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Résumé IA · arXiv: 2610.41881v1 · econ.EM

Evaluating Maternity Leave Reforms When RD Fails

Clara von Bismarck-Osten, Andrei Zeleneev
Article original Soumis à arXiv le 30 Oct. 2026 Licence : CC BY 4.0 Aussi en : en

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L’essentiel

Les extensions britanniques du congé maternité rémunéré améliorent les résultats scolaires mais réduisent l’emploi maternel, effets identifiés par imputation lorsque la régression sur discontinuité conventionnelle échoue.

Question

Quels effets les réformes britanniques de 2000, 2003 et 2007 ont-elles sur les performances scolaires et l’activité des mères, selon qu’elles étendent la protection de l’emploi ou la rémunération ? Comment les identifier lorsque l’éligibilité dépend de la date prévue de naissance, absente des données de résultats ?

Méthode

L’étude combine le National Pupil Database anglais, avec environ 600 000 enfants par cohorte et des évaluations à 5, 7 et 11 ans selon les cohortes, la Quarterly Labour Force Survey, avec environ 3 900 à 4 900 mères par horizon, et le Millennium Cohort Study, qui renseigne les dates réelle et prévue de naissance de 18 818 enfants. Une cohorte antérieure fournit les résultats contrefactuels sous une hypothèse de tendances parallèles ; l’écart entre résultats observés et imputés est divisé par la probabilité d’éligibilité estimée dans les données de validation. L’estimation est non paramétrique par date de naissance pour les enfants, avec publication des effets lorsque la probabilité estimée atteint 0,2, et repose pour les mères sur une régression supposant une tendance linéaire selon la date de naissance et un effet constant entre dates.

Résultats

  • Résultat La réforme de 2007 augmente les scores à 5 ans de 0,045 écart-type, soit environ 25 jours d’âge supplémentaires au test, et son effet demeure significatif à 11 ans, avec un équivalent d’environ 15 jours.
    Voir le passage dans l’article
    The 2007 reform, primarily an extension of pay, raised scores at age 5 by 0.045 standard deviations, equivalent to about 25 additional days of age at testing. At age 11, the estimated effect remains statistically significant and is equivalent to about 15 additional days of age at testing.
  • Résultat L’effet estimé à 5 ans de la réforme de 2003 est inférieur à la moitié de celui de 2007, tandis que la seule extension de protection de l’emploi en 2000 ne produit aucun effet scolaire mesurable.
    Voir le passage dans l’article
    The 2003 reform, which extended both pay and job protection, had an estimated age-5 effect less than half that of the 2007 reform, and the 2000 extension of job protection alone had no measurable effect.
  • Résultat Les trois réformes diminuent l’emploi maternel d’environ 9 à 10 points de pourcentage la première année et les heures hebdomadaires de plus de deux heures, les estimations restant négatives jusqu’à six ans après la naissance.
    Voir le passage dans l’article
    Despite targeting different aspects of maternity leave, all three reforms reduced maternal labour supply in the short run: the probability of being employed falls by about 9 to 10 percentage points in the year after childbirth (Table 3), and weekly hours worked (measured over all mothers in the sample, including those not employed) fall by more than two hours (Table 2).
  • Résultat Sous les hypothèses d’identification, l’approche identifie non paramétriquement l’effet moyen de l’éligibilité parmi les personnes éligibles à chaque date réelle de naissance où leur proportion est positive, même si l’écart entre dates prévue et réelle affecte les résultats potentiels.
    Voir le passage dans l’article
    Proposition 1 establishes identification of $\mathrm{CATT}^{t}(x)$ for all actual birth dates $x$ with $p^{t}(x)>0$, both at and away from the policy cutoff.
  • Interprétation des auteurs La comparaison des réformes suggère que davantage de temps maternel à domicile ne suffit pas à améliorer les résultats des enfants et qu’un soutien financier pendant le congé pourrait jouer un rôle.
    Voir le passage dans l’article
    This pattern suggests that additional time at home alone may not be sufficient to improve children’s outcomes and is consistent with a role for income support during leave, potentially through reduced financial stress complementing maternal time investments.

Limites

  • Les diagnostics dans la région sans éligibilité ne testent pas directement l’hypothèse de tendances parallèles aux dates où certaines familles sont éligibles.
    Voir le passage dans l’article
    This observable implication provides a specification check within the zero-treatment region, although it does not directly test the parallel-trends restriction at dates for which $p^{t}(x)>0$.
  • La transférabilité de la distribution des écarts entre dates réelle et prévue aux cohortes des réformes demeure une hypothèse non testée par le diagnostic saisonnier.
    Voir le passage dans l’article
    This comparison does not test transportability to the reform cohorts, which remains a maintained restriction.
  • L’interprétation des mécanismes reste limitée parce que la réforme de 2007 modifie aussi la protection de l’emploi et que l’emploi à un an mesure grossièrement le temps passé à domicile.
    Voir le passage dans l’article
    Two caveats apply: the 2007 reform also extended job protection to mothers with short tenure (who, as noted in Section 2, mostly did not qualify for Statutory Maternity Pay), and employment one year after childbirth is a coarse proxy for time spent at home.

Portée

Selon les auteurs, ces résultats nuancent les conclusions surtout issues de pays aux prestations généreuses : lorsque les droits initiaux sont faibles, prolonger le congé rémunéré peut améliorer durablement les scores scolaires, sans renforcer l’emploi maternel. Leur méthode offre aussi une solution à d’autres évaluations à seuil dont l’éligibilité est inobservée, à condition de disposer d’un contrefactuel crédible et de données auxiliaires permettant d’estimer les probabilités d’éligibilité.

Rédigé par une IA à partir de l’article. Les passages cités sont vérifiés mot pour mot dans le texte analysé ; le reste peut contenir des erreurs.

Mots clés générés par l'IA : Congé maternité indemnisation protection de l’emploi performances scolaires emploi maternel

Pour aller plus loin

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  • Abstract original
Cet article évalue les effets de trois réformes britanniques du congé maternité sur les performances scolaires des enfants et l’activité professionnelle des mères. Les auteurs cherchent à distinguer les conséquences de l’allongement de la protection de l’emploi de celles de l’indemnisation, dans un pays où les prestations initiales étaient relativement modestes. La réforme de 2000 étendait principalement la protection de l’emploi. Celle de 2003 associait protection et indemnisation, portant la durée du congé payé de 18 à 26 semaines. Celle de 2007 prolongeait surtout l’indemnisation, de 26 à 39 semaines, tout en supprimant la condition d’ancienneté requise pour bénéficier de 52 semaines de congé protégé. La contribution méthodologique de l’article répond à une difficulté majeure : l’admissibilité aux nouvelles règles dépendait de la date prévue d’accouchement, alors que les données sur les résultats ne renseignent que la date effective de naissance. Les naissances prématurées ou tardives rendent ainsi le statut de traitement inobservable et atténuent presque entièrement la discontinuité nécessaire à une régression sur discontinuité conventionnelle. En outre, cet écart entre les dates ne constitue pas un simple bruit statistique : la prématurité peut elle-même influencer le développement de l’enfant. Les corrections reposant sur l’hypothèse d’une erreur indépendante des résultats potentiels sont donc peu adaptées. Les auteurs proposent une méthode d’imputation combinant une cohorte antérieure non traitée et des données de validation. En supposant que les profils de résultats selon la date de naissance auraient évolué parallèlement entre les cohortes en l’absence de réforme, ils reconstruisent les résultats moyens contrefactuels. Un décalage commun entre les cohortes est estimé à partir des naissances suffisamment précoces pour être considérées comme non exposées. L’écart entre le résultat observé et le résultat contrefactuel est ensuite divisé par la probabilité de relever du nouveau régime à chaque date effective de naissance. Cette probabilité est estimée à partir de la Millennium Cohort Study, qui renseigne les deux dates pour un échantillon de 18 818 enfants. Les résultats scolaires proviennent de données administratives anglaises couvrant environ 600 000 enfants par cohorte. Les résultats relatifs aux mères sont issus d’enquêtes regroupant environ 3 900 à 4 900 participantes selon l’horizon étudié. La réforme de 2007 produit les résultats les plus nets. À cinq ans, les scores augmentent de 0,045 écart-type, soit un gain statistiquement équivalent à environ 25 jours d’âge supplémentaires au moment du test. Cette amélioration concerne aussi bien les mathématiques que le langage. À onze ans, l’effet reste statistiquement significatif et équivaut à environ 15 jours d’âge supplémentaires. Les effets estimés sont approximativement 1,5 fois plus élevés en zone rurale qu’en zone urbaine, et deux fois plus importants dans le quintile des territoires les plus défavorisés que dans celui des moins défavorisés. La réforme de 2003 entraîne, à cinq ans, un gain équivalant à environ dix jours d’âge supplémentaires, mais son effet à onze ans est trop imprécis pour être distingué de zéro. La réforme de 2000 n’a aucun effet scolaire détectable ; les intervalles de confiance excluent des gains positifs supérieurs à l’équivalent d’environ quatre jours d’âge. Les trois réformes réduisent néanmoins le taux d’emploi maternel d’environ 9 à 10 points de pourcentage un an après la naissance. Elles diminuent également le temps de travail hebdomadaire moyen de plus de deux heures, en incluant les mères sans emploi. Six ans après la naissance, les baisses du taux d’emploi restent comprises entre 5,6 et 7,1 points de pourcentage. Ces comparaisons suggèrent que le soutien financier, plutôt que le seul temps passé à domicile, contribue aux gains scolaires, sans toutefois démontrer directement ce mécanisme. Les conclusions reposent sur plusieurs hypothèses, notamment celle de tendances parallèles, qui ne peut être vérifiée que dans les zones non exposées, et celle d’une distribution stable des écarts entre les dates prévue et effective de naissance. Les estimations relatives aux mères supposent également une tendance linéaire et des effets constants selon la date de naissance. Enfin, les effets estimés portent sur l’assignation au nouveau régime, et non sur la perception effective des prestations.
Créé le 02 Nov. 2026

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Mis à jour le 2 novembre 2026.

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