3.3.2. Traitement du biais d’endogénéité
L’estimation économétrique doit tenir compte des sources de biais relevant, tout d’abord, de la règle de sélection qui gouverne la probabilité d’être renseigné sur la décision d’élargissement de l’horizon spatial (la population censurée n’ayant pas connu de déménagement et les individus pour lesquels la distance domicile-travail du nouvel emploi n’a pas été renseignée, cas qui représentent environ 25% de l’échantillon). Pour les licenciés économiques, le biais lié au fait de ne pas avoir adhéré à une convention de conversion (soit parce que l’individu n’était pas éligible - environ 50% des licenciés - soit par choix) doit également être contrôlé. Une dernière source de biais, liée au caractère endogène de la décision de mobilité spatiale, est enfin prise en compte.
Les traitements des biais de sélection constituent une première étape. Pour les chômeurs, nous estimons un probit bivarié, pour les licenciés économiques un probit trivarié. Dans une deuxième étape en appliquant une loi de distribution normale, les valeurs de la variable MOB sont générées pour les individus ayant des durées de chômage censurées et les non renseignés à partir, d’une part, des estimateurs du probit bivarié, pour les estimations sur tous les chômeurs et les non-licenciés, et à partir d’autre part du probit trivarié, pour l’échantillon des licenciés non-adhérents. Enfin dans une troisième étape, la variable MOBestimée est intégrée dans l’estimation d’un modèle de durée de type Weibull avec et sans prise en compte de l’hétérogénéité individuelle.
L’estimation de l’impact de l’augmentation de la distance de prospection sur la durée de chômage est menée en trois étapes. Bien que cette méthode soit moins satisfaisante 65 , elle est retenue car elle est techniquement plus simple à mettre en œuvre. Le tableau 3 résume tout d’abord les trois étapes de la démarche d’estimation adoptée. L’encadré n°3 présente ensuite le modèle économétrique permettant d’estimer la probabilité de mobilité spatiale pour toute la population et pour les individus entrés au chômage pour cause de démission ou fin de contrat.
Le modèle ainsi établi est appliqué et estimé pour l’ensemble des chômeurs, pour l’échantillon des salariés ayant démissionné et ceux qui ont quitté leur emploi à la suite d’une fin de contrat. Le modèle économétrique relatif à l’échantillon des licenciés économiques induit une source de biais supplémentaire associée à la non-adhésion à une convention de conversion. Deux situations peuvent être distinguées : soit les individus ne remplissaient pas les conditions d’entrée dans le dispositif (en termes d’âge et de niveau d’ancienneté), soit ils ont décidé de ne pas participer. Afin de contrôler ces deux sources de biais, un probit trivarié avec double biais de sélection est ici estimé. Cette estimation permet également de considérer la nature de la relation entre la probabilité de ne pas avoir adhéré au dispositif et la décision de mobilité (via le coefficient de corrélation entre ces deux variables). L’encadré n°4 présente le modèle établi pour les licenciés économiques non-adhérents.
