Document d études. direction de l'animation de la recherche, des études et des statistiques FLUX DE TRAVAILLEURS AU COURS DU CYCLE CONJONCTUREL

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1 Documen d éudes direcion de l'animaion de la recherche, des éudes e des saisiques Numéro 167 Décembre 2011 FLUX DE TRAVAILLEURS AU COURS DU CYCLE CONJONCTUREL Yves DUBOIS 1 Jean-Olivier HAIRAULT 2 Thomas LE BARBANCHON 3 Thephida SOPRASEUTH 4 Les documens d éudes son des documens de ravail ; à ce ire, ils n engagen que leurs aueurs e ne représenen pas la posiion de la DARES 1 - Dares 2 - PSE, Paris Dares e Cres 4 - Gains, Le Mans

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3 Flux de ravailleurs au cours du cycle conjoncurel Yves Dubois, Jean-Olivier Hairaul Thomas Le Barbanchon e Thephida Sopraseuh Aoû 2011 Résumé Cee éude analyse la dynamique des flux de ravailleurs au cours du cycle conjoncurel à parir de deux ypes de données : l enquêe Emploi de l Insee e les lises de demandeurs d emploi inscris à Pôle emploi. Des ransiions mensuelles sur le marché du ravail son ainsi conruies pour ces deux ypes de données. Les conribuions du aux de pere e du aux de reour à l emploi aux flucuaions du chômage son ensuie quanifiées afin d analyser leurs imporances relaives. La mise en correspondance de ces séries de flux de ravailleurs avec l évoluion cyclique du chômage perme une analyse de leur imporance relaive. A ce égard, les années 1990, marquées par une conribuion assez équilibrée des aux de pere e de reour, apparaissen assez différenes des années 2000 au cours desquelles le aux de reour en emploi conribue davanage aux flucuaions du chômage. La comparaison des épisodes de recession fai apparaire que la récession du débu de la décennie 1990 a éé plus marquée par des ajusemens passan par le aux de pere d emploi. En revanche, la récession de 2008 avec la monée concomiane du aux de chômage résule plus d un for ralenissemen dans les reprises d emploi. Dares PSE, Paris 1 Dares e Cres Gains, Le Mans 1

4 Table des maières 1 Inroducion 3 2 Mesures des flux de ravailleurs Cadre héorique A parir de l enquêe Emploi A parir des lises de Pôle emploi Cyclicalié des flux de ravailleurs Méhode Graphiques Résulas de calcul des bea Le marché du ravail français lors des crises de 1993 e de Méhode Résulas Conclusion 22 A Correcion du biais de mémoire dans l enquêe Emploi 24 B Prise en compe des délais de convergence 29 2

5 1 Inroducion Depuis le milieu des années 2000, de nombreux aueurs (Shimer (2005), Hall (2005), Fujia and Ramey (2009)) analysen l évoluion des flux de ravailleurs au cours du cycle conjoncurel sans aeindre pour auan un consensus. Ces éudes poren sur l économie américaine. Seuls Perongolo and Pissarides (2008) e Elsby, Michaels, and Solon (2009) on proposé une analyse sur plusieurs pays élargissan le specre de pays analysés, don la France. Cependan, ces ravaux uiles par la comparaison inernaionale qu ils permeen resen en-deçà des ravaux réalisés sur le marché du ravail américain, du fai des données uilisées e du défau d aenion porée à chaque pays. Récemmen, Smih (2011) a proposé une éude spécifique de l économie anglaise qui s écare des premiers résulas obenus par Perongolo and Pissarides (2008) e Elsby, Michaels, and Solon (2009) dans leur ravail comparaif. Dans ce aricle, nous analysons de façon approfondie sur données françaises le comporemen cyclique des flux enre emploi e chômage. En analysan en première approche l évoluion des volumes d inscripions e de sories des lises de demandeurs d emploi (cf. Abdouni, Defresne, Deroyon, Dubois, and Le Barbanchon (2011)), le déroulemen de la dernière crise sur le marché du ravail français semble mere en avan le rôle moeur des sories du chômage. C es d abord le ralenissemen des sories de lises qui a conribué à l augmenaion du sock de demandeurs d emploi en 2008, l afflux de nouvelles inscripions ne conribuan que dans un second emps à la monée du chômage. Cee descripion du marché du ravail français concorde avec les premiers résulas obenus par Perongolo and Pissarides (2008). Cependan, les enrées e sories des lises de Pôle emploi, données qui on égalemen éé uilisées par Perongolo and Pissarides (2008), n évoluen pas uniquemen en foncion de la conjoncure, mais peuven aussi êre affecées par la gesion adminisraive des lises. Ainsi, dans ce papier, nous mobilisons l enquêe Emploi, qui nous perme d ancrer nore analyse sur de vériables ransiions enre emploi e chômage. Le principal objecif de nore éude es de eser l imporance relaive des aux de sorie e d enrée au chômage pour expliquer les flucuaions du chômage en France sur longue période e avec différenes sources de données. La profondeur emporelle de nore analyse e la mobilisaion joine de l enquêe Emploi e des données de Pôle emploi son inédies dans le cadre français. En mobilisan des séries incluan plusieurs épisodes conjoncurels, nous pouvons comparer le déroulemen de la crise acuelle à la crise du débu des années Plus généralemen, nore analyse évalue les conribuions relaives des sories e enrées au chômage sur une période longue comprenan plusieurs épisodes cycliques. Plus que les volumes des flux, ce son les aux de sorie e d enrée du chômage qui son des indicaeurs perinens des condiions économiques dans le cycle économique. En effe, en récession, la monée du chômage peu créer de façon auomaique plus de sories du chômage en volume, malgré un aux(ou une probabilié) de sorie plus faible qu en moyenne. Nore analyse passe d abord par un imporan ravail de raiemen saisique des rois sources saisiques reenues (enquêe Emploi, Saisiques Mensuelles du Marché du Travail de Pôle emploi e Fichier Hisorique des demandeurs d emploi). Dans la lignée de Shimer (2005) e Fujia and Ramey (2009), nous calculons les probabiliés de ransiion mensuelle enre emploi e chômage. Pour l enquêe Emploi, nous uilisons le calendrier rérospecif, ce qui nous conrain à corriger des biais de mémoire. En oure, une rupure du mode de collece en 2002 e des erreurs de mesure dans le calendrier rérospecif au cours des années 2003 e 2004 créen une disconinuié dans 3

6 les séries. Nous sommes ainsi conrains de présener une analyse par sous périodes, enre 1990 e 2002, puis enre 2004 e L uilisaion du Fichier Hisorique de Pole Emploi perme en revanche de proposer une série coninue, mais sur une période plus coure, enre 1994 e La mise en correspondance des séries de flux avec l évoluion cyclique du chômage perme une analyse de leur imporance relaive. A ce égard, les années 1990, marquées par une conribuion assez équilibrée des aux d enrées e de sories, apparaissen assez différenes des années 2000 qui offren deux derniers épisodes cycliques dominés par les flucuaions du aux de sorie du chômage. La source STMT (Saisiques mensuelles du marché du ravail), assez proche des séries uilisées par Perongolo and Pissarides (2008), perme une analyse sur une période beaucoup plus longue (depuis 1983), mais end en revanche à suresimer l imporance relaive des aux de sorie. En effe, cee source ne perme pas de enir compe des reprises ou peres d emploi de demandeurs d emploi qui resen coninûmen inscris sur les lises 1 e qui conribuen de manière différenciée au cycle. Dans un premier emps, nous présenons le cadre héorique adopé pour mesurer les flux sur le marché du ravail, puis nous expliquons la consrucion des aux de pere d emploi e des aux de reour à l emploi à parir de l enquêe Emploi e à parir des données de Pôle emploi (Secion 2). Ensuie, nous présenons nos calculs de conribuion des reours à l emploi e des peres d emploi à l évoluion du chômage selon l enquêe Emploi e les données de Pôle emploi (Secion 3). Finalemen, nous examinons en déail le déroulemen des crises de 1993 e de 2008 (Secion 4). 2 Mesures des flux de ravailleurs 2.1 Cadre héorique Pour consruire les séries de flux de ravailleurs, nous nous référons au cadre héorique proposé par Shimer (2005). Ce cadre repose sur deux hypohèses. Premièremen, nous ne considérons pas les ransiions des personnes inacives (de ou vers l inacivié), ni les ransiions d emploi à emploi. Nore analyse es cenrée sur les ransiions mensuelles de l emploi vers le chômage (une pere d emploi/une séparaion/une enrée au chômage) e du chômage vers l emploi (une reprise d emploi/une sorie du chômage). De plus, nous supposons que, pendan une période donnée, ous les chômeurs on les mêmes chances de reprendre un emploi e ous les ravailleurs les mêmes risques de perdre le leur. La prise en compe de l héérogénéié des ravailleurs qui influence les peres e les reprises d emploi es au-delà de nore éude. Dans le cadre héorique de Shimer, le emps es coninu, mais la siuaion des acifs n es observable que de manière discrèe. {0,1,2,...} correspond à la dae où la siuaion es observée, andis que τ [0,1] es la durée depuis la dernière dae d observaion. L enquêe Emploi perme de mesurer direcemen la probabilié de reprise d emploi (probabilié qu un acif chômeur à la dae soi en emploi à la dae +1) e la probabilié de pere d emploi. Néanmoins, de elles probabiliés peuven sous esimer l ampleur des flux de ravailleurs dans la mesure où plusieurs ransiions de e vers l emploi peuven avoir lieu enre e +1. Plusieurs soluions on éé proposées pour corriger ce biais d agrégaion emporel. La plus simple es de réduire la durée enre deux mesures comme Elsby, Michaels, and Solon (2009) qui considèren des ransiions hebdomadaires. Mais cela n es pas oujours possible. Ainsi Shimer (2005) dédui des 1. Enrées e sories de l acivié réduie 4

7 ransiions mensuelles les aux insananés de pere d emploi (séparaion) e de reprise d emploi. Nous suivons son approche pour corriger les données de l enquêe Emploi e du fichier hisorique 2. En revanche, les données STMT compabilisen direcemen les enrées e sories infra-mensuelles. Soi e +τ le nombre de personnes en emploi à la dae + τ, u +τ le nombre de chômeurs à la même dae + τ. Soi λ EU le aux insanané de pere d emploi, λ UE le aux insanané de reprise d emploi. Pour {0,1,2,...} e τ [0,1], le nombre de chômeurs évoluen selon la loi suivane 3 u +τ = e +τ λ EU u +τ λ UE (1) Le chômage croî quand les ravailleurs perden leur emploi e décroî lorsque les chômeurs reprennen un emploi. Les grandeurs permean de comprendre la dynamique du chômage son bien les aux de pere d emploi e de reprise d emploi (λ EU e λ UE dans l équaion (1)). Pour les calculer, nous considérons d abord les flux N AB (τ) d acifs qui son en l éa A à la dae e en l éa B à la dae +τ, avec A {E,U} e B {E,U}. Les proporions de ravailleurs correspondanes son (τ) = NAB (τ) n AB C NAC (τ) avec C {E,U,I}. 4 Soulignons ici que nous rapporons les flux enre l emploi e le chômage à la somme de oues les ransiions possibles, y compris l inacivié. Une alernaive aurai éé de ne considérer au dénominaeur que les flux enre les 2 éas emploi e chômage. 5 Au-delà d une exagéraion des aux de sorie e d enrée au chômage, cee approche aurai condui à créer une différence arificielle avec les séries de Pôle Emploi. Pour ces dernières, nous connaissons les enrées au chômage, mais nous n avons aucune informaion sur les individus resan en l emploi. Nous sommes alors obligés pour obenir les aux de peres d emploi de prendre un dénominaeur égal à l ensemble du sock d emploi passé, ce qui équivau à considérer la somme de oues les ransiions possibles à parir de ce sock d emploi passé. Comme N AB (0) = n AB (0) = 0 pour ou A B, l équaion différenielle qui décri l évoluion de n AB (τ) dans un environnemen à deux éas s écri : ṅ AB (τ) = n AA (τ)λ AB n AB (τ)λ BA A B (2) où λ AB es le aux d arrivée des chocs qui provoquen une ransiion de l éa A {E,U} vers l éa B A enre les daes e +1. La soluion n AB (1) de l équaion (2) es : 2. Dans ces données, nous observons l acivié au cours du mois, e même l acivié principale pour l enquêe Emploi, e non l acivié en fin de mois qui es la noion originale du cadre discre de Shimer. Néanmoins, cee différence n appore pas d informaion complémenaire sur le nombre de ransiions. La correcion proposée par Shimer es donc oujours bien appropriée. 3. La dérivaion emporelle es noée par un poin : dx/d = ẋ 4. E : emploi, U : chômage, I : inacivié 5. Shimer (2005) adope cee approche à 2 éas srics, à la différence de Fujia and Ramey (2009) don nous parageons la démarche. 5

8 n AB (1) = λ AB (1) = λba n BA Les aux insananés λ AB e λ BA λ AB ( 1 e λab λ AB λ BA +λ BA ) (3) n AB (1) (4) affecen les deux flux n AB (1) e n BA (1). Les équaions (3) e (4) permeen alors d obenir les aux insananées d enrée e sorie du chômage : λ AB λ BA = n AB (1) log(1 nab (1) n AB (1)) n AB (1)+n AB (1) = nba (1) n AB (1) λab (6) La probabilié de connaîre au moins une ransiion pendan la période s écri alors Λ AB 1 e λab. 2.2 A parir de l enquêe Emploi Nous exploions l enquêe Emploi de 1990 à En 2003, l enquêe emploi a éé modifiée. La fréquence des inerrogaions a augmené : annuelle jusqu à 2002 (inerrogaion en mars), elle devien rimesrielle en Les ransiions mensuelles son calculées à parir d un calendrier rérospecif d acivié qui es posé en fin d inerrogaion e pore sur l année écoulée. De 2003 à 2004, les personnes qui éaien en emploi au débu de l année civile de leur inerrogaion n on pas éé inerrogées sur leur calendrier rérospecif. Les réponses des personnes inerrogées sur ces deux années son donc écarées de l analyse. Du fai du recul du calendrier nous observons ou de même des ransiions en Au final, nos séries de ransiions s éenden d avril 1990 jusqu à février 2002 e de janvier 2004 à décembre L uilisaion du calendrier rérospecif d acivié perme d avoir une périodicié mensuelle ( correspond à un mois pariculier). Les ransiions obenues son donc moins sensibles au biais d agrégaion emporel que celles qui peuven êre calculées à parir des vagues successives de l enquêe Emploi coninue qui son rimesrielles 6. En revanche, l informaion rérospecive a l inconvénien majeur d êre sensible au biais de mémoire. Les individus déclaren moins souven leurs épisodes de chômage passés. Nous proposons donc une correcion du biais de mémoire (cf. annexe A). De l enquêe Emploi, nous calculons les ransiions N AB (1), e donc les fréquences n AB (1). Ces dernières son ensuie corrigés des variaions saisonnières avec la procédure x12. A l aide des équaions (5) e (6), nous corrigeons du biais d agrégaion emporel e obenons les aux insananés λ AB. Ces aux mensuels son ensuie moyennés sur le rimesre. Le graphique 1 rerace l évoluion des probabiliés de reprise d emploi Λ UE e de pere d emploi Λ EU du deuxième rimesre 1990 au premier rimesre 2002 e du premier rimesre 2004 au quarième rimesre Ces évoluions son mises en regard de celle du aux de chômage calculé à parir du calendrier rérospecif. Ce aux 6. Le biais d agrégaion emporelle es d auan plus imporan que les aux de ransiions son calculés à parir de siuaions espacées dans le emps. 6 (5)

9 Figure 1 Probabilié de ransiion(rai gras, échelle de gauche) e aux de chômage (rai fin, échelle de droie) dans l enquêe emploi - pere d emploi (en hau) e reprise d emploi (en bas) Source : enquêe Emploi (Insee). de chômage, que nous qualifions d implicie, peu êre différen du aux de chômage officiel mesuré à parir du module BIT de l enquêe emploi. Il repose noammen sur une déclaraion sponanée de l éa de chômage. La probabilié moyenne de reprise d emploi s élève à Λ UE = 7.8% e ne varie que légèremen enre les deux sous-périodes (7.6% enre 1990T2 e 2002T1 e 8.1% enre 2004T1 e 2010T4). Cee mesure implique une durée moyenne au chômage de 14 mois e demi, cohérene avec l esimaion de l OCDE disponible à une fréquence annuelle (en moyenne 14 mois enre 1990 e 2009). La probabilié moyenne de pere d emploi es Λ EU = 1.2% (1.23% enre 1990T2 e 2002T1 e 1.21% enre 2004T1 e 2010T4). A ire de comparaison, e de façon aendue, les ransiions son plus fréquenes aux Éas- Unis:laprobabiliédereprised emploiesde46%,celledepered emploide3.5%enre 1948 e 2004 (Shimer (2005)). Les évoluions des probabiliés de pere d emploi e de reprise d emploi son cohérenes avec celle du chômage implicie (chômage déclaré dans le calendrier rérospecif) : les augmenaions(diminuions) du chômage coïnciden avec des monées (baisses) du aux de pere d emploi e des baisses (monées) du aux de reprise d emploi. 7

10 2.3 A parir des lises de Pôle emploi Pôle emploi 7 enregisre, ous les mois, les enrées e sories des demandeurs d emploi, y compris leurs mouvemens infra mensuels. Ainsi, conrairemen à l enquêe Emploi, oues les ransiions d un individu au cours d un même mois son enregisrées. Ces flux de demandeurs d emploi ainsi que leur sock en fin de mois son disponibles de manière cohérene 8 depuis le débu des années dans un fichier, nommé ci-après STMT 10. Cee profondeur emporelle, ainsi que l absence de rupure dans les séries, es le principal avanage de la source STMT. En rapporan les flux de sories mesurés enre e +1 au sock de demandeurs d emploi à la dae, nous obenons direcemen le aux insanané de sorie des lises (une approximaion de λ UE ) sans qu une correcion d agrégaion emporelle ne soi nécessaire. En rapporan les flux d enrées enre e + 1 au sock d emploi à la dae, nous obenons de même λ EU. La série d emploi uilisée es une inerpolaion mensuelle de la série d emploi inérieur des compes rimesriels de l Insee. Tous les flux e socks son corrigés des variaions saisonnières e des jours ouvrables à l aide de la méhode X12 avan le calcul des aux. Les aux mensuels son ensuie moyennés sur un rimesre. Le graphique 2 rerace l évoluion des probabiliés de reprise d emploi Λ UE e de pere d emploi Λ EU du deuxième rimesre 1990 au quarième rimesre Ces évoluions son mises en regard de celle d un aux de chômage implicie calculé à parir des inscripions à Pôle emploi e des données d emploi de l Insee 11. Là encore, ce aux de chômage implicie peu êre différen du aux de chômage officiel mesuré à parir du module BIT de l enquêe Emploi. Il es noammen affecé par les règles de gesion des lises de Pôle emploi. La probabilié de sorir des lises de Pôle emploi (plus précisémen des caégorie ABC) es en moyenne de 11.4% (enre 1983T2 e 2010T4). La probabilié de pere d emploi es de 1.7%. Les données STMT souffren cependan de plusieurs problèmes. Elles ne permeen pas de mesurer les peres e les reprises d emploi des demandeurs d emploi qui resen inscris sur les lises. Or, ce phénomène es imporan : une proporion non négligeable (30%) des personnes inscries sur les lises de demandeurs d emploi exercen une acivié réduie. Les données STMT ne permeen pas non plus de bien caracériser la provenance des personnes s inscrivan à Pôle emploi ou la desinaion des personnes 7. l ANPE avan Ils son disponibles de manière cohérene pour l ensemble formé par les caégories A, B e C de demandeurs d emploi, c es-à-dire l ensemble des demandeurs d emploi enus d exercer des aces posiifs de recherche d emploi qu ils soien sans emploi (caégorie A) ou exercen une acivié réduie de coure ou de longue durée (caégories B e C). Les demandeurs d emploi peuven aussi êre inscris en caégorie D, lorsqu ils son en formaion, ou en caégorie E, lorsqu ils on déjà un emploi régulier comme un conra aidé. 9. Les données STMT son en réalié disponibles à parir de Les résulas présenés dans cee éude son robuses lorsque les années 1980 son incluses dans l analyse. Par souci de cohérence emporelle avec les données de l enquêe Emploi, les années 1980 ne son pas présenées. 10. Cee source de données a déjà éé uilisée par Perongolo and Pissarides (2008) sur la période Les séries de flux e de sock qui éaien disponibles à l époque de leur éude n éaien pas cohérenes enre elles. Dans les flux d enrées, son compées des inscripions de demandeurs d emploi qui ne son pas dans le sock considéré par les aueurs : il s agi des demandeurs d emploi qui exercen une acivié d une durée supérieure à un mi-emps (caégorie C). Les flux d enrées ne son pas non plus comples, puisqu il y manque des peres d emploi de personnes déjà inscries sur les lises. Lors de la consrucion des aux de ransiion, ces écars son arificiellemen reporés dans la série de sories des lises. 11. Le aux de chômage implicie es calculé comme le rappor des demandeurs d emploi inscris à Pôle emploi sur la somme des inscris à Pôle emploi e de l emploi mesuré par l Insee. 8

11 Figure 2 Probabilié de ransiion(rai gras, échelle de gauche) e aux de chômage (rai fin, échelle de droie) selon les données STMT de Pôle emploi - pere d emploi (en hau) e reprise d emploi (en bas) Source : données STMT (Pôle emploi - Dares). 9

12 quian les lises de demandeurs d emploi 12. Or d après des données d enquêe 13, de l ordre d une sorie sur deux correspond à un reour à l emploi e rois enrées sur quare relèven d une ransiion emploi-chômage. De ce fai, les aux de pere e de reprise d emploi mesurés dans la STMT son supérieurs à ceux mesurés dans l enquêe Emploi. C es pourquoi nous analysons, en plus des données STMT, les ransiions mesurées dans un disposiif de suivi longiudinal des demandeurs d emploi : le fichier hisorique (FH) disponible à parir de Ces données permeen de mesurer l acivié des demandeurs d emploi au cours du mois. Nous consruisons alors un sock de demandeurs d emploi sans aucune acivié au cours du mois (caégorie A). Sur ce sock, nous évaluons le nombre d individus qui éaien en emploi au cours du mois précéden 15, e le nombre d individus qui son en emploi au cours du mois suivan 16. Ces séries de ransiion son désaisonnalisées. En uilisan la série d emploi de l Insee déjà ciée cidessus, nous calculons N AB (1), e donc n AB (1) pour nos deux éas. Après correcion du biais d agrégaion emporel, les séries son moyennées sur le rimesre. Le graphique 3 rerace l évoluion des probabiliés de pere d emploi Λ EU e de reprise d emploi Λ UE du premier rimesre 1994 au quarième rimesre Ces évoluions son mises en regard de celle d un aux de chômage implicie calculé à parir des inscripions à Pôle emploi en caégorie A e des données d emploi de l Insee 17. Comme pour les aures séries présenées ci-dessus, ce aux de chômage implicie peu êre différen du aux de chômage officiel. Il repose noammen sur les règles de gesion des lises de Pôle emploi. Néanmoins sa corrélaion avec le chômage officiel rese de Le aux de pere d emploi es en moyenne de 1.7%, le aux de reprise d emploi s élève à 13.5%. 12. Les moifs d inscripion e de sorie de lises son disponibles dans les données STMT à parir de Enquêe Sorans e Panel des enrans 14. Le caracère longiudinal du suivi dans le FH perme de ne pas comper comme ransiion les sories des lises de Pôle emploi suivies d une réinscripion dans les rois jours. Ces ransiions son davanage le fai d oubli ou d erreur d acualisaion de la siuaion du demandeur d emploi e ne son pas des ransiions effecives sur le marché du ravail. 15. Lorsque l individu es inscri sur les lises le mois précéden, il déclare son acivié à Pôle emploi. Lorsqu il n es pas inscri le mois précéden, il déclare lors de son inscripion s il éai en emploi ou non avan de s inscrire. 16. L emploi le mois suivan es observé selon la même méhode que pour le mois précéden. Lorsque l individu n es plus inscri le mois suivan, il peu déclarer son moif de sorie. 17. Le aux de chômage implicie es calculé comme le rappor des demandeurs d emploi inscris à Pôle emploi en caégorie A sur la somme des inscris à Pôle emploi en caégorie A e de l emploi mesuré par l Insee. 10

13 Figure 3 Probabilié de ransiion (rai gras, échelle de gauche) e aux de chômage (rai fin, échelle de droie) selon les données FH de Pôle emploi - pere d emploi (en hau) e reprise d emploi (en bas) Source : données FH (Pôle emploi - Dares). 11

14 3 Cyclicalié des flux de ravailleurs Dans cee parie, nous calculons les conribuions des peres e des reprises d emploi aux flucuaions du chômage. Nous présenons ou d abord la méhode de calcul e ses hypohèses. Puis, nous présenons les résulas obenus sous forme de graphiques e de conribuions relaives. 3.1 Méhode Pour examiner la cyclicalié des peres d emploi e reprises d emploi, nous calculons comme Shimer (2005) le aux de chômage d équilibre à parir de l équaion (1). Lorsque le chômage es consan, l équaion (1) implique e +τ λ EU u +τ λ UE = 0. Sous l hypohèse d absence de ransiions de ou vers l inacivié 18, on a e +τ = 1 u +τ ce qui perme d écrire le aux de chômage d équilibre, ou seady sae : u SS = λ EU λ EU +λ UE Le aux de chômage d équilibre es la cible vers laquelle end le chômage réalisé. Il exise doncunécar enre les aux dechômage d équilibre e réalisé qui es lié à l inerie des socks. Plus les flux son srucurellemen faibles, plus le emps de convergence es grand. Prenons l exemple de la convergence du aux de chômage depuis un éa iniial u 0 vers l éa d équilibre u ss. Cee dynamique es caracérisique d une ransiion enre deux équilibres de l économie. L équaion d évoluion du chômage peu alors êre réécrie : u = (u u SS )(λ EU +λ UE ) (8) La soluion de cee équaion es : u u SS = (u 0 u SS )exp ( (λ EU +λ UE ) ) Le emps de demi-vie de la ransiion, c es-à-dire le emps nécessaire pour que le aux de chômage ai comblé la moiié de son écar à la cible d équilibre es inversemen proporionnelle à la somme des aux de ransiion (= log2/(λ EU + λ UE )). Le emps de demi-vie es de l ordre de 3 mois dans l enquêe emploi e de 2 mois à parir des données de Pôle emploi. Sur le graphique 4, nous comparons l évoluion du aux de chômage d équilibre e du chômage réalisé calculés à l aide de l enquêe Emploi. Pour le chômage réalisé nous reenons le aux de chômage simulé de manière dynamique à parir de l équaion d évoluion (1). Ce choix perme d assurer la cohérence enre les flux e sock sur nos données corrigées du biais d agrégaion, des variaions saisonnières e des effes mémoires 19. D après le graphique 4, le aux de chômage d équilibre es plus volaile que le aux de chômage réalisé. Le chômage d équilibre es en avance : la corrélaion à 3 mois es de 0.95 alors que la corrélaion insananée es de Ce décalage de phases es logique car la dynamique du aux de chômage d équilibre ne prend pas en compe les délais d ajusemen. Nous pouvons faire les mêmes consas sur les graphiques 5 e 6 des données de Pôle emploi. Le aux de chômage d équilibre es plus volaile e il es en avance de 3 mois. 18. Dans nore perspecive d éude des flucuaions du chômage, nous pourrions nous conener d une hypohèse de consance du aux d acivié. 19. Les flux e les socks des données brues son cohérens. Mais les diverses correcions qui son appliquées de manière indépendane sur chacun des flux e sur le sock peuven induire des incohérences. 12 (7)

15 Figure 4 Écar enre le aux de chômage d équilibre des flux (rai gras) e le aux de chômage simulé (rai fin) dans l enquêe Emploi Source : enquêe Emploi (Insee). Figure 5 Écar enre le aux de chômage d équilibre des flux (rai gras) e le aux de chômage simulé (rai fin) dans la STMT Source : données STMT (Pôle emploi - Dares). 13

16 Figure 6 Écar enre le aux de chômage d équilibre des flux (rai gras) e le aux de chômage simulé (rai fin) dans le FH Source : données FH (Pôle emploi - Dares). Malgré le déphasage enre le chômage d équilibre e le chômage réalisé, leurs corrélaions resen fores (0.87 pour l enquêe emploi, 0.92 pour la STMT e 0.91 pour le FH) 20. Nous pouvons donc approcher les variaions du chômage réalisé par celle du chômage d équilibre. Ainsi nous décomposons les flucuaions du aux de chômage d équilibre selon les variaions du aux de pere d emploi λ EU e du aux de reprise d emploi λ UE. Plus précisémen, à la suie de Shimer (2005), nous définissons deux conrefacuels pour mesurer les conribuions relaives des aux d enrées e de sories SS UE auchômage:lepremieru es le aux de chômage d équilibre engendré uniquemen par les variaions du aux de sorie du chômage, le aux de pere d emploi éan fixé pour les besoins de l expérience à son niveau moyen λ EU : SS UE u = λ EU λ EU +λ UE Lesecondconrefacuel uss EU es le aux de chômage d équilibre engendré uniquemen par les variaions du aux de pere d emploi, le aux de sorie du chômage éan fixé à sa valeur moyenne λ UE : SS EU u = λ EU λ EU λ UE. Dans les secions suivanes, nous présenons les graphiques d évoluion de ces deux conrefacuels e le calcul de leur covariance avec le aux de chômage d équilibre qui perme de mesurer les conribuions relaives des aux d enrée e de sorie dans les flucuaions du chômage d équilibre. 20. Sur données américaines, le aux de chômage d équilibre es une rès bonne approximaion du aux de chômage réalisé à la fin du mois, leur corrélaion es de

17 3.2 Graphiques Les graphiques 7, 8 e 9 reracen les évoluions des composanes cycliques des conrefacuels uss UE e uss EU e du aux de chômage d équilibre mesurées à parir de l enquêe Emploi e des données de Pôle emploi (STMT puis FH). Les composanes cycliques son exraies à l aide d un filre Hodrick Presco don le paramère de lissage es fixé 21 à Les deux conrefacuels, quelle que soi la source des données, apparaissen assez volailes. Sur la première sous-période(1990t2-2002t1), les aux de sorie e d enrée mesurés à parir de l enquêe Emploi semblen conribuer de façon similaire à la fois à la fore augmenaion du aux de chômage du débu des années 1990 e à sa diminuion à la fin de la décennie. Sur la seconde sous-période (2004T1-2010T4), les flucuaions des peres d emploi apparaissen engendrer une évoluion du chômage assez proche de la dynamique observée, sauf enre 2007 e 2008, lorsque le chômage baisse avan la crise de 2008, e en Sur la dernière année d observaion, le aux de chômage baisse graduellemen, alors que le aux de pere d emploi rese sable. Ce découplage peu provenir d une moindre fiabilié des données sur la fin de la période d observaion (nous disposons de moins de vagues d enquêes pour calculer les ransiions de fin de période). En ce qui concerne le aux de reprise d emploi, sa conribuion prédi bien les variaions du chômage sur la seconde sous-période. Le Fichier Hisorique condui un consa assez similaire à celui dressé pour l enquêe Emploi (Figure 9). D après les graphiques de conribuions des données STMT (Figure 8), les mouvemens du aux de chômage son mieux expliqués par le aux de sorie des lises dès le débu des années Résulas de calcul des bea Nous résumons les conribuions de chaque composane comme Fujia and Ramey (2009) en calculan leur covariance avec le chômage :,duss EU ) ) β EU = cov(duss var(du SS β UE = cov(duss,du var(du SS SS UE ) ) où du SS es la composane cyclique du aux de chômage d équilibre obenue avec le filre HP. Nous adopons des noaions similaires pour duss UE e duss EU Le paramère de lissage doi êre assez grand afin de reirer les mouvemens à basses fréquences. Shimer (2005) préfère le fixer à 10 5, le paramèresandard égal à 1600 semble reirer rop de variabilié des variables d inérê. 22. Ces covariances son équivalenes au concep de bea en finance. 15

18 Figure 7 Flucuaions des conrefacuels (rai gras) e du aux de chômage d équilibre (rai fin) dans l enquêe Emploi - pere d emploi (en hau) e reprise d emploi (en bas) Source : enquêe Emploi (Insee). 16

19 Figure 8 Flucuaions des conrefacuels (rai gras) e du aux de chômage d équilibre (rai fin) d après les données STMT de Pôle emploi - pere d emploi (en hau) e reprise d emploi (en bas) Source : données STMT (Pôle emploi - Dares). 17

20 Figure 9 Flucuaions des conrefacuels (rai gras) e du aux de chômage d équilibre (raifin)d aprèslesdonnéesfhdepôleemploi-pered emploi(enhau)ereprised emploi (en bas) Source : données FH (Pôle emploi - Dares). 18

21 Table 1 Conribuion du aux de pere d emploi aux flucuaions du chômage période enquêe Emploi FH STMT La conribuion du aux de reprise d emploi n es pas reporée dans la mesure où leur somme es égale à 100. Dans le ableau 1, son présenés les calculs des β pour chaque sous-échanillon. L enquêe Emploi délivre un message assez équilibré des conribuions relaives des aux d enrée e de sorie du chômage, en pariculier sur Sur , les flucuaions du aux de reour à l emploi prennen plus d imporance, comme les secions précédenes semblaien le prédire. Mais au oal les flucuaions des aux d enrées e de sories semblen oues les deux dignes d inérê pour comprendre l évoluion du chômage en France. Les résulas obenus sur le Fichier Hisorique délivren un message relaivemen similaire. La dernière sous-période donne encore plus d imporance au aux de sorie du chômage si l on considère ces données, andis que les années 1990 son aussi équilibrées. En revanche, les données STMT apparaissen en rupure avec ce message, en pariculier sur les années 1990 où les flucuaions du aux de sorie son rès dominanes : on rerouve ainsi le message délivré par Perongolo and Pissarides (2008) sur des données similaires. Le manque d informaion sur la praique d acivié des demandeurs d emploi dans ces données nous poussen à privilégier les résulas obenus sur les aures sources d informaion qui remeen donc en cause, au moins pariellemen, les conclusions de Perongolo and Pissarides (2008). La France semble donc marquée par des flucuaions des aux d enrées e de sories qui expliquen de façon assez équilibrée les flucuaions du aux de chômage. Si les résulas obenus sur les deux derniers épisodes cycliques se prolongeaien dans le fuur, le aux de sorie du chômage devrai êre considéré comme le principal faceur de flucuaions du aux de chômage. Touefois, cee évoluion récene rese à confirmer. Onpeulégiimemen sedemandersicesrésulas son robusesàlapriseencompe de la dynamique d ajusemen vers le niveau d équilibre (d éa saionnaire). Dans l annexe B, nous présenons la méhode permean cee prise en compe e les résulas ainsi obenus. Pour les données de l enquêe Emploi, la conribuion des séparaions es légèremen diminuée, quelle que soi la sous-période considérée, mais donne oujours la même lecure des flucuaions du chômage : une conribuion équilibrée sur les années 1990 e dominée par le aux de sorie du chômage sur les années plus récenes. Les séries issues du Fichier Hisorique son plus sensibles à la prise en compe des délais d ajusemen du sock de chômage : la première sous-période es plus marquée par les flucuaions du aux de sorie du chômage qu elle ne l éai en considéran uniquemen le niveau du chômage d équilibre. Au oal, nos résulas sur données françaises remeen pariellemen en quesion les premières conclusions de Perongolo and Pissarides (2008) : les flucuaions du chômage ne son pas foremen dominées par les variaions cycliques de son aux de sorie. Les conribuions du aux de pere d emploi son proches de celles du aux de reprise d emploi dans les années 1990, e un peu plus faibles dans les années Ce résula n es finalemen pas rès différen de celui obenu par Fujia and Ramey (2009) sur données américaines 23 avec une méhodologie comparable, même si 23. Nous avons calculé les conribuions relaives sur e sur sur données américaines 19

22 les peres d emplois semblen jouer un rôle plus imporan en France, au moins sur la première sous-période. D une ceraine façon, une ceraine flexibilisaion du marché du ravail en France, en pariculier avec la monée en puissance des conras de ravail à durée déerminée e d inérims, pourrai avoir enraîné une plus fore ressemblance des conribuions respecives des enrées e sories du chômage par rappor à l économie américaine. 4 Le marché du ravail français lors des crises de 1993 e de 2008 Dans cee secion, nous nous polarisons sur les épisodes de crises majeures qui on ouché la France depuis le débu des années Nous nous concenrons sur des épisodes hisoriques de fors reournemens du aux de chômage. A cee fin, nous privilégions l enquêe Emploi qui nous perme de prendre en compe la récession du débu des années 1990 que nous comparons avec la crise de Méhode Tou d abord, nous idenifions les daes de débu e de fin de chaque monée du chômage des crises depuis le débu des années Nous appliquons la convenion de Elsby, Michaels, and Solon (2009) qui s appuien sur la daaion des récessions du NBER. Le débu de l épisode de monée du chômage es alors le poin bas avan le débu de la récession (au sens du NBER). La fin de l épisode hisorique es le poin hau après le débu de la récession. Afin de daer les récessions en France, nous observons les variaions rimesrielles du PIB. Une récession es définie comme deux rimesres consécuifs de croissance négaive. Nous obenons ainsi deux daes de débu de récession : 1992T4, 2008T2. Ainsi, d après la méhode de Elsby, Michaels, and Solon (2009), nous obenons deux périodes de monée du chômage : 1990T2-1994T1 e 2008T1-2009T4 (cf. graphique 10). Nous proposons ensuie une adapaion de la méhodologie de Elsby, Hobijn, and Sahin(2010) qui perme de calculer des conribuions dynamiques des peres e reprises d emploi (cf. annexe B). Alors que, pour le calcul des bea, nous avons privilégié la décomposiion saique du chômage d équilibre, sur des épisodes hisoriques, il nous semble imporan de bien capurer les évoluions du chômage réalisé. Nous préférons donc prendre en compe les délais de convergence du chômage vers sa cible pour le calcul des conribuions. 24 Nous appliquons donc les formules présenés en Annexe B à parir des daes de débu de récession. 4.2 Résulas Sur le graphique 11 son racées les variaions cumulées des conribuions des peres d emploi e des reprises d emploi. D après nore décomposiion, le flux d enrée au chômage es prépondéran dans les années Nore décomposiion es cohérene pour pouvoir comparer direcemen avec nos résulas : la conribuion des peres d emploi es de 41% e de 38% respecivemen. 24. Touefois, nous avons vérifié que la même analyse des récessions sur la base du chômage saionnaire condui à des conclusions ideniques. 20

23 11 Figure 10 Daaion des épisodes de hausse du chômage de l Insee Source : enquêe Emploi (Insee). Figure 11 Variaions cumulées des conribuions des aux de pere (rai gras) e de reprise d emploi (rai fin) - récession de 1990 (en hau) e de 2008 (en bas) Source : enquêe Emploi (Insee). 21

24 avec les résulas de Elsby, Michaels, and Solon (2009) e Elsby, Hobijn, and Sahin (2010) sur données américaines. La monée du chômage à parir de 1990 es iniiée sous l effe d une augmenaion des peres d emploi. Ces résulas son cohérens avec les enseignemens de nore analyse précédene en Secion 3. En revanche, conrairemen à Elsby, Michaels, and Solon (2009), les variaions du aux de pere d emploi dominen celles des reprises d emploi ou au long de la récession. D après Elsby, Michaels, and Solon (2009), quelle que soi la récession, les séparaions expliquen une grande parie de la monée du chômage au débu de la crise, mais diminuen en imporance dans un second emps. Sur la période 2004T1-2010T4, le aux de reprise d emploi joue en revanche un rôle prépondéran pour expliquer le aux de chômage. La récession de 2008 es exacemen le symérique de celle de 1992 : le aux de reprise d emploi joue un rôle prépondéran du débu à la fin de la récession. 5 Conclusion Lesflucuaionsduchômage enfrance sonlerésula devariaions dansles auxde pere d emploi e dans les aux de reour en emploi. Il es ouefois possible d avancer que la récession du débu de la décennie 1990 a éé plus marquée par des ajusemens passan par le aux de pere d emploi. En revanche, la récession de 2008 avec la monée concomiane du aux de chômage résule plus d un for ralenissemen dans les reprises d emploi. On assise de ce poin de vue à une ceraine convergence avec les modes d ajusemen de l économie américaine. L éude des conribuions des reprises e peres d emploi nous renseigne sur l évoluion des inégaliés enre ravailleurs e chômeurs. Lorsque la monée du chômage es davanage irée par une baisse des reprise d emploi, la siuaion des chômeurs se dégrade par rappor à celles déjà plus conforable des ravailleurs : les inégaliés on endance à augmener. Pour raier de manière plus générale la quesion de l évoluion des inégaliés, il pourrai êre inéressan de raier séparémen les flux de ravailleurs jeunes ou de seniors. Ainsi nous pourrons eser si les épisodes conjoncurels concernen plus les jeunes e les seniors, ainsi que cerains ypes de qualificaions. Enfin, les flux concernan l inacivié on éé ignorés dans nore éude. Là encore, un approfondissemen de cee quesion serai cerainemen riche d enseignemens. 22

25 Références Abdouni, S., M. Defresne, T. Deroyon, Y. Dubois, and T. Le Barbanchon (2011) : Les inscripions à Pole emploi : une analyse rérospecive dse évoluions en 2009, Dares analyses. Elsby, M., B. Hobijn, and A. Sahin (2010) : The Labor Marke in he Grea Recession, Brookings Papers on Economic Aciviy, (Spring), Elsby, M. W. L., R. Michaels, and G. Solon (2009) : The Ins and Ous of Cyclical Unemploymen, American Economic Journal : Macroeconomics, 1(1), Fujia, S., and G. Ramey (2009) : The Cyclicaliy of Separaion and Job Finding Raes, Inernaional Economic Review, 50(2), Hall, R. (2005) : Employmen Efficiency and Sicky Wages : Evidence from Folows in he Labor Marke, Review of Economics and Saisics, 87(3), Perongolo, B., and C. Pissarides(2008) : TheInsandOusofEuropeanUnemploymen, American Economic Review, 98(2), Shimer, R. (2005) : Reassessing he Ins and Ous of Unemploymen, Unpublished manuscrip, Universiy of Chicago. Smih, J. (2011) : The Ins and Ous of UK Unemploymen, Economic Journal, 121,

26 A Correcion du biais de mémoire dans l enquêe Emploi Nous explorons d abord l ampleur de l erreur de mesure dans l enquêe Emploi en coninu. Nous esimons alors un modèle permean de redresser le biais de mémoire dans l enquêe Emploi coninu. Après avoir vérifié que l erreur de mesure es du même ordre dans l enquêe Emploi annuelle, nous y appliquons nore méhode de redressemen. Pourchaquevagued inerrogaionv = mdumoismdel enquêeemploienconinu, un échanillon d individus i renseigne sa siuaion acuelle Y i,v=m,=m e un calendrier rérospecif sur les 11 derniers mois Y i,v=m,=m p où p varie de 1 à 11 (10 pour les ransiions). Le roisième indice de Y correspond donc au mois où la siuaion s applique. La moyenne (en pondéran) des réponses pour chaque vague d individu es noée : Y v=m,=m p où p varie de 0 à 11. L erreur de mesure liée à l oubli par les enquêés des épisodes de coure durée ou des événemens désagréables peu êre mesurée de deux manières : en comparan pour une même vague d enquêe les siuaions à différenes daes ou en comparan pour une même dae les réponses de différenes vagues. Pour chaque vague v, le biais de mémoire es l écar enre les siuaions moyennes passées e la siuaion moyenne du mois d enquêe : B v=m,p = Y v=m,=m p Y v=m,=m où p varie de 1 à 11. Pour chaque mois m, l effe mémoire es l écar enre la siuaion moyenne mesurée par la première vague e les siuaions moyennes observées par les vagues d enquêe suivanes : E v=m,p = Y v=m+p,=m Y v=m,=m où p varie de 1 à 11. Sur le graphique 12, nous raçons le biais de mémoire sur le aux de chômage pour différens délais, soi moyenné sur oues les vagues de l enquêe Emploi en coninu, soi moyenné sur les vagues de mars de l enquêe Emploi en coninu, ou moyenné sur oues les vagues de l enquêe Emploi annuelle(elles on oues lieu en mars sauf celle de 1999). Lorsque les enquêés rapporen une siuaion passée, ils se déclaren sysémaiquemen moins souven au chômage. Ce biais es d auan plus imporan que le délai es long. Une fois conrôlé de la saisonnalié, l erreur de mesure dans l enquêe Emploi en coninu e annuelle présene le même profil. En revanche nous relevons une légère différence de niveau enre les deux enquêes. Lorsque les répondans se souviennen de leur siuaion il y a 9 mois, le aux de chômage es sous esimé de 2 poins dans l enquêe Emploi en coninu e de 1.6 poin dans l enquêe annuelle. La quarième courbe du graphique 12 présene ce que nous appelons l effe mémoire, c es à dire la moyenne à une même dae des différenes vagues. Il peu êre calculé pour les reards 1 à 11 dans l enquêe Emploi en coninu. Le reard 12 n es disponible que pour l enquêe annuelle. Cee mesure de l erreur es rès proche du biais de mémoire, confirman donc que le biais de mémoire ne cape pas une évenuelle endance de la série de chômage. Le même exercice es répéé pour les aux de ransiion emploi-chômage e chômageemploi sur les graphiques 13 e 14. Nous pouvons en conclure comme précédemmen que 24

27 Figure 12 Erreurs de mesure sur le aux de chômage Ecars moyens en poins Biais de mémoire (Comparaison pour une même vague des différenes daes) 0, ,005-0,01 Enquêe emploi annuelle (inerrogés en mars) -0,015 Enquêe emploi coninue Enquêe emploi coninue mois de mars -0,02-0,025 enquêe emploi coninue, comparaison à une même dae pour différenes vagues Enquêe emploi annuelle, comparaison à une même dae pour différenes vagues Reard enre la dae d'inerrogaion e la dae de la siuaion déclarée (p) l erreur de mesure semble bien capée par le biais de mémoire (l effe mémoire es rès proche du biais de mémoire) e que les erreurs de mesure des enquêes Emploi annuelle e en coninu son comparables. En revanche, la saisonnalié du biais de mémoire des vagues de mars es plus marquée sur ces aux de ransiion. Nous esimons l erreur de mesure sur l enquêe Emploi en coninu. Nous préférons l esimer sur le biais de mémoire car c es l erreur de mesure que nous pouvons former dans l enquêe Emploi annuelle. Le modèle es le suivan : B v=m,p = 11 j=1 α j I(p == j)+u v=m,p (9) où I(p == j) indique si l observaion correspond à un écar mesuré avec j mois de reard e U es un résidu. En praique, α j correspondàla sous-esimaion sysémaique de l éa de chômage, lorsque l individu répond sur sa siuaion daan de j mois (de même les ransiions son sous-esimées). Par manque d observaions, nous ne pouvons pas esimer l ineracion du biais de mémoire e d effes saisonniers. Nous supposons donc que les effes saisonniers son orhogonaux aux biais de mémoire. Ainsi, nous pouvons esimer les biais de mémoires dans une première éape, puis effecuer la désaisonnalisaion dans une seconde éape. Les résulas de l esimaion de l équaion 9 son reporés dans le ableau L exisence d une endance à la hausse du chômage pourrai aussi conduire à sur esimer les biais de 25

28 Figure 13 Erreurs de mesure sur les aux de ransiion emploi-chômage Ecars moyens en poins 0,006 Biais de mémoire (Comparaison pour une même vague des différenes daes) 0,004 0, ,002 Enquêe emploi annuelle (inerrogés en mars) -0,004-0,006 Enquêe emploi coninue Enquêe emploi coninue mois de mars enquêe emploi coninue, comparaison à une même dae pour différenes vagues Reard enre la dae d'inerrogaion e la dae de la siuaion déclarée (p) Figure 14 Erreurs de mesure sur les aux de ransiion chômage-emploi Ecars moyens en poins 0,04 Biais de mémoire (Comparaison pour une même vague des différenes daes) 0,03 0,02 0,01 0-0,01 Enquêe emploi annuelle (inerrogés en mars) Enquêe emploi coninue -0,02-0,03 Enquêe emploi coninue mois de mars enquêe emploi coninue, comparaison à une même dae pour différenes vagues Reard enre la dae d'inerrogaion e la dae de la siuaion déclarée (p) 26

29 Table 2 Esimaion du biais de mémoire Reard Chômage Pere d emploi Reprise d emploi 1 mois ( ) ( ) ( ) 2 mois ( ) ( ) ( ) 3 mois ( ) ( ) ( ) 4 mois ( ) ( ) ( ) 5 mois ( ) ( ) ( ) 6 mois ( ) ( ) ( ) 7 mois ( ) ( ) ( ) 8 mois ( ) ( ) ( ) 9 mois ( ) ( ) ( ) 10 mois ( ) ( ) ( ) 11 mois ( ) R N

30 Figure 15 Taux de chômage avec ou sans correcion 0,15 0,14 corrigé du biais mémoire 0,13 0,12 0,11 Non corrigé 0,1 0,09 0,08 mars-90 mars-91 mars-92 mars-93 mars-94 mars-95 mars-96 mars-97 mars-98 mars-99 mars-00 mars-01 mars-02 La série redressée des biais de mémoire es donc pour p varian de 1 à 11 : Ŷ v=m,=m p = Y v=m,=m +U v=m,p = Y v=m,=m p α p Pour obenir la siuaion moyenne au mois m, on calcule la moyenne de [Y v=m,=m,(ŷv=m,=m p) j=1,...,11 ]. Le biais de mémoire es esimé à parir de l enquêe Emploi en coninu, la correcion es ensuie appliquée sur les données de l enquêe Emploi en coninu e sur les données de l enquêe Emploi annuelle. Le calendrier rérospecif de l enquêe Emploi annuelle renseigne la siuaion au mois de l enquêe e sur les 12 mois précédens, donc sur un mois de plus que l enquêe Emploi en coninu. Le coefficien de correcion supplémenaire pour p = 12 (p = 11 pour les ransiions) es calculé par exrapolaion linéaire. Sur le graphique 15, nous comparons les séries brues e corrigées du biais de mémoire de l enquêe Emploi annuelle. Nous pouvons en pariculier comparer le chômage du mois de mars pour les deux séries. A parir de 1994, la série corrigé es proche d êre coninue au mois de mars. En revanche, au débu de la période, elle condui à une suresimaion du aux de chômage. mémoire. Le modèle précéden peu êre adapé en conséquence. L esimaion du modèle adapé confirme la robusesse de l esimaion des biais de mémoire. 28