VARIANCE DE L'ESTIMATEUR CORRIGÉ PAR RÉGRESSION INSTRUMENTALE EN DEUX ÉTAPES POUR L'OBSERVATION DE SÉLECTION 103 ANNEXE C. La procédure de Semykina et Wooldrige (2006) a été choisie pour estimer la performance de l'expérience salariale à l'aide de l'Enquête sur le travail (EDTR) de Dynam. 1993-2004. Enfin, une régression de forme réduite remplace les variables endogènes par leurs instruments afin d'isoler l'effet de la politique sur les salaires.
Pour ce faire, une régression salariale permettra d'évaluer à la marge l'impact de l'expérience sur les salaires et donc si l'augmentation de l'offre de travail des mères québécoises a fait augmenter leur salaire. Il peut également y avoir un biais de sélection dans l'échantillon depuis les observations de régression. Cette étude traite de l'endogénéité dans un contexte de données de panel et de l'hétérogénéité non observée.
Les instruments qui corrigent l’endogénéité de l’expérience incluraient, entre autres, une politique de garde d’enfants, qui augmente l’expérience sans la relier au terme d’erreur et donc au salaire. Par la suite, d'autres études démontrent que la politique de garde d'enfants du Québec a été efficace pour réduire l'écart de l'offre de main-d'œuvre des mères québécoises par rapport à celles du reste du Canada.
Ensuite, il ne traite pas de l’endogénéité de l’expérience professionnelle, qui relève de plusieurs facteurs. Maximiser la corrélation entre les régresseurs et les K combinaisons linéaires des instruments vise à maximiser l'efficacité de l'estimateur. De plus, aucune hypothèse de distribution n'a été formulée pour les erreurs dans l'équation primaire (2).
Dans notre exemple précédent, des compétences non observées ne pouvaient pas augmenter le rendement salarial de l’expérience. Outre l’exogénéité des instruments et la forme fonctionnelle de l’effet fixe, Semykin et Wooldridge (2006, p. 14) émettent deux autres hypothèses. En revanche, le terme d’erreur de la fonction d’indicateur de choix latent lorsque l’effet fixe ci2 est remplacé donne
Ainsi, selon les hypothèses (i-iv) de l’estimateur βˆMCDE (11) et les hypothèses précédentes (i-iv) visant à corriger le biais de sélection, l’estimateur βˆMCDE de la procédure n°2 sera convergent et asymptotiquement normal. Les résultats empiriques des procédures de Semykin et Wooldridge (2006) incluent uniquement des retours sur l'expérience et l'éducation (voir tableau 3.5). Contrairement à Semykina et Wooldridge (2006), nos travaux abordent ces deux aspects de l'utilisation des instruments.
Au contraire, le biais de l'estimateur MCDE ou MMG augmente avec le nombre d'instruments (Hahn et Hausman, 2003, p. 119).
Geval
Ce chapitre présente les différentes facettes de l'application de la procédure de Semykina et Wooldridge (2006). Il a donc fallu éliminer les femmes sans expérience professionnelle selon la variable yrxfte11 pour le calcul du retour sur expérience. Cette procédure nous permet de calculer le rendement de l'expérience en contrôlant les biais de sélection, l'hétérogénéité et l'endogénéité.
L'effet que l'on peut attribuer à la politique québécoise de garde à l'enfance à travers l'expérimentation peut donc être testé. La correction de l'endogénéité de l'expérience MCDE réduit quelque peu l'efficacité de l'expérience OLS de 6,7 % à 6,2. L'effet fixe semble jouer un rôle plus important puisque la méthode FE augmente l'efficacité de l'expérience de 6,7% à 8,2.
Le biais de sélection significatif justifie donc l'utilisation de la procédure #2 qui aboutit à un rendement de l'expérience de 5,5% significatif à 5. Le rendement de l'expérience de la procédure #2 de 6,1% n'est également pas statistiquement différent du résultat final de Semykina et Wooldridge (2006) de 5,5. Comme pour les autres variables explicatives, la non-linéarité de la réalisation de l’expérience persiste quelle que soit la méthode.
Pour étudier plus en détail la perte de signification de la méthode EF-MCDE et les performances de la procédure empirique n°1 pour notre échantillon, plusieurs tests mesurent la faiblesse et la validité des instruments proposés par Semykina et Wooldridge (2006, p. . 25) devenus Cependant, les rendements expérimentaux de la méthode EF-MCDE et de la procédure n°1 diminuent respectivement à 2,5 % et 1,8 % tout en perdant leur signification par rapport à la spécification précédente. Enfin, les résultats sous forme réduite du tableau 3.14 visent à répartir l’impact de l’expérience sur les salaires horaires réels entre les instruments.
Premièrement, nous avons essayé de suivre autant que possible les spécifications de Semykina et Wooldridge (2006), mais le plus gros obstacle était la conception de la variable d'expérience de l'EDTR yrxfte11. Ces écarts restent cependant mineurs comparés à la perte de significativité des retours expérimentaux pour la méthode EF-MCDE et pour la procédure #1. Cette interaction explique le R2 supérieur à 90% pour les premières phases de l'expérience de la méthode EF-MCDE et de la procédure #1 (voir tableaux 3.7 et 3.13).
Au moins le test de Stock et Yogo (2005), qui n'est pas robuste à l'hétéroscédasticité, établit le biais de l'estimateur de la procédure #2 à un maximum de 5 % par rapport à l'estimateur MCO. Après tout, la procédure n°2 n’aboutit pas à des retours sur l’expérience et l’éducation statistiquement différents des résultats de Semykina et Wooldridge (2006). La première étape de l'expérimentation de la procédure #2 montre un impact positif de la variable dichotomique Québec, alors que la variable politique de garde n'est pas significative.
LA VARIANCE D'UN ESTIMATEUR DE RÉGRESSION INSTRUMENTALE À DEUX NIVEAUX QUI CORRIGE LE BIAIS DE SÉLECTION.
