d'insertion sur 5 ans

Au-delà de l'état finalement occupé en 2003, la continuité des épisodes d'emploi et la persistance des épisodes de chômage sont deux indicateurs importants de la qualité de l'insertion professionnelle des jeunes. Il existe une grande diversité des trajectoires sur 5 ans au sein de la population étudiée. Les hommes ont des trajectoires plus stables et restent en moyenne plus longtemps en emploi stable que les femmes : près de la moitié des hommes ne changent pas de situation professionnelle sur les 5 ans, alors que 44 % des femmes ont connu au moins 2 transitions sur le marché du travail. Le nombre d'épisodes sur 5 ans décroît avec l'ancienneté sur le marché du travail en 1998. Plus la personne était expérimentée en 1998, et plus la part du temps passé en moyenne en emploi stable augmente tandis que celle passée en emploi temporaire diminue. Ce fait stylisé est cohérent avec un schéma d'insertion progressif, décrit par exemple par Lopez (2004). Il en est de même pour le niveau de diplôme, même si l'effet n'est pas linéaire. Plus de la moitié des individus de niveau supérieur au baccalauréat sont restés dans le même état entre mai 1998 et mai 2003, tandis que 62 % des détenteurs d'un BEPC ont subi au moins 2 transitions sur le marché du travail. Enfin, près des 4/5 des individus en emploi stable en 1998 le sont restés sur les 5 ans. Les personnes en emploi courts en 1998 semblent légèrement plus mobiles que celles qui étaient au chômage à la même date : les 2/3 des occupants d'emploi temporaire ont changé au moins 2 fois de situation professionnelle, contre 60 % des chômeurs de 1998. Si les chômeurs et salariés en emploi temporaire en 1998 ont passé en moyenne chacun 1/3 des 60 mois d'observation en emploi stable, les premiers sont restés en moyenne plus longtemps au chômage que les seconds sur l'ensemble de la période.
<table><caption>TAB. 2 – Résumé des trajectoires individuelles sur 5 ans</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Nombres d'épisodes</th><th colspan="3">Nombre de mois en</th></tr><tr><th>1</th><th>2</th><th>3<br>ou plus</th><th>Emploi<br>temporaire</th><th>Emploi<br>stable</th><th>Non<br>emploi</th></tr></thead><tbody><tr><td>Hommes</td><td>48,5</td><td>14,3</td><td>37,3</td><td>10,8</td><td>42,2</td><td>7,1</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>41,6</td><td>13,9</td><td>44,5</td><td>10,8</td><td>34,4</td><td>14,9</td></tr><tr><td colspan="7">Nombre d'années d'expérience en 1998</td></tr><tr><td>1</td><td>27,9</td><td>17,2</td><td>54,8</td><td>15</td><td>32</td><td>13,1</td></tr><tr><td>2</td><td>39,7</td><td>17,1</td><td>43,2</td><td>12,2</td><td>37</td><td>10,9</td></tr><tr><td>3</td><td>47</td><td>12,5</td><td>40,5</td><td>10,2</td><td>38,5</td><td>11,4</td></tr><tr><td>4</td><td>49,8</td><td>13,4</td><td>36,8</td><td>9,5</td><td>39,7</td><td>10,8</td></tr><tr><td>5</td><td>55,4</td><td>10,9</td><td>33,7</td><td>7,9</td><td>41,3</td><td>10,9</td></tr><tr><td colspan="7">Diplôme</td></tr><tr><td>Aucun ou CEP</td><td>37,2</td><td>13</td><td>49,9</td><td>12,2</td><td>21,6</td><td>26,3</td></tr><tr><td>BEPC seul</td><td>24,5</td><td>13,3</td><td>62,2</td><td>16</td><td>26,3</td><td>18</td></tr><tr><td>CAP, BEP ou éq.</td><td>34</td><td>13,4</td><td>52,6</td><td>13,4</td><td>34</td><td>12,7</td></tr><tr><td>Bac, brevet prof. ou éq.</td><td>41,3</td><td>14,8</td><td>43,9</td><td>11,9</td><td>37,9</td><td>10,2</td></tr><tr><td>Bac + 2 ans</td><td>58,3</td><td>11,7</td><td>30</td><td>7,8</td><td>47,2</td><td>5</td></tr><tr><td>Diplôme supérieur</td><td>53,3</td><td>16,6</td><td>30,1</td><td>8,2</td><td>44,3</td><td>7,6</td></tr><tr><td colspan="7">Situation en mai 1998</td></tr><tr><td>Chômage</td><td>10,6</td><td>28,1</td><td>61,3</td><td>13,1</td><td>21,8</td><td>25,3</td></tr><tr><td>Inactivité</td><td>25,5</td><td>25,5</td><td>49</td><td>8,6</td><td>15,1</td><td>36,4</td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td>72,1</td><td>4,2</td><td>23,7</td><td>2,8</td><td>54,3</td><td>2,9</td></tr><tr><td>Emploi temporaire</td><td>10,8</td><td>22,6</td><td>66,6</td><td>29,2</td><td>22,7</td><td>8,3</td></tr></tbody></table>

Champ : Individus ayant moins de 10 ans d'expérience professionnelle en mai 2003.

Nombre d'observations : 2 852.

Source : FQP 2003 (INSEE).
L'analyse descriptive des durées des épisodes montre des disparités selon les caractéristiques observables. Par exemple, quand ils occupent un emploi temporaire, les hommes connaissent plus rapidement que les femmes une transition vers un emploi stable (Graphique 1). C'est également vrai lorsqu'ils ne sont pas dans l'emploi, mais les différences sont dans ce cas plus faibles et moins significatives (Graphique 2). Ce résultat n'était pas totalement évident dans la mesure où les femmes sont plus souvent, par choix ou par contrainte, dans l'inactivité, pour laquelle on peut s'attendre à moins de sortie vers l'emploi.

Pour mettre en évidence la corrélation entre la trajectoire passée et l'accès à l'emploi stable, nous présentons également les durées des épisodes d'emploi temporaire et de chômage, avant de connaître une transition vers l'emploi stable, selon l'état occupé à l'épisode précédent. Il s'agit de capter d'éventuels effets sur le long terme de la trajectoire passée. On observe que les personnes sans emploi accèdent plus vite à un emploi stable lorsqu'elles occupaient précédemment un emploi stable plutôt qu'un emploi temporaire (Graphique 3). De même, les transitions entre emploi temporaire et emploi stable sont plus rapides lorsqu'on occupait précédemment un emploi stable plutôt que temporaire, ou un emploi temporaire plutôt qu'être au non emploi (Graphique 4). Ces différences ne sont que faiblement significatives. En tout état de cause, il n'est pas possible d'en conclure à ce stade que ces effets ne soient pas liés à des composantes inobservées : les personnes qui occupaient des emplois moins insérés dans le passé peuvent avoir des caractéristiques inobservables qui rendent également moins probable l'accès à un emploi stable dans le futur. Il reste donc à déterminer ce qui relève vraiment de la dépendance d'état (i.e. les effets durables de la trajectoire passée) de ces effets de composition. Pour cela, nous utilisons comme décrit plus haut un modèle multi-états multi-épisodes.
<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>FIG. 1 – Estimateur de Kaplan-Meier de la durée en emploi temporaire avant une transition vers un emploi stable (par sexe)</figcaption></figure>

Test du log-rank d'égalité des fonctions de survie dans l'emploi temporaire : par sexe $\chi^2(1) = 6,6$

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>FIG. 2 – Estimateur de Kaplan-Meier de la durée hors emploi avant une transition vers un emploi stable (par sexe)</figcaption></figure>

Test du log-rank d'égalité des fonctions de survie au chômage : par sexe $\chi^2(1) = 1,9$
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>FIG. 3 – Estimateur de Kaplan-Meier de la durée en emploi temporaire avant une transition vers un emploi stable (selon l'état occupé précédemment)</figcaption></figure>

Test du log-rank d'égalité des fonctions de survie dans l'emploi temporaire : par situation précédente $\chi^2(1) = 37,8$

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>FIG. 4 – Estimateur de Kaplan-Meier de la durée hors emploi avant une transition vers un emploi stable (selon l'état occupé précédemment)</figcaption></figure>

Test du log-rank d'égalité des fonctions de survie au chômage : par situation précédente $\chi^2(2) = 7,7$
# 4 Une modélisation simultanée des durées et des transitions

Pour estimer la dépendance d'état, nous utilisons un modèle de hasard à plusieurs périodes avec plusieurs états et risques concurrents. Un individu en emploi temporaire peut en sortir pour entrer au chômage ou pour occuper un emploi qui est de type temporaire ou stable. L'obtention d'un emploi peut prendre plus ou moins de temps et il peut être plus ou moins aisé de trouver un emploi stable qu'un emploi court selon les caractéristiques individuelles. En particulier, avoir déjà connu plusieurs épisodes de chômage, être resté longtemps au chômage, le niveau de diplôme et le temps passé dans l'emploi temporaire peuvent affecter simultanément la probabilité d'accès à l'emploi stable à partir d'un emploi temporaire. Comme nous le détaillons formellement en annexe, les modèles à risques concurrents prennent en compte cette multiplicité d'issues possibles et le fait que de nombreux éléments viennent déterminer la probabilité de sortie vers un état plutôt qu'un autre.

En prenant un modèle à risques proportionnels mixtes ((Lancaster 1990); (Van den Berg 2001)), nous pouvons dissocier l'effet des caractéristiques individuelles observées et inobservées de l'individu de la dépendance temporelle (la probabilité de sortie d'un état varie en fonction du temps déjà passé dans cet état) et de la dépendance d'état (la probabilité d'accéder à l'emploi stable est plus ou moins grande selon si l'on est en emploi temporaire ou au chômage). Il est également possible d'isoler l'effet des dépendances passées sur les probabilités instantanées d'entrer dans un nouvel état ((Heckman et Borjas 1980); (Lollivier 2000), (HORNY et PICCHIO 2009)). C'est par le biais des covariables que nous tenons compte du possible impact du passé sur les transitions professionnelles.

De toute évidence, la mesure de la dépendance d'état, courante ou passée, peut être fallacieuse. Considérons par exemple un jeune entrant sur le marché du travail qui a une certaine motivation qui le conduit à accepter un emploi court plutôt que de rester au chômage. Cette motivation peut par ailleurs lui permettre d'obtenir une conversion du contrat court en emploi permanent et de le garder durablement. Ignorer la sélection sur inobservables conduirait à surestimer l'impact du passé professionnel, puisque l'on attribuerait entièrement au passage par l'emploi temporaire une stabilité en emploi plus grande, ce qui serait erroné. Nos données nous fournissent pour une même personne les différents épisodes de sa trajectoire professionnelle. Ceci permet théoriquement de modéliser une partie de l'hétérogénéité inobservée, et donc d'estimer l'effet réel de ces dépendances d'états.

Nos données étant mensuelles, nous estimons les probabilités mensuelles de transitions. Bien que nos données soient discrètes, nous traitons les durées comme les réalisations d'un processus en temps continu à l'instar de (?). Nous nous intéressons ici aux transitions entre (1) emploi stable, (2) emploi temporaire et (3) "non emploi" (Tableau 3). Nous n'observons pas les transitions entre chômage et inactivité, aussi nous agrégeons chômage et inactivité dans "non emploi". Du fait de cette agrégation, et suivant les conclusions de (Havet 2006) qui montre une diversité des parcours selon le genre, nous estimons le modèle séparément pour les hommes et les femmes. Comme nous nous intéressons au processus d'insertion professionnelle, les transitions directes entre emplois stables ne nous intéressent pas. Nous opérons ainsi une modélisation différente des transitions selon le type d'emploi considéré et ne modélisons les successions d'emploi de même type que s'ils sont temporaires. En ce sens, nous estimons la persistance en emplois de type stable, mais conservons la dimension contrat pour les emplois temporaires. Au final, les transitions que nous modélisons sont de l'emploi temporaire vers l'emploi temporaire, l'emploi stable et le non emploi; de l'emploi stable vers l'emploi temporaire et le non emploi; et du non emploi vers l'emploi stable ou temporaire.

Pour mesurer l'impact causal du passage par l'emploi temporaire ou le chômage sur la trajec-
toire future, nous devons tenir compte des effets de compositions observables et inobservables.

Pour contrôler l'hétérogénéité observable, nous incluons dans notre modèle les caractéristiques individuelles étudiées précédemment. Certaines sont stables dans le temps, typiquement la nationalité et le niveau de diplôme, d'autres sont variables, comme l'âge et la situation familiale. Dans ce cas, on considère la valeur de cette caractéristique au début de l'épisode considéré. Pour mesurer les dépendances d'état passées, nous incluons dans l'ensemble des variables explicatives l'épisode précédemment occupé. La dépendance de durée actuelle est captée par les variations du hasard de base. Enfin, pour contrôler la sélection sur inobservables, nous prenons une distribution multivariée pour les termes d'hétérogénéité inobservée et autorisons les termes spécifiques à chaque type de transition à être corrélés.

Nous n'observons la trajectoire professionnelle des individus que cinq ans avant la date d'enquête, soit en mai 1998. Tous les jeunes actifs de notre échantillon n'en sont pas au même point dans leur trajectoire professionnelle à leur entrée dans le calendrier : ils occupent des positions professionnelles différentes, et ce depuis plus ou moins longtemps. Ne pas tenir compte des conditions initiales risque de biaiser les estimations : l'état occupé au début du calendrier est le résultat d'une trajectoire antérieure que l'on n'observe pas et dont les déterminants sont corrélés avec ceux de la trajectoire observée. Pour en tenir compte, la méthode proposée par (Wooldridge 2005) consiste à modéliser la distribution de l'hétérogénéité inobservée conditionnellement à la situation initiale, i.e. à ajouter les situations occupées en mai 1998, à la liste des variables explicatives ; on modélise ensuite la densité jointe des épisodes suivants<fnref n="4" />. Ce traitement des conditions initiales implique que nous ne pouvons estimer le modèle que sur les individus qui changent au moins une fois de situation sur le marché du travail sur les 5 ans (56,3 % de notre échantillon). Notons que dans leur très grande majorité (84 %), les personnes qui ne connaissent pas de transition entre 1998 et 2003 sont des personnes qui occupaient déjà un emploi stable en 1998.

<table><caption>TAB. 3 – Matrice des transitions estimées</caption><thead><tr><th>destination → origine ↓</th><th>Emploi temporaire</th><th>Emploi stable</th><th>Non emploi</th><th>Censuré</th><th>Total</th></tr></thead><tbody><tr><th>Emploi temporaire</th><td>25,7<br>(533)</td><td>14,3<br>(297)</td><td>46,4<br>(963)</td><td>13,6<br>(283)</td><td>100,0<br>(2076)</td></tr><tr><th>Emploi stable</th><td>5,2<br>(65)</td><td>-</td><td>20,7<br>(259)</td><td>74,1<br>(927)</td><td>100,0<br>(1251)</td></tr><tr><th>Non emploi</th><td>48,4<br>(852)</td><td>30,8<br>(543)</td><td>-</td><td>20,8<br>(366)</td><td>100,0<br>(1761)</td></tr></tbody></table>

Champ : 5 088 épisodes commencés au cours du calendrier.

Source : FQP 2003 (INSEE).

Note de lecture : Fréquences entre parenthèses ;

14,3 % des 2 076 épisodes commençant par un emploi temporaire finissent par un emploi stable ;

13,6 % ne sont pas achevés au moment de l'enquête (ils sont dit censurés).

<footnote n="4">⁴Il est à noter qu’en reconstruisant tout le processus de transitions de mai 1998 à la date l’échantillonnage en mai 2003, nous résolvons le problème de biais d’échantillonnage en stock qui pèse sur les épisodes en cours en mai 2003.</footnote>
# 5 Résultats

Le modèle économétrique multi-états multi-épisodes nous permet de décrire l'impact des caractéristiques observables des personnes et de la dépendance de durée. Nous introduisons également une modélisation de l'hétérogénéité inobservée, comme détaillé dans l'encadré. Les résultats DESCRIPTIONS SUGGESTENT que les trajectoires professionnelles des hommes et des femmes peuvent être différentes. Aussi, nous avons procédé à des estimations séparées par genre.

Nous avons retenu pour l'analyse la plupart des caractéristiques disponibles qui peuvent affecter les intensités de transition d'un état à un autre : outre l'âge et le diplôme, nous introduisons également la nationalité (française ou pas), ainsi que la présence de jeunes enfants (moins de trois ans) dans le ménage au début de l'épisode<fnref n="5" />. C'est sur cette dernière dimension que les contrastes sont les plus marqués entre hommes et femmes (Tableaux 4 et 5). La présence de jeunes enfants fragilise la situation professionnelle des jeunes femmes. Les transitions entre emploi temporaire et emploi stable sont ainsi considérablement diminuées, alors que toutes les transitions vers le non-emploi sont plus probables (traduisant très certainement des départs vers l'inactivité). De manière plus surprenante, la présence de jeunes enfants coïncide avec une situation plus favorable pour les hommes : des transitions de l'emploi temporaire à l'emploi stable plus fréquentes, et des transitions vers le non-emploi moins probables<fnref n="6" />.

L'impact du diplôme sur les transitions est également intéressant. Conformément à l'intuition, avoir un diplôme élevé diminue les risques de perte d'emploi stable, et augmente les probabilités de retour à l'emploi quand on en est privé. Le diplôme protège avant tout du risque de non-emploi et importe peu dans les transitions de l'emploi stable vers l'emploi temporaire. On n'observe pas d'effet significatif du diplôme sur les probabilités d'accès à l'emploi stable pour les salariés en emploi temporaire, à une exception notable : pour les femmes, les probabilités d'accéder à un emploi stable augmentent avec le diplôme, alors que cette dimension n'a aucune incidence pour les hommes. Cela peut s'expliquer par le fait que les hommes occupent plus souvent des emplois d'intérim parmi les emplois temporaires, quand les femmes occupent plutôt des CDD. Ces types d'emploi sont parfois utilisés comme période d'essai, et ce profil traduirait en partie le fait que les plus diplômées aient plus de chance de voir convertir leur emploi dans ce cas<fnref n="7" />.

<footnote n="5">⁵Le statut marital n'est pas inclus du fait de la difficulté rencontrée pour reconstituer son évolution au cours de la période.</footnote>

<footnote n="6">⁶Ces résultats peuvent évidemment être liés à l'endogénéité possible de cette variable. Dans un modèle traditionnel, des femmes anticipant des difficultés sur le marché du travail pourraient préférer avoir des enfants, tandis que les hommes ne prendraient cette décision que dans des contextes d'amélioration de leur situation professionnelle. Néanmoins, le fait que nous incorporons un terme d'hétérogénéité inobservée dans notre modèle doit théoriquement réduire ce biais.</footnote>

<footnote n="7">⁷Une autre explication serait que les employeurs hésiteraient plus à embaucher directement une femme en emploi stable.</footnote>
<table><caption>TAB. 4 – Transitions entre Emploi Temporaire, Emploi Stable et non-emploi, modèle multi-états multi-épisodes (femmes)</caption><thead><tr><th></th><th>St|Tp</th><th>St|Ne</th><th>Tp|St</th><th>Tp|Tp</th><th>Tp|Ne</th><th>Ne|St</th><th>Ne|Tp</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="8"><strong>Caractéristiques individuelles</strong></td></tr><tr><td>Age</td><td>-0.17**<br>(0.08)</td><td>-0.04<br>(0.03)</td><td>-0.04<br>(0.03)</td><td>-0.01<br>(0.02)</td><td>0.02<br>(0.02)</td><td>-0.06**<br>(0.02)</td><td>-0.01<br>(0.02)</td></tr><tr><td>Diplôme (réf : aucun)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Inférieur au bac</td><td>-1.10*<br>(0.63)</td><td>-0.40*<br>(0.25)</td><td>0.28<br>(0.32)</td><td>-0.03<br>(0.21)</td><td>-0.22<br>(0.15)</td><td>0.40**<br>(0.20)</td><td>0.16<br>(0.18)</td></tr><tr><td>Niveau bac</td><td>-0.60<br>(0.54)</td><td>-0.55**<br>(0.24)</td><td>0.69**<br>(0.29)</td><td>0.04<br>(0.20)</td><td>-0.23*<br>(0.15)</td><td>0.36*<br>(0.20)</td><td>0.34**<br>(0.16)</td></tr><tr><td>Supérieur au bac</td><td>-0.27<br>(0.58)</td><td>-0.97**<br>(0.27)</td><td>0.73**<br>(0.32)</td><td>0.15<br>(0.22)</td><td>-0.66**<br>(0.17)</td><td>1.13**<br>(0.21)</td><td>0.06<br>(0.20)</td></tr><tr><td>Enfants ≤ 3 ans</td><td>-0.23<br>(0.56)</td><td>0.09<br>(0.20)</td><td>-0.88**<br>(0.33)</td><td>-0.29<br>(0.19)</td><td>0.16<br>(0.13)</td><td>-0.40**<br>(0.15)</td><td>-0.46**<br>(0.15)</td></tr><tr><td>Nationalité française</td><td>-0.49<br>(0.76)</td><td>-0.95**<br>(0.29)</td><td>0.13<br>(0.47)</td><td>0.96*<br>(0.51)</td><td>0.02<br>(0.26)</td><td>0.38<br>(0.32)</td><td>0.13<br>(0.29)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>État Occupé à l'épisode précédent</strong></td></tr><tr><td>non-emploi</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td></tr><tr><td>Emploi temporaire</td><td>0.64*<br>(0.37)</td><td>-0.33<br>(0.22)</td><td>0.42**<br>(0.19)</td><td>-0.05<br>(0.15)</td><td>-0.09<br>(0.12)</td><td>-0.18<br>(0.14)</td><td>0.20<br>(0.13)</td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td></td><td></td><td>0.52<br>(0.38)</td><td>-0.14<br>(0.37)</td><td>-0.45<br>(0.35)</td><td>ref</td><td>ref</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Fonction de hasard de base</strong></td></tr><tr><td>0-3 mois</td><td>-1.27<br>(2.14)</td><td>-2.38**<br>(1.00)</td><td>-4.42**<br>(1.03)</td><td>-3.83**<br>(0.82)</td><td>-2.37**<br>(0.53)</td><td>-3.64**<br>(0.81)</td><td>-2.07**<br>(0.63)</td></tr><tr><td>3-6 mois</td><td>-1.03<br>(2.14)</td><td>-2.28**<br>(1.00)</td><td>-4.07**<br>(1.04)</td><td>-4.66**<br>(0.83)</td><td>-2.01**<br>(0.53)</td><td>-3.60**<br>(0.81)</td><td>-2.35**<br>(0.63)</td></tr><tr><td>6-12 mois</td><td>-1.60<br>(2.13)</td><td>-2.39**<br>(0.99)</td><td>-4.12**<br>(1.05)</td><td>-4.72**<br>(0.83)</td><td>-2.25**<br>(0.54)</td><td>-3.68**<br>(0.81)</td><td>-2.50**<br>(0.64)</td></tr><tr><td>12-24 mois</td><td>-2.02<br>(2.12)</td><td>-2.30**<br>(0.98)</td><td>-4.42**<br>(1.05)</td><td>-5.14**<br>(0.84)</td><td>-2.61**<br>(0.55)</td><td>-4.19**<br>(0.82)</td><td>-2.98**<br>(0.65)</td></tr><tr><td>24-36 mois</td><td>-1.71<br>(2.11)</td><td>-2.14**<br>(0.97)</td><td>-4.39**<br>(1.08)</td><td>-5.75**<br>(0.92)</td><td>-2.74**<br>(0.57)</td><td>-4.50**<br>(0.84)</td><td>-2.64**<br>(0.67)</td></tr><tr><td>+ 36 mois</td><td>-2.42<br>(2.17)</td><td>-2.52**<br>(0.98)</td><td>-5.72**<br>(1.25)</td><td>-5.09**<br>(0.89)</td><td>-3.49**<br>(0.65)</td><td>-4.00**<br>(0.85)</td><td>-3.11**<br>(0.75)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Condition initiale (ref : non-emploi)</strong></td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td>0.98**<br>(0.44)</td><td>0.45**<br>(0.20)</td><td>0.19<br>(0.23)</td><td>-0.03<br>(0.19)</td><td>-0.11<br>(0.14)</td><td>0.77**<br>(0.17)</td><td>-0.01<br>(0.16)</td></tr><tr><td>Emploi temporaire</td><td>0.24<br>(0.42)</td><td>-0.39**<br>(0.20)</td><td>-0.19<br>(0.19)</td><td>0.03<br>(0.14)</td><td>-0.37**<br>(0.12)</td><td>0.34**<br>(0.17)</td><td>0.42**<br>(0.13)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Hétérogénéité inobservée</strong></td></tr><tr><td>ν</td><td>0.12<br>(1.12)</td><td>0.12<br>(0.56)</td><td>0.33<br>(0.53)</td><td>0.25<br>(0.31)</td><td>-0.98**<br>(0.17)</td><td>0.90**<br>(0.39)</td><td>-1.11**<br>(0.17)</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête FQP 2003. Restriction aux 908 femmes sorties de formation initiale entre 1993 et 1997 qui ont au moins un changement d'état entre 1998 et 2003. Nombre d'épisodes utilisés pour l'estimation : 2 819.

Note : St, Tp et Ne représentent respectivement Emploi Stable, Emploi Temporaire et non-emploi; St|Tp représente par exemple la transition entre Emploi Stable et Emploi Temporaire.

Lecture : Pour chaque transition $j|k$ on estime $h_{jk}^0(t) \exp(X\beta_{jk} + \nu_{jk})$. Les paramètres $\beta_{jk}$ correspondant à l'effet des caractéristiques observables figurent dans la première partie du tableau, ceux correspondant à la trajectoire passée dans la seconde.

Les hasards de base $h_{jk}^0(t) = \exp(\sum_{m=1}^M \alpha_{jk}^m \mathbf{1}(m-1 < t < m))$ estimés sont constants par morceaux. L'hétérogénéité inobservée est prise en compte par le terme $\nu$, qu'il faut ajouter à la spécification précédente pour $\exp(P)/(1 + \exp(P))$ avec $P = -1.65^{**}$, soit 16%.

(0.42)
<table><caption>TAB. 5 – Transitions entre Emploi Temporaire, Emploi Stable et non-emploi, modèle multi-états multi-épisodes (hommes)</caption><thead><tr><th></th><th>St|Tp</th><th>St|Ne</th><th>Tp|St</th><th>Tp|Tp</th><th>Tp|Ne</th><th>Ne|St</th><th>Ne|Tp</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="8"><strong>Caractéristiques individuelles</strong></td></tr><tr><td>Age</td><td>-0.06<br>(0.09)</td><td>-0.02<br>(0.05)</td><td>-0.01<br>(0.04)</td><td>-0.02<br>(0.03)</td><td>0.05**<br>(0.02)</td><td>-0.03<br>(0.03)</td><td>-0.04**<br>(0.02)</td></tr><tr><td>Diplôme (réf : aucun)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Inférieur au bac</td><td>-0.43<br>(0.49)</td><td>-0.29<br>(0.30)</td><td>0.11<br>(0.23)</td><td>0.16<br>(0.16)</td><td>-0.08<br>(0.14)</td><td>0.39*<br>(0.21)</td><td>0.12<br>(0.14)</td></tr><tr><td>Niveau bac</td><td>-0.57<br>(0.56)</td><td>-0.74**<br>(0.35)</td><td>0.13<br>(0.25)</td><td>0.07<br>(0.18)</td><td>-0.43**<br>(0.16)</td><td>0.49**<br>(0.24)</td><td>0.40**<br>(0.17)</td></tr><tr><td>Supérieur au bac</td><td>-0.89<br>(0.68)</td><td>-0.65*<br>(0.36)</td><td>0.30<br>(0.28)</td><td>-0.18<br>(0.22)</td><td>-0.42**<br>(0.18)</td><td>0.96**<br>(0.24)</td><td>0.21<br>(0.19)</td></tr><tr><td>Enfants ≤ 3 ans</td><td>0.48<br>(0.61)</td><td>0.21<br>(0.43)</td><td>0.44*<br>(0.25)</td><td>0.11<br>(0.22)</td><td>-0.81**<br>(0.24)</td><td>0.30<br>(0.25)</td><td>0.04<br>(0.24)</td></tr><tr><td>Nationalité française</td><td>-0.97<br>(0.67)</td><td>-0.16<br>(0.48)</td><td>0.47<br>(0.43)</td><td>0.14<br>(0.31)</td><td>-0.16<br>(0.25)</td><td>0.07<br>(0.28)</td><td>0.61**<br>(0.27)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>État Occupé à l'épisode précédent</strong></td></tr><tr><td>non-emploi</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td><td>ref.</td></tr><tr><td>Emploi temporaire</td><td>0.72*<br>(0.42)</td><td>0.13<br>(0.25)</td><td>0.34*<br>(0.18)</td><td>0.17<br>(0.13)</td><td>-0.20*<br>(0.12)</td><td>-0.23<br>(0.16)</td><td>0.29**<br>(0.12)</td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td></td><td></td><td>0.54<br>(0.44)</td><td>-0.16<br>(0.44)</td><td>-0.34<br>(0.44)</td><td>ref</td><td>ref</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Fonction de hasard de base</strong></td></tr><tr><td>0-3 mois</td><td>-0.95<br>(2.49)</td><td>-2.40<br>(2.54)</td><td>-4.88**<br>(1.16)</td><td>-6.46**<br>(0.63)</td><td>-2.11**<br>(0.65)</td><td>-3.66**<br>(1.25)</td><td>-1.73**<br>(0.62)</td></tr><tr><td>3-6 mois</td><td>-0.81<br>(2.46)</td><td>-1.41<br>(2.54)</td><td>-3.98**<br>(1.16)</td><td>-6.82**<br>(0.63)</td><td>-1.86**<br>(0.65)</td><td>-3.66**<br>(1.25)</td><td>-1.90**<br>(0.63)</td></tr><tr><td>6-12 mois</td><td>-0.76<br>(2.43)</td><td>-2.17<br>(2.59)</td><td>-3.97**<br>(1.16)</td><td>-7.06**<br>(0.64)</td><td>-2.14**<br>(0.65)</td><td>-3.71**<br>(1.26)</td><td>-2.02**<br>(0.63)</td></tr><tr><td>12-24 mois</td><td>-0.76<br>(2.38)</td><td>-1.65<br>(2.58)</td><td>-4.08**<br>(1.16)</td><td>-7.69**<br>(0.65)</td><td>-2.78**<br>(0.66)</td><td>-3.71**<br>(1.27)</td><td>-2.67**<br>(0.66)</td></tr><tr><td>24-36 mois</td><td>-1.90<br>(2.43)</td><td>-2.33<br>(2.57)</td><td>-4.56**<br>(1.18)</td><td>-8.16**<br>(0.70)</td><td>-2.58**<br>(0.66)</td><td>-4.15**<br>(1.39)</td><td>-2.67**<br>(0.74)</td></tr><tr><td>+ 36 mois</td><td>-1.14<br>(2.36)</td><td>-2.33<br>(2.56)</td><td>-4.61**<br>(1.22)</td><td>-7.54**<br>(0.70)</td><td>-3.02**<br>(0.71)</td><td>-4.40**<br>(1.62)</td><td>-3.95**<br>(1.18)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Condition initiale (ref : non-emploi)</strong></td></tr><tr><td>Emploi stable</td><td>-0.45<br>(0.58)</td><td>0.45<br>(0.32)</td><td>0.61**<br>(0.22)</td><td>-0.04<br>(0.19)</td><td>-0.46**<br>(0.17)</td><td>0.85**<br>(0.23)</td><td>-0.22<br>(0.17)</td></tr><tr><td>Emploi temporaire</td><td>-0.44<br>(0.44)</td><td>-0.00<br>(0.28)</td><td>0.01<br>(0.20)</td><td>0.10<br>(0.14)</td><td>-0.08<br>(0.12)</td><td>0.36*<br>(0.22)</td><td>0.33**<br>(0.13)</td></tr><tr><td colspan="8"><strong>Hétérogénéité inobservée</strong></td></tr><tr><td>ν</td><td>-2.65**<br>(0.85)</td><td>-2.24<br>(1.72)</td><td>-0.53<br>(0.66)</td><td>3.64**<br>(0.87)</td><td>-1.57**<br>(0.26)</td><td>0.61<br>(1.03)</td><td>-0.51<br>(0.35)</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête FQP 2003. Restriction aux 668 hommes sortis de formation initiale entre 1993 et 1997 qui ont au moins un changement d'état entre 1998 et 2003. Nombre d'épisodes utilisés pour l'estimation : 2269.

Note : St, Tp et Ne représentent respectivement Emploi Stable, Emploi Temporaire et non-emploi; St|Tp représente par exemple la transition entre Emploi Stable et Emploi Temporaire.

Lecture : Pour chaque transition $j|k$ on estime $h_{jk}^0(t) \exp(X\beta_{jk} + \nu_{jk})$. Les paramètres $\beta_{jk}$ correspondant à l'effet des caractéristiques observables figurent dans la première partie du tableau, ceux correspondant à la trajectoire passée dans la seconde.

Les hasards de base $h_{jk}^0(t) = \exp(\sum_{m=1}^M \alpha_{jk}^m \mathbb{1}(m-1 < t < m))$ sont constants par morceaux. L'hétérogénéité inobservée est prise en compte par le terme $\nu$, qu'il faut ajouter à la spécification précédente pour $\exp(P)/(1 + \exp(P))$ avec $P = -4.16^{**}$, (0.94)

soit 1.5 %.
Les fonctions de hasard de base mesurent la dépendance de durée : plus précisément, il s'agit de savoir si le fait d'observer telle ou telle transition augmente ou diminue avec le temps passé dans un état. La modélisation d'un hasard constant par morceaux permet d'estimer de manière souple cette dépendance et de mettre en évidence d'éventuels effets non linéaires. De fait, les résultats présentent des profils peu réguliers (Graphiques 5 et 6), ce qui justifie *a posteriori* cette approche peu paramétrique.

Pour les salariés occupant un emploi temporaire, les intensités de transition vers l'emploi stable sont nettement plus faibles que celles vers le non-emploi. Les transitions vers le non-emploi sont maximales entre trois et six mois. Les transitions vers l'emploi stable sont faibles les trois premiers mois, plus élevées pendant la première année, puis décroissent à nouveau. À l'inverse, les intensités de transition d'emploi temporaire à emploi temporaire sont particulièrement fortes en début de période, mais décroissent plus vite.

Ces profils peuvent s'expliquer par la nature des emplois concernés. Les emplois temporaires sont parfois utilisés comme des périodes d'essai avant une embauche stable. Il est peu probable qu'elle arrive dans les trois premiers mois, est plus probable avec le temps, mais devient de moins en moins probable à mesure que l'individu persiste en emploi temporaire. Rappelons aussi que les emplois temporaires regroupent des types de contrats très différents, en particulier en terme d'usages (par les entreprises) et de durées. Sont donc mélangés des emplois de très courte durée, présentant plutôt des risques de rupture élevés, mais avec une forte probabilité de retrouver un tel type d'emploi (ce qui correspond sans doute à des emplois intérimaires). Si les emplois d'intérim se comptent plutôt en semaines, les emplois en CDD se comptent plutôt en mois<fnref n="8" />... Il est donc peu surprenant que la probabilité de connaître une perte d'emploi augmente plutôt après trois mois (ce qui peut correspondre à la fin de tels emplois). Il faut cependant souligner que bien que les coefficients soient élevés, ils sont estimés avec une très faible précision. Il ne faut donc pas sur-interpréter ce profil.

La probabilité de sortir du non-emploi pour un emploi temporaire, diminue rapidement avec le temps déjà passé hors de l'emploi, mais est très faible pour les transitions vers l'emploi stable : ceci confirme que tant le chômage que l'inactivité seraient des “trappes”, dont il s'avère difficile de sortir. Les intensités de transition de l'emploi stable vers un autre emploi sont très faibles (l'ordre de grandeur est plus de 5 fois inférieur à ce qu'on observe pour les transitions venant d'autres états). Les intensités de transition vers le non-emploi sont un peu plus élevées entre trois et six mois, ce qui peut correspondre à des périodes d'essai plus ou moins longues. Rappelons que nous ne modélisons pas par souci de simplicité les transitions d'emploi stable à emploi stable. Ce résultat ne signifie donc pas forcément que les personnes qui occupent ces emplois demeurent sur le même poste, mais seulement qu'ils ne transitent pas par le non-emploi ou des emplois temporaires entre deux emplois stables.

Pour tenir compte des phénomènes de dépendances plus complexes dans la trajectoire passée, nous introduisons également des termes mesurant l'état *précédent* (Tableaux 4 et 5). Le message est ambigu. Le fait d'avoir déjà occupé un emploi temporaire à l'état initial augmente les risques de connaître une transition de l'emploi stable vers l'emploi temporaire, par rapport aux personnes qui étaient sans emploi à l'état précédent. Avoir occupé un emploi temporaire plutôt que stable à la période précédente augmente également les intensités de transition entre non-emploi et emploi temporaire. En revanche, les intensités de transition entre emploi temporaire et emploi stable sont également plus fortes dans ce cas, tandis que les intensités de transitions entre emploi temporaire

<footnote n="8">⁸À partir de l'enquête Emploi, nous observons dans Givord et Wilner (2009) que les CDD à temps plein du secteur privé durent en moyenne six mois</footnote>
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>FIG. 5 – Taux de hasard prédit (hommes)</figcaption></figure>

Taux de hasard mensuel prédit par le modèle (tableau 5), pour des personnes de 26 ans sans enfant, ayant un diplôme niveau bac, sans emploi en 1998, ayant occupé un emploi temporaire à l'épisode précédent.

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>FIG. 6 – Taux de hasard prédit (hommes)</figcaption></figure>

Taux de hasard mensuel prédit par le modèle (tableau 4), pour des personnes de 26 ans sans enfant, ayant un diplôme niveau bac, sans emploi en 1998, ayant occupé un emploi temporaire à l'épisode précédent.

et non-emploi en sont diminuées. Ces résultats suggèrent que la trajectoire dépend de manière durable des états occupés sur le marché du travail.

Notons que ces résultats sont obtenus en prenant en compte l'hétérogénéité inobservée. Comme détaillé dans l'encadré, celle-ci revient à supposer que la population est composée de plusieurs types, ayant des caractéristiques rendant telles ou telles transitions plus probables. Nous avons ici retenu une partition en deux groupes. Pour les femmes, une partition ressort nettement : on obtient ainsi un groupe de près de 16 %, qui schématiquement semble avoir un attachement plus fort au marché du travail (intensité de transition du non-emploi vers l'emploi stable plus élevée, moindre transition de l'emploi temporaire vers le non-emploi mais également du non-emploi vers l'emploi temporaire). Pour les hommes, la partition ne ressort pas vraiment, puisque l'on n'isole qu'un sous-groupe de taille très réduite (moins de 2 % de la population). Cette population se caractériserait par des transitions plus fréquentes d'emploi temporaire à emploi temporaire, et moins fréquentes d'emploi temporaire à non-emploi.
Conclusion

Dans leur ensemble, ces résultats montrent qu'il est difficile d'apporter des réponses simples pour analyser l'impact des contrats temporaires sur l'insertion. Les estimations montrent que les caractéristiques individuelles ont une influence importante sur les transitions. Elles montrent également que le fait de passer par tel ou tel état du marché du travail peut avoir un effet à long terme sur la trajectoire professionnelle. Le fait de passer par un emploi temporaire en début de carrière peut donc avoir une incidence sur le plus long terme. Néanmoins, si la complexité du modèle utilisé ici permet de rendre compte de celle des mécanismes à l'œuvre, elle constitue également sa limite. Les conditions d'identification de l'ensemble des paramètres correspondant à la trajectoire passées ne sont pas toujours clairement établies (voir pour une discussion Baker et Melino, 2000). Compte tenu de la taille réduite de l'échantillon que nous utilisons, il nous semble cependant difficile d'aller plus loin. Une extension intéressante serait d'utiliser les enquêtes Génération du Cereq.
# Annexe : modèle à risques concurrents avec multi-épisodes

## Modèle à risques concurrents

Pour chaque individu, on observe sur 60 mois le nombre de transitions opérées sur le marché du travail, les états occupés successivement et le temps passé dans chaque épisode. Pour modéliser cet historique, on définit des processus latents $U_{jk} \in R^+$, où $j = 1, 2, 3$ désigne l'état d'origine, et $k$ un état de destination possible à partir de l'état $j : k \in E(j)$ où $E(j)$ est l'ensemble des états accessibles à partir de $j$. Les processus ainsi définis correspondent à la durée nécessaire pour sortir de l'état $j$ et entrer dans l'état $k$. Si l'individu sort de l'état $j$, la transition effectivement observée correspond à celle pour laquelle la durée latente est la plus courte. Ainsi la durée de l'épisode est donnée par la plus petite des valeurs prises par la variable $U_{jk}$. Si l'individu est toujours en $j$ à la fin de la période d'observation, le processus est dit censuré. L'information dont on dispose alors est que le temps nécessaire pour atteindre chacun des états $k \in E(j)$ est supérieur au temps observé.

On considère que, quelle que soit la transition $jk$ considérée, les différences observées entre les individus dans la fonction de hasard de $u_{jk}$, la réalisation de $U_{jk}$, peuvent être caractérisées par les variables observées $X$ et inobservées $\nu_{jk}$. Notamment, on suppose que, quels que soient $k, k' \in E(j)$, les durées $u_{jk}$ et $u_{jk'}$ sont indépendantes conditionnellement à $X, \nu_{jk}, \nu_{jk'}$.

Notre calendrier nous permet d'observer pour une même personne $i$ ses $L_i$ transitions successives sur le marché du travail. On s'intéresse ici à la distribution jointe des durées conditionnellement aux observables<fnref n="9" /> : $f(u_2, ..., u_{L_i} | X_i)$. Sous l'hypothèse d'indépendance conditionnelle sur les observables et inobservables, il est possible de décrire la densité jointe conditionnelle comme le produit des densités marginales conditionnelles de chacune des durées $u_l$ (avec $l = 2, ..., L_i$) intégré sur la distribution des termes inobservables.

Dans un cadre de risques concurrents, les données apportent de l'information sur $\min(u_{jk}, u_{jk'})$ et sur la durée $U_{jk}$ se terminant en premier. Comme ces informations ne sont pas suffisantes pour permettre l'identification du modèle (Lancaster 1990), nous devons imposer une structure sur les hasards. L'intensité de transition vers l'état $k$ après avoir passé une durée $u_l$ dans l'état $j$ est ainsi supposée de type hasard proportionnel mixte. Selon cette spécification, les variables explicatives et l'hétérogénéité inobservable font varier le hasard de base proportionnellement. La fonction de hasard conditionnel du $l$-ème épisode s'écrit donc

$$h_{jk}(u_l | X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk}) = h_{jk}^{(0)}(u_l) \psi[X_{jk}(\tau_l)'\beta_{jk} + \nu_{jk}]$$

où $X_{jk}(\tau_l)$ représentent les caractéristiques observables de l'individu, dont l'état occupé précédemment. Leur valeur est fixée à la date $\tau_l$ d'entrée dans l'épisode. $\nu_{jk}$ capte l'effet de l'hétérogénéité individuelle inobservée sur la transition de l'état $j$ vers l'état $k$. On autorise cette hétérogénéité à dépendre de l'état d'origine $j$ et de destination $k$. Nous supposons cependant que ces caractéristiques individuelles inobservables sont constantes sur l'ensemble de la trajectoire professionnelle. On suppose ainsi par exemple que le passé professionnel n'affecte pas la motivation ou l'attachement au marché du travail. Enfin, $h_{jk}^{(0)}(.)$ est la fonction de hasard de base : elle décrit comment la probabilité de sortie d'un état dépend du temps déjà passé dans cet état et mesure donc la dépendance de durée. On suppose que cette fonction peut dépendre de l'état d'origine $j$ et de l'état d'arrivée $k$, mais qu'elle ne dépend pas du rang $l$ de l'épisode actuel dans l'histoire des transitions. Cette hypothèse signifie que le passé professionnel ne joue pas sur la dépendance de durée.

<footnote n="9">⁹Par souci de clarté, on omet les indices $j$ et $k$</footnote>
L'identification de ce type de modèle est dite non paramétrique dans la mesure où elle ne repose pas sur des formes fonctionnelles spécifiques de $\psi$, du hasard de base et de la distribution des termes inobservés. Le fait de disposer de multiples épisodes par individu nous permet d'avoir une identification sous des hypothèses plus faibles que lorsque l'on n'observe qu'une réalisation par individu (voir Abbring et Van den Berg, 2003 pour les conditions précises d'identification du modèle).

Pour la partie spécifique $\psi$ nous prenons classiquement une fonction exponentielle. Pour le hasard de base, plusieurs spécifications peuvent être retenues : aucune n'est a priori évidente, et choisir une spécification paramétrique ad hoc pour cette fonction peut conduire à des résultats erronés, si la spécification retenue ne correspond pas à la forme réelle de la dépendance de durée. Pour cette raison, nous préférerons utiliser une spécification flexible, en approximant la fonction par des hasards de base constants par morceaux (avec des intervalles de 3, 6 puis 12 mois) :

$$h_{jk}^{(0)}(u_l) = \exp \left( \sum_{s=1}^{M} \alpha_{jk}^{s} \mathbb{1}(u_l \in [s-1; s]) \right)$$

## Vraisemblance conditionnelle de l'échantillon

Nous décrivons ici les contributions individuelles à la vraisemblance, conditionnellement à la condition initiale $y_1 = 1, 2, 3$ et à l'hétérogénéité inobservée. Du fait de notre traitement de la condition initiale, seuls les épisodes commencés postérieurement à mai 1998, soient les épisodes 2 à $L_i$, contribuent à la vraisemblance.

Si le l-ième épisode ($l = 2, \dots, L_i$) n'est pas censuré à droite (c'est-à-dire s'il est terminé à la date de l'enquête en mai 2003) et marque une transition de $j$ vers $k$, sa contribution à la vraisemblance est la fonction de densité conditionnelle de la durée passée dans l'état $j$, étant donné que l'individu était dans l'état $y_1$ en mai 1998, que l'épisode dure $u_l$ mois et se termine avec une transition vers l'état $k$ :

$$f(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk}) = h_{jk}(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk}) S_j(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk})$$

où $S_j(\cdot | \cdot)$ est la fonction de survie conditionnelle de la durée $u_l$ dans l'état $j$, définie par

$$S_j(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk}) = \exp \left( - \sum_{k' \in E(j)} \int_{s=0}^{u_l} h_{jk'}(s | y_1, X_{jk'}(\tau_l), \nu_{jk'}) ds \right)$$

Sa contribution à la vraisemblance est donc la probabilité $h_{jk}(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk})$ que l'individu reste au moins $u_l$ mois dans l'état $j$ avant d'entrer dans l'état $k$, multipliée par la probabilité $S_j(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk})$ qu'il n'ait pas connu de transition vers un autre état auparavant (c'est-à-dire que les durées pour sortir de $j$ vers un autre état $k$ soient supérieures à $u_l$).

Pour les épisodes censurés à la date de l'enquête en mai 2003, la contribution à la fonction de vraisemblance est :

$$f(u_l | y_1, X_{jk}(\tau_l), \nu_{jk}) = S_j(T - \tau_l | y_1, X_{jk}(t_l), \nu_{jk})$$

où $T$ la date de fin de l'observation (mai 2003). C'est donc simplement la probabilité que la durée nécessaire pour sortir de l'état $j$ est supérieure à la durée observée $T - \tau_l$.
La contribution conditionnelle d'un individu à la vraisemblance correspond au produit de la vraisemblance conditionnelle de chacun de ses épisodes, sauf le premier. La vraisemblance conditionnelle de l'échantillon est le produit sur tous les individus et s'écrit donc :

$$ \mathcal{L}(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_1, X_i, \nu; \Theta) = \prod_{i=1}^{n} \ell(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_{1i}, X_i, \nu; \Theta) $$

où la contribution individuelle $\ell(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_1, X_i, \nu; \Theta)$ est

$$ \ell(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_{1i}, X_i, \nu; \Theta) = \prod_{l=2}^{L_i} \prod_{j=1}^{3} \prod_{k \in E(j)} h_{jk}(u_{li}|y_{1i}, X_{jki}, \nu_{jk})^{\delta_{jki}^l} S_j(u_{li}|y_{1i}, X_{jki}, \nu_{jk})^{\delta_{ji}^l} $$

$$ \text{où } \delta_{jki}^l = \begin{cases} 1 & \text{si l'épisode } l \text{ est une transition de } j \text{ vers } k \\ 0 & \text{sinon} \end{cases} \\ \text{et } \delta_{ji}^l = \sum_{k \in E(j)} \delta_{jki}^l. $$

## Hétérogénéité inobservée.

Pour obtenir la vraisemblance non conditionnelle aux $(\nu_{jk})_{j,k}$, qui ne sont pas - par définition - observés, il est nécessaire d'intégrer par rapport à la distribution des termes inobservées. Il est souvent d'usage dans la littérature de retenir une distribution discrète à la Heckman-Singer (1984). Cette formulation est a priori plus souple qu'une spécification paramétrique ad hoc de la distribution de l'hétérogénéité inobservée. Formellement, on suppose que $\nu = (\nu_{12}, \dots, \nu_{32})$ a une distribution discrète définie par les probabilités suivantes, estimées conjointement aux autres paramètres du modèle : $P_m = \text{Pr}(\nu = \nu^m = (\nu_{12}^m, \dots, \nu_{32}^m))$ où $0 \le P_m \le 1, \forall m = 1, \dots, M$ et $\sum_{k=1}^M P_m = 1$.

Au final, la fonction de vraisemblance non conditionnelle est :

$$ \mathcal{L}(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_1, X_i; \Theta) = \prod_{i=1}^{n} \sum_{m=1}^{M} P_m \ell(u_2, \dots, u_{L_i} \mid y_1, X_i, \nu^m; \Theta) $$
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LOLLIVIER, S. (2000) : "Récurrence du chômage dans l'insertion des jeunes : Des trajectoires hétérogènes," *Économie et Statistique*, 334, 49-63.

LOPEZ, A. (2004) : "Les modes de stabilisation en emploi en début de vie active," *Économie et Statistique*, 378-379, 105-128.

LUTINIER, B. (2007) : "Les mouvements de main-doeuvre au troisième trimestre 2006," *Premières synthèses*, 38(4).

MAGNAC, T. (2000) : "Subsidised Training and Youth Employment : Distinguishing Unobserved Heterogeneity from State Dependence in Labour Market Histories," *Economic Journal*, 110(466), 805-37.

MCGINNITY, F., M.-A., ET S. GUNDERT (2005) : "A Bad Start ? Fixed-Term Contracts and the Transition from Education to Work in West Germany," *European Sociological Review*, 21(4), 359-374.

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<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 WELSCH</td><td>G 9203<br>I. STAPIC<br>Les échanges internationaux de services de la France dans le cadre des négociations multilatérales du GATT<br>Jun 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<br>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<br>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<br>N. GREENAN et D. GUELLEC<br>Coordination within the firm and endogenous growth</td></tr><tr><td>G 9101</td><td>Equipe AMADEUS<br>Le modèle AMADEUS - Première partie - Présentation générale</td><td>G 9207<br>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<br>B. CREPON, E. DUGUET, D. ENCAOUA et P. MOHNEN<br>Cooperative, non cooperative R & 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<br>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<br>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<br>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<br>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<br>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<br>P. JAILLARD<br>Le traité de Maastricht : 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<br>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<br>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<br>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<br>L. BLOCH - B. CŒURÉ<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-économétrique</td><td>G 9400<br>J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br>Les théories sur la structure optimal 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 dissuasion d'entrée</td><td>G 9410<br>F. ROSENWALD<br>Suivi conjoncturel de l'investissement</td></tr><tr><td>G 9202</td><td>J. OLIVEIRA-MARTINS, J. TOUJAS-BERNATE</td><td>G 9411<br>J. BOURDIEU - B. COLIN-SEDILLOT<br>Les décisions de financement des entreprises</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9312</td><td>L. BLOCH - B. CŒURÉ<br>Q de Tobin marginal et transmission des chocs financiers</td></tr><tr><td>G 9313</td><td>Equipes Amadeus (INSEE), Banque de France, Métric (DP)<br>Presentation des propriétés des principaux modèles macroéconomiques du Service Public</td></tr><tr><td>G 9314</td><td>B. CREPON - E. DUGUET<br>Research & 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>Theorie 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. DEFEUILLE - Ph. QUIRION<br>Les déchets d'emballages ménagers : une analyse économique des politiques française et allemande</td></tr></table>

<table><tr><td>G 9412</td><td>J. BOURDIEU - B. CŒURÉ - 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. CŒURÉ - 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. CŒURÉ<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>Persistance de 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 Economie 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 - Erasme - 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-BENSAÎD<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 microéconométrique 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>
  <tbody>
    <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>
      <td>G 9808</td>
      <td>A. Mourougane<br>Can a Conservative Governor Conduct an Ac-<br>comodative Monetary Policy?</td>
      <td>G 9913</td>
      <td>Division « Redistribution et Politiques Sociales »<br>Le modèle de microsimulation dynamique<br>DESTINIE</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>
      <td>G 9809</td>
      <td>X. BONNET - E. DUBOIS - L. FAUVET<br>Asymétrie des inflations relatives et menus costs<br>: tests sur l'inflation française</td>
      <td>G 9914</td>
      <td>E. DUGUET<br>Macro-commandes SAS pour l'économétrie des<br>panels et des variables qualitatives</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>
      <td>G 9810</td>
      <td>E. DUGUET - N. IUNG<br>Sales and Advertising with Spillovers at the firm<br>level: Estimation of a Dynamic Structural Model<br>on Panel Data</td>
      <td>G 9915</td>
      <td>R. DUHAUTOIS<br>Evolution 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 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>
      <td>G 9811</td>
      <td>J.P. BERTHIER<br>Congestion urbaine : un modèle de trafic de<br>pointe à courbe débit-vitesse et demande<br>élastique</td>
      <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 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>
      <td>G 9812</td>
      <td>C. PRIGENT<br>La part des salaires dans la valeur ajoutée : une<br>approche macroéconomique</td>
      <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 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>
      <td>G 9813</td>
      <td>A.Th. AERTS<br>L'évolution de la part des salaires dans la valeur<br>ajoutée en France reflète-t-elle les évolutions<br>individuelles sur la période 1979-1994 ?</td>
      <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 9614</td>
      <td>ZHANG Yingxiang - SONG Xueqing<br>Lexique macroéconomique Français-Chinois</td>
      <td>G 9720</td>
      <td>M. HOUBEBINE - J.L. SCHNEIDER<br>Mesurer l'influence de la fiscalité sur la locali-<br>sation des entreprises</td>
      <td>G 9814</td>
      <td>B. SALANIÉ<br>Guide pratique des séries non-stationnaires</td>
      <td>G 9919</td>
      <td>S. AUDRIC - P. GIVORD - C. PROST<br>Evolution de l'emploi et des coûts par quali-<br>fication entre 1982 et 1996</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>
      <td>G 9901</td>
      <td>S. DUCHÈNE - A. JACQUOT<br>Une croissance plus riche en emplois depuis le<br>début de la décennie ? Une analyse en compa-<br>raison internationale</td>
      <td>G 2000/1</td>
      <td>R. MAHIEU<br>Les déterminants des dépenses de santé : une<br>approche macroéconomique</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>G 9702</td>
      <td>J.L. SCHNEIDER<br>Transition et 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>
      <td>G 9902</td>
      <td>Ch. COLIN<br>Modélisation des carrières dans Destinie</td>
      <td>G 2000/2</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 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>
      <td>G 9904</td>
      <td>Ch. COLIN<br>Evolution de la dispersion des salaires : un essai<br>de prospective par microsimulation</td>
      <td>G 2000/3</td>
      <td>J.-Y. FOURNIER<br>L'approximation du filtre passe-bande proposée<br>par Christiano et Fitzgerald</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>paraitre</td>
      <td>G 9905</td>
      <td>B. CREPON - N. IUNG<br>Innovation, emploi et performances</td>
      <td>G 2000/4</td>
      <td>Bilan des activités de la DESE - 1999</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>
      <td>G 9907</td>
      <td>B. CREPON - Ch. GIANELLA<br>Wages inequalities in France 1969-1992<br>An application of quantile regression techniques</td>
      <td>G 2000/5</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 9706</td>
      <td>M. HOUBEBINE - A. TOPIOL-BENSAÏD<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>
      <td>G 9908</td>
      <td>C. BONNET - R. MAHIEU<br>Microsimulation techniques applied to inter-<br>generational transfers - Pensions in a dynamic<br>framework: the case of France</td>
      <td>G 2000/6</td>
      <td>A. FLIPO<br>Les comportements matrimoniaux de fait</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>G 9707</td>
      <td>M. HOUBEBINE<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>
      <td>G 9909</td>
      <td>F. ROSENWALD<br>L'impact des contraintes financières dans la dé-<br>cision d'investissement</td>
      <td>G 2000/7</td>
      <td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Microsimulations of the retirement decision: a<br>supply side approach</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>
      <td>G 9910</td>
      <td>Bilan des activités de la DESE - 1998<br>J.P. ZOYEM<br>Contrat d'insertion et sortie du RMI<br>Evaluation des effets d'une politique sociale</td>
      <td>G 2000/8</td>
      <td>C. AUDENIS - C. PROST<br>Déficit conjoncturel : une prise en compte des<br>conjonctures passées</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>
      <td>G 9911</td>
      <td>Ch. COLIN - FI. LEGROS - R. MAHIEU<br>Bilans contributifs comparés des régimes de<br>retraite du secteur privé et de la fonction<br>publique</td>
      <td>G 2000/9</td>
      <td>R. MAHIEU - B. SÉDILLOT<br>Equivalent patrimonial de la rente et souscription<br>de retraite complémentaire</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>
      <td>G 9912</td>
      <td>G. LAROQUE - B. SALANIÉ<br>Une décomposition du non-emploi en France</td>
      <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 9711</td>
      <td>G. FORGEOT - J. GAUTIÉ<br>Insertion professionnelle des jeunes et proces-<br>sus de déclassement</td>
      <td>G 9807</td>
      <td>J. ACCARDO - M. JLASSI<br>La productivité globale des facteurs entre 1975<br>et 1996</td>
      <td>G 9912</td>
      <td>B. SALANIÉ<br>Une maquette analytique de long terme du<br>marché du travail</td>
      <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>G 9712</td>
      <td>E. DUBOIS<br>High Real Interest Rates: the Consequence of a<br>Saving Investment Disequilibrium or of an in-<br>sufficient Credibility of Monetary Authorities?</td>
      <td>G 9808</td>
      <td>J. ACCARDO - M. JLASSI<br>La productivité globale des facteurs entre 1975<br>et 1996</td>
      <td>G 9912</td>
      <td>Ch. GIANELLA<br>Une estimation de l'élasticité de l'emploi peu<br>qualifié à son coût</td>
      <td>G 2000/12</td>
      <td>Ch. GIANELLA<br>Local unemployment and wages</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>G 9713</td>
      <td>Bilan des activités de la Direction des Etudes<br>et Synthèses Economiques - 1996</td>
      <td>G 9809</td>
      <td>Bilan des activités de la Direction des Etudes et<br>Synthèses Economiques - 1997</td>
      <td>Bis</td>
      <td></td>
      <td>G 2000/13</td>
      <td>B. CREPON - Th. HECKEL<br>- Informatisation en France : une évaluation à<br>partir de données individuelles</td>
    </tr>
  </tbody>
</table>
- 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 measurement of GDP growth

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

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

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

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

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

G2001/07 Bilan des activités de la DESE - 2000

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

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

G2001/10 B. CRÉPON - R. DESPLATZ
Evaluation 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
- Rétroposition des séries de FBCF et calcul du capital fixe en SEC-95 dans les comptes nationaux français

- Rétroposition 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 Familielle 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 : interprétation 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
Âge, salaire et productivité
La productivité des salariés décline-t-elle en fin de carrière ?

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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 a1974

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 Economiques - 2004

G2005/07 S. RASPILLER
La concurrence fiscale : principaux enseignements de l'analyse économique

G2005/08 C. L'ANGEVIN - N. LAÎB
Éducation et croissance en France et dans un panel de 21 pays de l'OCDE

G2005/09 N. FERRARI
Prévoir l'investissement des entreprises
Un indicateur des révisions dans l'enquête de conjoncture sur les investissements dans l'industrie.
G2005/10 P.-O. BEFFY - C. L'ANGEVIN
Chômage et boucle prix-salaires : apport d'un modèle « qualifiés/peu qualifiés »

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

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

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

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

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

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

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

G2006/02 C. PICART
Les gazelles en France

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

G2006/15 L. GONZALEZ - C. PICART
Diversification, centrage 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 croisssance potentielle à long terme

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