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payer) du patient pour l’obtention d’un soin dans l’établissement j plutôt que dans l’établissement<br />
théorique. Il est donné par la condition U ij −U i0 =0, ce qui est équivalent à ˜B ij (µ i ,η j )− ˜B i0 (µ i ,η j )=<br />
___<br />
D ijḊans ∗ les données, on considère la variable dépendante D ij qui est égale à la différence de<br />
distance entre l’établissement j et l’établissement 0. On observe alors soit le supplément de distance<br />
parcourue par les patients, soit l’absence de supplément de distance. De façon plus précise :<br />
— D ij = Dij ∗ si les bénéfices ( ˜B ij (µ i ,η j ) − ˜B<br />
___<br />
i0 (µ i ,η 0 ))sontsupérieursauseuil Dij<br />
∗ i.e. si les<br />
coûts Dij ∗ sont inférieurs aux consentements à payer. Les D∗ ij sont alors des valeurs minorantes<br />
des consentements à payer des individus ;<br />
— D ij =0silesbénéfices ( ˜B ij (µ i ,η j ) − ˜B<br />
___<br />
i0 (µ i ,η 0 )) sont inférieurs au seuil Dij ∗ . Ainsi, chaque<br />
fois que les coûts Dij ∗ ___<br />
sont supérieurs au seuil Dij ∗ , la variable dépendante est nulle, bien<br />
que les consentements à payer, en toute généralité, ne le soient pas. Dans ce cas, les Dij<br />
∗<br />
représentent des majorants des consentements à payer.<br />
Dij ∗ est une variable latente dans la mesure où elle n’est observée que si le patient a effectivement<br />
choisi de se déplacer vers j.<br />
La spécification Tobit 11 , adaptée à la modélisation de telles observations tronquées, peut se<br />
résumer par l’écriture suivante :<br />
D ij =<br />
(<br />
D<br />
∗<br />
ij si<br />
0 sinon<br />
___<br />
D ∗ ij >D∗ ij<br />
⇔ (<br />
D<br />
∗<br />
D ij = ij si ˜Bij (µ i ,η j ) − ˜B i0 (µ i ,η 0 ) − Dij ∗ > 0<br />
0 sinon<br />
La modélisation exprimée à l’aide des variables explicatives s’écrit :<br />
1.<br />
(<br />
Pour la probabilité d’observer une distance supplémentaire nulle (règle de sélection) :<br />
Aij =1 si A ∗ ij > 0<br />
0 sinon<br />
où A ∗ ij = ˜B ij (µ i ,η j ) − ˜B i0 (µ i ,η 0 ) − Dij<br />
∗<br />
A ∗ ij = Z iγ + u i ,<br />
La probabilité que A ij soit égal à 1 est modélisée par une spécification probit.<br />
2. Pour la partie linéaire<br />
(<br />
D<br />
∗<br />
ij = X i β + ε i observé si A ij =1<br />
0 sinon<br />
11 Outre ces raisons d’ordre théorique, l’utilisation de la modélisation Tobit s’impose également par les valeurs prises<br />
par la variable dépendante. Les mesures des distances étant effectuées avec une certaine marge d’erreur, l’échantillon<br />
contient 30% de valeurs nulles qui ne le seraient pas si les mesures de la distance étaient parfaitement exactes. La<br />
spécification Tobit permet de ne pas rejeter ces observations et de tenir compte d’un éventuel biais de sélection lié<br />
au fait que les caractéristiques particulières de ces observations (pour lesquelles la "D ij "estartificiellement nulle)<br />
peuventêtrecorréléeàDij.<br />
∗<br />
9