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Titre original: «The COVID-19 Pandemic and the Intertwined Care Crisis: Evidence of Gendered Employment Effects on Informal Workers in Rural Viet Nam» (International Labour Review, vol. 164 no 4). Traduit par Isabelle Croix. Également disponible en espagnol (Revista Internacional del Trabajo, vol. 144, no 4).
1. Introduction
Ces trente dernières années, l’économie vietnamienne a connu une profonde transformation structurelle: la croissance a été impressionnante, la pauvreté a reculé et des objectifs de développement ont été atteints (GSO, 2019; Banque mondiale, 2018). Néanmoins, le pays compte 37 millions de travailleurs ruraux, qui représentent encore la majorité de sa population active – 67,6 pour cent avant la pandémie de COVID-19. Durant les deux premières décennies du XXIe siècle, les femmes ont constamment affiché un taux d’activité élevé, compris entre 71 et 75 pour cent. Elles jouent un rôle important dans l’économie rurale, où elles représentent plus de 47 pour cent des actifs, travaillant essentiellement dans l’agriculture, la sylviculture et la pêche, mais aussi dans l’industrie et les services (GSO, 2021). L’activité des femmes en milieu rural est par nature complexe, en particulier dans les pays en développement, où elles travaillent essentiellement dans de petites fermes familiales, ont une activité non rémunérée dans des entreprises familiales, occupent des emplois non agricoles saisonniers ou informels et exercent des professions difficiles à prendre en compte dans les enquêtes sur l’emploi classiques. Parallèlement, elles assument une énorme partie du travail de soin et des tâches domestiques (Chant et Pedwell, 2008; Koolwal, 2021; Otobe, 2017).
La pandémie de COVID-19 a eu d’importantes répercussions sur le marché du travail dans le monde entier (Cooke et Rogovsky, 2023). Outre les pertes et les coûts qu’elle a entraînés pour les systèmes de santé publique, elle a eu des conséquences économiques et sociales durables qui ont menacé les moyens de subsistance et le bien-être de millions de travailleurs, en particulier parmi les populations précaires et vulnérables de pays en développement tels que le Viet Nam. Au début de la crise sanitaire, l’Organisation internationale du Travail (OIT) a prédit que quelque 1,6 milliard de travailleurs informels seraient frappés de plein fouet et verraient leur revenu d’activité diminuer d’environ 60 pour cent à l’échelle mondiale (OIT, 2020a). Ces travailleurs étaient surtout employés dans le commerce et les services, secteurs les plus perturbés par les mesures de confinement et de distanciation sociale (Chen et al., 2022; dos Santos Tavares, Joia et Fornazin, 2023; OIT, 2020a).
À la différence des travailleurs formels, les travailleurs informels étaient souvent dépourvus de couverture sociale et de protection contre le chômage. Ils ont en outre généralement été les derniers à bénéficier d’un soutien financier de la part de l’État pendant la pandémie, et la précarité de leur emploi et leurs mauvaises conditions de travail ont constitué un facteur de fragilité (Dudzai et Wamara, 2021; Gil et al., 2021; Ogando, Rogan et Moussié, 2022; Omobowale et al., 2020; Pitoyo, Aditya et Amri, 2020).
Il est amplement reconnu que les femmes ont été beaucoup plus pénalisées que les hommes par la pandémie et les mesures adoptées pour la contenir, par exemple les confinements. D’après les premiers travaux de recherche, elles ont en particulier davantage pâti des conséquences négatives du COVID-19 sur le marché du travail, parce qu’elles étaient nombreuses à travailler dans l’économie informelle et étaient surreprésentées dans des activités de service exposées à des risques élevés et durement touchées par la crise sanitaire (Alon et al., 2020; OIT, 2020b; Kabeer, Razavi et van der Meulen Rodgers, 2021; Banque mondiale, 2020). De plus en plus de données confirment qu’elles ont payé un plus lourd tribut professionnel et financier au virus, aussi bien dans les économies avancées (Dang et Nguyen, 2021; Guven, Sotirakopoulos et Ulker, 2020) que dans les pays à faible revenu ou à revenu intermédiaire (Khamis et al., 2021; Lavado et al., 2022).
La question de l’impact inégal de la pandémie sur les femmes et les hommes est encore plus complexe dans le monde en développement (Agarwal, 2021a), parce que le COVID-19 a eu, outre des effets directs sur le revenu d’activité, des conséquences indirectes sur les dynamiques et vulnérabilités intrafamiliales. Dans ces pays, les femmes assument l’essentiel du travail de soin informel et des tâches domestiques. En réalité, la pandémie a transformé une crise du soin qui existait de longue date en catastrophe mondiale (Duffy, Armenia et Price-Glynn, 2023; Bahn, Cohen et van der Meulen Rodgers, 2020). Il est donc primordial d’examiner ses retombées sur le monde du travail en faisant la différence entre les hommes et les femmes, notamment de tenir compte du travail de soin et des tâches domestiques qu’accomplissent les femmes sans être rémunérées, faute de quoi toute évaluation des inégalités entre hommes et femmes est incomplète (Antonopoulos, 2008).
Nous analysons la situation du Viet Nam à partir des questions suivantes: 1) Au Viet Nam, quelles conséquences de la pandémie les femmes et les hommes travaillant dans l’économie informelle ont-ils subies comparativement à leurs homologues employés dans l’économie formelle? 2) Quel a été l’écart entre hommes et femmes concernant le travail de soin non rémunéré durant la pandémie? 3) Le travail de soin a-t-il amplifié les effets négatifs de la pandémie sur le marché du travail? 4) La pandémie a-t-elle eu un impact différent selon les secteurs économiques et selon le genre? 5) Quelles sont les leçons à retenir de la pandémie concernant le rôle du niveau d’études et des qualifications techniques face à des crises multiples et comment ces enseignements peuvent-ils améliorer la prise en compte du genre dans les politiques et les services publics dans le cadre des réformes du monde rural qui seront engagées dans l’ère de l’après-pandémie?
Pour répondre à ces questions, il faut rappeler certains aspects de la situation du Viet Nam avant l’arrivée du COVID-19. Premièrement, les travailleurs informels représentaient 68 à 72 pour cent de l’emploi total. Deuxièmement, avec un taux d’activité systématiquement compris entre 71 et 75 pour cent depuis 2000, les femmes étaient plus nombreuses à participer au marché du travail que dans d’autres pays d’Asie de l’Est, voire dans certaines économies avancées telles que la Suède (Banerji et al., 2018). Elles étaient en outre surreprésentées dans le secteur informel (GSO, 2022). Il est donc intéressant d’étudier l’impact négatif de la pandémie sur le travail et l’emploi féminins et la résilience des femmes pendant cette période. Troisièmement, le Viet Nam a fait partie des rares pays qui ont réussi à conserver une croissance économique positive entre 2020 et 2021 (ibid.), ce qu’il doit à la dynamique typique d’une économie de marché jeune. Le marché du travail s’est en effet redressé très rapidement fin 2020, renouant avec des taux d’emploi quasiment identiques à ce qu’ils étaient avant la pandémie (OIT, 2020d). Quatrièmement, les données disponibles au Viet Nam offrent la possibilité d’étudier les crises imbriquées les unes aux autres que sont celles de la santé publique, de l’économie et de la demande de soin. L’office vietnamien de la statistique (General Statistics Office ou GSO) a en effet élaboré des modules sur l’emploi du temps à inclure dans les enquêtes existantes sur les forces de travail afin de pouvoir mesurer le temps de travail total (OIT, 2021a). Grâce à cet outil, il est possible d’analyser l’ampleur du travail de soin non rémunéré qu’ont assumé les hommes et les femmes en plus de leur activité professionnelle pendant la période durant laquelle des règles de distanciation sociale étaient imposées. Contrairement aux informations issues d’enquêtes à petite échelle administrées pendant cette période, ces données nationalement représentatives peuvent apporter un éclairage utile pour la formulation des politiques publiques.
Nous limitons le champ de notre étude aux régions rurales du Viet Nam pour plusieurs raisons. Premièrement, même si l’économie s’est résolument industrialisée et modernisée ces dernières décennies, l’agriculture est encore à l’origine de 11 à 12 pour cent du produit intérieur brut (PIB) et d’un tiers de l’emploi total. L’économie rurale s’est diversifiée, les activités non agricoles représentant désormais plus des deux tiers de l’emploi total, mais aussi plus de 70 pour cent de l’emploi informel (GSO, 2022). Les populations pauvres et vulnérables sont en outre souvent concentrées dans les régions rurales, surtout dans les zones reculées et montagneuses (Banque mondiale, 2018). Or, les populations et familles qui vivent dans ces régions ont moins de possibilités et de chances de confier les tâches de soin à des personnes extérieures, parce que l’infrastructure publique est quantitativement et qualitativement moins développée à la campagne qu’en ville. En l’absence de services publics, les ménages s’en remettent donc essentiellement à leurs propres ressources. Autrement dit, les enfants sont gardés par leurs grands-parents, et les personnes âgées sont prises en charge par les enfants adultes et le conjoint.
Le choix de nous focaliser sur le monde rural est l’une des contributions de notre travail à la littérature relative aux effets de la pandémie de COVID-19 sur l’emploi. En effet, malgré la nécessité d’agir en faveur du travail décent dans l’économie rurale (OIT, 2017), la plupart des études portant sur le sort des travailleurs informels durant la crise sanitaire concernent les villes et accordent très peu de place à la campagne, alors qu’une forte proportion de la main-d’œuvre informelle y était employée dans le secteur agricole, dans de petites entreprises non agricoles ou comme travailleurs indépendants (Akuoko, Aggrey et Amoako-Arhen, 2021; Chen et al., 2022; Chigbu et Onyebueke, 2021; Martínez et Short, 2021). Les régions rurales ont été insuffisamment prises en compte dans les travaux sur le COVID-19 et l’emploi informel, alors que les populations qu’elles abritent sont généralement plus pauvres et plus vulnérables, disposent d’une épargne plus faible pour affronter les crises et ont difficilement accès aux soins de santé et aux structures de garde, de même qu’à Internet et aux services reposant sur les technologies de l’information et de la communication (OCDE, 2020).
Pour combler cette importante lacune de la littérature, nous faisons appel à des données de niveau individuel afin d’analyser, sous l’angle du genre, les conséquences que les crises sanitaire et économique provoquées par le COVID-19 et leur interaction avec la crise du soin que connaissaient déjà les travailleurs ruraux vietnamiens – formels comme informels – ont eues sur l’emploi. Notre étude vient ainsi enrichir les nombreux travaux consacrés à l’impact de la pandémie sur le marché du travail et les inégalités entre hommes et femmes dans les pays du Sud. Sa contribution est triple.
Premièrement, nous examinons au prisme du genre l’interaction entre les effets de la pandémie sur l’emploi et la crise du soin, suivant ainsi une approche qui n’est pas clairement adoptée par les auteurs qui s’intéressent aux inégalités entre hommes et femmes en matière de destructions d’emploi et aux croisements entre sexe, caste et race (Agarwal, 2021b). Deuxièmement, nous montrons comment le travail de soin non rémunéré a amplifié les conséquences de la crise sanitaire sur l’emploi et vice versa. Enfin, nous comparons des secteurs de l’économie rurale caractérisés par une représentation différente des hommes et des femmes. Notre démarche nous permet d’évaluer dans quelle mesure l’insuffisance quantitative et qualitative des services publics d’accueil des enfants et des personnes âgées dans un pays en développement augmente le temps de travail (rémunéré et non rémunéré). Cette analyse est donc susceptible d’enrichir les débats sur la conciliation entre vie professionnelle et vie privée du point de vue des inégalités entre hommes et femmes. Elle pourrait également servir de base à la formulation de politiques favorables à l’égalité de genre dans les domaines de la protection sociale, de la réglementation du marché du travail et des finances publiques dans les pays qui, à l’instar du Viet Nam, disposent de ressources publiques limitées. Enfin, elle pourrait contribuer à faire du travail décent et de l’égalité de genre, vus comme des gages de prospérité et de cohésion sociale, des objectifs des politiques de développement rural.
Le reste de l’article est organisé de la manière suivante. Dans la deuxième partie, nous décrivons un cadre conceptuel concernant l’autonomisation des femmes grâce au travail décent et y incluons le travail de soin non rémunéré. Dans la troisième partie, nous fournissons un panorama des conséquences de la pandémie sur le marché du travail vietnamien en général, ainsi que des informations sur l’emploi des femmes en milieu rural. La quatrième partie est consacrée à la présentation de nos données et de notre méthode, la cinquième à notre analyse descriptive ainsi qu’à nos résultats économétriques et la sixième partie à leur interprétation. Nous présentons les enseignements qui peuvent être tirés de nos constatations dans la perspective de l’après-COVID-19 dans la septième et dernière partie.
2. Cadre conceptuel et revue de la littérature
Dans cette partie, nous décrivons deux cadres relatifs au travail des femmes en milieu rural. Ces deux cadres sont liés l’un à l’autre et tiennent compte de la nature informelle de leur activité rémunérée et du temps qu’elles consacrent au travail de soin non rémunéré. Dans un premier temps, nous adoptons le nouveau système de mesure proposé par Hillesland et ses coauteurs (2016) pour les besoins de l’Organisation des Nations Unies pour l’alimentation et l’agriculture (FAO), système qui rend compte du lien entre l’accès des femmes à l’autonomie et le travail décent dans les régions rurales des économies en développement. Nous enrichissons ensuite ce cadre pour y intégrer le travail non rémunéré, reprenant pour ce faire certains aspects de l’économie du soin en général et des situations de chocs, de manière à pouvoir explorer des crises multiples imbriquées les unes dans les autres.
En 2013, la 19e Conférence internationale des statisticiens du travail de l’OIT a reconnu la complexité du travail des femmes en milieu rural. Elle a en effet modifié en profondeur le cadre sur lequel reposait jusqu’alors l’établissement de statistiques sur le travail, exigeant en particulier davantage de données sur des activités dont beaucoup concernent les femmes vivant en milieu rural, par exemple le travail de subsistance ou le travail non rémunéré accompli dans une exploitation agricole familiale, le total du temps consacré au travail, rémunéré ou non, et la sous-utilisation de la main-d’œuvre (OIT, 2013).
Le cadre élaboré pour la FAO ajoute à l’Agenda du travail décent de l’OIT1 de nouvelles dimensions, à savoir l’accès des femmes rurales à l’autonomie grâce au travail et les facteurs liés au genre et extérieurs au monde du travail qui ont une incidence sur le travail, par exemple les établissements et infrastructures de santé, l’éducation et la formation aux questions de genre (Hillesland et al., 2016). Parmi les composantes de ce cadre relatives à l’autonomie figure «le progrès économique et social», qui mesure le temps de travail des hommes et des femmes, le rendement du travail salarié et les différences en matière d’emploi et d’acquisition de compétences. Ce cadre est axé sur le milieu rural, où les ménages possédant de petites exploitations ont souvent de multiples activités de subsistance (agricoles ou non) afin de diversifier leurs sources de revenu et de pallier les risques, l’incertitude et le caractère saisonnier de l’agriculture. Ces activités peuvent être des activités agricoles indépendantes, un travail agricole salarié temporaire ou occasionnel rémunéré en espèces ou en nature, du petit commerce, de la vente ambulante ou encore la location de terres en contrepartie d’un loyer (ibid.). Les femmes sont surreprésentées dans la production pour compte propre et l’agriculture de subsistance, et y exercent des activités diverses, depuis la participation au travail ou à l’entreprise familiale jusqu’à la production de denrées agricoles destinées à la consommation du ménage en passant par l’entretien du logement et par différentes formes de soin et de tâches domestiques (nettoyage, cuisine, entretien du linge, approvisionnement en eau, courses et prise en charge des proches tels que les enfants ou les personnes âgées ou handicapées). Il existe une abondante littérature sur les effets du travail non rémunéré sur la situation professionnelle des femmes (Arntz, Ben Yahmed et Berlingieri, 2022; Antonopoulos, 2008; CESAP, 2019), sur leur bien-être et leur santé physique et mentale (Nivakoski et Mascherini, 2021; Sinha et al., 2024). Toutefois, outre qu’il est non rémunéré, ce travail n’est pas reconnu et il est difficile à mesurer en l’absence de données adaptées. Les enquêtes sur l’emploi du temps comblent parfois ce manque lorsqu’elles fournissent des données ventilées par genre qui rendent compte de l’inégalité entre hommes et femmes en matière de travail non rémunéré (Hillesland et al., 2016).
Avant la crise provoquée par le COVID-19, à l’échelle mondiale, ces inégalités pénalisaient les femmes et les filles, qui accomplissaient plus des trois quarts du travail non rémunéré (OIT, 2019; Anxo et al., 2011). Une étude portant sur 13 pays de la région Asie et Pacifique a montré que, lorsque l’on comptabilisait le travail rémunéré et non rémunéré, les femmes consacraient deux à dix fois plus de temps que les hommes à s’occuper de leurs proches sans être payées et avaient des journées de travail plus longues (CESAP, 2019). La pandémie a mis en lumière le rôle central de la prise en charge des enfants et proches âgés pour les économies (Agarwal, 2021b; Heintz, Staab et Turquet, 2021). Il a en particulier été établi que, dans un contexte marqué par la fermeture des écoles, par la vulnérabilité des personnes âgées et par l’apparition du télétravail pendant les confinements (ONU Femmes, 2020), le travail de soin non rémunéré était une dimension essentielle de la riposte immédiate à la pandémie. La pandémie a fait naître un besoin sans précédent de travail de soin à domicile pour les personnes en bonne santé et les personnes malades qui avaient contracté le virus (İlkkaracan et Memiş, 2021; Kabeer, Razavi et van der Meulen Rodgers, 2021).
De nombreuses études portant sur divers pays du monde montrent que le travail de soin supplémentaire qui a été nécessaire pendant la crise sanitaire a principalement été accompli par les femmes (Bahn, Cohen et van der Meulen Rodgers, 2020; İlkkaracan et Memiş, 2021), ce qui a eu pour conséquence un phénomène qui a pris le nom de «récession féminine» (Tribin et al., 2023). D’après une enquête réalisée en mars 2020 par ONU Femmes dans 11 pays de l’Asie et du Pacifique, même si les hommes ont eux aussi consacré davantage de temps aux tâches non rémunérées pendant la crise due au COVID-19, cette augmentation a concerné 63 pour cent des femmes contre 59 des hommes (ONU Femmes, 2020). C’est parmi les femmes vivant dans un ménage avec enfants qu’elle a été la plus forte. Lorsque les femmes continuent d’accomplir l’essentiel du travail de soin et du travail domestique non rémunéré, elles risquent davantage de réduire leur nombre d’heures de travail ou de changer de modalités de travail. Leur temps de travail total (qui inclut le travail rémunéré et non rémunéré) risque alors d’atteindre un niveau incompatible avec un bon équilibre entre travail décent et vie privée (İlkkaracan et Memiş, 2021).
Replacé dans le contexte de la pandémie, le cadre de l’économie du soin, que les économistes féministes défendent depuis des décennies, permet d’appréhender plus facilement le phénomène des polycrises, caractérisé par l’imbrication de crises multiples – crise du travail de soin (rémunéré ou non), crise environnementale (à commencer par le changement climatique) et crise économique (Heintz, Staab et Turquet, 2021). Le travail de soin est systématiquement dévalorisé et invisibilisé, même si la pandémie a mis au jour son caractère «essentiel» et l’a mis sur le devant de la scène, parce que les services publics étaient en tension. Lorsque les personnes atteintes de maladies chroniques ont des difficultés à accéder à des services élémentaires, le travail non rémunéré des femmes joue un rôle d’«amortisseur», compensant les biens et services marchands que les familles ne peuvent plus se permettre d’acheter et les services publics qui ne sont plus disponibles (Elson, 1995; Heintz, Staab et Turquet, 2021). De manière plus générale, Heintz, Staab et Turquet (2021) soulignent aussi que la pandémie a montré que l’interaction entre économie de marché et processus non marchand (par le biais du travail non rémunéré) pouvait déclencher simultanément une crise économique mondiale et une crise dans l’organisation sociale du soin. Elle a révélé à quel point les économies libérales mondialisées étaient tributaires d’un ensemble de biens et services non marchands.
La question des polycrises intéresse les chercheurs depuis le déclenchement de la pandémie (ibid.,; İlkkaracan et Memiş, 2021; Kabeer, Razavi et van der Meulen Rodgers, 2021). Alors que celle-ci était au départ une crise de santé publique, elle a aussi ébranlé les marchés du travail et perturbé les chaînes d’approvisionnement, provoquant une crise économique en raison des confinements et mesures de quarantaine. Ces mesures s’appliquaient certes aux hommes comme aux femmes. Toutefois, contrairement à d’autres chocs, ces crises sanitaire et économique n’ont pas eu le même impact sur les hommes et les femmes s’agissant de la répartition du temps entre travail rémunéré et travail non rémunéré. Ce phénomène a braqué les projecteurs sur l’économie et la crise du soin et leurs retombées en matière d’inégalités de genre.
3. Contexte national
3.1. Impact du COVID-19 sur le marché du travail vietnamien
Le Viet Nam a connu quatre vagues de COVID-19. Quelques cas, peu nombreux, ayant été détectés début 2020, le gouvernement a décidé de fermer toutes les écoles en février et les frontières internationales en mars. Des restrictions ont également été imposées aux déplacements entre les différentes provinces du pays. En 2020, ces mesures ont, pour l’essentiel, été couronnées de succès. En 2021, le gouvernement a annoncé une politique de quarantaine plus stricte à l’occasion du Nouvel an lunaire, sans pour autant parvenir à éviter l’explosion du nombre de contaminations en avril, 1,2 million de cas ayant été déclarés. Le pays a alors mené une politique «zéro COVID» sans concession, reposant sur le traçage des cas contacts, le dépistage massif et des mesures de quarantaine et de confinement. La plupart des mesures d’accompagnement et de soutien ont été mises en œuvre en 20212.
Les restrictions aux frontières et autres mesures destinées à contenir la propagation du virus ayant été adoptées précocement, l’économie n’a que légèrement pâti de la situation au premier trimestre 2020 (Banque mondiale, 2020). Le marché du travail s’est redressé très rapidement, au point que fin 2020 l’emploi avait pratiquement retrouvé son niveau antérieur à la pandémie et que le pays a été plébiscité pour sa gestion de cette double crise (OIT, 2020c et 2020d). Les vagues plus virulentes survenues en 2021 ont cependant créé davantage de dommages, touchant plus de 9 millions de travailleurs (sur 50 millions d’actifs) et brisant l’élan de la reprise. Quelque 540 000 personnes ont perdu leur emploi, et 2,8 millions ont été mises au chômage partiel ou ont dû interrompre leur activité de production ou l’activité de leur entreprise. De plus, 3,1 millions de travailleurs ont indiqué que leur temps de travail avait été réduit ou qu’ils avaient dû accepter des horaires de travail alternés, et 6,5 millions de personnes ont déclaré que leur revenu d’activité avait diminué (GSO, 2021).
Au Viet Nam, le caractère formel ou informel du travail dépend du secteur d’activité du travailleur et de la situation de l’employeur; plus précisément de l’immatriculation ou non de l’entreprise et de son assujettissement ou non à l’impôt. Qui plus est, d’après la législation, le travail formel suppose un contrat de travail et une affiliation à la sécurité sociale (Nguyen et al., 2021). Cette situation se traduit par l’existence de divers types de travailleurs informels, depuis les personnes qui travaillent pour compte propre jusqu’aux travailleurs indépendants en passant par les salariés non titulaires d’un contrat de travail. L’emploi informel concerne en outre un large éventail de professions, par exemple les petits exploitants agricoles, les commerçants, les petits commerçants et les travailleurs domestiques.
Une comparaison entre emploi formel et emploi informel met en évidence une énorme différence dans la réaction du marché du travail aux différentes vagues de COVID-19. En 2021, plus de 33,5 millions de travailleurs étaient employés dans le secteur informel, ce qui représentait 68,5 pour cent de l’emploi total (GSO, 2022). Dans les statistiques vietnamiennes, le secteur des ménages est souvent distingué du secteur informel, alors même que, dans la définition établie par l’OIT, le travail pour les ménages fait partie de l’emploi informel et n’est pas protégé par le droit du travail3. Dans une étude de 2022, l’OIT (2022) brosse un tableau général des conséquences du COVID-19 sur l’emploi formel et informel au Viet Nam. Prenant 2019 pour base de comparaison, cette étude montre que les premiers cas de contaminations, début 2020, ont eu des répercussions négatives immédiates sur l’emploi informel, alors que l’emploi formel continuait de croître à un rythme annuel de 2,7 pour cent. Paradoxalement, pendant la longue période durant laquelle des règles de distanciation sociale se sont appliquées, l’emploi informel est resté stable pendant quatre trimestres consécutifs, jusqu’à mi-2021, tandis que l’emploi formel connaissait d’énormes fluctuations (figure 1). Il semble donc que le secteur informel ait fait preuve de résilience face à la nouvelle donne, contribuant à amortir les conséquences de la crise. Toutefois, au-delà de mi-2021, lorsque le pays, touché par de nouvelles vagues de contaminations, a imposé des confinements et autres mesures plus restrictives, l’emploi informel a connu une forte chute, supérieure à celle qui a affecté l’emploi formel (6,7 pour cent contre 4,1 pour cent au troisième trimestre 2021). On observe en outre un écart important entre les zones rurales et les zones urbaines: entre le troisième trimestre 2020 et le deuxième trimestre 2021, l’emploi informel a progressé dans les zones urbaines (de 3 à 5 pour cent), tandis qu’il a régressé (de 2 à 3 pour cent) en milieu rural (figure 2), ce qui laisse penser que l’emploi urbain a mieux résisté et a fait preuve d’une plus grande capacité d’adaptation.
Figure 1. Évolution de l’emploi par rapport à 2019 (en pourcentage)
Source: OIT (2022).
Figure 2. Évolution de l’emploi par type de régions par rapport à 2019 (en pourcentage)
Source: OIT (2022).
Néanmoins, de plus en plus de travaux de recherche laissent penser que la pandémie a été lourde de conséquences pour le Viet Nam, en particulier sur le plan du marché du travail et de la pauvreté (Nguyen et al., 2021). Les données disponibles étant maintenant plus nombreuses, nous enrichissons cette littérature en analysant les effets du COVID-19 sur l’emploi rural, en particulier informel, et en examinant dans quelle mesure ils ont été différents pour les hommes et pour les femmes.
3.2. Les femmes et l’emploi informel dans les régions rurales du Viet Nam
La part des femmes dans la population active vietnamienne est stable depuis 2000, oscillant entre 45 et 47 pour cent. Alors que le taux d’activité des hommes et celui des femmes ont connu une baisse similaire en 2020, l’emploi des femmes a affiché une reprise plus forte que celui des hommes (5,4 pour cent contre 0,7 pour cent) (GSO, 2021). De même, l’emploi urbain a connu un redressement plus robuste en 2021 (il a progressé de 5,5 pour cent, quand l’emploi rural n’augmentait que de 1,4 pour cent). Pourtant, dans un premier temps, les travailleurs urbains ont été plus durement touchés que ceux vivant à la campagne (15,6 pour cent contre 10,4 pour cent), parce que l’agriculture a été le secteur le moins affecté par la pandémie (7,5 pour cent des travailleurs seulement ont été concernés), alors que le secteur des services est celui qui a le plus pâti de la crise sanitaire (avec 20,4 pour cent des travailleurs touchés), suivi par l’industrie manufacturière et la construction (16,5 pour cent) (ibid.).
S’agissant de l’emploi informel, la figure 3 montre que les différentes vagues de la pandémie n’ont pas eu les mêmes conséquences sur les hommes et sur les femmes (OIT, 2022). En 2019, quelque 14,4 pour cent des Vietnamiennes travaillaient dans les régions rurales du pays. Au premier semestre 2020, l’emploi informel féminin a connu une forte chute, régressant de 4,7 pour cent au premier trimestre et de 6,1 pour cent au deuxième, alors que le recul a été plus modeste parmi les hommes. Après une forte reprise à partir du second semestre 2021, l’emploi dans le secteur informel a de nouveau chuté au troisième trimestre 2021, mais ce recul a affecté de la même manière les femmes et les hommes, avec un recul de l’emploi compris entre 6,5 et 6,8 pour cent.
Figure 3. Évolution de l’emploi par sexe par rapport à 2019 (en pourcentage)
Source: OIT (2022).
Les femmes travaillant en milieu rural étaient employées dans l’agriculture, la sylviculture et la pêche (40 pour cent), l’industrie manufacturière (26 à 27 pour cent) et le commerce de gros, de détail et les services de réparation (14 à 15 pour cent), puis dans des secteurs de plus petite taille, dans la communication, l’enseignement et autres services. Il est donc instructif de s’intéresser plus précisément à l’impact de la pandémie sur les femmes travaillant dans les trois premiers secteurs cités.
4. Données et méthodologie
4.1. Approche empirique
Pour mesurer les conséquences de la pandémie sur l’emploi rural et effectuer une comparaison entre travailleurs formels et travailleurs informels (les travailleurs informels représentent 62 pour cent de notre échantillon) et entre hommes et femmes, nous avons fait appel à des modèles logit ordonnés (McCullagh, 1980). La variable de réponse est exprimée sur une échelle ordinale reflétant la gravité de l’impact de la pandémie sur l’emploi. Cette méthode est plus efficace que l’utilisation de modèles logit multinomiaux, lesquels ne respecteraient pas la nature ordinale de la variable de réponse et la traiteraient comme si elle était nominale. Un modèle multinomial risquerait de nous priver de l’utilisation de certaines informations disponibles sur la variable de résultat, obligerait à estimer beaucoup plus de paramètres que ce qui est nécessaire et augmenterait le risque d’obtention de résultats non significatifs (Williams, 2006; Williams et Quiroz, 2020). Ici, nous évaluons la gravité des effets de la pandémie sur l’emploi sur la base des déclarations des personnes qui ont répondu à l’enquête.
Nous avons estimé deux modèles pour des échantillons de tailles différentes. L’estimation du modèle de référence repose sur un échantillon englobant l’ensemble des personnes qui travaillaient avant la pandémie et étaient employées, au chômage ou inactives à la date de l’enquête, en 2021. Nous avons défini les quatre modalités suivantes pour notre variable dépendante: «absence de conséquences», «réduction du nombre d’heures de travail/chômage partiel», «avait perdu son emploi mais était en emploi à la date de l’enquête» et «a perdu son emploi et est toujours au chômage à la date de l’enquête»4. Les variables explicatives sont toutes des caractéristiques individuelles (X’), et nous n’avons pas inclus de caractéristiques professionnelles. Le modèle à cotes proportionnelles est identique au modèle logistique linéaire utilisé par McCullagh (1980). Il est exprimé par l’équation (1):
(1)
où 1 ≤ j < 4.
La probabilité cumulative, jusqu’à j inclus pour un vecteur de covariables X, est exprimée par l’équation (2):
(2)
où θj est la borne de la je catégorie.
Pour notre deuxième modèle, nous restreignons notre échantillon aux personnes qui travaillaient à la date de l’enquête, ce qui signifie que nous ne retenons que les trois premières catégories de la variable de réponse (k = 3). Nous avons donc ajouté à ce modèle des covariables correspondant aux caractéristiques professionnelles (Z). Nous avons également exploré les effets des interactions entre caractéristiques individuelles et professionnelles afin d’étudier l’intersectionnalité des diverses dimensions (par exemple du genre avec l’informalité ou avec le secteur économique). Certains termes d’interaction sont représentés par X’ Z dans le modèle. La forme fonctionnelle est similaire à l’équation (1), à ceci près que l’on a 1 ≤ j < 3 et que le vecteur de covariables X est remplacé par X + Z + X’ Z.
4.2. Données
Nous avons utilisé les données de l’enquête vietnamienne nationalement représentative sur les forces de travail, plus précisément les informations se rapportant à l’année 2021, durant laquelle la pandémie a commencé à avoir des répercussions sur le marché du travail. Pour limiter notre champ d’étude aux zones rurales, nous avons veillé à ne conserver dans notre échantillon que les personnes résidant dans la même localité depuis cinq ans, afin d’éliminer les effets des migrations internes qui se sont produites lorsque les travailleurs urbains qui avaient perdu leur emploi à cause de la pandémie sont retournés dans leur province d’origine pour travailler dans l’agriculture.
Pour mesurer les conséquences sur l’emploi, nous avons défini quatre niveaux pour notre variable dépendante, évalués en fonction des informations fournies rétrospectivement par les répondants concernant l’incidence du COVID-19 sur leur travail: le niveau 1 pour l’absence de conséquences, le niveau 2 pour la réduction du nombre d’heures de travail ou le chômage partiel, le niveau 3 pour les travailleurs qui avaient perdu leur emploi mais travaillaient au moment de l’enquête, et le niveau 4 pour ceux qui avaient perdu leur emploi et n’en avaient pas retrouvé. Une question supplémentaire introduite dans l’enquête invitait les répondants à indiquer s’ils subissaient encore les effets de la pandémie sur le plan du travail. Nous avons exclu les personnes pour lesquelles la pandémie avait eu des retombées professionnelles positives. À l’issue de cette procédure, notre échantillon, composé des répondants de 15 ans et plus vivant dans les régions rurales du Viet Nam, ne contenait plus que 96 413 individus, qui étaient soit en emploi, soit chômeurs ou inactifs.
Pour ce qui est des variables explicatives, les deux principales variables dichotomiques étaient le sexe féminin, prenant la valeur 1 lorsque le répondant était une femme, et le statut informel, prenant la valeur 1 pour les répondants employés dans le secteur informel. Étaient considérés comme des travailleurs informels les personnes travaillant pour leur propre compte, les travailleurs indépendants, les travailleurs familiaux non rémunérés et les travailleurs domestiques ou travailleurs salariés non affiliés à l’assurance sociale obligatoire ou travaillant pour une entreprise non immatriculée (GSO et OIT, 2016). Le tableau SA1 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais) récapitule les caractéristiques individuelles. Nous avons retenu, plutôt que le niveau d’études, les qualifications techniques, qui incluent la formation professionnelle et continue pour les personnes n’ayant pas de diplôme universitaire5. Les variables fictives qui désignent la province reflètent, dans une certaine mesure, les divers scénarios pandémiques qu’ont connus les différentes parties du Viet Nam en 2021. Nous n’avons pas pu accéder aux informations sur les mois de l’enquête, mais nous avons créé des variables fictives trimestrielles pour prendre en compte les effets de la saisonnalité de l’emploi, en nous basant sur les quatre vagues trimestrielles de l’enquête 2021.
Après que l’OIT a préconisé un renforcement des capacités statistiques de mesure du temps de travail total, le Viet Nam a enrichi son enquête sur les forces de travail d’un module sur l’emploi du temps (OIT, 2021a; GSO, 2022). Les jeux de données 2020 et 2021 étaient les premiers à contenir des informations supplémentaires sur le travail non rémunéré accompli au sein du foyer. Dans cette étude, nous nous intéressons en particulier au temps que les travailleurs ruraux ont passé à s’occuper de leur famille, plus précisément à accomplir trois types de tâches: 1) les tâches domestiques, qui englobent la cuisine, le ménage, l’entretien du linge et les courses; 2) l’assistance aux personnes adultes (de plus de 18 ans) et 3) la prise en charge des enfants (de moins de 18 ans). Pour chacune de ces trois catégories, le temps passé est mesuré en nombre d’heures par semaine (ces données figurent dans le tableau SA1 de l’annexe en ligne 1 (en anglais)).
5. Résultats
5.1. Conséquences de la pandémie sur l’emploi
Dans cette partie, nous proposons une analyse descriptive des effets de la pandémie sur l’emploi des travailleurs ruraux en nous appuyant sur les réponses rétrospectives à l’enquête, tandis que la modélisation économétrique est présentée dans la partie 5.2. Les conséquences négatives ont pris diverses formes – perte d’emploi, chômage partiel, interruption de l’activité, réduction du nombre d’heures de travail et baisse du revenu d’activité. Dans certains autres cas, la pandémie a eu des retombées positives (par exemple une hausse du revenu d’activité) et, dans d’autres encore, elle n’a rien changé. Les personnes interrogées avaient la possibilité de choisir plusieurs réponses. Les pourcentages de travailleurs dont le travail et le revenu ont été touchés par la pandémie sont présentés dans le tableau SA2 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais). Les travailleurs vivant en milieu urbain ont été plus durement touchés, mais avaient aussi moins de chances de pouvoir télétravailler que ceux des zones rurales, où le travail agricole exige une présence physique et où les possibilités d’exercer une profession en ligne et d’exécuter des tâches par l’intermédiaire de plateformes sont plus rares.
Dans les zones rurales, nous constatons que les divers effets de la pandémie varient en fonction du genre: les femmes étaient apparemment moins exposées au risque de perdre leur emploi dans le secteur informel et dans celui des ménages, mais elles avaient une probabilité plus forte que les hommes de connaître le chômage partiel dans le secteur informel ou de subir une interruption d’activité dans l’un et l’autre de ces secteurs (tableau SA3). En revanche, le pourcentage global de travailleurs ruraux dont l’emploi a été affecté par la pandémie est similaire pour les femmes et pour les hommes (il s’établit à 42 pour cent) (tableau SA2). Nous avons également analysé l’écart entre hommes et femmes en ce qui concerne l’impact de la pandémie sur le secteur informel afin d’en savoir plus sur les difficultés auxquelles ont été confrontés les travailleurs informels dans les zones rurales. Il ressort du tableau SA3 que le secteur des ménages (quasi intégralement constitué d’activités agricoles) a été moins touché par les pertes d’emploi ou la baisse du nombre d’heures de travail, les exploitations agricoles ayant continué leur activité. En revanche, le risque de perte de revenu d’activité y était plus grand, parce que la production et les ventes de produits agricoles ont diminué sous l’effet de la baisse de la demande du marché et des mesures de distanciation sociale. Les hommes comme les femmes travaillant dans le secteur informel étaient exposés au risque de subir les effets négatifs de la pandémie sur le marché du travail. À titre d’exemple, la proportion de répondants qui ont indiqué avoir perdu leur emploi (3,2 pour cent parmi les hommes et 2,5 pour cent parmi les femmes) était supérieure au taux de chômage national (2,5 pour cent), tandis que l’inverse était vrai dans le secteur formel (1,77 et 1,88).
Nous constatons également que, comparativement à tous les autres groupes, les femmes travaillant dans le secteur informel ont été plus nombreuses à subir un licenciement temporaire ou une interruption d’activité (27,4 pour cent) ou une diminution du revenu d’activité (43,9 pour cent). En outre, le pourcentage de femmes qui se sont tournées vers le travail en ligne ou de plateformes était faible, quoique légèrement supérieur à celui constaté parmi les hommes.
Dans les modèles économétriques suivants, nous analysons les facteurs qui contribuent à la probabilité d’impact sur l’emploi. La première colonne du tableau 1 contient les résultats du modèle logit ordonné de référence. Ce sont les signes, plutôt que le niveau des coefficients, qui sont instructifs. Le coefficient positif et très significatif obtenu pour la variable fictive «sexe féminin» indique que l’emploi féminin risquait davantage de subir des répercussions plus graves de la pandémie que l’emploi masculin. Le modèle met également en évidence une relation non linéaire entre l’âge et l’impact de la pandémie sur l’emploi, à savoir que les travailleurs relativement jeunes ont été davantage pénalisés que leurs aînés jusqu’à un certain âge, au-delà duquel la tendance s’est inversée. Comparativement aux travailleurs célibataires, les travailleurs mariés avaient une probabilité plus faible d’être durement touchés, tandis que les personnes divorcées, séparées ou veuves risquaient davantage de subir les effets les plus négatifs de la pandémie sur le marché du travail. Lorsque tous les autres facteurs restent constants, les qualifications techniques ont contribué de manière significative à atténuer l’impact négatif du COVID-19 sur les travailleurs ruraux. Comparativement aux travailleurs dépourvus de qualifications techniques, ceux dotés de qualifications élevées ont été moins affectés par la crise, en premier lieu lorsqu’ils étaient titulaires d’un diplôme universitaire et en deuxième lieu lorsqu’ils avaient acquis leurs qualifications dans le cadre de l’enseignement postsecondaire non tertiaire.
Tableau 1. Modèle logit ordonné de référence, incluant quatre types de conséquences de la pandémie sur l’emploi rural
| Effets marginaux par type de conséquences | |||||
| Modèle logit ordonné de référence | Absence de conséquences | Réduction du nombre d’heures de travail/chômage partiel/interruption de l’activité | Perte d’emploi mais en emploi à la date de l’enquête | Perte d’emploi et toujours au chômage à la date de l’enquête | |
| Sexe féminin | 0,0083*** (5,85) |
–0,0011*** (–5,85) |
0,0004*** (5,85) |
0,0002*** (5,85) |
0,0006*** (5,85) |
| Âge | –0,0635*** (–217,07) |
||||
| Âge2 | 0,00055*** (171,83) |
||||
| Situation matrimoniale (référence: célibataire) | |||||
| Personne mariée | –0,140*** (–67,35) |
0,0191*** (67,83) |
–0,0066*** (–71,51) |
–0,0029*** (–66,55) |
–0,0096*** (–65,65) |
| Personne divorcée/séparée/veuve | 0,101*** (30,77) |
–0,0135*** (–30,89) |
0,0039*** (31,52) |
0,0021*** (30,81) |
0,0074*** (30,52) |
| Chef de famille | 0,0218*** (13,64) |
–0,0029*** (–13,64) |
0,0011*** (13,64) |
0,0004*** (13,64) |
0,0015*** (13,64) |
| Qualifications techniques (référence: aucune qualification technique) | |||||
| Primaire | 0,209*** (92,19) |
–0,0280*** (–93,77) |
0,0088*** (105,34) |
0,0043*** (91,73) |
0,0149*** (87,95) |
| Secondaire | 0,0039 (1,18) |
–0,0005 (–1,18) |
0,0002 (1,19) |
0,0001 (1,18) |
0,0003 (1,18) |
| Postsecondaire non tertiaire | –0,0495*** (–13,81) |
0,0068*** (13,75) |
–0,0025*** (–13,42) |
–0,0010*** (–13,83) |
–0,0033*** (–13,99) |
| Universitaire et au-delà | –0,203*** (–77,20) |
0,0283*** (76,23) |
–0,0113*** (–70,27) |
–0,0041*** (–77,73) |
–0,0129*** (–81,39) |
| Trimestre (référence: T1) | |||||
| T2 | 0,0363*** (14,75) |
–0,0030*** (–14,76) |
–0,0017*** (–14,70) |
0,0012*** (14,75) |
0,0035*** (14,74) |
| T3 | 0,607*** (287,77) |
–0,0414*** (–262,09) |
–0,0498*** (–299,44) |
0,0211*** (268,84) |
0,0702*** (303,85) |
| T4 | –2,283*** (–1 078,07) |
0,353*** (1 447,53) |
–0,204*** (–969,45) |
–0,0475*** (–591,52) |
–0,102*** (–583,83) |
| borne1 | –4,619*** (–753,74) |
||||
| borne2 | –0,324*** (–54,80) |
||||
| borne3 | 0,179*** (30,20) |
||||
| Observations | 96 413 | 96 413 | 96 413 | 96 413 | 96 413 |
| Variable de contrôle des effets liés à la province | Oui | ||||
| Log-vraisemblance | –10 332 695 | ||||
| Pseudo R2 | 0,2365 | ||||
-
* Statistiquement significatif au seuil de 10 pour cent. ** Statistiquement significatif au seuil de 5 pour cent. *** Statistiquement significatif au seuil de 1 pour cent.
Note: Les statistiques t figurent entre parenthèses. Dans le système d’enseignement et de formation du Viet Nam, l’enseignement «postsecondaire non tertiaire» prépare au diplôme «cao dang». Les trois bornes correspondent aux valeurs seuils estimées pour la variable latente continue sous-jacente aux quatre effets observés sur l’emploi, dans le cas où toutes les variables explicatives sont nulles.
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021.
Les quatre dernières colonnes du tableau 1 présentent les effets marginaux pour, respectivement, chacune des quatre catégories de la variable de réponse. Lorsque les caractéristiques professionnelles ne sont pas prises en compte, en moyenne, comparativement aux hommes, les femmes vivant en milieu rural avaient une probabilité supérieure de 0,06 point de pourcentage de perdre leur emploi et de rester au chômage pendant la pandémie. Comparativement aux travailleurs ruraux sans qualifications techniques, ceux titulaires d’un diplôme universitaire avaient une probabilité supérieure de 2,8 points de pourcentage de ne pas être pénalisés par la pandémie sur le plan professionnel et une probabilité d’être au chômage partiel, d’être licenciés ou de rester au chômage inférieure de 1,1, 0,4 et 1,3 point respectivement. Les résultats obtenus pour les travailleurs ruraux titulaires d’un diplôme postsecondaire vont dans le même sens, mais les coefficients sont plus faibles. Pour analyser plus précisément ces différences, nous avons estimé les modèles contenant davantage de variables – caractéristiques professionnelles, secteur économique et degré de formalité du travail.
Les conséquences de la pandémie sur l’emploi se caractérisent aussi par d’importantes variations saisonnières, à savoir qu’elles ont été plus lourdes aux deuxième et troisième trimestres qu’au premier. Au dernier trimestre 2021, certains facteurs sont venus les atténuer. Ces résultats s’expliquent par le caractère saisonnier du chômage élevé observé mi-2021 au Viet Nam, renforcé par l’explosion des contaminations d’avril à août 2021.
Dans le modèle enrichi dans lequel la variable de résultat comporte trois catégories, nous avons tenu compte, en plus des effets liés à la province, de la saisonnalité trimestrielle et des qualifications professionnelles, du secteur d’activité des travailleurs, de leur statut professionnel et de leur profession, en distinguant dix groupes (correspondant au niveau à un chiffre de la Classification internationale type des professions – CITP-08). Les résultats diffèrent de ceux obtenus précédemment du fait que nous autorisons des interactions entre sexe, informalité et secteur d’activité.
Il ressort de la première colonne du tableau 2 que le coefficient obtenu pour la variable fictive «sexe féminin» est négatif et significatif, tandis que celui correspondant aux effets de la pandémie sur l’emploi informel est positif et fortement significatif. Les autres colonnes montrent que ce résultat est constant dans tous les modèles. Il semble donc que les travailleurs informels de l’échantillon aient eu une probabilité plus forte de connaître le chômage partiel ou de perdre leur emploi que leurs collègues occupant un emploi formel. De même, les hommes vivant en milieu rural étaient plus exposés à ces risques que les femmes, dans l’économie formelle comme dans l’économie informelle. Le coefficient correspondant à l’interaction entre les deux variables fictives, qui figure dans la deuxième colonne du tableau 2, est très significatif et s’établit à –0,253, ce qui signifie que, même si les travailleurs informels étaient plus susceptibles que les travailleurs formels d’être au chômage partiel ou au chômage pendant la pandémie, cette probabilité était plus faible parmi les femmes que parmi les hommes. Ce constat va dans le même sens que les résultats descriptifs précédents. Le tableau SA.4 de l’annexe en ligne 1 (en anglais) présente les effets marginaux de ce modèle enrichi. À titre d’exemple, être une femme et occuper un emploi informel sont deux caractéristiques qui se conjuguent pour accroître de 2,48 points de pourcentage [(0,0271 – 0,0023) × 100] la probabilité de ne pas avoir eu à subir de conséquences de la pandémie au niveau professionnel. De même, les travailleuses du secteur informel ont une probabilité de perdre leur emploi inférieure de 0,78 à celle des hommes ayant le même type de travail [(–0,0099 + 0,0077) × 100].
Tableau 2. Modèle logit ordonné enrichi, incluant trois types de conséquences de la pandémie sur l’emploi rural
| Sans interaction | Avec interaction (1) | Avec interaction (2) | Avec interaction (3) | |
| Sexe féminin | –0,115*** (–4,53) |
0,0211 (0,63) |
–0,164*** (–5,43) |
–0,328*** (–7,22) |
| Statut informel | 0,0928*** (2,99) |
0,195*** (5,36) |
0,0928*** (2,99) |
0,0973*** (3,12) |
| Secteur d’activité (référence: agriculture) | ||||
| Industrie | 1,414*** (27,27) |
1,402*** (27,01) |
1,411*** (27,20) |
1,285*** (22,15) |
| Services | 1,501*** (27,97) |
1,497*** (27,87) |
1,496*** (27,89) |
1,359*** (22,70) |
| Interactions | ||||
| Sexe féminin × secteur informel | –0,253*** (–5,95) |
|||
| Sexe féminin × chef de famille | 0,171*** (3,08) |
|||
| Sexe féminin × secteur | ||||
| Industrie | 0,263*** (4,95) |
|||
| Services | 0,314*** (5,43) |
|||
| borne1 | –2,524*** (–13,45) |
–2,472*** (–13,14) |
–2,542*** (–13,54) |
–2,609*** (–13,86) |
| borne2 | 4,155*** (22,09) |
4,209*** (22,33) |
4,137*** (21,97) |
4,070*** (21,57) |
| Observations | 86 558 | 86 558 | 86 558 | 86 558 |
| Variables de contrôle des caractéristiques individuelles | Oui | Oui | Oui | Oui |
| Variables de contrôle des effets liés à la province et au trimestre | Oui | Oui | Oui | Oui |
| Variables de contrôle de la profession, du statut professionnel et des qualifications | Oui | Oui | Oui | Oui |
| Log-vraisemblance | –5 618 028,1 | –5 615 023,1 | –5 617 206,1 | –5 614 905,3 |
| Pseudo R2 | 0,4059 | 0,4063 | 0,4060 | 0,4063 |
-
* Statistiquement significatif au seuil de 10 pour cent. ** Statistiquement significatif au seuil de 5 pour cent. *** Statistiquement significatif au seuil de 1 pour cent.
Note: Les erreurs types figurent entre parenthèses. Les deux bornes correspondent aux valeurs seuils estimées pour la variable latente continue sous-jacente aux trois effets observés sur l’emploi, dans le cas où toutes les variables explicatives sont nulles.
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021
Toutefois, les résultats concernant les risques auxquels étaient exposées les femmes vivant en milieu rural sont plus nuancés en ce qui concerne le secteur d’activité et la situation familiale. Les deux derniers modèles dont les résultats figurent dans le tableau 2 montrent que, pour une femme, l’impact négatif de la pandémie sur l’emploi est accentué par le fait d’être chef de famille ou d’exercer une activité non agricole, par exemple dans le secteur industriel ou celui des services. Ces effets amplificateurs sont tous très significatifs et positifs, tout comme leurs effets cumulés. Cette constatation est importante dans le contexte du Viet Nam rural, parce qu’elle est révélatrice des multiples risques qui menacent les femmes contraintes d’exercer une activité non agricole tout en s’occupant de leurs proches en tant que chef de famille.
Pour ce qui est du secteur d’activité, dans tous les modèles dont les résultats figurent dans le tableau 2, nous constatons que les coefficients correspondant aux secteurs de l’industrie et des services sont toujours positifs et significatifs. Autrement dit, les travailleurs non agricoles étaient plus susceptibles de perdre leur emploi ou d’être au chômage partiel que ceux travaillant dans l’agriculture, ce qui corrobore l’idée générale selon laquelle l’agriculture a été moins touchée par la crise sanitaire que d’autres secteurs. Le tableau SA.4 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais) montre lui aussi que les travailleurs agricoles risquaient moins d’être touchés par la pandémie, tandis que ceux travaillant dans l’industrie ou les services étaient plus exposés au risque de chômage partiel (13 à 14 points de pourcentage) ou de licenciement (3 à 4 points de pourcentage).
Nous mettons également en évidence un écart entre hommes et femmes lorsque nous comparons ces effets sectoriels. Les coefficients positifs obtenus pour les termes d’interaction «sexe féminin × industrie» et «sexe féminin × services» et le coefficient négatif de la variable fictive «sexe féminin» dans le modèle enrichi (2) signifient a priori que les femmes risquaient moins d’être fortement pénalisées par la pandémie. Toutefois, cette conclusion ne vaut que pour le secteur agricole. Dans les autres secteurs, l’écart relativement important entre hommes et femmes est en faveur des hommes. Les femmes vivant en milieu rural risquaient beaucoup plus de connaître des difficultés professionnelles plus graves à cause de la pandémie lorsqu’elles exerçaient une activité non agricole. Ce résultat confirme lui aussi certains des écarts entre hommes et femmes déjà mis en lumière (voir le tableau SA2 de l’annexe supplémentaire en ligne 1). Comparativement aux hommes, les femmes ont apparemment été exposées à un moindre risque de perte d’emploi et de chômage durable, mais à un risque plus grand de chômage partiel, d’interruption de l’activité ou de réduction de leur nombre d’heures de travail. Les effets marginaux présentés dans le tableau SA.4 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais) fournissent des informations plus précises sur ce point.
Nous cherchons maintenant à mettre en lumière les facteurs qui expliquent ces résultats en examinant la façon dont les hommes et les femmes ont réparti leur temps entre activité sur le marché du travail et travail non rémunéré au sein du ménage durant la crise sanitaire et économique de 2021.
5.2. Temps consacré au travail non rémunéré et imbrication des crises
Comme souligné au point 4.2, nous nous intéressons particulièrement au temps que les travailleurs ont consacré à leur famille, au total et pour trois catégories de tâches: 1) tâches domestiques, englobant la cuisine, le ménage, l’entretien du linge et les courses: 2) assistance aux personnes adultes (de plus de 18 ans), et 3) prise en charge des enfants (de moins de 18 ans).
Globalement, les femmes vivant en milieu urbain ont consacré plus de temps à leurs proches que leurs homologues de milieu rural (près de 14 heures contre 12,5 heures). Elles ont passé plus de temps à accomplir des tâches domestiques et à s’occuper de leurs enfants, tandis que celles vivant à la campagne ont consacré un peu plus d’heures à l’assistance aux parents adultes. La raison en est peut-être que les personnes âgées sont plus nombreuses à vivre sous le même toit que leurs enfants adultes à la campagne qu’en ville. La figure SA1 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais) révèle en outre qu’il existe un écart entre hommes et femmes dans les trois catégories de tâches non rémunérées, davantage assumées par les femmes que par les hommes en milieu urbain comme en milieu rural. L’écart le plus grand concerne les tâches domestiques en milieu rural (il est proche de 6 heures) et, toujours en milieu rural, la prise en charge des enfants (environ 3 heures), ce qui signifie que les disparités entre hommes et femmes sont plus grandes dans les régions rurales du Viet Nam que dans les villes.
Dans l’idéal, dans les travaux empiriques qui mesurent les conséquences du travail non rémunéré sur l’emploi et le revenu, il faut prendre garde aux problèmes d’endogénéité, l’emploi pouvant avoir des effets de causalité inverse sur le travail non rémunéré. À titre d’illustration, les travailleurs qui ont perdu leur emploi ou ont vu leur durée de travail diminuer à cause de la pandémie sont restés chez eux et se sont davantage consacrés aux tâches ménagères ou à la prise en charge de proches. La solution aux problèmes d’endogénéité consiste à trouver des variables instrumentales qui n’influent sur l’emploi que par le biais des variables correspondant au travail non rémunéré. Certaines informations sur les caractéristiques démographiques des ménages et les structures d’accueil d’enfants ou de personnes âgées se sont révélées être des variables instrumentales valides dans diverses études (Nivakoski et Mascherini, 2021; Sinha et al., 2024) mais, malheureusement, notre jeu de données ne permet pas d’obtenir ce type d’informations. Par exemple, les variables permettant d’identifier le ménage, la commune ou le district et les informations sur le mois de l’enquête ne sont pas publiées par le GSO. C’est pourquoi nous nous bornons à présenter une étude des corrélations et une analyse descriptive, sans tirer de conclusion concernant le lien de causalité entre le travail non rémunéré et l’emploi rémunéré et vice versa. Notre objectif est d’illustrer l’influence bidirectionnelle des deux types de difficultés auxquelles ont été confrontés les travailleurs ruraux.
La figure 4 ne révèle pas de réelle disparité du temps de travail non rémunéré total entre secteurs d’activité, mais confirme l’existence d’un écart entre hommes et femmes. Il existe cependant une hétérogénéité plus nette entre les travailleurs de l’agriculture, de l’industrie et des services en ce qui concerne l’assistance aux parents adultes. Par ailleurs, la figure 5 montre que l’écart entre hommes et femmes concernant le temps de travail non rémunéré total est plus grand parmi les travailleurs formels que parmi les travailleurs informels. Nous constatons que les hommes et les femmes consacrent le même temps aux tâches domestiques, qu’ils travaillent dans le secteur formel ou informel. S’agissant de la prise en charge des enfants, un écart important existe entre hommes et femmes dans les deux secteurs, mais il est plus grand dans le secteur formel (2,5 heures). Nous observons aussi une différence considérable (supérieure à 6 heures) concernant le travail non rémunéré dans son ensemble entre les femmes qui occupent un emploi formel et celles employées dans le secteur informel.
Figure 4. Temps consacré aux tâches domestiques, à la prise en charge des enfants et à l’assistance aux adultes, par sexe et secteur d’activité en milieu rural (en nombre d’heures par semaine)
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021.
Figure 5. Temps consacré aux tâches domestiques, à l’assistance aux adultes et à la prise en charge des enfants, par sexe et statut (formel ou informel) en milieu rural (en nombre d’heures par semaine)
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021.
Pour analyser plus précisément les liens entre conséquences de la pandémie sur l’emploi et travail non rémunéré, nous avons examiné la répartition du nombre total d’heures de travail non rémunéré entre quatre groupes de travailleurs pour lesquels la pandémie a eu des conséquences professionnelles différentes. Les boîtes à moustache de la figure 6 permettent de comparer les hommes et les femmes vivant en milieu rural en fonction de leur situation matrimoniale. Les différentes couleurs représentent quatre effets possibles de la pandémie sur l’emploi. Nous observons, pour chaque type de conséquences, que les femmes consacrent chaque semaine un plus grand nombre d’heures au travail non rémunéré que les hommes dans le quartile médian et dans les premier et troisième quartiles de la distribution et, surtout, dans le quatrième. L’écart entre hommes et femmes le plus grand est observé parmi les personnes mariées, le temps médian et moyen consacré au travail non rémunéré étant deux fois plus long pour les femmes que pour les hommes. À titre d’exemple, les femmes mariées qui ont basculé au chômage partiel ou ont subi une diminution de leur nombre d’heures de travail ont consacré en moyenne 19,6 heures par semaine au travail non rémunéré (valeur médiane: 16 heures), contre 10,1 heures (valeur médiane: 8 heures) pour les hommes subissant les mêmes conséquences professionnelles.
Figure 6. Répartition du travail non rémunéré total parmi les hommes et les femmes vivant en milieu rural en fonction du type de conséquences de la pandémie sur l’emploi et de la situation matrimoniale, 2021 (heures)
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021.
Qui plus est, l’ampleur de ces écarts augmente avec la gravité des conséquences professionnelles de la pandémie. Dans le cas des travailleurs mariés qui ont perdu leur emploi mais en ont retrouvé un par la suite, les femmes accomplissaient en moyenne 20 heures de travail non rémunéré par semaine (valeur médiane: 18 heures) et les hommes 10 heures en moyenne (valeur médiate: 7 heures). C’est cependant parmi les travailleurs qui étaient encore au chômage à la date de l’enquête que le différentiel le plus grand est observé, les femmes travaillant gratuitement pendant 21,3 heures (valeur médiane: 18 heures) et les hommes pendant 10,9 heures (valeur médiane: 7 heures). Étonnamment, l’écart entre les genres existe même parmi les travailleurs mariés qui n’ont pas été touchés par la pandémie professionnellement, le temps de travail non rémunéré atteignant en moyenne 16,9 heures pour les femmes et 7,1 heures pour les hommes.
Les trois catégories d’obligations familiales ont occupé une place importante pour les travailleurs mariés, en particulier comparativement aux célibataires. Un écart entre les genres est observé pour tous les indicateurs, mais la distribution du travail non rémunéré est similaire pour tous les hommes célibataires, quel qu’ait été l’impact de la pandémie sur leur situation professionnelle. Les valeurs médianes s’établissent à environ 5 heures (les moyennes oscillent entre 5 et 6 heures), ce qui représente moins de 1 heure par jour. En revanche, c’est parmi les femmes mariées qui étaient encore au chômage au moment de l’enquête que ces valeurs sont les plus élevées. Ces résultats confirment les liens entre les conséquences négatives du COVID-19 sur l’emploi rémunéré et la quantité de travail non rémunéré accomplie, puisque l’écart entre hommes et femmes est d’autant plus grand que les conséquences de la pandémie sur l’emploi sont graves, en particulier parmi les travailleurs mariés.
Sur la figure 7, nous distinguons les liens entre conséquences de la pandémie sur l’emploi et travail non rémunéré parmi les travailleurs formels et informels. Comparativement à ce qui est observé pour les hommes, pour les femmes le nombre d’heures de travail non rémunéré est plus élevé dans les premier et troisième quartiles et dans le quartile médian, mais la différence de statut – formel ou informel – est influencée par le genre. Nous ne constatons pas de disparité significative en fonction du statut parmi les hommes dans les différentes catégories de conséquences professionnelles, le temps consacré aux tâches non rémunérées s’établissant à environ 7 heures par semaine en moyenne (les valeurs médianes sont comprises entre 8 et 9,3 heures). En revanche, les écarts sont plus grands parmi les femmes, en particulier celles qui ont perdu leur emploi à cause de la pandémie mais en avaient retrouvé un à la date de l’enquête. En moyenne, les femmes employées dans le secteur informel consacraient 17 heures par semaine au travail non rémunéré, contre 14 heures seulement pour leurs homologues du secteur formel. L’écart entre les valeurs médianes est de 3 heures également (19,6 heures contre 16,5). Autrement dit, travailler dans le secteur informel creuse encore le fossé existant entre hommes et femmes concernant le temps passé à travailler sans rémunération.
Figure 7. Distribution du travail non rémunéré en fonction des conséquences de la pandémie sur l’emploi, du sexe et du statut (formel ou informel), 2021 (heures)
Source: Calculs des auteurs à partir de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail 2021.
6. Discussion
Dans cet article, nous avons en particulier mis en évidence les liens entre les retombées négatives de la pandémie sur l’emploi rémunéré et la charge que représente le travail non rémunéré, montrant que l’écart entre hommes et femmes était d’autant plus grand que l’impact négatif de la pandémie sur l’emploi était fort. Il en va particulièrement ainsi parmi les travailleurs mariés, dont les obligations familiales incluaient à la fois la prise en charge des parents âgés et celle des enfants. L’idée que s’occuper de ses parents ou beaux-parents vieillissants est un devoir est une norme sociale genrée profondément ancrée dans la société vietnamienne, en particulier dans les régions rurales, où il est fréquent que plusieurs générations vivent sous le même toit. Nos données et notre analyse ne permettent certes pas de déterminer la direction de la causalité entre les retombées de la pandémie sur l’emploi rémunéré et l’ampleur du travail non rémunéré assumé, mais elles mettent en lumière l’existence d’une association forte. Cette constatation confirme les nombreuses études internationales qui montrent que le travail de soin supplémentaire accompli pendant la pandémie a surtout été assumé par les femmes (Bahn, Cohen et van der Meulen Rodgers, 2020; İlkkaracan et Memiş, 2021; Tribin et al., 2023), en particulier dans beaucoup de pays en développement, où ce partage inégal a entravé la participation de la main-d’œuvre féminine au marché du travail et a pesé sur sa productivité (ONU Femmes, 2020).
Concernant la situation matrimoniale, nous constatons que les personnes divorcées, séparées ou veuves, et en particulier les femmes chefs de famille, avaient une probabilité plus forte d’avoir perdu leur emploi et de ne pas en avoir retrouvé en 2021. Ce constat rejoint celui fait dans le cas de la Türkiye par İlkkaracan et Memiş (2021), qui constatent que ce sont les femmes seules avec enfants qui ont vu la charge du travail non rémunéré augmenter le plus. Cette augmentation a eu pour corollaire une propension plus forte à réduire le nombre d’heures de travail rémunéré ou à changer de modalités de travail.
Plus près du Viet Nam, l’étude portant sur 11 pays de la région Asie et Pacifique réalisée par ONU Femmes (2020) indique que les femmes ont été plus nombreuses que les hommes (63 pour cent contre 59 pour cent) à voir la charge représentée par le travail non rémunéré s’alourdir pendant la pandémie. Nos données mettent en lumière des situations extrêmes: ainsi, les hommes célibataires ont, en moyenne, consacré moins de 1 heure par jour à des tâches non rémunérées au sein de leur foyer, et ce quelles qu’aient été les conséquences de la pandémie sur leur emploi, tandis que les femmes ont assumé l’essentiel de ce travail non rémunéré, à raison de 14 heures par semaine en moyenne lorsqu’elles travaillaient dans le secteur formel et de 17 heures pour celles employées dans le secteur informel (valeurs médianes: 16,5 et 19,6 pour cent). Autrement dit, le fait de travailler dans le secteur informel est venu creuser l’écart existant entre hommes et femmes, donnant naissance à une charge de travail totale (travail rémunéré et non rémunéré) difficilement compatible avec un bon équilibre entre travail et vie privée.
À première vue, d’après l’analyse descriptive, les conséquences négatives de la pandémie sur l’emploi sont réparties de manière relativement égale entre hommes et femmes. Le tableau issu de l’analyse économétrique est cependant plus nuancé. Les modèles qui n’incluent que les caractéristiques individuelles montrent que, comparativement aux hommes, les femmes avaient une probabilité plus forte de 0,2 point de pourcentage de perdre leur emploi et de rester au chômage. Cette conclusion est la même que celle à laquelle sont parvenus Bettin, Giorgetti et Staffolani (2024) dans le cas de l’Italie, où les femmes avaient une probabilité supérieure de 0,7 point de pourcentage de perdre leur emploi, et Farré et ses coauteurs (2020) dans le cas de l’Espagne, où les femmes salariées avant la pandémie avaient une probabilité significativement plus élevée que les hommes d’être au chômage partiel ou total. S’agissant des pays en développement, Alfonsi, Namubiru et Spaziani (2024) montrent qu’en Ouganda la pandémie a fait reculer l’emploi de 69 pour cent parmi les femmes et de 45 pour cent parmi les hommes. Qui plus est, alors que l’emploi masculin a rapidement retrouvé son niveau antérieur à la pandémie, 18 mois après le début de la crise sanitaire 10 pour cent des femmes qui avaient auparavant un emploi n’en avaient pas retrouvé, tandis que 35 pour cent ne travaillaient que de manière occasionnelle. Toutefois, lorsque nous prenons en compte davantage de caractéristiques professionnelles, par exemple le secteur d’activité, le statut formel ou informel du travail et la profession, les femmes sont moins susceptibles que les hommes de perdre leur emploi, mais risquent davantage qu’eux de connaître une situation de chômage partiel, d’interruption de leur activité ou de réduction de leur nombre d’heures de travail. Ce scénario est proche de celui constaté dans des pays d’Asie du Sud-Est voisins, comme l’Indonésie, où Elhan-Kayalar, Sawada et van der Meulen Rodgers (2022) constatent qu’après le déclenchement de la pandémie, dans l’ensemble, les entreprises dirigées par une femme ont vu leurs effectifs diminuer davantage que celles dirigées par un homme.
Parce qu’elle est axée sur les régions rurales, notre analyse des effets de la pandémie sur les travailleurs du secteur informel se démarque des travaux existants, consacrés au milieu urbain (Chen et al., 2022; OIT, 2020a; Ogando, Rogan et Moussié, 2022). Nous mettons en outre en lumière des effets hétérogènes en fonction des secteurs d’activité en milieu rural, montrant que les travailleurs de l’industrie et des services risquaient davantage de perdre leur emploi ou de connaître le chômage partiel que les travailleurs agricoles. Ce constat va dans le même sens que celui issu de l’analyse conduite au niveau macro par l’OIT (2022). Les effets marginaux indiquent aussi que les travailleurs agricoles avaient plus de chances d’être professionnellement épargnés par la pandémie. Enfin, nous montrons que les effets de la pandémie dans les différents secteurs économiques ne sont pas les mêmes pour les hommes et pour les femmes. Plus précisément, dans les secteurs non agricoles tels que l’industrie et les services, l’écart favorable aux hommes est d’autant plus grand que la probabilité de subir les conséquences les plus graves de la pandémie est forte.
7. Enseignements à retenir pour formuler des politiques tenant compte de la dimension du genre et conclusions
Il ressort de notre étude qu’au Viet Nam les effets de la pandémie ont été très différents pour les hommes et pour les femmes. Or, cette disparité n’a pas été prise en considération dans la conception et la mise en œuvre des mesures de soutien adoptées par l’État, même si celles-ci ont affiché un taux de couverture satisfaisant pour les travailleurs formels comme pour les travailleurs informels (voir l’annexe supplémentaire en ligne 2 (en anglais)). D’après le COVID-19 Global Gender Response Tracker, un outil de suivi mondial des réponses au COVID-19 tenant compte du genre, le Viet Nam a adopté 14 mesures dans le domaine de la protection sociale et du marché du travail, mais ces initiatives ne prenaient pas en compte les inégalités entre hommes et femmes6. Aucune ne concernait le travail non rémunéré, même si des règles contre la violence liée au genre étaient bel et bien en place. À notre connaissance, au niveau macro, les secteurs d’activité à dominante féminine n’ont bénéficié d’aucun soutien particulier. Le Viet Nam n’est cependant pas un cas isolé: dans beaucoup de pays, les dispositions visant à garantir une sécurité financière aux femmes et portant sur le travail non rémunéré n’ont représenté qu’une fraction du total des mesures prises en matière de protection sociale et de marché du travail en réaction à la pandémie.
La pandémie a mis en évidence le rôle central de l’économie du soin, même s’il avait déjà été souligné avant le déclenchement de la crise sanitaire. Toutefois, l’interconnexion entre cette crise sanitaire et les crises économique et sociale qui l’ont suivie ont révélé des faiblesses et une insuffisance de l’offre de soin et de travail de reproduction sociale, rémunéré ou non. Nos données présentaient des limites qui nous ont empêché de démontrer l’existence d’un lien de causalité statistique entre la charge représentée par le travail non rémunéré et les conséquences de la pandémie sur l’emploi rémunéré, mais notre analyse plaide clairement en faveur de l’existence d’une association entre travail rémunéré et travail non rémunéré pour les femmes en milieu rural. Les éléments montrant que ces deux formes de travail se sont intensifiées mutuellement pendant le COVID-19 font de cette question un débat d’actualité dans le contexte de l’élaboration de la politique publique vietnamienne. De surcroît, l’importance de l’économie du soin a aussi été mise en avant par les organisations internationales, les représentants de gouvernements et les organisations non gouvernementales qui participaient à la 68e session de la Commission de la condition de la femme (ECOSOC, 2024). Il est nécessaire de réduire la charge que représente le travail non rémunéré pour les femmes de telle manière qu’elles aient la possibilité de choisir d’occuper un emploi rétribué, dans le secteur formel ou le secteur informel. La tâche est cependant colossale. D’après le cadre d’analyse connu sous le nom de «losange du soin» (Razavi, 2007), pour le bien-être de la société, l’État doit jouer un rôle plus important dans l’offre de services de soin dans le cadre d’un modèle reposant sur la coordination entre la puissance publique, le marché, la famille et le secteur associatif ou à but non lucratif.
Dans la plupart des économies en développement, il existe peu de structures extérieures à la famille pour l’accueil des enfants et des personnes âgées. L’assistance apportée par les proches, les ménages et la famille est essentielle, même si l’État peut aussi jouer un rôle important. Elle est encore plus indispensable en milieu rural, où l’infrastructure d’accueil est quantitativement et qualitativement insuffisante et où la population n’a guère les moyens de se tourner vers des prestataires extérieurs. Il est donc primordial que l’État investisse dans des structures d’accueil pour accroître et améliorer l’offre de services publics et alléger la charge qui pèse sur les femmes. La pandémie de COVID-19 a mis en lumière une demande de travail de soin et de reproduction sociale, de même que la nécessité d’adopter des mesures en faveur d’une meilleure conciliation entre vie professionnelle et vie privée et d’investir dans les services d’assistance aux personnes. Les pouvoirs publics vietnamiens pourraient accélérer leur action en faveur d’une reprise inclusive et durable en faisant de l’inégalité entre hommes et femmes en matière de travail rémunéré et non rémunéré une dimension du débat sur l’accès de tous au travail décent, en soutenant les travailleurs formels et informels et en préservant les aidants familiaux en termes de protection sociale.
Notes
- L’Agenda du travail décent a été adopté par l’OIT le 10 juin 2008 dans le cadre de la Déclaration sur la justice sociale pour une mondialisation équitable. ⮭
- Un panorama et une analyse des mesures de soutien adoptées sont présentés dans l’annexe supplémentaire en ligne 2 (en anglais). ⮭
- Comme le GSO ne retient pas la même définition de l’emploi informel que l’OIT (2013), nous utilisons en général le terme «secteur informel» de préférence à «économie informelle» (voir, également, OIT, 2021b, p. 16). ⮭
- Les pourcentages correspondants sont présentés dans le tableau SA1 de l’annexe supplémentaire en ligne 1 (en anglais). ⮭
- Cette variable a été directement obtenue à partir d’une question sur les qualifications techniques posée dans l’édition 2021 de l’enquête vietnamienne sur les forces de travail. Schématiquement, le GSO définit ces qualifications à partir du niveau d’études, de l’expérience professionnelle et des certificats de formation continue. En règle générale, pour les personnes titulaires d’un diplôme universitaire ou de niveau supérieur, il n’y a pas de différence entre les qualifications techniques et le niveau d’études. Il peut en revanche y en avoir une pour les personnes dont le niveau d’études est plus bas. Cet écart dépend de la durée de la formation continue à laquelle correspond le certificat – inférieure à trois mois, une année ou deux années (GSO, 2022). ⮭
- Voir https://data.undp.org/insights/covid-19-global-gender-response-tracker (consulté le 29 juillet 2025). ⮭
Remerciements
Nous n’avons bénéficié d’aucun financement pour cette recherche. Nous remercions l’office vietnamien de la statistique de nous avoir fourni les données utilisées dans cette étude, ainsi que la faculté d’économie de l’Université Srinakharinwirot (Thaïlande) pour son soutien administratif. Nous remercions également pour leurs commentaires et suggestions les personnes qui ont participé aux sessions consacrées aux crises multiples et au monde du travail lors de la huitième conférence de l’OIT sur la réglementation du travail décent, en 2023 (Regulating Decent Work Conference). Nous sommes également reconnaissants à l’OIT, qui nous a octroyé une bourse de voyage grâce à laquelle l’autrice référente a pu présenter l’étude lors de cette conférence. Enfin, les commentaires et suggestions des évaluateurs anonymes de la précédente version de cet article ont été grandement appréciés. Les décharges de responsabilité habituelles s’appliquent.
Conflits d’intérêts
Les auteurs n’ont pas d’intérêts concurrents à déclarer.
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