儿童照管、家庭禀赋与女性非农就业——基于CFPS 的数据分析

韩纪琴，Kipkogei Shadrack，韩 冰，苗欣茹

（南京农业大学，a.三亚研究院；b.经济管理学院，南京 210095）

党的十九大报告中提出实施乡村振兴战略，建设生态宜居的美丽乡村。农村女性在家庭以及农村发展过程中，是不可忽视的关键力量。随着家庭形态从自给自足到较强依附性的变化，农村女性非农就业给传统的儿童照管支持造成一定冲击。而老龄化问题的日益加重，使许多地区出现“用工荒”，人们开始讨论支撑中国经济长期高速增长的“人口红利”是否正在消失，“刘易斯拐点”是否已然到来［1］。根据国家统计局《2020 年农民工监测调查报告》的数据，全国农民工中男性占65.2%，女性占34.8%，农村女性非农就业比率严重低于男性，但中国农村仍有大量的女性劳动力可弥补部分市场劳动力不足的现状。女性在流动人口中的占比从2012 年的47.2%提升至2018 年的48.5%，呈现出占比提升、男女性别比差距减小的特点。高流动人口占比背景下，进入城市劳动力市场的女性却很少。如今无论是在中国还是外国，家庭中妻子的平均家务劳动比例仍高达70%，远高于丈夫的30%［2］。根据CFPS 2014 年调查题项中“孩子白天由谁照管”的百分比发现，已婚女性是儿童的主要照管者。寻找多元化的儿童照管方式，合理引导农村女性非农就业，减少女性非农就业的成本，进而改善就业结构成为当前政府农村劳动力转移工作的重要问题。

近年来，随着互联网时代的快速发展和新事物的涌入，育儿难度和强度明显提高。儿童照管属于一种非正式非特定的家庭照管，除了日常的饮食起居外，家庭给予的情感付出、心理陪伴等也是其重要部分，这就更要求农村女性需要投入更多的时间去陪伴和提升抚养水平。受限于个人可利用时间，家庭生产时间的延长会影响女性的就业决策，而且市场机会的增加与家务劳动的对立减少了女性的时间自主权［3］。女性除了扮演母亲的角色，还需要担负自我就业和家庭看护的重任。已婚女性的就业参与率较低的原因之一是学龄前儿童的照管［4］，而照顾1 岁以下的儿童导致女性的就业率下降了26.3%［5］。受中国传统家庭观念，国内学者的研究结论更适合分析中国农村已婚女性就业现状。若将照管儿童这一任务交给祖辈，能够显著提高女性就业参与率［6］。有学者分析得出家中有未成年子女显著阻碍了女性工作参与率，但提升了女性选择灵活就业的可能性这一结论［7］。从儿童照管和农村女性非农就业的关系看，多数学者认为照管儿童这一决策对农村女性参与非农就业起到抑制作用。但部分学者在研究中发现，儿童照管和农村女性非农就业的关系不是单一的，也存在女性教育程度、孩子年龄、家庭禀赋情况［8］、家庭结构［9］等异质性问题。

当前就业多元化和信息的速度化都离不开新一轮科技革命的发展，其中数字经济在整个国民经济中发挥着举足轻重的作用［10］。2022 年3 月发布的《数字经济与中国妇女就业创业研究报告》指出，在跨境电商、线上直播等众多领域，数字经济的发展已创造5 700 万女性就业机会。结果表明这不仅能提高女性劳动参与率和扩大就业选择范围，更值得关注的是增加了低学历女性的就业规模。而中国农村女性多是受教育程度相对较低，这一点与劳动力市场的需求相匹配。数字化的发展降低了一些行业的就业门槛，创造了数字性别红利，通过信息和资源共享，可以减少农村以及偏远地区女性就业的障碍。特别是随着物流业的发展，吸纳女性尤其是农村女性的比例越来越高。2021 年10 月印发的《家政兴农行动计划（2021—2025 年）》提出，随着中国老龄化问题的加重以及“三胎”政策的实施，家政市场规模将不断扩大。目前从业人数超过3 000 万，截至2020 年底，已累计带动85 万贫困地区劳动力从事家政服务（主要为女性劳动力）。当前中国家政服务业全行业服务缺口在2 000 万人以上，农村女性劳动力的供给正是对缺口的有力填补。

新经济迁移理论凸显家庭作为行为主体的意义，认为家庭综合情况影响家庭成员外出就业［11］。如家庭自身的经济状况、父母双方的教育程度、孩子数量情况，是影响农村女性外出工作行为的重要因素。王姮等［12］利用调研贫困县的数据研究得出，6岁以下的儿童照料降低了女性的劳动参与率，而陆文聪等［13］的研究结果显示，15 岁以下的儿童对农村女性非农劳动时间并不存在显著作用。女性个人特征如年龄、身体健康水平、是否受过技能培训等因素与非农就业密不可分，而家庭因素能进一步弥补其本身的不足，人力资本的提高也能在一定程度上弥补家庭禀赋缺乏对非农就业的负面作用［14，15］。家庭禀赋的增加会促进农村女性就业等级的提升，进而增加家庭收入。同样，高等级的工作机会，会由于个人健康水平、家庭压力大或没有社会网络连接而无法获得。因此，家庭禀赋对于探究儿童照管和农村女性非农就业参与度具有互补的关系［16］。综上，儿童照管对农村女性非农就业的影响目前尚未形成统一的结论。

现有农村女性非农就业相关研究，主要从儿童照管、老人照料、代际支持等角度展开。家庭对女性而言具有重要意义，探讨农村女性非农就业问题，不能忽视家庭禀赋情况。为进一步考虑儿童照管、家庭禀赋对农村女性非农就业是否存在女性年龄、孩子年龄和孩子由谁照管等差异，力图从个体特征和家庭两个层面解释抑制或促进农村女性非农就业的内在机理，对完善劳动力市场人口结构和释放农村女性劳动力给予数据支持和理论基础。

1 理论分析与研究假设

1.1 儿童照管与农村女性非农就业

儿童照管一般是指由配偶、双方父母或其他亲属等向儿童提供非支付性、无组织照管的行为。在中国广大农村，受传统习俗和“男主外女主内”观念的影响，照料孩子和家务劳动等其他工作主要由已婚妇女承担［17］。儿童照管是一种耗费时间和精力的活动，这就突显了农村女性时间的稀缺性，时间一定的条件下，需要承担儿童照管与本职工作的双重责任，进一步导致农村女性会减少非农就业的时间，最后退出劳动力市场。人处于社会中，与外界的联系不可避免。但是农村女性长期照管儿童，将身心限制在农村的琐碎家务工作中，不利于女性学习新知识和接触新事物，在探索新工作机会时，存在业务技能低下、信息不对称等问题，更难参与到工作中。综合以上分析，儿童照管与农村女性非农就业存在影响机制，儿童照管在某种程度上抑制了农村女性非农就业的参与度。基于以上分析，提出假设1。

假设1：儿童照管对农村女性非农就业具有阻碍作用，儿童照管抑制了农村女性非农就业的行为选择。

1.2 儿童照管、家庭禀赋与农村女性非农就业

儿童照管是否影响农村女性非农就业，以及影响程度取决于对儿童照管的程度，儿童照管强度和难度越大，农村女性越难以平衡家庭和工作的关系，儿童照管对农村女性非农就业的阻力越大。结合前文分析，农村家庭儿童照管程度与其家庭禀赋有着密切关系，儿童照管的形式和强度会因家庭禀赋的差异而表现出不同的强度。举例来说，家庭禀赋中的家庭经济资本影响了是否可以为儿童购买学习辅导机来减轻女性课后辅导的压力；是否可以将其送到辅导机构来节省女性对儿童照管的时间成本。家庭人力资本的提升能够促进女性就业［18］，受教育程度越高的女性更容易获得高薪的工作，对处理儿童看护和工作更得心应手。家庭社会资本处在社会关系网络中［19］，女性通过正式和非正式的社会资本以谋求就业信息。这种流动性和相对可靠性，为农村女性外出工作提供了有利条件。除此之外，家中老人数量、家庭规模以及照管儿童数量的多少都影响着农村女性非农就业的决策。综合以上分析，农村家庭禀赋的差异性会导致儿童照管的强度不同。不同的家庭社会资本、人力资本、经济资本下，女性扮演照管儿童角色对非农就业的影响具有异质性。基于以上分析，提出假设2。

假设2：家庭禀赋对儿童照管和农村女性非农就业存在调节效应，且不同家庭禀赋存在异质性。

2 数据与方法

2.1 数据来源与变量说明

本研究内容包含两个部分：实证分析儿童照管和农村女性非农就业的关系；同时加入家庭禀赋这一调节变量，测度家庭禀赋对儿童照管和农村女性非农就业关系的异质性影响。结合研究内容，本研究的变量设置具体如下。

被解释变量：根据本研究的问题，以是否从事非农工作（employ）作为本研究的被解释变量。在2014年中国家庭追踪调查（CFPS）中，调研问卷中工作性质的具体问题为“您的这份工作为农业工作还是非农工作”。若回答者“目前从事非农工作”，赋值为1；当处于其他工作状态时，赋值为0。

解释变量：对儿童照管的衡量，本研究用少儿抚养比（carekid）作为代理变量，是指0 至14 周岁儿童数量与样本家庭成员总人数的比值。

调节变量：本研究引入家庭禀赋作为调节变量。农村女性长时间在家庭环境中，对家庭具有一定依附性，家庭人力资本、家庭社会资本和家庭经济资本在农村女性非农就业中发挥重要作用。家庭人力资本主要体现在对家庭成员教育、技能培训方面的支出，人力资本的增加将利于提升就业等级，进一步增加家庭收入。家庭社会资本主要体现在对人情礼的支出，是重要的社会资源；家中若有人外出务工，能够帮助其他有意愿工作者了解劳动力市场。家庭经济资本为女性照管儿童和家庭良好经营提供支持，更好改善家庭生产和生活水平。因此，家庭人力资本用受教育程度衡量；家庭社会资本用人情礼支出衡量；家庭经济资本用家庭人均纯收入衡量。

其他变量：根据农村女性就业影响因素和相关研究，结合数据获得性，本研究选取个人、丈夫、家庭情况及地区层面特征作为控制变量，以解决模型的内生性问题。①女性个人特征：主要有健康水平、年龄［20］、受教育程度［21］。②丈夫个人特征：包括年龄、受教育程度。③地区特征：包括东部、中部和西部地区。④村庄特征：本村女性外出务工比例。

本研究数据包含中国25 个省、市、自治区样本家庭的所有家庭成员，初始数据包括家庭成员、家庭财务、村居、成人和少儿5 个板块。通过对原始数据缺失值、异常值的处理，得到家庭、成人、少儿与村居4 个部分的相关数据，将研究对象界定为户籍为农村的20~55 岁已婚女性，共计3 314 个有效样本。变量描述性统计如表1 所示。

表1 变量描述性统计

由表1 的变量描述性结果可以看出，农村已婚女性中有53.3%的人参与非农就业，有28.0%的农村女性需要照管儿童。从照管儿童的数量看，农村女性最多需要同时照顾3 个儿童。这表明，现阶段农村女性存在需要照管儿童而不能外出工作的现象。此数据为本研究开展进一步研究提供了有力的数据支撑，但还未考虑控制变量和内生性问题，因此儿童照管和农村女性非农就业的关系有待进一步实证分析。考虑到选取的变量间可能存在多重共线性，通过检验后发现VIF值均小于5，因此变量之间没有多重共线性问题。

2.2 模型设定

鉴于被解释变量中农村女性非农就业存在的两种情况：参加非农就业（employ=1）和未参加非农就业（employ=0）。故而构建二元Logit 模型对儿童照管影响农村女性非农就业情况进行分析。构建方程如下。

式中，Y*i为不可观测的变量；χi为控制变量；εi代表干扰项；β代表儿童照管对农村女性非农就业情况的边际效应。

式中，Yi代表农村女性的就业情况；carekidi代表儿童照管变量；familyi代表家庭禀赋变量；χi为控制变量；εi代表干扰项；α1、α2、α3表示平均边际效应。

3 实证分析

3.1 儿童照管对农村女性非农就业的影响

对儿童照管影响农村女性非农就业进行回归分析，结果如表2 所示。模型（1）是考虑儿童照管的简化模型，模型（2）是在模型（1）的基础上加入了女性年龄、女性健康水平、女性收入在本地的水平。模型（3）是在模型（2）的基础上加入了丈夫年龄、丈夫受教育水平。模型（4）是在模型（3）的基础上加入了地区变量。模型（5）是在模型（4）的基础上加入了女性外出打工比例。样本数据涉及到许多村庄信息，因此本研究中所有的标准误都在村庄层面进行聚类。

表2 儿童照管对农村女性非农就业影响的Logit回归结果

根据表2 的回归结果，农村已婚女性儿童照管在模型（1）—（5）中均在1%水平下通过显著性检验，且优化模型中回归系数为-0.200 1，即农村女性照管儿童行为使得农村女性的工作参与率下降20.01%。农村女性照管儿童和非农就业之间存在显著的替代效应。因此，假说1 得到验证，儿童照管对农村女性非农就业具有阻碍作用，儿童照管抑制了农村女性非农就业的行为选择。在控制变量方面，女性健康水平、丈夫受教育程度为高中、中东部地区、女性外出打工比例与农村女性非农就业之间呈显著正相关，这意味着农村女性健康水平越高、丈夫受教育程度越高对农村女性非农就业的促进作用越大。相较于西部地区，居住在中东部地区以及本村女性外出打工比例高在农村女性非农就业参与中发挥显著推动作用。而丈夫受教育程度越低，对农村女性外出工作的抑制作用越强。通过加入农村女性年龄的二次项发现，其对农村女性外出工作呈显著负向作用，是否呈现倒“U”型有待进一步探讨。

3.2 调节效应检验

通过文献梳理，家庭禀赋一定程度显示了作为调节变量对儿童照管和农村女性非农就业的影响。本研究参照范红丽等［22］的研究，利用解释变量和调节变量的交互作用，对儿童照管影响农村女性非农就业家庭禀赋调节效应进行验证，结果如表3 所示。模型（1）、（2）、（3）分别表示家庭人力资本、家庭社会资本和家庭经济资本调节效应的回归结果。

表3 儿童照管与家庭禀赋对农村女性非农就业影响的交互作用

根据表3 回归结果，家庭禀赋中的人力资本和经济资本的系数都显著为正，表明家庭人力资本与儿童照管对农村女性非农就业的影响具有此增彼增的关系，回归系数为0.074 7，即家庭人力资本投入越多，儿童照管对农村女性非农就业的促进作用越大，利于农村女性就业层级的提高。家庭经济资本的回归系数为0.344 4，即在其他条件不变的情况下，家庭经济资本每增长1%，农村女性非农就业的比例提升34.44%。可见，家庭经济资本的促进作用远大于家庭人力资本，家庭经济资本越高，对调节儿童照管和农村女性外出工作的正向效应越明显。值得关注的是，本研究的家庭社会资本没有通过显著性检验，可能的原因是社会网络的影响需要在女性自身能力、健康水平、家庭经济条件达到一定程度才会发挥作用，单独的人情往来等获取就业信息没有自身能力做基础，不能发挥其原有的促进作用。因此，本研究的假设2 得到部分验证，即家庭人力资本和家庭经济资本对农村女性非农就业决策行为具有互补关系，而家庭社会资本不具有显著影响。

3.3 异质性分析

为了更全面地了解儿童照管对农村女性非农就业的影响，更好地破解当下农村女性非农就业的困境，给予方案落地、针对性强的建议具有重要意义。结合前文的分析结果，总体上看，儿童照管抑制了农村女性非农就业行为，降低了农村女性就业参与度。基于农村女性个体特征和家庭等因素存在异质性的考虑，将其分别分组研究对农村女性非农就业的影响。

3.3.1 农村女性年龄 针对农村女性年龄结构，用模型（1）、模型（2）和模型（3）分别表示农村女性20~30 岁、31~40 岁和41~55 岁的3 个年龄层次，具体回归结果见表4。从表4 看出，20~30 岁和41~55 岁农村女性不存在因照管儿童而降低外出工作的概率，而31~40 岁的中年女性照管儿童的负担较重，引发儿童照管和非农就业冲突，参与非农就业的比率大幅度下降。与以往认知不同的是，31~40 岁的农村女性已具有丰富的照管儿童经验，此时孩子教育、老年人赡养等费用大幅度增加，女性外出工作的需求虽更加强烈，但“上有小，下有老”的双重家庭照料很难让她们做到两者之间的平衡和兼顾，因此儿童照管对31~40 岁农村女性非农就业的抑制作用显著高于20~30 岁和41~55 岁的女性。同时发现，对41~55岁农村女性的抑制作用是最小的，可能是因为家庭照料的压力较小，且随着农村人口流动比例的扩大，部分女性可以从农业工作转到非农工作中。

表4 农村女性年龄异质性回归分析

3.3.2 儿童年龄“三胎”政策的全面开放没有起到即刻效果，女性生育率仍较低，但是家庭和社会劳动参与率仍较高，尤其是0~3 岁的孩子照料责任大多由女性承担。第四期中国妇女社会地位调查结果表明，有35.1%的家庭对3 岁以下孩子有“托幼服务”的需求，但白天多由母亲照料的3 岁以下孩子占63.7%，托幼机构照管的占比仅为2.7%，应将孩子的年龄加入研究问题中予以分析。前文界定少儿抚养比中的年龄为0~14 岁。考虑到儿童通常6 岁上小学，先以6 岁为分界点，再进行分组。因此，将0~14岁孩子分成3 个组别：模型（1）表示0~1 岁的婴儿期；模型（2）表示2~6 岁的幼儿期；模型（3）表示7~14岁的儿童期，具体回归结果见表5。

表5 儿童年龄异质性回归分析

根据表5 回归结果，农村女性照管0~1 岁的婴儿期孩子，对其非农就业负向作用远大于幼儿期和儿童期，达到35.39%，远降低了农村女性外出工作的概率。孩子处于婴儿期也是女性全力投入的时期，作为新手妈妈通常会亲历亲为，外出工作和照管儿童的成本比较会倾向后者。而幼儿期时，这一抑制作用不再显著，此时的孩子大多处于断奶阶段，抚养孩子的各类费用增加，外出工作是更好的选择，也可以将孩子送给爷爷奶奶、托儿所等进行照管，照管儿童的方式更多样化。7~14 岁是孩子身心发展的关键时刻，照管儿童对农村女性工作参与率的影响系数为-0.170 8，儿童照管对农村女性非农就业仍然产生较强的抑制性。原因可能是7~14 岁是孩子人格形成发展的黄金时期，随着家庭对儿童发展追求的提高，与外出工作相比，陪伴和照顾利于孩子认知和行为的发展，是需要考虑的第一要素。

3.3.3 儿童白天照管方 通过数据库发现，孩子白天由谁照管分为妈妈、爸爸、爷爷/奶奶、外公/外婆、托儿所/幼儿园、保姆和自己照顾自己。为探究不同的照管人对农村女性非农就业的异质性影响，根据以上照管方将其分成3 组：模型（1）是妈妈，为了分析农村女性这一单独个体；模型（2）是父亲、奶奶/爷爷、外公/外婆，作为家人照管；模型（3）是托儿所/幼儿园，作为机构照管，具体回归结果见表6。

表6 儿童白天照管方异质性回归分析

由表6 可知，模型（1）和模型（2）是妈妈照管和家人照管，对农村女性外出工作的概率分别降低了5.43%和7.69%，虽未通过显著性检验，但一定程度上反映了家人照管对女性外出工作的制约作用减小，但是大多数女性仍然在承担着照管儿童的工作，并没有完全将劳动力释放出去。而托儿所/幼儿园在儿童照管和农村女性非农就业中起到抑制作用，考虑到有3 种原因。一是样本数据中白天孩子由托儿所/幼儿园照看的数量为300 个，剔除相同样本的缺失值，最终结果为168 个，在整个样本中的解释力不强；二是通过查看家中孩子年龄数据发现，此时的孩子处于婴幼儿期，虽送到机构看管，但白天看护过程中仍需要妈妈的牵挂和陪伴；三是对家中老人的照料也是重要原因之一。将儿童送至机构照看后，释放出的劳动力需要照料老人，而对于外出工作和老人、儿童的双重照料，女性多数更倾向于后者。

3.4 内生性检验

虽然已对一些不可探测的非时变因素进行了控制，但是仍然可能存在同时影响儿童照管和农村女性非农就业选择的时变因素导致的内生性问题，甚至儿童照管与农村女性非农就业间或许有反向因果关系。此外，可能存在遗漏重要影响变量，如女性和丈夫健康水平、兄弟姐妹数量、与父母居住距离、祖父母是否在世等变量，也会对结果造成偏误。本研究选择祖母是否与该家庭同灶吃饭作为工具变量，这是因为祖母与家庭同灶吃饭对儿童照管起到一定的辅助作用，比如暂时性的喂食、看护等，与儿童照管存在相关性；但是祖母与家庭同灶吃饭的行为对农村女性非农就业无直接作用。这一层面的微观因素相对个体非农就业选择是外生的，不会直接影响到农村女性的就业行为。工具变量的选择满足了相关性和外生性两个特征。回归结果见表7。

表7 儿童照管内生性检验

模型（2）为工具变量第二阶段的回归结果，相比表2 中Logit 回归结果，在用工具变量控制了内生性以后，儿童照管对农村女性非农就业的阻碍作用增加到57.72%。模型（1）为工具变量第一阶段回归结果，相应的Kleibergen-Paap Wald rk F 统计量为11.35，大于经验的临界值10，表明不存在弱工具变量问题。即可以拒绝“工具变量没有解释度”的原假设，因此为了解决内生性选择的工具变量是有效的。第一阶段回归中，工具变量的回归系数显著为负，说明祖母越同该家庭同灶吃饭，其对儿童照管的负向作用越大。第二阶段的回归结果反映的是在解决内生性问题的情况下，儿童照管对农村女性非农就业的影响。解释变量回归系数在10%的水平上显著为负，可能的原因是祖母与该家庭同灶吃饭，会加大农村女性的照料力度和难度，家庭看护的范围扩大，虽然祖母也能对照管儿童贡献力量，但是力度不大且不能从根本上解决儿童照管问题。

3.5 拓展性分析

儿童照管问题的解决途径需要落实在可扮演照管角色的公共服务上，社会保障、公共服务和可持续基础设施的投资对于释放农村女性的时间，支持她们的流动性，增加她们获得经济机会和抵御冲击的能力至关重要。从本研究结果看，中国农村的确存在大量因需要照管儿童而从事农业的女性劳动力，那么公共服务机构的设立对缓解女性剩余劳动力的作用需要进一步分析。本部分选取村里幼儿园和小学的数量这一可扮演儿童照管角色公共服务来研究农村女性非农就业和儿童照管的冲突问题。考虑到在完善公共服务设施和提升公共服务水平的过程中，创造了部分就业岗位，从公共服务的整体性和统一性探究其对农村女性非农就业的作用更为合理，因此本研究未将幼儿园和小学进行分样本研究。

由表8 的模型（1）可知，村里幼儿园和小学的数量对推动农村女性非农就业概率为12.95%，而不加入这一交互项时，对其抑制作用极为显著，概率达到68.22%。模型（2）为了进一步验证模型（1）的稳健性，用OLS 估计进行检验。结果表明，未有公共服务时阻碍外出工作概率达到66.70%，而幼儿园和小学数量与儿童照管交互项结果表明，这一促进作用达到19.90%。因此，幼儿园和小学的公共服务能很大程度上缓解儿童照管和农村女性非农就业的冲突，公共服务发展能使女性劳动力得到流动和利用。

表8 公共服务机构的回归分析

4 小结与建议

本研究利用2014 年中国家庭追踪调查数据（CFPS），运用二元Logit 模型，在固定探究儿童照管对农村女性非农就业影响基础上，进一步挖掘家庭禀赋的调节作用，并从不同角度进行异质性分析，得到以下结论。第一，总体上，儿童照管对农村女性非农就业存在显著抑制作用，诱发农村女性照管儿童和外出工作冲突，降低了农村女性就业市场的参与度。第二，家庭禀赋中的家庭经济资本和人力资本对儿童照管和农村女性非农就业有正向的调节效应，而社会资本体现的社会网络辐射作用不显著，未能发挥其作用。第三，在异质性分析中，儿童照管对31~40 岁农村女性非农就业的抑制作用显著高于20~30 岁和41~55 岁的女性；处于婴儿期和儿童期的幼年子女均降低了农村女性外出工作的概率；而孩子白天由托儿所/幼儿园照管，对女性劳动力释放产生了负向作用。第四，公共服务能起到缓解两者冲突的作用，从现有趋势看，农村女性劳动力未来发展前景广阔，公共服务能在面对女性劳动力不断增长的需求上发挥余热。

基于以上分析，若要有效减轻农村女性照管儿童对非农就业的阻碍作用，推动女性有序有效有力非农就业，释放农村女性部分劳动力，建议从以下几点着手。首先，应该大力完善儿童照管对应的公共服务，政府部门要增加对托儿所、幼儿园和小学等公共服务的投入，同时降低公共服务的成本，完善育儿服务体系，安排实施农村精准教育项目；其次，建立农村多样化学习模式，如与当下市场劳动力需求结合，开展女性技能培训班，形成“技能-岗位”的有效链条，加大家庭人力资本的投入，增强农村女性非农就业的稳定性和针对性，提高农村女性的市场流动性和参与度；此外，增强农村之间的信息服务机制，发挥家庭社会资本的带动辐射作用，做到就业信息对称、共享和时效性，进一步增加家庭经济资本，提升自身竞争优势和生活水平；最后，婴儿期对农村女性的制约性极大，因此引入弹性工作制，为处于哺乳期的农村女性提供照管儿童和工作的平衡办法，调整工作时间来促进个人和家庭的双向发展。