Emploi, chômage, revenus du travailÉdition 2022

L’Insee et la Dares présentent dans cet ouvrage un ensemble d’analyses et d’indicateurs portant sur le marché du travail.

Insee Références
Paru le : Paru le 30/06/2022
Louis-Alexandre Erb (Dares, ERUDITE, TEPP, Université Gustave Eiffel), Tom Olivia (Insee), Thomas Breda (CNRS et PSE – École d’économie de Paris, Institut des politiques publiques), Maxime Tô (Institut des politiques publiques, Institute for Fiscal Studies)
Emploi, chômage, revenus du travail - Juin 2022
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Après la naissance d’un enfant, les conditions de travail diffèrent entre les pères et les mères

Louis-Alexandre Erb (Dares, ERUDITE, TEPP, Université Gustave Eiffel), Tom Olivia (Insee), Thomas Breda (CNRS et PSE – École d’économie de Paris, Institut des politiques publiques), Maxime Tô (Institut des politiques publiques, Institute for Fiscal Studies)

Après l’arrivée d’un enfant, de nombreux parents sont amenés à effectuer des ajustements dans leur vie professionnelle. Ces modifications sont fortement différenciées selon le genre. Ainsi, les mères de très jeunes enfants réduisent plus fréquemment leur temps de travail que les pères, ce qui creuse les écarts de rémunération en leur défaveur. Elles changent aussi moins souvent d’emploi, ce qui peut restreindre leur évolution de carrière. Par ailleurs, les mères sont plus nombreuses à déclarer ne pas avoir assez de temps pour effectuer correctement leur travail. Les pères, quant à eux, augmentent plus fréquemment leur temps de travail après l’arrivée d’un enfant, tendent à travailler plus souvent le soir ou le dimanche, et sont également plus nombreux à se dire confrontés à des situations de tension au travail, dans lesquelles leurs marges de manœuvre individuelles ne leur permettent pas de faire face aux exigences qu’ils ressentent dans leur travail.

Insee Références

Paru le : 30/06/2022

Les activités parentales modifient les trajectoires de carrière et les conditions de travail

La crise sanitaire, en particulier le premier confinement, a mis en lumière les difficultés de conciliation entre activités parentales et vie professionnelle. Avec une présence accrue au foyer, la question des temps sociaux, les répartitions domestiques des tâches et l’articulation du travail avec la vie familiale ont été bouleversées [Barhoumi et al., 2020 ; Erb, Reynaud, 2021 ; Pailhé et al., à paraître].

Après une naissance, l’allocation des différents temps au sein des couples, dont le temps de travail et le temps parental, varie potentiellement selon le genre, en raison par exemple d’une « spécialisation des conjoints » [Pailhé, Solaz, 2010] ou d’effets de normes de genre. Les trajectoires professionnelles des mères oscillent entre arrêt d’activité (dont congés parentaux), passage à temps partiel et maintien à temps plein [Briard, 2019 ; Algava, Bloch, 2022].

L’arrivée d’un enfant est aussi un évènement de nature à modifier plusieurs dimensions de la qualité de l’emploi [Roussel, 2022], que la Commission économique des Nations Unies pour l’Europe définit par différentes dimensions d’analyse : « le temps de travail et l’équilibre entre vie professionnelle et vie privée », les « revenus du travail », « la sécurité au travail » ou encore les « relations professionnelles et la motivation au travail » [UNECE, 2015].

En France, le panel de l’enquête Conditions de travail (source) aborde ces dimensions qui reflètent aussi des facteurs psychosociaux de risque pour la santé [Gollac et al., 2011]. Ce panel permet de distinguer les personnes (salariées, ici) selon qu’elles ont connu ou non la naissance d’un ou plusieurs enfants entre 2013 et 2016, années où elles ont été interrogées. Parmi les salariés employés aux deux dates, il est ainsi possible de comparer l’évolution de leurs conditions de travail en fonction de leur sexe et de l’arrivée ou non d’un enfant. On peut aussi examiner les évolutions relatives entre pères et mères au sein des couples devenus parents.

Après une naissance, les mères passent beaucoup plus souvent à temps partiel que les pères

En France, en 2013, près d’une personne salariée sur cinq travaille à temps partiel. Les femmes occupent 88 % de ces emplois. Les mères travaillent davantage à temps partiel que les femmes qui n’ont pas d’enfants (35 % contre 19 %). En outre, 51 % des femmes à temps partiel indiquent l’être pour s’occuper de leurs enfants, contre seulement 14 % des hommes.

Qu’il s’agisse d’un premier enfant ou non, après une naissance, le recours au temps partiel augmente davantage pour les mères que pour les pères : parmi les femmes (déjà mères ou non en 2013) ayant eu un enfant (ou éventuellement plusieurs) entre 2013 et 2016 et en emploi aux deux dates, le taux de temps partiel passe de 23 % en 2013 à 45 % en 2016 (figure 1). Pour les femmes qui n’ont pas eu d’enfant entre ces deux dates, la part de temps partiel diminue en revanche, de 31 % en 2013 à 20 % en 2016. De leur côté, 6 % des hommes occupent un emploi à temps partiel après une naissance en 2016, contre 4 % en 2013 ; 5 % des hommes sans nouvel enfant sont dans cette situation en 2016, contre 6 % en 2013.

Figure 1 – Conditions de travail des salariés selon qu’ils ont eu ou non un enfant entre 2013 et 2016 et leur genre

Figure 1 – Conditions de travail des salariés selon qu’ils ont eu ou non un enfant entre 2013 et 2016 et leur genre - Lecture : parmi les femmes ayant eu un enfant entre 2013 et 2016, 23 % travaillaient à temps partiel en 2013 avant la naissance et 45 % en 2016 après la naissance.
Femmes ayant eu un enfant entre 2013 et 20161 Femmes n’ayant pas eu d’enfant entre 2013 et 2016 Hommes ayant eu un enfant entre 2013 et 20161 Hommes n’ayant pas eu d’enfant entre 2013 et 2016
2013 (avant naissance) 2016 (après naissance) 2013 2016 2013 (avant naissance) 2016 (après naissance) 2013 2016
Travail à temps partiel (en %) 23 45 31 20 4 6 6 5
Quotité de travail moyenne (en %) 93 88 90 94 98 98 97 98
Heures travaillées réelles hebdomadaires moyennes (en heures) 35,8 34,0 34,9 36,7 39,4 40,3 39,5 40,0
Heures supplémentaires réelles hebdomadaires moyennes (en heures) 3,4 3,3 3,4 3,8 5,0 5,9 5,3 5,7
Salaire mensuel net moyen (en euros) 1 600 1 640 1 510 1 760 1 940 2 060 1 930 2 150
Salaire mensuel net en EQTP moyen (en euros) 1 720 1 890 1 680 1 880 1 980 2 100 1 980 2 200
Mobilité professionnelle entre 2013 et 2016 (en %), dont : /// 16 /// 28 /// 21 /// 24
Intra-entreprise /// 9 /// 17 /// 10 /// 14
Inter-entreprises /// 7 /// 11 /// 11 /// 10
Repos hebdomadaire d’au moins 48 heures consécutives (en %) 81 85 81 79 83 83 87 86
Travail du dimanche (occasionnel ou habituel) (en %) 37 36 38 36 32 37 34 34
Travail le soir (occasionnel ou habituel) (en %) 38 36 39 36 40 44 43 42
Déclarer devoir se dépêcher au travail (toujours ou souvent) (en %) 60 59 58 55 47 49 51 47
Déclarer ne pas avoir le temps de faire correctement son travail (en %) 32 39 34 34 25 26 24 27
Déclarer être frais et dispos au réveil la majorité du temps (en %) 56 52 55 56 66 66 64 69
Déclarer avoir une vie quotidienne tout le temps intéressante (en %) 8 12 10 11 11 14 10 12
Être en situation de « tension au travail » (job strain) (en %) 32 30 32 29 28 27 32 27
Présenter un risque dépressif (au sens du score de l’OMS) (en %) 8 12 10 12 7 6 9 8
Moyenne de l’indicateur de mauvaise conciliation entre vie familiale et vie professionnelle (score sur 4) 2,0 2,0 2,0 2,0 2,0 2,0 1,9 1,9
Effectif 880 880 4 400 4 400 833 833 4 165 4 165
  • /// : absence de résultat due à la nature des choses.
  • 1. Sous-échantillon obtenu après appariement par score de propension (méthode).
  • Lecture : parmi les femmes ayant eu un enfant entre 2013 et 2016, 23 % travaillaient à temps partiel en 2013 avant la naissance et 45 % en 2016 après la naissance.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

L’impact d’une naissance sur la trajectoire professionnelle des femmes reste significatif toutes choses égales par ailleurs : après une naissance, la probabilité d’être à temps partiel augmente fortement chez les femmes, en moyenne de 31 points de pourcentage (figure 2 et méthode). Cette proportion augmente aussi sensiblement pour les pères à la suite d’une naissance, de 3 points en moyenne, sans toutefois diminuer en moyenne leur temps de travail.

Figure 2 – Évolution du temps de travail après une naissance

Figure 2 – Évolution du temps de travail après une naissance - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance et en moyenne, le recours des mères au temps partiel augmente de 31 points (écart-type de 2). Le recours au temps partiel augmente dix fois plus pour les mères que pour les pères.
Femmes
(Mères)
Hommes
(Pères)
Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Rapport
femmes/hommes
Coefficient
(écart-type)
Heures travaillées hebdomadaires réelles – 3,6***
(0,4)      
0,4
(0,4)
– 3,4***
(0,9)      
– 8,1
Temps partiel (en %) 31***
(2)      
3**
(1)   
24***
(4)     
10,3
Quotité de travail (en %) – 9***
(1)      
-1
(1)
– 6***
(1)      
9,0
  • *** : significatif à 1 %, ** : significatif à 5 % et * : significatif à 10 %.
  • Note : les coefficients correspondent à l’estimation du paramètre b du modèle économétrique défini avec l’équation (1) (méthode). Les écarts-types sont clusterisés au niveau des individus et des paires appariées à la suite de l’appariement par score de propension.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance et en moyenne, le recours des mères au temps partiel augmente de 31 points (écart-type de 2). Le recours au temps partiel augmente dix fois plus pour les mères que pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

À caractéristiques équivalentes, le volume horaire hebdomadaire des mères diminue nettement après une naissance (– 3,6 heures en moyenne), tout comme leur quotité de travail moyenne (– 9 points). Cette baisse correspond souvent à un passage à un temps partiel de 80 %. En France, l’allocation du temps de travail des femmes correspond davantage aux rythmes scolaires des enfants, avec par exemple un temps partiel le mercredi [Duchini, Van Effenterre, 2017].

Au total, l’ajustement par le passage à temps partiel est dix fois plus important pour les mères (31 points) que pour les pères (3 points).

Ces différences entre mères et pères ne sont pas remises en cause lorsque l’analyse se fait parmi les seuls parents en couple, en ne prenant pas en compte les familles monoparentales. La différence entre la proportion de mères à temps partiel et celle des pères augmente de 24 points après la naissance d’un enfant. Les ajustements de temps de travail à la suite d’une naissance sont ainsi essentiellement portés par la mère. L’écart moyen d’heures travaillées se creuse, quant à lui, de 3,4 heures.

Les pères effectuent plus fréquemment que les mères des heures supplémentaires lorsqu’ils ont des enfants en bas âge

Avant l’arrivée d’un enfant, les hommes effectuent en moyenne cinq heures supplémentaires par semaine, contre un peu plus de trois heures pour les femmes. Après une naissance, toutes choses égales par ailleurs, cet écart s’accentue : les pères effectuent 0,7 heure supplémentaire en plus, tandis que les mères en font 0,6 en moins (figure 3). Au sein des couples, à caractéristiques équivalentes, l’écart entre les heures supplémentaires effectuées par les femmes et les hommes augmente aussi de 1,3 heure en moyenne après une naissance. L’ajustement au sein du couple correspond donc à une augmentation du temps de travail pour le conjoint et une diminution pour la conjointe [Couppié, Epiphane, 2007].

Figure 3 – Effet d’une naissance sur les heures supplémentaires des parents

en heures
Figure 3 – Effet d’une naissance sur les heures supplémentaires des parents (en heures) - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, le nombre d’heures supplémentaires travaillées par semaine augmente en moyenne de 0,7 heure pour les pères.
Mères Pères Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Estimation – 0,6 0,7 – 1,3
Intervalle de confiance à 95 % (Écart‑type*quantile loi normale) 0,6 0,7 1,5
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, le nombre d’heures supplémentaires travaillées par semaine augmente en moyenne de 0,7 heure pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Figure 3 – Effet d’une naissance sur les heures supplémentaires des parents

  • Note : les barres d’erreur représentent l’intervalle de confiance à 95 % pour les différentes estimations.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, le nombre d’heures supplémentaires travaillées par semaine augmente en moyenne de 0,7 heure pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

En 2013, 81 % des femmes salariées, avant une naissance ou non, déclarent disposer de 48 heures de repos consécutives dans une semaine de travail, soit un peu moins que les hommes (83 % pour les hommes ayant un enfant entre 2013 et 2016). Mais après une naissance, toutes choses égales par ailleurs, cette proportion augmente de 5,9 points pour les mères, alors qu’elle ne change pas pour les pères (figure 4).

Figure 4a – Effets d’une naissance sur le fait d'avoir 48 heures de repos consécutives dans la semaine

en points
Figure 4a – Effets d’une naissance sur le fait d'avoir 48 heures de repos consécutives dans la semaine (en points) - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la part de repos hebdomadaire qui dure au moins 48 heures augmente de 5,9 points pour les mères.
Mères Pères Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Estimation 5,9 0,3 5,7
Intervalle de confiance à 95 % (Écart‑type*quantile loi normale) 4,0 3,5 7,3
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la part de repos hebdomadaire qui dure au moins 48 heures augmente de 5,9 points pour les mères.
  • Champ : France, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Figure 4a – Effets d’une naissance sur le fait d'avoir 48 heures de repos consécutives dans la semaine

  • Note : les barres d’erreur représentent l’intervalle de confiance à 95 % pour les différentes estimations.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la part de repos hebdomadaire qui dure au moins 48 heures augmente de 5,9 points pour les mères.
  • Champ : France, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

S’agissant des horaires atypiques, le travail occasionnel ou régulier le dimanche est en 2013 plus fréquent pour les femmes que pour les hommes. En revanche, travailler le soir (entre 20 heures et minuit) est moins répandu pour les femmes (38 % avant une naissance) que pour les hommes (40 % avant une naissance).

Trois ans plus tard, après une naissance, la fréquence du travail occasionnel ou régulier le soir augmente de 4,6 points pour les pères, celle du travail occasionnel ou régulier le dimanche augmente en moyenne de 5,5 points. Pour les mères, les évolutions ne sont pas significatives.

Au sein du couple, l’ajustement en ce qui concerne le travail le dimanche est plus marqué. L’écart femme‑homme se creuse de 8,6 points en moyenne, ce qui s’explique par l’augmentation du travail le dimanche du père. Ces décisions peuvent découler d’arbitrages économiques au sein du couple, les pères compensant en partie les pertes de salaire des mères. Le recours au travail le dimanche peut aussi être utile pour garder les jeunes enfants certains jours de la semaine, mais avec le risque de désynchroniser les temps du couple, au détriment de la « sociabilité familiale » [Lesnard, de Saint Pol, 2008].

En moyenne, les salaires des mères diminuent après une naissance, en raison surtout de changements de quotité de travail

Le salaire mensuel net des femmes avant une naissance est en moyenne de 1 600 euros, contre plus de 1 900 euros par mois pour les hommes (figure 1).

À caractéristiques équivalentes, après une naissance, le salaire mensuel net diminue sensiblement pour les mères (– 200 euros en moyenne) et ne varie pas significativement pour les pères (figure 5). Au sein des couples, le salaire des mères diminue en moyenne de 103 euros. Ces baisses s’expliquent ici par la diminution du temps de travail et non par une baisse du salaire horaire : toutes choses égales par ailleurs, le salaire net en équivalent temps plein ne diminue pas significativement pour les mères après une naissance [Meurs et al., 2010].

Figure 5 – Évolution des salaires après une naissance

Figure 5 – Évolution des salaires après une naissance - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, le salaire mensuel net baisse en moyenne de 200 euros pour les mères.
Femmes
(Mères)
Hommes
(Pères)
Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Rapport
femmes/hommes
Coefficient
(écart-type)
Salaire mensuel net (en euros) – 200***
(41)      
– 81
(69)
– 103***
(66)      
2,5
Salaire mensuel net/quotité de travail (en euros par EQTP) – 24      
(52)      
– 83
(70)
53      
(85)      
0,3
  • *** : significatif à 1 %, ** : significatif à 5 % et * : significatif à 10 %.
  • Notes : les coefficients correspondent à l’estimation du paramètre b du modèle économétrique défini avec l’équation (1) (méthode). Les écarts-types sont clusterisés au niveau des individus et des paires appariées à la suite de l’appariement par score de propension. EQTP : équivalent temps plein.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, le salaire mensuel net baisse en moyenne de 200 euros pour les mères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Ces résultats vont dans le sens d’une absence d’effet significatif sur les salaires horaires une fois pris en compte les effets de structure et de variations du temps de travail. Un résultat partagé avec d’autres travaux en économie qui montrent toutefois des écarts de revenus à long terme [Meurs et al., 2010]. De nombreuses recherches internationales en économie mettent en évidence une « pénalité à la maternité ». L’arrivée d’un enfant se traduit ainsi par des divergences de revenus et de déroulements de carrière au détriment des mères [Meurs, Pora, 2019].

Après une naissance, la mobilité professionnelle décroît pour les jeunes parents

Entre 2013 et 2016, les salariés devenus parents ont changé moins souvent d’employeur ou de poste que les autres salariés : 16 % des mères, contre 28 % des autres femmes ; 21 % des pères, contre 24 % des autres hommes. Ce constat reste vrai toutes choses égales par ailleurs : après une naissance, la proportion de mobilités professionnelles est plus faible pour les mères (– 11,1 points) ; mais aussi pour les pères, même si c’est de façon moins nette (– 3,4 points) (figure 6). L’effet estimé de la plus faible mobilité des mères à l’arrivée d’un enfant est ainsi trois fois plus fort que pour les pères.

Figure 6 – Effet d’une naissance sur les mobilités professionnelles

en points
Figure 6 – Effet d’une naissance sur les mobilités professionnelles (en points) - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de mobilités professionnelles diminue de 11,1 points pour les mères.
Mères Pères Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Estimation – 11,1 – 3,4 – 8,3
Intervalle de confiance à 95 % (Écart‑type*quantile loi normale) 2,9 3,5 6,7
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de mobilités professionnelles diminue de 11,1 points pour les mères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Figure 6 – Effet d’une naissance sur les mobilités professionnelles

  • Note : les barres d’erreur représentent l’intervalle de confiance à 95 % pour les différentes estimations.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de mobilités professionnelles diminue de 11,1 points pour les mères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Au sein des couples, la différence de mobilité professionnelle entre le père et la mère est importante après la naissance : sa fréquence est supérieure de 8,3 points pour les pères, ce qui illustre un arbitrage au sein du couple effectué à la faveur des pères qui poursuivent leur évolution professionnelle.

Les jeunes parents appréhendent peut-être davantage d’être confrontés à un changement substantiel d’organisation du travail ou au risque de perdre leur emploi. Cette moindre mobilité professionnelle des jeunes peut aussi s’expliquer par la construction en amont du projet parental, l’accès à un emploi stable permettant au couple de l’envisager.

Après une naissance, les mères tendent à travailler par la suite plus près de leur domicile [Le Barbanchon et al., 2021] et leurs chances de promotion au sein d’une entreprise se réduisent [Meurs et al., 2021]. Une diminution de la mobilité professionnelle a des effets durables sur la carrière des parents, car ces changements vont généralement de pair avec une hausse des salaires [Jolivet et al., 2006] et une amélioration des conditions de travail [Coutrot, 2019].

Entre 2013 et 2016, 9 % des femmes ayant eu un enfant ont effectué une mobilité au sein de leur entreprise, contre 17 % des autres femmes ; c’est le cas de 10 % des pères, contre 14 % des autres hommes. Correction faite d’éventuels effets de structure, l’essentiel de la plus faible mobilité observée des parents s’explique par des changements plus rares au sein de l’entreprise pour les pères comme pour les mères (figure 7). Ce résultat est à mettre en lien avec le ralentissement de la progression salariale des mères, particulièrement après la naissance du premier enfant [Coudin et al., 2018].

Figure 7 – Décomposition de la baisse des mobilités professionnelles par type de mobilité

en %
Figure 7 – Décomposition de la baisse des mobilités professionnelles par type de mobilité (en %) - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la baisse des mobilités intra-entreprise explique 72 % de la baisse des mobilités professionnelles pour les mères.
Femmes
(Mères)
Hommes
(Pères)
Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Mobilité inter-entreprises 28 – 8 80
Mobilité intra-entreprise 72 108 20
  • Note : la décomposition est effectuée en estimant le paramètre β de l’équation (1) pour chaque type de mobilité (méthode). On calcule la contribution de chaque mobilité en effectuant le ratio entre l’un des coefficients estimés et la somme des coefficients estimés. La somme des contributions vaut nécessairement 100 %.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la baisse des mobilités intra-entreprise explique 72 % de la baisse des mobilités professionnelles pour les mères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

En revanche, au sein des couples, la plus faible mobilité des mères par rapport aux pères s’explique pour l’essentiel (80 %) par de plus rares mobilités inter-entreprises. Dans tous les cas, la mobilité professionnelle favorise in fine la dynamique de carrière et des augmentations de salaire, une situation dont bénéficient moins fréquemment les femmes [Le Minez, Roux, 2002].

Après une naissance, le travail des pères s’intensifie, tandis que le temps manque aux mères

Les arbitrages précédents sur la quotité de travail ou les contraintes horaires peuvent entraîner des ajustements sur l’intensité du travail et la manière dont les conditions de travail sont ressenties.

Avant une naissance, 47 % des hommes et 60 % des femmes déclarent devoir se dépêcher souvent ou toujours au travail. Toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, les pères déclarent davantage se dépêcher au travail (+ 6 points), tandis que cette proportion n’augmente pas en moyenne pour les mères (figure 8).

Figure 8 – Évolution du rythme de travail après une naissance

Figure 8 – Évolution du rythme de travail après une naissance - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de répondants déclarant devoir se dépêcher au travail augmente de 6,4 points pour les pères.
Femmes
(Mères)
Hommes
(Pères)
Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Rapport
femmes/hommes
Coefficient
(écart-type)
Doit se dépêcher toujours ou souvent (en %) 1,9
(2,5)
6,4**
(2,5)    
– 3,3
(5,3)
0,3
N’a pas un temps suffisant pour faire correctement son travail (en %) 6,4**
(2,5)    
– 1,6
(2,4)
– 4,9
(5,0)
– 4,0
  • *** : significatif à 1 %, ** : significatif à 5 % et * : significatif à 10 %.
  • Note : les coefficients correspondent à l’estimation du paramètre b du modèle économétrique défini avec l’équation (1) (méthode). Les écarts-types sont clusterisés au niveau des individus et des paires appariées à la suite de l’appariement par score de propension.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de répondants déclarant devoir se dépêcher au travail augmente de 6,4 points pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Avant d’accueillir un enfant, 32 % des femmes et 25 % des hommes déclarent ne pas avoir assez de temps pour effectuer correctement leur travail. Les mères déclarent encore plus souvent après une naissance ne pas en avoir assez pour faire correctement leur travail (+ 6 points), toutes choses égales par ailleurs. Ce manque de temps est un facteur psychosocial de risque lié au rythme de travail et également au sentiment de « qualité empêchée » [Gollac et al., 2011]. Plusieurs études montrent ainsi les difficultés de conciliation entre famille et travail pour les parents [Pailhé, Solaz, 2010].

Après une naissance, la tension au travail augmente pour les pères

Lorsqu’un salarié doit faire face à une demande psychologique importante tout en bénéficiant d’une faible latitude décisionnelle, il est dans une situation de « tension au travail » (job strain), mesurée par l’indicateur synthétique de Karasek (méthode). Avant une naissance, 32 % des femmes sont en situation de « tension au travail », contre 28 % des hommes. Toutes choses égales par ailleurs, la proportion de « tension au travail » augmente de 4 points en moyenne pour les pères après une naissance, tandis que la variation est non significative pour les mères. Par ailleurs, l’écart au sein du couple se creuse, en moyenne, en défaveur des pères (+ 11 points) (figure 9).

Figure 9 – Évolution de la « tension au travail » et de la conciliation entre vie familiale et vie professionnelle après une naissance

Figure 9 – Évolution de la « tension au travail » et de la conciliation entre vie familiale et vie professionnelle après une naissance - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de tension au travail (au sens de l’indicateur synthétique de Karasek) augmente de 4,2 points pour les pères.
Femmes
(Mères)
Hommes
(Pères)
Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Rapport
femmes/hommes
Coefficient
(écart-type)
Tension au travail (job strain) (en %) 1,7
(2,4)
4,2*
(2,5)  
– 11,1**
(4,7)    
0,4
Mauvaise conciliation entre vie de famille et vie professionnelle 0,04
(0,04)
0,05
(0,04)
0,03    
(0,09)    
0,8
  • *** : significatif à 1 %, ** : significatif à 5 % et * : significatif à 10 %.
  • Notes : la tension au travail désigne la proportion de situations de tension au travail. La conciliation entre vie familiale et vie professionnelle est notée de 1 (très bonne) à 4 (pas bonne du tout). Les coefficients correspondent à l’estimation du paramètre b du modèle économétrique défini avec l’équation (1) (méthode). Les écarts-types sont clusterisés au niveau des individus et des paires appariées à la suite de l’appariement par score de propension.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de tension au travail (au sens de l’indicateur synthétique de Karasek) augmente de 4,2 points pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

L’indicateur WHO-5 mesure le ressenti subjectif de l’état de santé et permet de repérer un profil de personnes en risque de dépression (méthode). En 2013, 8 % des femmes avant la naissance présentent un risque de dépression, contre 7 % des hommes. Que ce soit pour les mères, pour les pères ou au sein du couple, toutes choses égales par ailleurs, ce score agrégé n’évolue pas significativement après une naissance.

Ce résultat masque cependant des variations pour deux indicateurs qui composent ce score. Avant une naissance, 56 % des femmes et 66 % des hommes déclarent, le jour de l’enquête, « s’être réveillé(e)s en se sentant fraî(che)s et dispos(es) ». Après une naissance, toutes choses égales par ailleurs, la proportion de réponses positives diminue en moyenne de 5,5 points pour les mères comme pour les pères (figure 10). En revanche, toutes choses égales par ailleurs, la proportion de mères déclarant « avoir une vie quotidienne remplie de choses intéressantes » augmente de 4 points après une naissance, alors que cela ne change pas pour les pères.

Figure 10a – Effets d’une naissance sur le fait d'être frais et dispos au réveil la majorité du temps

en points
Figure 10a – Effets d’une naissance sur le fait d'être frais et dispos au réveil la majorité du temps (en points) - Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de répondants déclarant se sentir frais et dispos au réveil plus de la moitié du temps diminue de 5,6 points pour les pères.
Mères Pères Couples : écart femme‑homme
(Parents)
Estimation – 5,4 – 5,6 – 7,5
Intervalle de confiance à 95 % (Écart‑type*quantile loi normale) 5,1 4,9 10,1
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de répondants déclarant se sentir frais et dispos au réveil plus de la moitié du temps diminue de 5,6 points pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Figure 10a – Effets d’une naissance sur le fait d'être frais et dispos au réveil la majorité du temps

  • Note : les barres d’erreur représentent l’intervalle de confiance à 95 % pour les différentes estimations.
  • Lecture : toutes choses égales par ailleurs, après une naissance, la proportion de répondants déclarant se sentir frais et dispos au réveil plus de la moitié du temps diminue de 5,6 points pour les pères.
  • Champ : France hors Mayotte, répondants présents dans le panel, salariés non agricoles actifs, âgés de moins de 50 ans en 2013 et en emploi en 2013 et 2016.
  • Source : Dares, panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016.

Quant aux indicateurs d’intérêt du travail (sentiment de fierté du travail bien fait et sentiment d’utilité pour les autres), les écarts consécutifs à une naissance ne sont pas significatifs (ni pour les mères, ni pour les pères, ni au sein des couples). De même, aucune différence significative d’évolution des perspectives d’avenir déclarées ne peut être détectée, et ce, quel que soit l’indicateur retenu (penser devoir changer de qualification ou de métier, facilité à retrouver un emploi et se sentir capable de tenir jusqu’à la retraite). 

Concernant la qualité de la conciliation entre vie familiale et vie professionnelle, sur une échelle de 1 à 4, elle présente un score moyen de 2 pour tous les salariés en 2013. Après une naissance, toutes choses égales par ailleurs, la qualité de cette conciliation, telle que déclarée par les salariés, ne change pas significativement (figure 9). Pour autant, l’articulation au sein des couples est sans doute différente, 80 % des hommes ayant une conjointe qui occupe un emploi avant la naissance, contre 93 % des femmes. Plusieurs travaux montrent que le temps domestique et parental au sein du couple est toujours principalement porté par les mères [Champagne et al., 2015].

Méthode

Variables

Les variables d’intérêt de l’étude peuvent être classées en plusieurs catégories :

  • Les salaires mensuels nets, exprimés en euros constants de 2013 ; la variable est déclarative. Le calcul du salaire en équivalent temps plein (EQTP) est effectué en divisant le salaire mensuel net par la quotité de travail.
  • Les conditions de travail « objectives ». Il s’agit de variables relatives au rythme et au temps de travail (heures travaillées hebdomadaires, heures supplémentaires, quotité de travail, existence d’horaires atypiques, etc.). Pour les heures travaillées, la variable est déclarative. Elle décrit les heures réelles et non contractuelles, à l’opposé de ce qui est disponible dans les données administratives (comme les déclarations sociales nominatives).
  • Les conditions de travail « de ressenti », souvent renseignées sur une échelle à 4 modalités, ces questions font appel au ressenti des répondants. Par exemple, ces variables décrivent la charge de travail (comme la nécessité de se dépêcher) ou les relations avec les collègues et la hiérarchie. Pour faire le lien direct avec l’emploi et les risques psychosociaux, l’étude fait appel à l’indicateur synthétique de Karasek.
  • Les variables décrivant la santé et la satisfaction générale (professionnelle et familiale) des répondants.
  • Les mobilités professionnelles, correspondant soit à un changement de poste ou d’établissement sans changement d’employeur (mobilité intra-entreprise), soit à un changement d’emploi passant par un changement d’employeur (mobilité inter-entreprises).

Méthodologie économétrique

Afin d’obtenir une estimation causale des effets d’une naissance sur les conditions de travail des mères et des pères, ce dossier fait appel à la fois à une méthode d’appariement par score de propension et à une méthode économétrique, les différences de différences.

Dans ces approches, un groupe « traité » est défini comme l’ensemble des salariés ayant eu un enfant (naissance ou plus rarement adoption) entre 2013 et 2016. De façon symétrique, le groupe « de comparaison » rassemble les salariés qui n’ont pas eu d’enfant entre 2013 et 2016. En raison de la petite taille de l’échantillon du panel CT-RPS, aucune distinction n’est effectuée dans l’étude selon le rang de naissance de l’enfant.

Dans un premier temps, un appariement par score de propension entre chaque individu du groupe traité et un individu du groupe de comparaison est effectué, afin d’avoir un groupe de comparaison qui ressemble le plus possible au groupe traité. Le score de propension est construit à partir d’un modèle Logit dans lequel la variable à expliquer est le fait d’appartenir au groupe traité (1 i∈T ) et les variables explicatives, les contrôles sociodémographiques X.

L’équation du modèle est la suivante :

L’appariement se fait ensuite par plus proches voisins, en s’appuyant sur la distance construite à partir du score de propension et en autorisant la remise (un individu traité peut être apparié à plusieurs individus du groupe de comparaison). Concrètement, chaque individu traité est apparié ici avec les 5 individus non traités les plus proches en matière de caractéristiques observables. Cette méthode permet de construire un échantillon d’individus comparables entre les deux groupes à partir duquel des statistiques descriptives peuvent être fournies.

Dans un second temps, est appliquée la méthode d’estimation des différences de différences sur cet échantillon. Soit Y une variable d’intérêt t et 1 i∈T la variable indicatrice d’appartenance de l’individu i au groupe de traitement T. Par ailleurs, X est un ensemble de variables de contrôle sociodémographiques prises en 2013.

Le modèle économétrique, linéaire et en différence première, s’écrit alors :

Le coefficient β décrit, toutes choses égales par ailleurs, l’effet causal du traitement (ici la naissance d’un enfant) sur la variable Y. Cependant, la validité de cette interprétation n’est possible que si l’hypothèse de « tendance commune » est vérifiée. Cette condition stipule qu’en l’absence du traitement, l’évolution de Y aurait été la même dans le groupe de comparaison et dans le groupe traité.

Dans le cas du sous-échantillon formé par les couples, Y est l’écart femme‑homme au sein du couple j à la date t :

Une littérature économétrique récente préconise cette méthodologie associant appariement et différences de différences. En effet, sous l’hypothèse de bonne spécification du modèle d’appariement par score de propension, l’utilisation de cet estimateur dit de « différences de différences robuste » permet de réduire substantiellement le biais et la variance des estimations par rapport à l’estimateur des différences de différences standard.

Indicateurs synthétiques

Une procédure de sélection des variables les plus pertinentes a été effectuée parmi les 150 variables communes des questionnaires 2013 et 2016. À partir d’une analyse factorielle exploratoire, plusieurs dimensions des conditions de travail et des risques psychosociaux ont été construites. Elles ont permis de retenir un ensemble de variables décrivant la diversité des conditions de travail des salariés et utilisé pour analyser les effets de la parentalité.

Les variables ordinales sont transformées en variables binaires, ce qui simplifie l’estimation du modèle économétrique.

Parmi les dimensions prises en compte, figure le WHO-5. Ce dernier établit un score à partir des réponses à un questionnaire standardisé proposé par l’Organisation mondiale de la santé (OMS). Il vise à évaluer le bien-être ressenti, où un score faible (inférieur ou égal à 8 sur 25) indique un risque dépressif.

Les questionnaires 2013 et 2016 sont inspirés des questions proposées dans le modèle d’analyse de l’environnement psychosocial du travail dit de Karasek, du nom du sociologue américain qui en est à l’origine. La démarche la plus usitée identifie les risques psychosociaux à partir de deux mesures : la demande psychologique et la latitude décisionnelle. Le questionnaire de base comprend 26 questions standardisées. Les enquêtes 2013 et 2016 reprennent ou reformulent 22 d’entre elles. Un score de demande psychologique et un score de latitude décisionnelle sont construits séparément. Une forte demande psychologique correspond à un score supérieur à la médiane ; à l’inverse, une faible latitude décisionnelle est définie par un score inférieur. Une situation de « tension au travail » (job strain) correspond simultanément à une forte demande psychologique et une faible latitude décisionnelle.

Source

Les enquêtes Conditions de travail sont réalisées périodiquement (1978, 1984, 1991, 1998, 2005, 2013) par la direction de l’animation de la recherche, des études et des statistiques (Dares) du ministère chargé de l’emploi. Depuis 2013, elle est conduite tous les 3 ans. Elle alterne désormais une focalisation sur les conditions de travail (CT 2013 et CT 2019) et sur les risques psychosociaux (CT-RPS 2016). Elle porte sur l’ensemble des personnes en emploi.

Les personnes en emploi lors de l’enquête 2013 ont été réinterrogées en 2016. Ce panel est constitué de 22 000 personnes résidant en France, hors Mayotte. Parmi elles, seuls les salariés hors secteur agricole âgés de moins de 50 ans en 2013 et les personnes en emploi aux deux dates sont gardés, soit 13 911 personnes. Une partie de l’analyse repose sur un sous-échantillon de couples dont chaque conjoint a été interrogé en 2013 et 2016 : cela concerne 2 304 couples soit 4 608 individus. Les couples séparés entre 2013 et 2016 sont exclus du sous-échantillon. L’écart de champ avec l’échantillon principal est donc principalement dû à l’absence des familles monoparentales. Les couples homoparentaux sont également exclus du champ en raison des différences de normes sociogenrées [Stambolis-Ruhstorfer, Gross, 2021].

Pour en savoir plus

Algava É., Bloch K., « L’inactivité depuis cinquante ans : la présence d’enfants continue de faire la différence entre femmes et hommes », in Femmes et hommes, l’égalité en question, coll. « Insee Références », édition 2022.

Barhoumi M., Jonchery A., Lombardo P., Le Minez S., Mainaud T., Raynaud É., Pailhé A., Solaz A., Pollak C., « Les inégalités sociales à l’épreuve de la crise sanitaire : un bilan du premier confinement », in France, portrait social, coll. « Insee Références », édition 2020.

Bèque M., « Conciliation difficile entre vie familiale et vie professionnelle - Quels sont les salariés les plus concernés ? », Dares Analyses n° 45, septembre 2019.

Briard K., « Comportements d’activité et conditions de travail des salariées autour d’une naissance : quels liens ? », Document d’études n° 229, Dares, avril 2019.

Chabé-Ferret S., “Should We Combine Difference In Differences with Conditioning on Pre-Treatment Outcomes?”, TSE Working Papers n° 17-824, juin 2017.

Champagne C., Pailhé A., Solaz A., « Le temps domestique et parental des hommes et des femmes : quels facteurs d’évolutions en 25 ans ? », in Économie et statistique n° 478-479-480, octobre 2015.

Coudin É., Maillard S., Tô M., “Family, Firms and the Gender Wage Gap in France”, IFS Working Papers n° W18/01, Institute for Fiscal Studies, 2018.

Couppié T., Epiphane D., « Vivre en couple et être parent : impacts sur les débuts de carrière », Céreq Bref n° 241, mai 2007.

Coutrot T., « Faut-il changer d’emploi pour améliorer ses conditions de travail ? », Dares Analyses n° 055, 2019.

Duchini E., Van Effenterre C., « La réforme des rythmes scolaires : un révélateur des inégalités présentes sur le marché du travail ? », Les notes de l’IPP n° 26, avril 2017.

Erb L.A., Reynaud F.P., « Les conséquences de la crise sanitaire sur les relations de travail », Revue de la régulation n° 29, 2021.

Gollac M., Askenazy P., et al., « Mesurer les facteurs psychosociaux de risque au travail pour les maîtriser, Rapport du Collège d’expertise sur le suivi des risques psychosociaux au travail faisant suite à la demande du Ministre du travail, de l’emploi et de la santé », avril 2011.

Guergoat-Larivière M., Marchand O., « Définition et mesure de la qualité de l’emploi : une illustration au prisme des comparaisons européennes », in Économie et statistique n° 454-2012, mars 2013.

Insee, « Temps partiel », in Emploi, chômage, revenu du travail, coll. « Insee Références », édition 2021.

Jolivet G., Postel-Vinay F., Robin J.-M., “The Empirical Content of the Job Search Model: Labor Mobility and Wage Distributions in Europe and the U.S.”, European Economic Review, Volume 50, Issue 4, mai 2006.

Kleven H., Landais C., Søgaard J.E., “Children and Gender Inequality: Evidence from Denmark”, American Economic Journal: Applied Economics, Vol. 11, n° 4, octobre 2019.

Le Barbanchon T., Rathelot R., Roulet A., “Gender Differences in Job Search: Trading off Commute against Wage”, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 136, Issue 1, février 2021.

Le Minez S., Roux S., « Les différences de carrières salariales à partir du premier emploi », in Économie et statistique n° 351, août 2002.

Lesnard L., de Saint Pol T., « Organisation du travail dans la semaine des individus et des couples actifs : le poids des déterminants économiques et sociaux », in Économie et statistique n° 414, 2008.

Meurs D., Pailhé A., Ponthieux S., « Enfants, interruptions d’activité des femmes et écart de salaire entre les sexes », Revue de l’OFCE n° 114, Issue 3, 2010.

Meurs D., Pora P., « Égalité professionnelle entre les femmes et les hommes en France : une lente convergence freinée par les maternités », in Economie et Statistique/Economics and Statistics n° 510-511-512, décembre 2019.

Meurs D., Lucifora C., Villar E., “The Mommy Track in the Workplace. Evidence from a Big Firm”, Labour Economics, Elsevier, Vol. 72, 2021.

Pailhé A., Solaz A., « Concilier, organiser, renoncer : quel genre d’arrangements ? », Travail, genre et sociétés, Vol. 24, n° 2, édition L’Harmattan/La découverte, 2010.

Pailhé A., Solaz A., Wilner L., « Travail domestique et parental au fil des confinements : comment ont évolué les inégalités socio-économiques et de sexe ? », Economie et Statistique/Economics and Statistics, à paraître.

Roussel P., « Femmes et Hommes : une lente décrue des inégalités », in Femmes et hommes, l’égalité en question, coll. « Insee Références », édition 2022.

Sant’Anna, Pedro H.C., Zhao J., “Doubly robust difference-in-differences estimators”, Journal of Econometrics, Vol. 219, Issue 1, 2020.

Stambolis-Ruhstorfer M., Gross M., « Qui lave le linge sale de la famille : Les couples hétéroparentaux et homoparentaux face au travail domestique », Travail, genre et sociétés n° 46, 2021.

UNECE, Handbook on Measuring Quality of Employment , United Nations, New York and Geneva, 2015.

La distinction se fait entre les parents (les femmes et les hommes ayant eu au moins un nouvel enfant entre 2013 et 2016) et ceux qui n’ont pas eu d’enfant (nommés les autres femmes et les autres hommes) ainsi qu’au sein d’un même couple, entre la mère et le père (méthode). On se référera à l’encadré méthodologique pour l’interprétation des tableaux.

Cependant, ce dernier résultat devrait être confronté à l’évolution de la répartition du temps domestique et parental entre conjoints, le panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016 ne permettant pas d’approfondir cette problématique.

Deux autres concepts de salaire neutralisant l’effet du temps de travail ont été testés : le salaire mensuel net divisé par les heures travaillées et le logarithme de ce dernier. Les résultats obtenus sont robustes à ces variations de concept.

Il peut y avoir des parents dans le groupe de contrôle, mais ces derniers n’ont pas eu de nouvel enfant entre 2013 et 2016.

Une analyse d’hétérogénéité suggère que les effets mesurés d’une naissance sur les conditions de travail sont croissants avec le rang de l’enfant, en particulier pour les mères.

L’équation du modèle est la suivante : où

En effet, la littérature [Chabé-Ferret, 2017] déconseille d’apparier sur la variable d’intérêt prétraitement.

Ancienneté dans l’entreprise, expérience sur le marché du travail, niveau de diplôme, statut marital, PCS à 2 positions, secteur d’activité (Naf 10) de l’entreprise, taille de l’établissement, type de contrat de travail, emploi public ou privé, indicatrice d’appartenance à un syndicat, indicatrice pour la région parisienne, nombre d’enfants de moins de 3 ans et nombre d’enfants de 3 à 17 ans. Les variables suivantes ne sont pas statistiquement significatives dans l’estimation du modèle servant à calculer le score de propension : type de contrat de travail, emploi public ou privé et indicatrice d’appartenance à un syndicat.

Permet de faire disparaître les effets fixes individuels.

En raison de la restriction de champ aux actifs en emploi, les couples en question sont nécessairement biactifs.

La distinction se fait entre les parents (les femmes et les hommes ayant eu au moins un nouvel enfant entre 2013 et 2016) et ceux qui n’ont pas eu d’enfant (nommés les autres femmes et les autres hommes) ainsi qu’au sein d’un même couple, entre la mère et le père (méthode). On se référera à l’encadré méthodologique pour l’interprétation des tableaux.

Cependant, ce dernier résultat devrait être confronté à l’évolution de la répartition du temps domestique et parental entre conjoints, le panel des enquêtes CT 2013 et CT-RPS 2016 ne permettant pas d’approfondir cette problématique.

Deux autres concepts de salaire neutralisant l’effet du temps de travail ont été testés : le salaire mensuel net divisé par les heures travaillées et le logarithme de ce dernier. Les résultats obtenus sont robustes à ces variations de concept.

Il peut y avoir des parents dans le groupe de contrôle, mais ces derniers n’ont pas eu de nouvel enfant entre 2013 et 2016.

Une analyse d’hétérogénéité suggère que les effets mesurés d’une naissance sur les conditions de travail sont croissants avec le rang de l’enfant, en particulier pour les mères.

L’équation du modèle est la suivante : où

En effet, la littérature [Chabé-Ferret, 2017] déconseille d’apparier sur la variable d’intérêt prétraitement.

Ancienneté dans l’entreprise, expérience sur le marché du travail, niveau de diplôme, statut marital, PCS à 2 positions, secteur d’activité (Naf 10) de l’entreprise, taille de l’établissement, type de contrat de travail, emploi public ou privé, indicatrice d’appartenance à un syndicat, indicatrice pour la région parisienne, nombre d’enfants de moins de 3 ans et nombre d’enfants de 3 à 17 ans. Les variables suivantes ne sont pas statistiquement significatives dans l’estimation du modèle servant à calculer le score de propension : type de contrat de travail, emploi public ou privé et indicatrice d’appartenance à un syndicat.

Permet de faire disparaître les effets fixes individuels.

En raison de la restriction de champ aux actifs en emploi, les couples en question sont nécessairement biactifs.