SEIMAF 2023 - Double Différence

Un estimateur de différence-en-différence peut s’écrire :

DD= E(Yi,t=2/Ti=1) - E(Yi,t=1/Ti=1)

- { E(Yi,t=2/Ti=0) - E(Yi,t=1/Ti=0) }

avec Ti=1 caractérisant les unités qui sont traitées en période t=2 (aucun traitement n’a lieu pour personne en t=1)

1. Dans quel cas le mécanisme d’assignation au traitement peut être ignoré ?

• a. Dans le cas d’une double différence où le groupe de contrôle n’est pas aléatoire

• b. Dans le cas où l’hypothèse d’indépendance conditionnelle (Conditional Independence Assumption, CIA) a peu de chance d’être valide

• c. Dans le cas d’une expérimentation aléatoire contrôlée avec adhérence partielle

• d. Dans le cas d’une expérimentation aléatoire contrôlée avec adhérence totale

Un estimateur de différence-en-différence peut s’écrire :

DD= E(Yi,t=2/Ti=1) - E(Yi,t=1/Ti=1)

- { E(Yi,t=2/Ti=0) - E(Yi,t=1/Ti=0) }

avec Ti=1 caractérisant les unités qui sont traitées en période t=2 (aucun traitement n’a lieu pour personne en t=1)

2. Quel est l’affirmation correcte ?

• a. La première différence élimine l’effet temporel

• b. Cet estimateur est biaisé si l’attrition est non-aléatoire

• c. Cet estimateur ne peut être estimé qu’avec des données de panel

• d. Cet estimateur peut être estimé avec une seule année de donnée en coupe

Un estimateur de différence-en-différence peut s’écrire :

DD= E(Yi,t=2/Ti=1) - E(Yi,t=1/Ti=1)

- { E(Yi,t=2/Ti=0) - E(Yi,t=1/Ti=0) }

avec Ti=1 caractérisant les unités qui sont traitées en période t=2 (aucun traitement n’a lieu pour personne en t=1)

3. La deuxième différence E(Yi,t=2/Ti=0) - E(Yi,t=1/Ti=0)

• a. élimine l’effet temporel si l’hypothèse de tendance commune est valide

• b. élimine le biais de sélection si l’hypothèse de tendance commune est valide

• c. élimine le biais de sélection si l’hypothèse d’indépendance conditionnelle (CIA) est valide

• d. élimine l’effet temporel si l’hypothèse d’indépendance conditionnelle (CIA) est valide

5. L’hypothèse de tendance commune revient à supposer que

• a. Le biais de composition/sélection devient nul en t=2 (pendant le traitement)

• b. Le biais de composition/sélection est constant dans le temps

• c. Le biais de composition/sélection est nul en t=1 (avant traitement)

• d. Les différences de niveau moyen de Y avant traitement entre le groupe de traitement et le groupe de contrôle sont dues à des chocs aléatoires

On étudie l’effet d’un programme d’insertion des chômeurs conduit en t=2 dans la région A. La région B, très similaire, est utilisée comme groupe de contrôle.

Le tableau joint reporte le taux d’entrée sur le marché du travail des chômeurs après 3 mois de chômage.

6. Quel est l’effet du programme sur le taux de réemploi selon l’estimateur DD :

• a. Une hausse de 3 points de pourcentage

• b. Une hausse de 1 point de pourcentage

• c. Une hausse de 7 points de pourcentage

• d. Une baisse de 1 point de pourcentage