Covid–19 et école à la maison : les effets sur l’emploi des femmes en Amérique Latine
par Cassandra Bordelet
Introduction
Les mesures de confinement mis en place à travers le monde pendant la pandémie Covid-19 ont permis de sauver des vies d’un point de vue sanitaire, mais elles n’ont pas été sans effet sur l’emploi, en particulier chez les femmes. L’Amérique Latine fait partie des régions les plus perturbées parmi les économies émergentes et avancées, notamment en raison des caractéristiques structurelles de son marché du travail. La part des travailleurs occupant des postes dans des secteurs qui ne se prêtent pas au travail à distance ou qui sont à forte intensité de contact est plus importante que dans les autres régions du monde ; et les femmes y sont plus représentées. [IMF, 2020]. La fermeture prolongée des écoles imposant aux enfants de rester à la maison n’a potentiellement fait que repousser le retour à l’emploi de leurs mères déjà plus vulnérables face à ce choc économique [Alon et al. (2021), Shome et al. (2022), Difeo et al. (2022), Collins et al. (2021), Utter et al. (2021)]. En ce sens, l’équilibre vie privée – vie profesionnelle pour les femmes possédant un enfant et qui travaillaient en dehors du foyer a été un enjeu majeur de leur insatisfaction pendant cette période [Del Boca et al. 2020]. Celles qui pouvaient compter sur une personne de confiance comme par exemple une grand-mère pouvant s’occuper des enfants et de la maison ont été moins affectées [Pinto et al. 2021, Berniell et al. (2023)] par cette crise. Ainsi, au moment où certaines écoles ont pu réouvrir, de nombreux écoliers ont pu retourner en classe permettant à leur mère de retourner travailler. A l’inverse, les enfants issus d’un établissement scolaire qui n’a pas réouvert après le confinement généralisé ont dû rester à la maison, empêchant probablement leur mère de retrouver leur activité rémunérée ou de continuer à travailler un nombre d’heures similaires à la période avant covid. Cet article vise à répondre à la question suivante : Quels sont les effets de l’école à la maison sur l’emploi des mères et leurs heures de travail pendant la seconde partie de la pandémie en Amérique Latine ? Dans la continuité de la littérature à ce sujet, nous émettons l’hypothèse selon laquelle les femmes ayant un enfant en bas-âge et qui n’avaient pas la possibilité de travailler à distance pendant la deuxième période de la crise sanitaire ont davantage perdu leur emploi et réduit leurs heures de travail suite aux fermetures prolongées des écoles que leurs homologues libres de la garde d’enfant.
L’objectif de cette note est de montrer l’existence de chocs asymmétriques qui ont affecté le marché du travail pendant la pandémie en Amérique Latine, en ce qui concerne notamment les femmes. Dans ce contexte, il s’agit d’éclairer les inégalités de genre sur le marché du travail, en particulier le phénomène nommé “child penalty”. Il en va de l’explication des mécanismes à l’oeuvre dans la décision de l’emploi des mères et de leurs heures travaillées en mettant en exergue le rôle particulier de la fermeture des écoles et des cours à la maison, atténué par la présence d’une personne de confiance vivant au sein du foyer.
Dans cette perspective, nous exploitons la variabilité de l’emploi des femmes et de leurs heures de travail dans le cas particulier de la crise sanitaire Covid-19 au sein des pays d’Amérique latine et des Caraïbes. Nous identifions et mesurons la relation qui existe entre ces variables de travail des femmes et la présence des enfants à la maison pour étudier ou non, suite aux fermetures des écoles, qui montrent également une variabilité forte pendant cette période. A cette fin, nous utilisons les données recueillies par la Banque Mondiale nommées High-Frequency Phone Surveys (HFPS), constituant l’un des jeux de données les plus complets collectés peu après le début de la pandémie et relatif aux enjeux de la crise sanitaire. Ces enquêtes ont été menées en deux vagues entre mai 2021 et janvier 2022 dans plus de 100 pays du monde entier, dont 22 pays d’Amérique latine et des Caraïbes.
Notre analyse principale est fondée sur un modèle de probabilité linéaire de l’emploi et d’un modèle Tobit dans lesquels la présence des enfants à la maison ou de l’enseignement à domicile sont les variables-clés. Ces variables étant endogènes, elles sont instrumentées par des indicateurs de sévérité des fermetures d’école et l’existence de classes virtuelles à la maison. Des analyses supplémentaires sont menées en ajoutant des variables mesurant la présence d’enfants en bas-âge, de grands parents, d’une grande soeur ou d’un partenaire dans le foyer.
Statistiques descriptives,
Variables démographiques
Cette étude utilise des données issues des enquêtes HFPS comprennent 10 183 femmes ayant au moins un enfant âgé de 6 à 15 ans dans l’échantillon regroupé des pays1. Certaines d’entre elles ne sont pas présentes lors des deux périodes, et des observations pour une ou plusieurs variables sont manquantes. Ainsi, toutes mes estimations sont réalisées sur un sous-échantillon de 2 307 femmes pour chaque période (ci-après dénommé l’échantillon principal). Le tableau 1 résume les principales caractéristiques des femmes de l’échantillon principal. Bien que l’enquête HFPS ne fournisse pas d’informations sur chaque enfant du ménage, elle recueille des données sur un enfant sélectionné aléatoirement âgé de 6 à 17 ans. Nous considérons qu’il ou elle représente les autres frères et sœurs dans la même tranche d’âge. Étant donné que l’âge limite de la scolarité obligatoire varie selon les pays, nous limiterons notre échantillon aux femmes ayant des enfants âgés de 6 à 15 ans. Nous considérons que cela aura un impact limité sur nos estimations puisque, à cet âge, l’enfant est supposé être autonome et peut rester seul à la maison sans surveillance.
Tableau 1 : Variables démographiques

Selon le tableau 1, la majorité des femmes de mon échantillon sont célibataires, représentant 63,3%. Ce chiffre est élevé et pourrait potentiellement influencer nos estimations, puisque les femmes célibataires ne bénéficient pas du soutien d’un conjoint pour la garde des enfants et peuvent s’ajuster différemment en matière d’emploi en raison de la présence d’un enfant à la maison. Nous aborderons cette question dans les sections suivantes. Les femmes mariées et en union libre représentent respectivement 9,7% et 12,6%. Une faible proportion est divorcée ou veuve, représentant respectivement 2,9% et 1,4%. En moyenne, les femmes ont 37 ans. Étant donné que nous avons sélectionné des femmes ayant au moins un enfant en âge scolaire, ce résultat n’est pas surprenant, sachant que l’âge moyen des femmes à la naissance du premier enfant est inférieur à 28 ans dans les pays de l’OCDE d’Amérique latine. La grande majorité des femmes de mon échantillon ont atteint un niveau d’éducation secondaire. En moyenne, un ménage est composé de 5 personnes, dont deux enfants. Le maximum observé est de 20 personnes dans un ménage, dont 10 enfants. Une nette majorité vit en zone urbaine. Enfin, près de 20% des femmes de mon échantillon ont une fille âgée de 12 ans ou plus, et 21% vivent avec au moins un grand-parent dans le ménage.
Variables d’emploi
Le tableau 2 présente les taux de variation des indicateurs du marché du travail entre les vagues 1 et 2, selon les pays. Une observation notable est la variation significative de ces variables d’un pays à l’autre.
Tableau 2 : Variation des variables d’emploi entre les vagues 1 et 2 par pays (%)

Par exemple, en Argentine, on observe une augmentation de 14% de l’emploi, accompagnée d’une hausse remarquable de 48% de l’emploi informel. En revanche, le Belize a connu une baisse de 4,7% de l’emploi, avec une diminution importante de 43,3% du travail indépendant. Ces résultats mettent en évidence les dynamiques propres à chaque pays qui influencent les évolutions du marché du travail. Le tableau révèle également l’évolution des types d’emploi. Alors que certains pays, comme le Costa Rica, ont enregistré une transition vers l’emploi formel avec une hausse remarquable de 58,3%, d’autres, comme le Guatemala, ont connu une baisse de 46,2% de l’emploi formel. Ces tendances divergentes soulignent l’hétérogénéité des marchés du travail ainsi que l’influence de divers facteurs tels que les politiques économiques et les cadres institutionnels. De plus, les données révèlent des disparités en matière de télétravail. Par exemple, le Nicaragua a connu une forte hausse de 230% du nombre d’heures télétravaillées, reflétant une adoption accrue du travail à distance. À l’inverse, des pays comme le Salvador et l’Uruguay ont enregistré des baisses marquées des heures de télétravail (-58,4% et -55,5% respectivement). Ces variations peuvent refléter des différences en matière d’infrastructures numériques, de composition des professions ou de politiques de travail à domicile.
Sévérité des mesures de confinement
Tableau 3 : Sévérité moyenne des mesures de confinement par pays

Le tableau 3 présente les mesures de confinement mises en place selon les pays et les périodes. En moyenne, au cours de la deuxième période, les pays ont connu des mesures de confinement moins strictes, même si la situation reste hétérogène selon les pays. Le Honduras a appliqué des mesures particulièrement strictes lors de la première vague, avec un indice de rigueur dépassant les 90 %, tandis que celui du Nicaragua était d’environ 8 % pendant cette même période. La Dominique est le pays ayant connu le plus de changements entre les deux périodes, avec un indice de rigueur ayant plus que doublé. En revanche, la situation a peu évolué au Guatemala, où l’indice est resté proche de 50 lors des deux périodes.
Résultats
Approche empirique
Pour évaluer l’impact de la présence des enfants à la maison sur l’emploi féminin, j’estime un modèle de probabilité linéaire où la variable principale d’intérêt indique si un enfant n’a pas fréquenté l’école et est resté à la maison. Le modèle inclut également un terme d’interaction pour capturer l’effet additionnel lorsqu’un bébé (âgé de 0 à 5 ans) est présent dans le ménage. Je contrôle différentes caractéristiques individuelles et familiales telles que l’état civil, l’âge, la taille du ménage, le nombre d’enfants, la zone urbaine/rurale, l’accès à Internet, la sévérité des confinements, le niveau d’éducation et des variables indicatrices pays. Pour prendre en compte l’hétérogénéité non observée, j’inclus des effets fixes individuels qui capturent les facteurs invariables dans le temps, tels que les normes culturelles ou les préférences personnelles, en me concentrant sur les variations intra-individuelles au fil du temps. Dans la mesure où la présence des enfants à la maison et les décisions concernant l’enseignement à domicile peuvent être endogènes – influencées par des facteurs non observés qui affectent aussi l’emploi féminin – j’utilise une approche par variables instrumentales. Les instruments sont le degré de fermeture des écoles décidé par les gouvernements et la mise en place des classes virtuelles, considérés comme des chocs exogènes car ils ont été mis en place comme mesures de santé publique durant la pandémie. La sévérité des fermetures scolaires varie selon les pays et dans le temps, allant de l’absence de fermeture, des recommandations de fermeture, des fermetures partielles, jusqu’à la fermeture totale des écoles. Ces variations fournissent la variation exogène nécessaire pour instrumenter la présence d’enfants à la maison ainsi que son interaction avec la présence de bébés.
Pour étudier le rôle du soutien au sein du ménage, j’estime des modèles supplémentaires qui intègrent l’interaction entre la présence d’enfants et de bébés avec la présence de personnes susceptibles de garder les enfants, telles que le partenaire, une fille ou les grands-parents. Cela permet d’analyser comment la présence d’autres membres de la famille peut atténuer l’impact sur l’offre de travail des femmes. Comme plusieurs hypothèses sont testées, j’applique une correction de Bonferroni pour contrôler le risque de faux positifs dû aux comparaisons multiples, garantissant ainsi la robustesse des inférences statistiques.
Pour l’analyse des heures travaillées, j’utilise un modèle Tobit afin de prendre en compte la nature censurée des données, avec de nombreuses observations à zéro heure. Ce modèle permet de modéliser à la fois la décision de travailler et l’intensité des heures travaillées tout en tenant compte de cette censure. En combinant effets fixes, variables instrumentales et modèle Tobit, j’identifie les effets causaux des fermetures scolaires et de l’enseignement à domicile sur l’emploi et les heures travaillées des femmes durant la pandémie de COVID-19.
Analyse de l’effet de la présence des enfants à la maison sur l’emploi des femmes
L’analyse révèle que, lorsque les femmes vivent seules, une probabilité élevée de scolarisation à domicile d’un enfant est associée à une baisse de la probabilité d’emploi féminin (-0,068). Notamment, l’ampleur de cet effet négatif est importante, puisqu’elle dépasse deux fois l’erreur standard. Cependant, de manière inattendue, la probabilité d’emploi des femmes augmente lorsqu’elles ont un enfant âgé de 0 à 5 ans (+0,115). Ces résultats suggèrent l’existence de deux stratégies divergentes : lorsque l’enfant est jeune, la mère met en place des solutions alternatives de garde, ce qui lui permet de participer au marché du travail et d’augmenter le revenu du ménage. En revanche, si l’enfant est en âge d’être scolarisé, la fermeture des écoles perturbe l’organisation initiale de la mère, l’obligeant à rester à la maison pour s’occuper de l’enfant. Cette tendance est confirmée par l’interaction entre la présence d’un enfant scolarisé à domicile et celle d’un nourrisson. Étant donné les soins continus requis par un nourrisson, la mère n’est pas contrainte d’arrêter de travailler pour répondre aux besoins des enfants si il existe déjà une personne en charge des enfants dans le foyer.
Lorsqu’on introduit un terme d’interaction impliquant la présence d’un conjoint dans le ménage, on observe une augmentation notable de la probabilité d’avoir un enfant scolarisé à domicile. Toutefois, cette augmentation ne se traduit pas par une hausse significative de la probabilité d’emploi des femmes. Fait intéressant, la présence simultanée d’un enfant et d’un conjoint réduit considérablement la probabilité que la femme travaille. L’effet négatif substantiel (-0,135) suggère que, lorsque la mère vit avec son conjoint, elle préfère ne pas travailler et assumer la responsabilité principale des soins aux enfants. Dans ce scénario, le conjoint endosse le rôle de principal soutien financier du ménage.
La présence d’une fille dans le foyer produit un effet important et statistiquement significatif (+0,238) sur l’emploi des femmes. En revanche, lorsque la probabilité de présence simultanée d’un nourrisson et d’une fille aînée augmente, la probabilité d’emploi des femmes diminue de près de 50 % (-0,468). Cet effet négatif marqué suggère que la mère préfère assumer les responsabilités de garde, probablement parce que la fille aînée est elle-même active et contribue au revenu du ménage.
Dans l’analyse du modèle intégrant la présence d’un grand-parent, on observe toujours l’effet négatif associé à la scolarisation à domicile d’un enfant, ainsi que l’effet positif lié à la présence d’un nourrisson dans le ménage. Notamment, lorsque la probabilité d’avoir un enfant scolarisé à domicile augmente en présence d’un grand-parent, on constate une hausse significative de la probabilité d’emploi des femmes (+0,132). Cette probabilité augmente encore lorsque le grand-parent est en mesure d’assumer la garde de l’enfant. Fait intéressant, l’interaction entre le nourrisson et le grand-parent présente un effet négatif important. Ce résultat suggère qu’il existe une pénalisation lorsque la mère doit simultanément s’occuper de la scolarisation de son enfant, des soins à un nourrisson et du bien-être du grand-parent.
Analyse de la présence des enfants à la maison sur les heures travaillées
Les résultats montrent que les mères seules responsables de la garde des enfants n’ont pas significativement réduit leurs heures de travail, ce qui suggère que la nécessité économique l’emporte sur les exigences accrues en matière de garde. Dans les foyers où un conjoint est présent, les mères réduisent leurs heures de travail, ce qui indique une tendance à privilégier les responsabilités parentales en présence d’un partenaire. Toutefois, l’effet négatif de la présence d’un enfant scolarisé à domicile est atténué lorsque le conjoint est également présent, soulignant ainsi le rôle de soutien que peut jouer le partenaire dans la gestion des tâches domestiques.
La présence d’une fille aînée, bien que globalement peu significative sur le plan statistique, semble légèrement atténuer les effets négatifs liés à la garde d’un jeune enfant ou à l’enseignement à domicile. En revanche, la présence d’un grand-parent au sein du ménage est associée à une augmentation notable des heures travaillées par les mères (près de 8 heures), mettant en lumière leur contribution essentielle au soutien parental.
Conclusion
Cette recherche ouvre des perspectives intéressantes. Une analyse plus fine des effets différenciés selon le potentiel de revenu des autres membres du ménage – conjoint, fille ou grand-parent – permettrait de mieux comprendre les mécanismes de décision intra-familiaux. Malheureusement, les données disponibles ne permettent pas d’explorer cette dimension essentielle. Par ailleurs, l’exploitation de vagues d’enquêtes plus récentes renforcerait la portée temporelle de l’analyse et permettrait de mieux appréhender l’évolution de ces dynamiques dans le temps. Ces prolongements constituent des pistes prometteuses pour de futures recherches sur les liens entre crises sanitaires, structures familiales et emploi féminin.
Cassandra Bordelet est étudiante au sein du département d’enseignement et de recherches Sciences Humaines et Sociales de l’ENS Paris-Saclay. Elle a obtenu un master Politique Publiques et Développement à l’Ecole des Hautes Etudes en Sciences Sociales en 2023. Lors de cette dernière année de master, elle a rédigé un mémoire de recherche au sujet des inégalités de genre sur le marché du travail dont cet article de médiation scientifique retranscrit les principaux résultats. Actuellement, elle est assistante de recherche à l’Institut de Recherche pour le Développement au sein d’une Jeune Equipe Associée à l’IRD (JEAI) basée au Maroc et elle travaille sur l’évaluation des interdictions de sacs plastiques en Afrique.
Bibliographie
Alon, T., Coskun, S., Doepke, M., Koll, D., & Tertilt, M. (2022). From mancession to shecession: Women’s employment in regular and pandemic recessions. NBER Macroeconomics Annual, 36(1), 83–151.
Berniell, I., Berniell, L., de la Mata, D., Edo, M., Marchionni, M., & Pinto, M. F. (2022). Motherhood and female labor market outcomes in Latin America. In Mothers in the Labor Market (pp. 217–246). Springer.
Berniell, I., Berniell, L., de la Mata, D., Edo, M., & Marchionni, M. (2022). Motherhood and flexible jobs: Evidence from Latin American countries. Labour Economics, 167, 106225.
Collins, C., Ruppanner, L., Christin Landivar, L., & Scarborough, W. J. (2021). The gendered consequences of a weak infrastructure of care: School reopening plans and parents’ employment during the COVID-19 pandemic. Gender & Society, 35(2), 180-193.
DiFeo, I. (2022). COVID-19 School Re-openings: The Effect on Women’s Labor Force Participation.
Fonds monétaire international. (2020). Les marchés du travail en Amérique latine pendant la COVID-19. https://www.imf.org/-/media/Files/Publications/REO/WHD/2020/Oct/English/Labor.ashx
Shome, S. (2022). Impact of school closures on female labor force participation in the Covid-19 Pandemic.
Utter, R. I. (2021). Exploring the Labour Patterns of Women and Mothers Through the COVID-19 Pandemic: The Impact of School Closures and a New Kind of Recession.
- Nous avons regroupé les pays dans notre analyse parce que les observations par pays étaient limitées. ↩︎
OpenEdition vous propose de citer ce billet de la manière suivante :
DER SHS (16 juillet 2025). Covid–19 et école à la maison : les effets sur l’emploi des femmes en Amérique Latine. Saclay des champs. Consulté le 17 novembre 2025 à l’adresse https://doi.org/10.58079/14cl0

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