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Using the CURIOS algorithm to manage the prioritization of CAPI surveys
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L’algorithme CURIOS pour l’optimisation du plan de sondage en fonction de la non-réponse
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Quantifier l’influence totale de la famille d’origine sur le devenir scolaire et professionnel des individus
No full textLes travaux visant à mesurer l’influence familiale sur les parcours scolaires et professionnels reposent principalement sur des données relatives à un individu et ses ascendants. Celles‑ci réduisent l’influence du milieu familial à l’effet des caractéristiques mesurées dans les enquêtes, tels le diplôme et la profession de chacun des deux parents. La part de variance expliquée par ces variables fournit une estimation basse et biaisée de l’influence de la famille d’origine, réduite à ces seules variables explicatives : elle ignore l’impact éventuel des aspects familiaux inobservés ou inobservables. Cet article s’affranchit de cette limite en s’inscrivant dans la tradition des modèles de fratrie (sibling models). Il utilise les données sur les différents membres d’une fratrie disponibles dans deux enquêtes : l’enquête sur la formation et la qualification professionnelle (FQP) de l’Insee (2003) et l’enquête sur le niveau intellectuel des enfants d’âge scolaire de l’Ined (1965). Observer et modéliser les parcours d’individus ayant connu une socialisation familiale similaire permet de prendre en compte toutes les formes de transmission communes aux frères et sœurs. L’influence familiale est ainsi considérée au sens large en tant qu’effet de l’ensemble du milieu social d’origine. Dans la mesure où elle amène les parcours des membres de la fratrie à se ressembler, nous la qualifions de « cohésive ». Les données de l’enquête FQP montrent que l’influence familiale cohésive explique la moitié de la variabilité des niveaux d’éducation entre individus, et un tiers de la variabilité des niveaux de profession. Au sein de la part relevant de l’influence familiale cohésive, la moitié seulement est expliquée par les caractéristiques du milieu familial observées dans l’enquête. Par ailleurs, l’influence familiale est plus forte pour les paires fraternelles de même sexe, lorsque l’écart d’âge entre frères et sœurs est limité, ou que les diplômes des parents sont plus homogènes
Elasticités des recettes fiscales au cycle économique : étude de trois impôts sur la période 1979-2013 en France
No full textLes recettes fiscales ont parfois assez fortement surpris en France, aussi bien à la hausse, avec l'épisode de la « cagnotte » de 1999, qu'à la baisse, avec des rentrées fiscales inférieures à celles escomptées en 2009 et plus récemment en 2013. L'objectif de cette étude est de documenter sur la période 1979-2013 la réaction au cycle économique des trois principaux impôts d'État en France : l'impôt sur le revenu (IR), la taxe sur la valeur ajoutée (TVA) et l'impôt sur les sociétés (IS). Dans un premier temps, il est nécessaire de neutraliser l'impact des mesures discrétionnaires, qui conditionnent une part de l'évolution des impôts. Dans un deuxième temps, un travail d'estimation des élasticités des recettes fiscales a été mené sur ces séries « à législation constante ». Partant d'un modèle simple d'estimation de l'élasticité contemporaine de chaque recette au PIB, des spécifications plus complexes inspirées de la littérature sont ensuite testées pour prendre en compte la sensibilité à l'environnement économique. Selon nos résultats, l'élasticité des recettes d'IR au cycle économique est proche de l'unité lorsque les mesures de revalorisation du barème sont considérées comme suffisamment systématiques et non pas comme des mesures nouvelles. Les recettes de TVA auraient un comportement relativement proche, avec une réaction contemporaine presque unitaire à l'activité. Cette réaction est toutefois un peu plus forte si elle provient d'un choc sur les volumes que sur les prix. L'IS est un impôt assis sur les revenus de l'année précédente, mais réagit fortement à un choc contemporain et jouerait en ce sens un rôle de stabilisateur. Il est également sensible à une évolution du prix des actifs
Patrimoine financier des ménages français : quelles évolutions en 20 ans ?
No full textFocusing on households' financial assets, this work attempts to analyze microeconomicdeterminants of the global evolutions in French households' portfolio from 1990 to 2010. Inparticular, we analyze the role of age and provide, from French data, an empirical ground tothe large literature dedicated to wealth accumulation. The paper mobilizes successiveHousehold Wealth Survey cross-sections (conducted in 1992, 1998, 2004 and 2010) anddevelops an age-cohort-period model. The estimation of age-patterns for financial assetsbuilding shows no decumulation in retirement, on the contrary to the standard Life-CycleHypothesis, and no significant differences between birth cohort groups. This approach issupplemented by exploring the role played by other microeconomic determinants, such asdiploma, suggesting the existence of a large diversity of accumulation patterns within eachgeneration. The paper ends with a brief focus on life insurance expansion in Frenchhouseholds' portfolio, describing its nature and which savers' groups have supported it.L’objectif de cette étude est d’analyser les déterminants microéconomiques des évolutionsmacroéconomiques observées sur le patrimoine financier des ménages entre 1990 et 2010.En particulier, ce travail explore le rôle de l’âge sur les choix d’accumulation d’actifsfinanciers et apporte, sur données françaises, un point de vue empirique à la littératurethéorique riche sur le sujet. Un modèle âge-période-cohorte est estimé, en mobilisant lesdonnées individuelles issues des enquêtes Patrimoine de l’Insee (menées en 1992, 1998,2004 et 2010). L’estimation des profils par âge indique que les ménages français nedésaccumulent pas leur patrimoine financier après le passage à la retraite, en désaccordavec la théorie standard du cycle de vie. Par ailleurs, les résultats n’indiquent aucunedifférence significative dans le profil d’accumulation de richesse financière entre lesgénérations observées. L’analyse du rôle joué par d’autres déterminants microéconomiquestels que le niveau de diplôme vient compléter cette première approche ; si les profilsd’accumulation d’actifs financiers apparaissent relativement proches entre générations, ilssemblent afficher une forte disparité au sein de chacune d’entre elle. Enfin, l’étude donnequelques éléments d’analyse sur la forte expansion de l’assurance-vie dans le portefeuilledes ménages français, identifiant quels ménages y ont le plus contribué
L'équation d'Euler est morte, vive l'équation d'Euler !
No full textDespite some strong cases built against it, the Euler equation on consumption remains acornerstone of monetary policy models. In this paper I test the representative household's consumption-savings trade-off in two original directions. I first use households' specific interest rates for both US and France. These rates have a better explanatory power of the representative consumer's behaviour than the monetary policy rate. I also use a less restrictive approach to measure households' expectations based on survey data; However, the challenge posed by the Euler equation to monetary policy models remains.Malgré des éléments à charge conséquents, l'équation d'Euler sur la consommation reste une des briques élémentaires des modèles de politique monétaire. Dans cet article je teste l'arbitrage consommation-épargne du ménage représentatif dans deux directions nouvelles. J'utilise des taux d'intérêt spécifiques aux ménages pour les États-Unis et la France. Ces taux améliorent la description du comportement de l'agent représentatif comparativement au taux de la politique monétaire. Je mesure également différemment les anticipations des ménages à partir d'enquêtes de conjoncture. Malgré cela, le challenge posé par l'équation d'Euler aux modèles de politique monétaire reste entier
Zones Franches Urbaines : quel impact sur le prix de l’immobilier d’entreprise ?
No full textA new class of policies explicitly targets transfer toward particular zones rather than groups of individuals, the so-called place-based policies. Among them, the Enterprise Zones target development incentives to economically distressed areas. It is of primary interest to assess the effect of this type of programs on commercial real estate prices because capitalization of local tax cuts into property values potentially hinders the ability of Enterprise Zones to stimulate economic development and local employment. I develop a simple model where local subsidies on labor affect positively business real-estate prices at the equilibrium. The inflationary effect depends on the wage credit rate, on the output elasticity of real-estate in the production and on the real-estate supply elasticity. I then assess the impact of French local Enterprise Zones-the "Zones Franches Urbaines" (ZFUs)-on commercial property values and test our theoretical predictions. To cope with the endogeneity problem due to the fact that zones designated by the policy are different from the non-targeted zones, I implement various identification strategies using spatial and time differencing. My empirical analysis is based on a unique dataset which provides the geocoded transactions of commercial real estate gathered by the French Notaries Chamber over the period 2000-2012 for all the French regions. The empirical results imply that ZFU status has a positive effect on commercial property values. I find heterogeneous effects according to the type of industry and the level of real-estate supply elasticity in the zone.Certaines politiques publiques ciblent désormais des territoires plutôt que des groupes d'individus. Parmi elles, le dispositif des Zones Franches Urbaines désigne certains quartiers comme bénéficiaires d'un ensemble de mesures d'encouragement économique. Il est important d'évaluer l'impact de ce type de programmes sur les prix de l'immobilier d'entreprise car la transmission des aides au marché immobilier pourrait potentiellement limiter la capacité des Zones Franches à stimuler l'emploi et l'activité. Je développe un modèle simple dans lequel les subventions visant à réduire le coût du travail ont un effet inflationniste sur les prix immobiliers à l'équilibre. Cet effet dépend de l'ampleur des subventions, de l'intensité du facteur travail dans la production et de l'élasticité de l'offre immobilière. J'évalue ensuite empiriquement l'effet des Zones Franches Urbaines sur les prix de l'immobilier d'entreprise dans ces zones et testons les prédictions du modèle. J'utilise diverses méthodes d'identification exploitant des différenciations spatiales et temporelles pour tenir compte du fait que les zones bénéficiant de ce type de programme sont en général différentes du reste du territoire. Mon analyse empirique s'appuie sur la base des notaires qui recense les transactions géolocalisées sur la période 2000-2012 pour toutes les régions françaises. Les résultats empiriques suggèrent que les Zones Franches Urbaines ont eu un effet inflationniste sur la valeur des biens immobiliers. Je trouve des effets hétérogènes selon le type de secteur considéré et le niveau d'élasticité de l'offre immobilière dans la zone
Fenêtre sur Cour ou Chambre avec Vue ? Les prix hédoniques de l'immobilier parisien
No full textLe marché immobilier se caractérise par une forte variabilité des prix. Sous certaines hypothèses théoriques que je précise, l'approche hédonique permet de déterminer quels sont les attributs du logement qui sont valorisés par les acheteurs et de quantifier les propensions marginales à payer à l'équilibre correspondantes. Grâce à une méthode semi-paramétrique, j'estime la fonction de prix hédonique qui fait correspondre un prix àl'ensemble des caractéristiques du logement. Les données, géolocalisées à l'adresse, permettent de décrire précisément le bien acheté mais aussi le voisinage dans lequel celui-ci est situé. Cette méthode explique plus de 90 % de la variance des prix. Pour une estimation plus robuste des propensions marginales à payer, j'introduis des effets-fixes à un niveau infra-communal fin (grand-quartier ou IRIS). Ainsi, les acheteurs sont prêts à payer environ 2 %de la valeur de leur bien immobilier pour augmenter le nombre d'emplois accessibles en moins de 30 minutes d'un écart-type et environ 1 % de cette même valeur pour augmenter d'un écart-type le taux de réussite au brevet du collège de secteur. Ils sont en revanche prêts à payer 0,01 % de la valeur de leur bien pour que le nombre d'infractions dans leur voisinage diminue d'un écart-type. Enfin, les prix immobiliers parisiens semblent peu influencés par la distance aux transports publics ou par le bruit
Travail domestique : les couples mono-actifs en font-ils vraiment plus ?
No full textSelon la mesure traditionnelle du niveau de vie, deux couples ayant le même revenu sont supposés avoir le même niveau de vie, que les deux membres du couple occupent un emploi rémunéré ou que l'un occupe un emploi et l'autre reste au foyer. Pourtant, chez les couples mono-actifs, le conjoint au foyer pourra prendre en charge certains services (garde d'enfants, courses, cuisine, ménage…) que le couple bi-actif devra payer ou ne pas assurer. Cette étude propose de quantifier le surplus de travail domestique des couples mono-actifs par rapport aux couples bi-actifs à partir des données de l'enquête Emploi du temps 2009-2010. Ce surplus de travail quotidien est en moyenne de 2h05 dans une acception restreinte des tâches domestiques. Cet écart est amplifié en présence d'enfants à charge. Toutefois, les ménages mono-actifs présentent des caractéristiques différentes des ménages bi-actifs : ils ont notamment plus d'enfants et plus souvent des enfants en bas âge, caractéristiques qui sont corrélées à un surcroît de travail domestique. Nous montrons à l'aide d'une décomposition de Blinder-Oaxaca que, contrôlé de ces caractéristiques, les couples mono-actifs consacrent 1h13 quotidienne supplémentaire aux tâches domestiques par rapport à leurs homologues bi-actifs. Les 2h05 observés avant correction sont à comparer aux 4h30 de temps disponible quotidien que donne, en moyenne, le fait d'être inactif. L'écart correspond principalement à du temps de loisir (1h15), à du temps physiologique (41mn) et à du travail domestique « étendu » (24mn). Nous montrons par ailleurs que les couples mono-actifs ont, toutes choses égales par ailleurs, plus de 3 fois moins souvent recours à une aide rémunérée pour les tâches ménagères. L'arbitrage entre « faire », « faire faire » et « ne pas faire » semble donc pencher plutôt vers le « faire » pour les couples mono-actifs. Mais l'ensemble de ces constats varient en fonction de la situation sociale du couple