韓紀(jì)琴，Kipkogei Shadrack，韓 冰，苗欣茹

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，a.三亞研究院；b.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210095）

黨的十九大報(bào)告中提出實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，建設(shè)生態(tài)宜居的美麗鄉(xiāng)村。農(nóng)村女性在家庭以及農(nóng)村發(fā)展過程中，是不可忽視的關(guān)鍵力量。隨著家庭形態(tài)從自給自足到較強(qiáng)依附性的變化，農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)給傳統(tǒng)的兒童照管支持造成一定沖擊。而老齡化問題的日益加重，使許多地區(qū)出現(xiàn)“用工荒”，人們開始討論支撐中國經(jīng)濟(jì)長期高速增長的“人口紅利”是否正在消失，“劉易斯拐點(diǎn)”是否已然到來［1］。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《2020 年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》的數(shù)據(jù)，全國農(nóng)民工中男性占65.2%，女性占34.8%，農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)比率嚴(yán)重低于男性，但中國農(nóng)村仍有大量的女性勞動(dòng)力可彌補(bǔ)部分市場勞動(dòng)力不足的現(xiàn)狀。女性在流動(dòng)人口中的占比從2012 年的47.2%提升至2018 年的48.5%，呈現(xiàn)出占比提升、男女性別比差距減小的特點(diǎn)。高流動(dòng)人口占比背景下，進(jìn)入城市勞動(dòng)力市場的女性卻很少。如今無論是在中國還是外國，家庭中妻子的平均家務(wù)勞動(dòng)比例仍高達(dá)70%，遠(yuǎn)高于丈夫的30%［2］。根據(jù)CFPS 2014 年調(diào)查題項(xiàng)中“孩子白天由誰照管”的百分比發(fā)現(xiàn)，已婚女性是兒童的主要照管者。尋找多元化的兒童照管方式，合理引導(dǎo)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)，減少女性非農(nóng)就業(yè)的成本，進(jìn)而改善就業(yè)結(jié)構(gòu)成為當(dāng)前政府農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移工作的重要問題。

近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的快速發(fā)展和新事物的涌入，育兒難度和強(qiáng)度明顯提高。兒童照管屬于一種非正式非特定的家庭照管，除了日常的飲食起居外，家庭給予的情感付出、心理陪伴等也是其重要部分，這就更要求農(nóng)村女性需要投入更多的時(shí)間去陪伴和提升撫養(yǎng)水平。受限于個(gè)人可利用時(shí)間，家庭生產(chǎn)時(shí)間的延長會(huì)影響女性的就業(yè)決策，而且市場機(jī)會(huì)的增加與家務(wù)勞動(dòng)的對(duì)立減少了女性的時(shí)間自主權(quán)［3］。女性除了扮演母親的角色，還需要擔(dān)負(fù)自我就業(yè)和家庭看護(hù)的重任。已婚女性的就業(yè)參與率較低的原因之一是學(xué)齡前兒童的照管［4］，而照顧1 歲以下的兒童導(dǎo)致女性的就業(yè)率下降了26.3%［5］。受中國傳統(tǒng)家庭觀念，國內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)論更適合分析中國農(nóng)村已婚女性就業(yè)現(xiàn)狀。若將照管兒童這一任務(wù)交給祖輩，能夠顯著提高女性就業(yè)參與率［6］。有學(xué)者分析得出家中有未成年子女顯著阻礙了女性工作參與率，但提升了女性選擇靈活就業(yè)的可能性這一結(jié)論［7］。從兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系看，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為照管兒童這一決策對(duì)農(nóng)村女性參與非農(nóng)就業(yè)起到抑制作用。但部分學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)，兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系不是單一的，也存在女性教育程度、孩子年齡、家庭稟賦情況［8］、家庭結(jié)構(gòu)［9］等異質(zhì)性問題。

當(dāng)前就業(yè)多元化和信息的速度化都離不開新一輪科技革命的發(fā)展，其中數(shù)字經(jīng)濟(jì)在整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著舉足輕重的作用［10］。2022 年3 月發(fā)布的《數(shù)字經(jīng)濟(jì)與中國婦女就業(yè)創(chuàng)業(yè)研究報(bào)告》指出，在跨境電商、線上直播等眾多領(lǐng)域，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展已創(chuàng)造5 700 萬女性就業(yè)機(jī)會(huì)。結(jié)果表明這不僅能提高女性勞動(dòng)參與率和擴(kuò)大就業(yè)選擇范圍，更值得關(guān)注的是增加了低學(xué)歷女性的就業(yè)規(guī)模。而中國農(nóng)村女性多是受教育程度相對(duì)較低，這一點(diǎn)與勞動(dòng)力市場的需求相匹配。數(shù)字化的發(fā)展降低了一些行業(yè)的就業(yè)門檻，創(chuàng)造了數(shù)字性別紅利，通過信息和資源共享，可以減少農(nóng)村以及偏遠(yuǎn)地區(qū)女性就業(yè)的障礙。特別是隨著物流業(yè)的發(fā)展，吸納女性尤其是農(nóng)村女性的比例越來越高。2021 年10 月印發(fā)的《家政興農(nóng)行動(dòng)計(jì)劃（2021—2025 年）》提出，隨著中國老齡化問題的加重以及“三胎”政策的實(shí)施，家政市場規(guī)模將不斷擴(kuò)大。目前從業(yè)人數(shù)超過3 000 萬，截至2020 年底，已累計(jì)帶動(dòng)85 萬貧困地區(qū)勞動(dòng)力從事家政服務(wù)（主要為女性勞動(dòng)力）。當(dāng)前中國家政服務(wù)業(yè)全行業(yè)服務(wù)缺口在2 000 萬人以上，農(nóng)村女性勞動(dòng)力的供給正是對(duì)缺口的有力填補(bǔ)。

新經(jīng)濟(jì)遷移理論凸顯家庭作為行為主體的意義，認(rèn)為家庭綜合情況影響家庭成員外出就業(yè)［11］。如家庭自身的經(jīng)濟(jì)狀況、父母雙方的教育程度、孩子數(shù)量情況，是影響農(nóng)村女性外出工作行為的重要因素。王姮等［12］利用調(diào)研貧困縣的數(shù)據(jù)研究得出，6歲以下的兒童照料降低了女性的勞動(dòng)參與率，而陸文聰?shù)龋?3］的研究結(jié)果顯示，15 歲以下的兒童對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間并不存在顯著作用。女性個(gè)人特征如年齡、身體健康水平、是否受過技能培訓(xùn)等因素與非農(nóng)就業(yè)密不可分，而家庭因素能進(jìn)一步彌補(bǔ)其本身的不足，人力資本的提高也能在一定程度上彌補(bǔ)家庭稟賦缺乏對(duì)非農(nóng)就業(yè)的負(fù)面作用［14，15］。家庭稟賦的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)村女性就業(yè)等級(jí)的提升，進(jìn)而增加家庭收入。同樣，高等級(jí)的工作機(jī)會(huì)，會(huì)由于個(gè)人健康水平、家庭壓力大或沒有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)連接而無法獲得。因此，家庭稟賦對(duì)于探究兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)參與度具有互補(bǔ)的關(guān)系［16］。綜上，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響目前尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。

現(xiàn)有農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)相關(guān)研究，主要從兒童照管、老人照料、代際支持等角度展開。家庭對(duì)女性而言具有重要意義，探討農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)問題，不能忽視家庭稟賦情況。為進(jìn)一步考慮兒童照管、家庭稟賦對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)是否存在女性年齡、孩子年齡和孩子由誰照管等差異，力圖從個(gè)體特征和家庭兩個(gè)層面解釋抑制或促進(jìn)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的內(nèi)在機(jī)理，對(duì)完善勞動(dòng)力市場人口結(jié)構(gòu)和釋放農(nóng)村女性勞動(dòng)力給予數(shù)據(jù)支持和理論基礎(chǔ)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 兒童照管與農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)

兒童照管一般是指由配偶、雙方父母或其他親屬等向兒童提供非支付性、無組織照管的行為。在中國廣大農(nóng)村，受傳統(tǒng)習(xí)俗和“男主外女主內(nèi)”觀念的影響，照料孩子和家務(wù)勞動(dòng)等其他工作主要由已婚婦女承擔(dān)［17］。兒童照管是一種耗費(fèi)時(shí)間和精力的活動(dòng)，這就突顯了農(nóng)村女性時(shí)間的稀缺性，時(shí)間一定的條件下，需要承擔(dān)兒童照管與本職工作的雙重責(zé)任，進(jìn)一步導(dǎo)致農(nóng)村女性會(huì)減少非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間，最后退出勞動(dòng)力市場。人處于社會(huì)中，與外界的聯(lián)系不可避免。但是農(nóng)村女性長期照管兒童，將身心限制在農(nóng)村的瑣碎家務(wù)工作中，不利于女性學(xué)習(xí)新知識(shí)和接觸新事物，在探索新工作機(jī)會(huì)時(shí)，存在業(yè)務(wù)技能低下、信息不對(duì)稱等問題，更難參與到工作中。綜合以上分析，兒童照管與農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存在影響機(jī)制，兒童照管在某種程度上抑制了農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的參與度?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)具有阻礙作用，兒童照管抑制了農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的行為選擇。

1.2 兒童照管、家庭稟賦與農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)

兒童照管是否影響農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)，以及影響程度取決于對(duì)兒童照管的程度，兒童照管強(qiáng)度和難度越大，農(nóng)村女性越難以平衡家庭和工作的關(guān)系，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的阻力越大。結(jié)合前文分析，農(nóng)村家庭兒童照管程度與其家庭稟賦有著密切關(guān)系，兒童照管的形式和強(qiáng)度會(huì)因家庭稟賦的差異而表現(xiàn)出不同的強(qiáng)度。舉例來說，家庭稟賦中的家庭經(jīng)濟(jì)資本影響了是否可以為兒童購買學(xué)習(xí)輔導(dǎo)機(jī)來減輕女性課后輔導(dǎo)的壓力；是否可以將其送到輔導(dǎo)機(jī)構(gòu)來節(jié)省女性對(duì)兒童照管的時(shí)間成本。家庭人力資本的提升能夠促進(jìn)女性就業(yè)［18］，受教育程度越高的女性更容易獲得高薪的工作，對(duì)處理兒童看護(hù)和工作更得心應(yīng)手。家庭社會(huì)資本處在社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中［19］，女性通過正式和非正式的社會(huì)資本以謀求就業(yè)信息。這種流動(dòng)性和相對(duì)可靠性，為農(nóng)村女性外出工作提供了有利條件。除此之外，家中老人數(shù)量、家庭規(guī)模以及照管兒童數(shù)量的多少都影響著農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的決策。綜合以上分析，農(nóng)村家庭稟賦的差異性會(huì)導(dǎo)致兒童照管的強(qiáng)度不同。不同的家庭社會(huì)資本、人力資本、經(jīng)濟(jì)資本下，女性扮演照管兒童角色對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響具有異質(zhì)性?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：家庭稟賦對(duì)兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，且不同家庭稟賦存在異質(zhì)性。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明

本研究內(nèi)容包含兩個(gè)部分：實(shí)證分析兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系；同時(shí)加入家庭稟賦這一調(diào)節(jié)變量，測度家庭稟賦對(duì)兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)關(guān)系的異質(zhì)性影響。結(jié)合研究內(nèi)容，本研究的變量設(shè)置具體如下。

被解釋變量：根據(jù)本研究的問題，以是否從事非農(nóng)工作（employ）作為本研究的被解釋變量。在2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）中，調(diào)研問卷中工作性質(zhì)的具體問題為“您的這份工作為農(nóng)業(yè)工作還是非農(nóng)工作”。若回答者“目前從事非農(nóng)工作”，賦值為1；當(dāng)處于其他工作狀態(tài)時(shí)，賦值為0。

解釋變量：對(duì)兒童照管的衡量，本研究用少兒撫養(yǎng)比（carekid）作為代理變量，是指0 至14 周歲兒童數(shù)量與樣本家庭成員總?cè)藬?shù)的比值。

調(diào)節(jié)變量：本研究引入家庭稟賦作為調(diào)節(jié)變量。農(nóng)村女性長時(shí)間在家庭環(huán)境中，對(duì)家庭具有一定依附性，家庭人力資本、家庭社會(huì)資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本在農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)中發(fā)揮重要作用。家庭人力資本主要體現(xiàn)在對(duì)家庭成員教育、技能培訓(xùn)方面的支出，人力資本的增加將利于提升就業(yè)等級(jí)，進(jìn)一步增加家庭收入。家庭社會(huì)資本主要體現(xiàn)在對(duì)人情禮的支出，是重要的社會(huì)資源；家中若有人外出務(wù)工，能夠幫助其他有意愿工作者了解勞動(dòng)力市場。家庭經(jīng)濟(jì)資本為女性照管兒童和家庭良好經(jīng)營提供支持，更好改善家庭生產(chǎn)和生活水平。因此，家庭人力資本用受教育程度衡量；家庭社會(huì)資本用人情禮支出衡量；家庭經(jīng)濟(jì)資本用家庭人均純收入衡量。

其他變量：根據(jù)農(nóng)村女性就業(yè)影響因素和相關(guān)研究，結(jié)合數(shù)據(jù)獲得性，本研究選取個(gè)人、丈夫、家庭情況及地區(qū)層面特征作為控制變量，以解決模型的內(nèi)生性問題。①女性個(gè)人特征：主要有健康水平、年齡［20］、受教育程度［21］。②丈夫個(gè)人特征：包括年齡、受教育程度。③地區(qū)特征：包括東部、中部和西部地區(qū)。④村莊特征：本村女性外出務(wù)工比例。

本研究數(shù)據(jù)包含中國25 個(gè)省、市、自治區(qū)樣本家庭的所有家庭成員，初始數(shù)據(jù)包括家庭成員、家庭財(cái)務(wù)、村居、成人和少兒5 個(gè)板塊。通過對(duì)原始數(shù)據(jù)缺失值、異常值的處理，得到家庭、成人、少兒與村居4 個(gè)部分的相關(guān)數(shù)據(jù)，將研究對(duì)象界定為戶籍為農(nóng)村的20~55 歲已婚女性，共計(jì)3 314 個(gè)有效樣本。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表1 的變量描述性結(jié)果可以看出，農(nóng)村已婚女性中有53.3%的人參與非農(nóng)就業(yè)，有28.0%的農(nóng)村女性需要照管兒童。從照管兒童的數(shù)量看，農(nóng)村女性最多需要同時(shí)照顧3 個(gè)兒童。這表明，現(xiàn)階段農(nóng)村女性存在需要照管兒童而不能外出工作的現(xiàn)象。此數(shù)據(jù)為本研究開展進(jìn)一步研究提供了有力的數(shù)據(jù)支撐，但還未考慮控制變量和內(nèi)生性問題，因此兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系有待進(jìn)一步實(shí)證分析?？紤]到選取的變量間可能存在多重共線性，通過檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)VIF值均小于5，因此變量之間沒有多重共線性問題。

2.2 模型設(shè)定

鑒于被解釋變量中農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存在的兩種情況：參加非農(nóng)就業(yè)（employ=1）和未參加非農(nóng)就業(yè)（employ=0）。故而構(gòu)建二元Logit 模型對(duì)兒童照管影響農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)情況進(jìn)行分析。構(gòu)建方程如下。

式中，Y*i為不可觀測的變量；χi為控制變量；εi代表干擾項(xiàng)；β代表兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)情況的邊際效應(yīng)。

式中，Yi代表農(nóng)村女性的就業(yè)情況；carekidi代表兒童照管變量；familyi代表家庭稟賦變量；χi為控制變量；εi代表干擾項(xiàng)；α1、α2、α3表示平均邊際效應(yīng)。

3 實(shí)證分析

3.1 兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響

對(duì)兒童照管影響農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2 所示。模型（1）是考慮兒童照管的簡化模型，模型（2）是在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了女性年齡、女性健康水平、女性收入在本地的水平。模型（3）是在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了丈夫年齡、丈夫受教育水平。模型（4）是在模型（3）的基礎(chǔ)上加入了地區(qū)變量。模型（5）是在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了女性外出打工比例。樣本數(shù)據(jù)涉及到許多村莊信息，因此本研究中所有的標(biāo)準(zhǔn)誤都在村莊層面進(jìn)行聚類。

表2 兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)影響的Logit回歸結(jié)果

根據(jù)表2 的回歸結(jié)果，農(nóng)村已婚女性兒童照管在模型（1）—（5）中均在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且優(yōu)化模型中回歸系數(shù)為-0.200 1，即農(nóng)村女性照管兒童行為使得農(nóng)村女性的工作參與率下降20.01%。農(nóng)村女性照管兒童和非農(nóng)就業(yè)之間存在顯著的替代效應(yīng)。因此，假說1 得到驗(yàn)證，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)具有阻礙作用，兒童照管抑制了農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的行為選擇。在控制變量方面，女性健康水平、丈夫受教育程度為高中、中東部地區(qū)、女性外出打工比例與農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)之間呈顯著正相關(guān)，這意味著農(nóng)村女性健康水平越高、丈夫受教育程度越高對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用越大。相較于西部地區(qū)，居住在中東部地區(qū)以及本村女性外出打工比例高在農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)參與中發(fā)揮顯著推動(dòng)作用。而丈夫受教育程度越低，對(duì)農(nóng)村女性外出工作的抑制作用越強(qiáng)。通過加入農(nóng)村女性年齡的二次項(xiàng)發(fā)現(xiàn)，其對(duì)農(nóng)村女性外出工作呈顯著負(fù)向作用，是否呈現(xiàn)倒“U”型有待進(jìn)一步探討。

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

通過文獻(xiàn)梳理，家庭稟賦一定程度顯示了作為調(diào)節(jié)變量對(duì)兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響。本研究參照范紅麗等［22］的研究，利用解釋變量和調(diào)節(jié)變量的交互作用，對(duì)兒童照管影響農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)家庭稟賦調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表3 所示。模型（1）、（2）、（3）分別表示家庭人力資本、家庭社會(huì)資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。

表3 兒童照管與家庭稟賦對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)影響的交互作用

根據(jù)表3 回歸結(jié)果，家庭稟賦中的人力資本和經(jīng)濟(jì)資本的系數(shù)都顯著為正，表明家庭人力資本與兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響具有此增彼增的關(guān)系，回歸系數(shù)為0.074 7，即家庭人力資本投入越多，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用越大，利于農(nóng)村女性就業(yè)層級(jí)的提高。家庭經(jīng)濟(jì)資本的回歸系數(shù)為0.344 4，即在其他條件不變的情況下，家庭經(jīng)濟(jì)資本每增長1%，農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的比例提升34.44%?？梢?，家庭經(jīng)濟(jì)資本的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于家庭人力資本，家庭經(jīng)濟(jì)資本越高，對(duì)調(diào)節(jié)兒童照管和農(nóng)村女性外出工作的正向效應(yīng)越明顯。值得關(guān)注的是，本研究的家庭社會(huì)資本沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響需要在女性自身能力、健康水平、家庭經(jīng)濟(jì)條件達(dá)到一定程度才會(huì)發(fā)揮作用，單獨(dú)的人情往來等獲取就業(yè)信息沒有自身能力做基礎(chǔ)，不能發(fā)揮其原有的促進(jìn)作用。因此，本研究的假設(shè)2 得到部分驗(yàn)證，即家庭人力資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)決策行為具有互補(bǔ)關(guān)系，而家庭社會(huì)資本不具有顯著影響。

3.3 異質(zhì)性分析

為了更全面地了解兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響，更好地破解當(dāng)下農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的困境，給予方案落地、針對(duì)性強(qiáng)的建議具有重要意義。結(jié)合前文的分析結(jié)果，總體上看，兒童照管抑制了農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)行為，降低了農(nóng)村女性就業(yè)參與度?；谵r(nóng)村女性個(gè)體特征和家庭等因素存在異質(zhì)性的考慮，將其分別分組研究對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響。

3.3.1 農(nóng)村女性年齡 針對(duì)農(nóng)村女性年齡結(jié)構(gòu)，用模型（1）、模型（2）和模型（3）分別表示農(nóng)村女性20~30 歲、31~40 歲和41~55 歲的3 個(gè)年齡層次，具體回歸結(jié)果見表4。從表4 看出，20~30 歲和41~55 歲農(nóng)村女性不存在因照管兒童而降低外出工作的概率，而31~40 歲的中年女性照管兒童的負(fù)擔(dān)較重，引發(fā)兒童照管和非農(nóng)就業(yè)沖突，參與非農(nóng)就業(yè)的比率大幅度下降。與以往認(rèn)知不同的是，31~40 歲的農(nóng)村女性已具有豐富的照管兒童經(jīng)驗(yàn)，此時(shí)孩子教育、老年人贍養(yǎng)等費(fèi)用大幅度增加，女性外出工作的需求雖更加強(qiáng)烈，但“上有小，下有老”的雙重家庭照料很難讓她們做到兩者之間的平衡和兼顧，因此兒童照管對(duì)31~40 歲農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的抑制作用顯著高于20~30 歲和41~55 歲的女性。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，對(duì)41~55歲農(nóng)村女性的抑制作用是最小的，可能是因?yàn)榧彝フ樟系膲毫^小，且隨著農(nóng)村人口流動(dòng)比例的擴(kuò)大，部分女性可以從農(nóng)業(yè)工作轉(zhuǎn)到非農(nóng)工作中。

表4 農(nóng)村女性年齡異質(zhì)性回歸分析

3.3.2 兒童年齡“三胎”政策的全面開放沒有起到即刻效果，女性生育率仍較低，但是家庭和社會(huì)勞動(dòng)參與率仍較高，尤其是0~3 歲的孩子照料責(zé)任大多由女性承擔(dān)。第四期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查結(jié)果表明，有35.1%的家庭對(duì)3 歲以下孩子有“托幼服務(wù)”的需求，但白天多由母親照料的3 歲以下孩子占63.7%，托幼機(jī)構(gòu)照管的占比僅為2.7%，應(yīng)將孩子的年齡加入研究問題中予以分析。前文界定少兒撫養(yǎng)比中的年齡為0~14 歲?？紤]到兒童通常6 歲上小學(xué)，先以6 歲為分界點(diǎn)，再進(jìn)行分組。因此，將0~14歲孩子分成3 個(gè)組別：模型（1）表示0~1 歲的嬰兒期；模型（2）表示2~6 歲的幼兒期；模型（3）表示7~14歲的兒童期，具體回歸結(jié)果見表5。

表5 兒童年齡異質(zhì)性回歸分析

根據(jù)表5 回歸結(jié)果，農(nóng)村女性照管0~1 歲的嬰兒期孩子，對(duì)其非農(nóng)就業(yè)負(fù)向作用遠(yuǎn)大于幼兒期和兒童期，達(dá)到35.39%，遠(yuǎn)降低了農(nóng)村女性外出工作的概率。孩子處于嬰兒期也是女性全力投入的時(shí)期，作為新手媽媽通常會(huì)親歷親為，外出工作和照管兒童的成本比較會(huì)傾向后者。而幼兒期時(shí)，這一抑制作用不再顯著，此時(shí)的孩子大多處于斷奶階段，撫養(yǎng)孩子的各類費(fèi)用增加，外出工作是更好的選擇，也可以將孩子送給爺爺奶奶、托兒所等進(jìn)行照管，照管兒童的方式更多樣化。7~14 歲是孩子身心發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)刻，照管兒童對(duì)農(nóng)村女性工作參與率的影響系數(shù)為-0.170 8，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)仍然產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制性。原因可能是7~14 歲是孩子人格形成發(fā)展的黃金時(shí)期，隨著家庭對(duì)兒童發(fā)展追求的提高，與外出工作相比，陪伴和照顧利于孩子認(rèn)知和行為的發(fā)展，是需要考慮的第一要素。

3.3.3 兒童白天照管方 通過數(shù)據(jù)庫發(fā)現(xiàn)，孩子白天由誰照管分為媽媽、爸爸、爺爺/奶奶、外公/外婆、托兒所/幼兒園、保姆和自己照顧自己。為探究不同的照管人對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的異質(zhì)性影響，根據(jù)以上照管方將其分成3 組：模型（1）是媽媽，為了分析農(nóng)村女性這一單獨(dú)個(gè)體；模型（2）是父親、奶奶/爺爺、外公/外婆，作為家人照管；模型（3）是托兒所/幼兒園，作為機(jī)構(gòu)照管，具體回歸結(jié)果見表6。

表6 兒童白天照管方異質(zhì)性回歸分析

由表6 可知，模型（1）和模型（2）是媽媽照管和家人照管，對(duì)農(nóng)村女性外出工作的概率分別降低了5.43%和7.69%，雖未通過顯著性檢驗(yàn)，但一定程度上反映了家人照管對(duì)女性外出工作的制約作用減小，但是大多數(shù)女性仍然在承擔(dān)著照管兒童的工作，并沒有完全將勞動(dòng)力釋放出去。而托兒所/幼兒園在兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)中起到抑制作用，考慮到有3 種原因。一是樣本數(shù)據(jù)中白天孩子由托兒所/幼兒園照看的數(shù)量為300 個(gè)，剔除相同樣本的缺失值，最終結(jié)果為168 個(gè)，在整個(gè)樣本中的解釋力不強(qiáng)；二是通過查看家中孩子年齡數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，此時(shí)的孩子處于嬰幼兒期，雖送到機(jī)構(gòu)看管，但白天看護(hù)過程中仍需要媽媽的牽掛和陪伴；三是對(duì)家中老人的照料也是重要原因之一。將兒童送至機(jī)構(gòu)照看后，釋放出的勞動(dòng)力需要照料老人，而對(duì)于外出工作和老人、兒童的雙重照料，女性多數(shù)更傾向于后者。

3.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然已對(duì)一些不可探測的非時(shí)變因素進(jìn)行了控制，但是仍然可能存在同時(shí)影響兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)選擇的時(shí)變因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，甚至兒童照管與農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)間或許有反向因果關(guān)系。此外，可能存在遺漏重要影響變量，如女性和丈夫健康水平、兄弟姐妹數(shù)量、與父母居住距離、祖父母是否在世等變量，也會(huì)對(duì)結(jié)果造成偏誤。本研究選擇祖母是否與該家庭同灶吃飯作為工具變量，這是因?yàn)樽婺概c家庭同灶吃飯對(duì)兒童照管起到一定的輔助作用，比如暫時(shí)性的喂食、看護(hù)等，與兒童照管存在相關(guān)性；但是祖母與家庭同灶吃飯的行為對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)無直接作用。這一層面的微觀因素相對(duì)個(gè)體非農(nóng)就業(yè)選擇是外生的，不會(huì)直接影響到農(nóng)村女性的就業(yè)行為。工具變量的選擇滿足了相關(guān)性和外生性兩個(gè)特征。回歸結(jié)果見表7。

表7 兒童照管內(nèi)生性檢驗(yàn)

模型（2）為工具變量第二階段的回歸結(jié)果，相比表2 中Logit 回歸結(jié)果，在用工具變量控制了內(nèi)生性以后，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用增加到57.72%。模型（1）為工具變量第一階段回歸結(jié)果，相應(yīng)的Kleibergen-Paap Wald rk F 統(tǒng)計(jì)量為11.35，大于經(jīng)驗(yàn)的臨界值10，表明不存在弱工具變量問題。即可以拒絕“工具變量沒有解釋度”的原假設(shè)，因此為了解決內(nèi)生性選擇的工具變量是有效的。第一階段回歸中，工具變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明祖母越同該家庭同灶吃飯，其對(duì)兒童照管的負(fù)向作用越大。第二階段的回歸結(jié)果反映的是在解決內(nèi)生性問題的情況下，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的影響。解釋變量回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，可能的原因是祖母與該家庭同灶吃飯，會(huì)加大農(nóng)村女性的照料力度和難度，家庭看護(hù)的范圍擴(kuò)大，雖然祖母也能對(duì)照管兒童貢獻(xiàn)力量，但是力度不大且不能從根本上解決兒童照管問題。

3.5 拓展性分析

兒童照管問題的解決途徑需要落實(shí)在可扮演照管角色的公共服務(wù)上，社會(huì)保障、公共服務(wù)和可持續(xù)基礎(chǔ)設(shè)施的投資對(duì)于釋放農(nóng)村女性的時(shí)間，支持她們的流動(dòng)性，增加她們獲得經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)和抵御沖擊的能力至關(guān)重要。從本研究結(jié)果看，中國農(nóng)村的確存在大量因需要照管兒童而從事農(nóng)業(yè)的女性勞動(dòng)力，那么公共服務(wù)機(jī)構(gòu)的設(shè)立對(duì)緩解女性剩余勞動(dòng)力的作用需要進(jìn)一步分析。本部分選取村里幼兒園和小學(xué)的數(shù)量這一可扮演兒童照管角色公共服務(wù)來研究農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)和兒童照管的沖突問題?？紤]到在完善公共服務(wù)設(shè)施和提升公共服務(wù)水平的過程中，創(chuàng)造了部分就業(yè)崗位，從公共服務(wù)的整體性和統(tǒng)一性探究其對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的作用更為合理，因此本研究未將幼兒園和小學(xué)進(jìn)行分樣本研究。

由表8 的模型（1）可知，村里幼兒園和小學(xué)的數(shù)量對(duì)推動(dòng)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)概率為12.95%，而不加入這一交互項(xiàng)時(shí)，對(duì)其抑制作用極為顯著，概率達(dá)到68.22%。模型（2）為了進(jìn)一步驗(yàn)證模型（1）的穩(wěn)健性，用OLS 估計(jì)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，未有公共服務(wù)時(shí)阻礙外出工作概率達(dá)到66.70%，而幼兒園和小學(xué)數(shù)量與兒童照管交互項(xiàng)結(jié)果表明，這一促進(jìn)作用達(dá)到19.90%。因此，幼兒園和小學(xué)的公共服務(wù)能很大程度上緩解兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的沖突，公共服務(wù)發(fā)展能使女性勞動(dòng)力得到流動(dòng)和利用。

表8 公共服務(wù)機(jī)構(gòu)的回歸分析

4 小結(jié)與建議

本研究利用2014 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），運(yùn)用二元Logit 模型，在固定探究兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)影響基礎(chǔ)上，進(jìn)一步挖掘家庭稟賦的調(diào)節(jié)作用，并從不同角度進(jìn)行異質(zhì)性分析，得到以下結(jié)論。第一，總體上，兒童照管對(duì)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)存在顯著抑制作用，誘發(fā)農(nóng)村女性照管兒童和外出工作沖突，降低了農(nóng)村女性就業(yè)市場的參與度。第二，家庭稟賦中的家庭經(jīng)濟(jì)資本和人力資本對(duì)兒童照管和農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)，而社會(huì)資本體現(xiàn)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)輻射作用不顯著，未能發(fā)揮其作用。第三，在異質(zhì)性分析中，兒童照管對(duì)31~40 歲農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的抑制作用顯著高于20~30 歲和41~55 歲的女性；處于嬰兒期和兒童期的幼年子女均降低了農(nóng)村女性外出工作的概率；而孩子白天由托兒所/幼兒園照管，對(duì)女性勞動(dòng)力釋放產(chǎn)生了負(fù)向作用。第四，公共服務(wù)能起到緩解兩者沖突的作用，從現(xiàn)有趨勢看，農(nóng)村女性勞動(dòng)力未來發(fā)展前景廣闊，公共服務(wù)能在面對(duì)女性勞動(dòng)力不斷增長的需求上發(fā)揮余熱。

基于以上分析，若要有效減輕農(nóng)村女性照管兒童對(duì)非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用，推動(dòng)女性有序有效有力非農(nóng)就業(yè)，釋放農(nóng)村女性部分勞動(dòng)力，建議從以下幾點(diǎn)著手。首先，應(yīng)該大力完善兒童照管對(duì)應(yīng)的公共服務(wù)，政府部門要增加對(duì)托兒所、幼兒園和小學(xué)等公共服務(wù)的投入，同時(shí)降低公共服務(wù)的成本，完善育兒服務(wù)體系，安排實(shí)施農(nóng)村精準(zhǔn)教育項(xiàng)目；其次，建立農(nóng)村多樣化學(xué)習(xí)模式，如與當(dāng)下市場勞動(dòng)力需求結(jié)合，開展女性技能培訓(xùn)班，形成“技能-崗位”的有效鏈條，加大家庭人力資本的投入，增強(qiáng)農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性和針對(duì)性，提高農(nóng)村女性的市場流動(dòng)性和參與度；此外，增強(qiáng)農(nóng)村之間的信息服務(wù)機(jī)制，發(fā)揮家庭社會(huì)資本的帶動(dòng)輻射作用，做到就業(yè)信息對(duì)稱、共享和時(shí)效性，進(jìn)一步增加家庭經(jīng)濟(jì)資本，提升自身競爭優(yōu)勢和生活水平；最后，嬰兒期對(duì)農(nóng)村女性的制約性極大，因此引入彈性工作制，為處于哺乳期的農(nóng)村女性提供照管兒童和工作的平衡辦法，調(diào)整工作時(shí)間來促進(jìn)個(gè)人和家庭的雙向發(fā)展。