馬紅梅，代亭亭

（貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴陽 550025）

一、引 言

健康是個體最基本的可行能力（Sen，1993）[1]，也是人類獲得幸福的基礎(chǔ)。為提升全民幸福感，黨的十九大報告提出“健康中國”戰(zhàn)略，將促進(jìn)人民健康發(fā)展提升至國家戰(zhàn)略高度。自20世紀(jì)50年代中國開展全面衛(wèi)生健康運動以來，隨著醫(yī)療技術(shù)和生活水平的提高，我國居民的總體健康狀況得到了巨大的改善，人口預(yù)期壽命從1949年的40歲迅速攀升至2020年的77.3歲，并預(yù)計2025年將穩(wěn)步增長至78.3歲①資料來源：國家衛(wèi)生健康委員會2018年7月13日發(fā)布的《2020年我國衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。，逐步邁入長壽時代。伴隨長壽的是人類疾病流行類型的轉(zhuǎn)變（陳東升，2020）[2]，即從罹患傳染性疾病和寄生蟲病為主轉(zhuǎn)向罹患慢性疾病和變性疾病（宋新明，2003）[3]。數(shù)據(jù)顯示，2018年我國慢性病患病率達(dá)到了34.29%，比10年前提高18.55%，這表明慢性病已成為危害我國居民健康的主要因素，這個長壽時代也由此“打了折”。關(guān)于我國慢性病患病率的急速上升，究其原因是吸煙、過量飲酒、身體活動不足、高鹽以及高脂等一系列不健康行為（楊玲，2008）[4]。而勞動者作為生產(chǎn)中最活躍的要素，目前最為典型也最為普遍的不健康行為便是長時間且持續(xù)性工作帶來的過度勞動。據(jù)統(tǒng)計，2022年1～2月全國企業(yè)就業(yè)人員平均周工作時間為46.7小時①資料來源：國家統(tǒng)計局2022年3月16日發(fā)布的《2022年1～2月份國民經(jīng)濟(jì)運行情況》。，超過法定時間近7個小時。在過度勞動日益常態(tài)化的背景下，各類報道中不斷涌現(xiàn)出“過勞死”“過勞肥”等熱詞，這使得勞動者們逐漸清晰地認(rèn)知到長時間工作與健康是相悖的，過勞不利于自身健康發(fā)展。然而，過度勞動并沒有因為這種認(rèn)知而得到緩解，勞動者的工作時間仍在主動或被動地延長，工作制也從最初的八小時到如今的“996”，甚至于“007”。在我國經(jīng)濟(jì)高速增長的歷史進(jìn)程中，勞工在資本面前處于弱勢地位，資本為了獲取更高的利潤會選擇將勞動者置身于生產(chǎn)條件差、勞動時間長和工作強(qiáng)度大的狀態(tài)中（孟續(xù)鐸，2013）[5]。當(dāng)前社會加速轉(zhuǎn)型、競爭壓力持續(xù)加大，過勞已愈發(fā)成為了一個普遍的社會現(xiàn)象。既然短時期內(nèi)勞動者無法脫困于“過勞”的牢籠，那么如何緩解過度勞動引致的健康損耗便顯得尤為重要。

綜上，本文在過度勞動現(xiàn)象日益常態(tài)化的背景下，基于緩解健康損耗的研究視角，探究工作時間長度與健康之間的內(nèi)在關(guān)系，以期實現(xiàn)勞動者在長時間工作下的健康最大化。以健康人力資本理論和Grossman 健康生產(chǎn)函數(shù)為理論框架，厘清勞動者工作時間長度與健康之間的內(nèi)在機(jī)理，運用2020年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建Ordered Probit模型和中介效應(yīng)模型以探究工作時間長度對勞動者健康狀況的影響效應(yīng)及機(jī)制，并進(jìn)一步構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型探討工作時間彈性這一外生因素在過勞與健康關(guān)系中的作用。最終對勞動者、企業(yè)以及政府提出相關(guān)建議，幫助緩解由勞動者長時間工作所引致的健康損耗問題。

二、文獻(xiàn)綜述

健康作為人力資本的重要組成部分，不僅具有評估社會發(fā)展的內(nèi)在價值，又對個人、家庭和社會的發(fā)展產(chǎn)生著重要的工具性價值（王曲、劉民權(quán)，2005）[6]。20世紀(jì)中葉，世界衛(wèi)生組織將健康定義為“不僅僅是沒有疾病或身體的強(qiáng)健，而是身體、心理以及社會適應(yīng)能力上的完美狀態(tài)”?；诮】档呢S富內(nèi)涵，現(xiàn)有研究對健康的測度指標(biāo)大致分為客觀指標(biāo)、主觀指標(biāo)和綜合指標(biāo)三類。其中，客觀指標(biāo)主要包括具有易獲取屬性的回憶類數(shù)據(jù)——因病損失工作時間（張車偉，2003）[19]、依據(jù)“無病即是健康”說法而來的日常活動量表（ADL）、通過因子分析提取健康因子搭建的健康評價指標(biāo)（魏眾，2004）[20]以及營養(yǎng)攝入、身高（蔡昉，2015）[21]、身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）（王欣、楊婧，2020）[12]、四周患病率等一系列單一身體指標(biāo)；主觀指標(biāo)指自評健康狀況（SRH），是個體對其身體健康狀況的主觀評價，屬于健康自我認(rèn)知評價（李長樂，2021）[22]，是預(yù)測個體健康結(jié)果的重要指標(biāo)（胡宏偉、李玉嬌2011）[23]；綜合指標(biāo)是由主客觀指標(biāo)糅合而來，如針對55 歲以上人群設(shè)計的生活質(zhì)量指標(biāo)（Quality of Well-being Scale，QWB）（趙忠、侯振剛，2005）[24]。

明晰了健康的內(nèi)涵與測度后，學(xué)者們將目光轉(zhuǎn)移到了對個體健康影響因素的探究上，研究范圍也從公共環(huán)境衛(wèi)生、臨床醫(yī)學(xué)、生物學(xué)等領(lǐng)域，逐步擴(kuò)大至經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)的范疇。現(xiàn)有研究中，影響個體健康的因素除人口學(xué)特征外，還包括教育、工作、收入和社會資本等個人因素，以及遷移、退休和保險等政策性因素（任國強(qiáng)等，2022）[7]。隨著過度勞動現(xiàn)象的常態(tài)化（張抗私等，2018[8]；石建忠，2019[9]），探究過勞與健康關(guān)系的研究也開始涌現(xiàn)。對于過度勞動，學(xué)界目前雖尚未形成統(tǒng)一的概念界定，但無論是廣義還是狹義的定義，都圍繞著超時、超強(qiáng)度和疲勞蓄積三個關(guān)鍵詞展開，由此衍生的測度方式也十分多樣，包括工作時間長度、加班時間、自覺疲勞度等指標(biāo)（徐海東、周皓，2021[14]；馬慧瓊等，2021[15]；郭鳳鳴、張世偉，2020[18]；祝仲坤，2020[34]）。其中，工作時間長度由于其數(shù)據(jù)的易獲得性和度量的客觀明確，最受學(xué)者們采用，常以周工作時間大于50 小時界定過勞（郭鳳鳴、張世偉，2020[18]；馮亞杰，2022[33]；祝仲坤，2020[34]）。其次，關(guān)于工作時長與健康的關(guān)系，無論是醫(yī)學(xué)、社會學(xué)、心理學(xué)還是經(jīng)濟(jì)學(xué)方面都達(dá)成了較為一致的共識，認(rèn)為長時間、高強(qiáng)度的工作往往伴隨著勞動者身心健康狀況的下降（Kuroda&Yamamoto，2019[10]；Cook&Gazmararian，2018[11]；王欣、楊婧，2020[12]；石建忠，2019[13]；徐海東、周皓，2021[14]）。但對于該影響的具體描述卻說法不一，有研究認(rèn)為勞動時間對體質(zhì)指數(shù)（肥胖）和腰圍存在顯著的正向影響（王欣、楊婧，2020）[12]，也有研究認(rèn)為勞動時間長度與自評健康之間呈“倒U型”曲線關(guān)系，只有當(dāng)勞動時間提高到一定量后才會對健康產(chǎn)生損耗（徐海東、周皓，2021）[14]。同時，關(guān)于過勞與健康間內(nèi)在機(jī)制，有研究表明過度勞動與高血壓、糖尿病、肥胖等慢性?。–ook&Gazmararian，2018）[11]，與抑郁、焦慮等心理健康（馬慧瓊等，2021）[15]，與抽煙、酗酒、飲食不規(guī)律等不健康行為（張抗私等，2018）[8]之間均存在強(qiáng)關(guān)聯(lián)，且主要通過超量工作負(fù)荷帶來的疲勞蓄積與工作壓力（高見具廣，2020）[16]以及擠占其他活動的時間（石建忠，2019）[13]等方式來損耗勞動者的身體健康。當(dāng)然，也有研究認(rèn)為在控制個體異質(zhì)性后，工作時長與健康之間并沒有顯著的負(fù)向關(guān)系（Nie et al.，2015）[17]。此外，過度勞動既是導(dǎo)致勞動者健康狀況變差的直接因素之一，又可以通過收入補(bǔ)償來提升健康水平（徐海東、周皓，2021）[14]。

綜上所述，已有研究大多支持長時間工作對健康存在顯著的負(fù)向影響，且不單會對機(jī)體健康造成直接損耗，還通過激發(fā)不健康行為、加大心理健康風(fēng)險、觸發(fā)收入補(bǔ)償機(jī)制等途徑進(jìn)一步對健康產(chǎn)生影響。但已有文獻(xiàn)針對中國勞動者群體的研究較少，關(guān)于內(nèi)在作用機(jī)理的系統(tǒng)性梳理更是少有。同時，在解決過勞引致的健康損耗問題上，只考慮了防治過勞層面，鮮有研究考慮上下班時間彈性等外生可變因素對該影響的調(diào)節(jié)作用。此外，現(xiàn)有研究常用自評健康、BMI指數(shù)或慢性病患病率對個體健康進(jìn)行衡量，指標(biāo)選取較為單一。即便是可以較為全面評估自身健康的自評健康，雖然能有效預(yù)測發(fā)病率和死亡率（Hays et al.，1996）[25]，但由于勞動者對自身健康過度自信（Kuroda&Yamamoto，2019）[10]，也會導(dǎo)致自評健康與真實健康之間產(chǎn)生偏差。

因此，本文首先基于Grossman健康生產(chǎn)函數(shù)，并結(jié)合對現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，系統(tǒng)地探討工作時間長度與健康間的內(nèi)在機(jī)理，拓展二者關(guān)系研究邊界，豐富了健康經(jīng)濟(jì)學(xué)中的健康行為理論；其次，考慮了工作時間彈性這一因素在長時間工作時對勞動者健康的調(diào)節(jié)作用，為緩解過勞引致的健康損耗提供新思路，也為彈性工作制的推廣提供理論支持；最后，對健康衡量的指標(biāo)體系以自評健康為主，結(jié)合兩周患病情況、慢性病患病情況以及體質(zhì)指數(shù)等客觀指標(biāo)，力求多方位考察勞動者的健康狀況。

三、理論與假說

勞動是生命中不可或缺的一部分，在創(chuàng)造財富的同時也會給機(jī)體帶來疲勞。這種疲勞是具有兩面性的，一方面如果疲勞能得到及時有效的恢復(fù)，勞動者的身體抗疲勞能力會增強(qiáng)，促進(jìn)身體健康提升；另一方面，若未能得到緩解，便會長期處于疲勞狀態(tài)，身體機(jī)能下降，有害于身體健康（石建忠，2019）[9]。研究表明，勞動者疲勞程度取決于他們的勞動時間長短（王智等，2021）[32]。同時，基于時間一維性視角，勞動者疲勞恢復(fù)時間也由勞動時間長短決定，此二者又會共同對勞動者的身體健康產(chǎn)生影響?？梢?，健康對勞動時間的一階偏導(dǎo)不為常數(shù)，該數(shù)值仍受到勞動時間的影響，用公式表述即為:健康狀況YHealth=f(勞動時間,Xi)，且一階偏導(dǎo)：?健康狀態(tài)?勞動時間=f(勞動時間,Zi) ≠C（C為常數(shù)），勞動時間與健康之間存在非線性關(guān)系。故勞動時間對健康可能存在“U”型影響。

馬克思（1975）[26]勞動二重性理論指出，生產(chǎn)商品的勞動可以分為生產(chǎn)使用價值的具體勞動及蘊(yùn)含一般人類勞動共同性質(zhì)的抽象勞動。具體勞動是差異化和不可比較的，抽象勞動則具有量的可計算性質(zhì)。因此，不同具體勞動下的抽象勞動是沒有可比性的，即不同職業(yè)的勞動者在單位勞動時間內(nèi)的健康損耗存在差異。基于以上分析，本文提出第一個理論假說：

假說1：勞動時間對健康呈“U”型影響，且該影響存在職業(yè)異質(zhì)性。

根據(jù)健康人力資本理論，健康狀況取決于健康投資（Mushkin，1962）[27]。由Grossman（1972）[28]健康投資函數(shù)可知，健康投資受到健康貨幣投入、健康時間投入和除健康外的人力資本的共同影響。同時，健康作為一種投資品，它能夠決定人們用于市場或非市場生產(chǎn)活動的時間及單位時間的效能。在給定社會經(jīng)濟(jì)水平、制度環(huán)境、社會文化等外部條件下，一個人的健康水平取決于針對于健康的投資，該投資既包括物品和貨幣投入，也包括時間和精力投入。Grossman（1972）[28]在繼承前人理論的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)建出如下健康需求函數(shù)模型：

其中，Ht+1是第t+1期的健康資本存量，Ht是第t期的健康資本存量，It是第t期的健康資本的投資水平，δt是第t期的健康資本折舊率。

其中Mt為第t期用于健康投資的貨幣或物品投入，如醫(yī)療保健、衛(wèi)生服務(wù)等；THt為第t期用于健康投資的時間，如體育鍛煉、健康養(yǎng)生運動等；E為教育水平，決定了健康認(rèn)知水平，屬于除健康外的人力資本；S為環(huán)境，屬于新增因素，基于Cropper（1981）[29]提出的將環(huán)境放入健康變化方程。

如圖1所示，一方面，勞動者基于收入回報的視角選擇延長工作時間，并且由于存在收入——健康效應(yīng)，收入的提高會放寬勞動者的預(yù)算約束、帶來健康貨幣投資的增加以及環(huán)境的改善，進(jìn)而促進(jìn)勞動者健康狀況的提升。另一方面，基于時間三八理論和時間一維性視角，一天被分為八小時工作、八小時睡眠和八小時閑暇，工作時間的延長會擠占閑暇時間或睡眠時間，若擠占到睡眠時間則直接減少了健康時間投入，若擠占到閑暇時間則可能會影響到閑暇時的身體鍛煉時間、吃早餐時間等，便也會擠占到健康時間投入。此外，已有研究表明勞動者心理健康狀況與勞動時間長度存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系（馬慧瓊等，2021）[15]?；谝陨戏治?，本文提出第二個理論假說：

圖1 “過勞”對健康影響的機(jī)制分析

假說2：勞動時間長度對健康的影響存在中介變量。

假說2.1：勞動時間的延長會擠占健康時間投入，對健康產(chǎn)生負(fù)向影響。

假說2.2：勞動時間的延長會促進(jìn)健康貨幣投入，對健康產(chǎn)生正向影響。

假說2.3：勞動時間的延長會提高心理健康風(fēng)險，對身體健康產(chǎn)生負(fù)向影響。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于該調(diào)查涵蓋的樣本量較大，且以微觀數(shù)據(jù)調(diào)查為主，存在部分缺失值和邏輯不符的數(shù)據(jù)，故剔除缺失的關(guān)鍵變量和不符合邏輯的樣本，采用Winsorize 法對連續(xù)變量作上下1%分位的截尾處理，以剔除極端值對研究的影響。之后對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理與清洗，并選取年齡在16～60歲且參與勞動的樣本①本文將勞動者定義為：達(dá)到法定年齡且具有勞動能力，以從事某種社會勞動獲得收入為主要生活來源，在用人單位的管理下從事勞動并獲取勞動報酬的自然人（我國規(guī)定的適齡階段，男性在16～60歲，女性在16～55歲）。，共獲得有效樣本12815人。

（二）模型設(shè)定

為合理考察勞動時間長度對健康的影響，本文以自評健康為主結(jié)合身體客觀評價指標(biāo)共同衡量勞動者健康狀況。其中，自評健康取值{1、2、3、4、5}分別對應(yīng)健康狀況的{極好、較好、中等、較差、極差}，為有序離散變量，考慮選用Ordered Probit 模型進(jìn)行回歸；客觀指標(biāo)中，兩周患病狀況與慢性患病狀況均為0～1變量，考慮選用二元Logistic模型；身體體質(zhì)指數(shù)（BMI）為介于[12，42]的連續(xù)變量，考慮選用Tobit模型。

自評健康作為本文健康測度的核心指標(biāo)，其回歸模型基于不能直接觀測的潛在變量Health*而來，并且為了探討工作時間與健康之間是否存在非線性關(guān)系，本文加入工作時間的平方項。因此，假定潛在變量由式（3）決定：

其中，Timei表示個體i在2020年的每周工作小時數(shù);Time2i表示個體i在2020年每周工作小時數(shù)的平方項；β1和β2分別是相應(yīng)的回歸系數(shù);Xi是控制變量的組合（控制個人特征的異質(zhì)性）、β3是控制變量矩陣對應(yīng)的回歸系數(shù)矩;εi表示隨機(jī)誤差項。同時，設(shè)α1＜α2＜α3＜α4，其中α1、α2、α3、α4為突變的臨界點，為待估參數(shù)。并定義：

健康自評極好：Healthi=1，ifHealthi*＜α1

健康自評較好：Healthi=2，ifα1≤Healthi*＜α2

健康自評中等：Healthi=3，ifα2≤Healthi*＜α3

健康自評較差：Healthi=4，ifα3≤Healthi*＜α4

健康自評極差：Healthi=5，ifα4≤Healthi*

自評健康狀況Health=1.2.3.4.5的概率分別表示如下：

Prob(Health=1|X)=Pr(Healthi*＜α1|X)=Prob(f(Ti)＜α1|X)=Φ(α1-f(Ti))

Prob(Health=2|X)=Pr(α1 ≤Healthi*＜α2|X)=Φ(α2-f(Ti))-Φ(α1-f(Ti))

Prob(Health=3|X)=Pr(α2 ≤Healthi*＜α3|X)=Φ(α3-f(Ti))-Φ(α2-f(Ti))

Prob(Health=4|X)=Pr(α3 ≤Healthi*＜α4|X)=Φ(α4-f(Ti))-Φ(α3-f(Ti))

Prob(Health=5|X)=Pr(α4 ≤Healthi*|X)=1-Φ(α4-f(Ti))

其中，Health表示勞動者自評健康狀況，Health*為自評健康Health的潛變量，Ti表示勞動時間長度，Φ表示服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計密度函數(shù)，αi表示待定的分割點。

（三）內(nèi)生性討論

由于存在健康工人效應(yīng)，健康狀況過差的個體往往會被排除在勞動之外，導(dǎo)致工人的平均健康狀況要優(yōu)于一般人群。即本文選取的樣本排除了無法勞動的群體，這會帶來樣本自選擇問題，導(dǎo)致估計結(jié)果有偏；同時，獲得勞動是每個個體的初始愿望，只要健康狀況不是太差，一般都不會選擇退出勞動力市場（田艷芳，2011）[30]，這使得勞動力市場上會存在部分由于健康狀況較差而被迫減少勞動時間的群體，導(dǎo)致反向因果的問題。但是，健康工人效應(yīng)只會對健康狀態(tài)較差的群體產(chǎn)生影響，即只對假說1中“U”型兩端群體的估計結(jié)果帶來偏差，低估長時間工作的勞動者健康狀態(tài)與高估短時間工作的勞動者健康狀態(tài)，使得假說1中勞動時間對健康影響的U型曲線產(chǎn)生平移、膨脹和左斷尾。但并不影響對文章假說的驗證①使用勞動者2018年周工作時間對2020年健康狀況進(jìn)行回歸，實證結(jié)果穩(wěn)健，表明反向因果問題并不嚴(yán)重，不影響假說1的檢驗。限于文章篇幅，并未放置在文中。，故不對其進(jìn)行處理。

（四）變量說明

本文的被解釋變量為個體健康狀況，核心解釋變量為工作時間長度，控制變量為人口特征變量，中介變量為健康貨幣投資、健康時間投入以及心理健康變量。

被解釋變量：個體健康狀況。目前常見的評級指標(biāo)有自評健康、慢性病患病指數(shù)、四周患病率、BMI指數(shù)等。本文首先借鑒趙忠和侯振剛（2006）[24]、徐海東和周皓（2021）[14]等文章的評價指標(biāo)，主要采用自評健康狀況作為度量健康的核心指標(biāo)。其次選用慢性病狀況、兩周患病狀況和BMI體質(zhì)指數(shù)對健康進(jìn)行多方位的客觀測度。其中，核心指標(biāo)自評健康在CFPS中的問題為“您認(rèn)為您的健康狀況如何？”，問題答案為“1-非常健康、2-很健康、3-比較健康、4-一般、5-不健康”。

核心解釋變量：工作時間長度。使用CFPS（2020）中周工作小時數(shù)作為工作時間長度衡量的指標(biāo)變量。需要指出的是，過度勞動同超時、超強(qiáng)度以及疲勞蓄積等三個關(guān)鍵詞密不可分，在勞動強(qiáng)度和疲勞蓄積程度無法客觀衡量的情況下，學(xué)者們通常使用工作時間長度作為過度勞動的判定標(biāo)準(zhǔn)（王欣、楊婧，2020[12]；徐海東、周皓，2021[14]；郭鳳鳴、張世偉，2020[18]）?；诖?，借鑒郭鳳鳴和張世偉（2020）[18]以及徐海東和周皓（2021）[14]等研究，本文將“過度勞動”視同于“工作時間過長”，并采用周工作時間大于50小時的測度方式表征過度勞動。

控制變量：個人特征變量。包括戶籍地區(qū)、性別、婚姻狀況、家庭成員數(shù)、蛋白質(zhì)攝入、個人收入。

中介變量：健康貨幣投資、健康時間投入以及心理健康變量。分別采用是否購買醫(yī)療保險、身體鍛煉頻率、睡眠時間長度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc 抑郁評分）來評價。其中，是否購買醫(yī)療保險是對健康投資的一個顯性指標(biāo)；身體鍛煉與機(jī)體健康密切相連，屬于個體在閑暇時對健康的時間投入；睡眠時間決定了消除疲勞、增強(qiáng)身體免疫力的時間投入，同樣屬于對健康的時間投入；心理健康狀態(tài)通過CFPS問卷中cesd20sc指數(shù)反映出勞動者的抑郁水平，研究表明心理健康會影響身體健康（胡月等，2013）[31]。

（五）主要變量描述性分析

圖2是根據(jù)CFPS抽樣數(shù)據(jù)所描繪的2020年勞動者每周工作時間的核密度估計。其中依據(jù)《國務(wù)院關(guān)于職工工作時間的規(guī)定》，規(guī)定職工每周工作時間為40小時，以40小時作為參照線（圖中紅色豎線），可以發(fā)現(xiàn)參照線左側(cè)面積較小，位于正態(tài)分布曲線左半部分，表明在2020年符合《規(guī)定》的勞動者屬于少數(shù)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計算，勞動者每周工作時間的均值為49.1小時，超過法定工作時間小時數(shù)9個小時。由此可見，2020年勞動者的超時勞動現(xiàn)象普遍。

圖2 工作時間長度的核密度圖

表1報告了不同勞動時間水平下的勞動者健康狀況。其中，勞動時間分組在分級過程中選用五分位法，即將樣本按從小到大排序，取前1/5 數(shù)量的樣本作為第一組，以此類推，各分位點依次為35、45、56 以及70；自評健康為取值1～5的有序離散型變量，兩周患病與慢性病患病情況為0～1變量，三者均是數(shù)值越小，則表明健康狀況越好。觀察表1可知，從勞動時間與健康狀況的關(guān)系來看，勞動者的四類健康指標(biāo)均值都在中間三組呈現(xiàn)出最健康狀態(tài)，位于分組兩端的勞動者其健康狀況評分均值都較低，說明其健康狀況較差，即極長或極短的勞動時間下，勞動者的健康狀況相對較差，表明健康狀況與勞動時間呈U型關(guān)系。但具體是勞動時間較長導(dǎo)致勞動者健康狀況較差，還是健康狀況較差的勞動者需要更長的勞動時間來滿足健康需求，簡單的描述性統(tǒng)計無法回答這個問題，需要進(jìn)行進(jìn)一步計量檢驗。本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表1 不同勞動時間下的健康狀況

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與穩(wěn)健性討論

根據(jù)式（3）進(jìn)行Ordered Probit回歸，表3報告工作時間長度對勞動者健康狀況的影響，其中Model 1～3中健康狀況為主觀指標(biāo)——自評健康，Model 4～5為客觀指標(biāo)——兩周內(nèi)患病情況與體質(zhì)指數(shù)（BMI）。Model 1～3為逐步回歸結(jié)果，分別依次加入工作時間長度、工時平方項和控制變量。結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，工作時間系數(shù)為負(fù)，平方項為正，表明工作時間長度對健康狀況存在先有益后有害的U型影響。Model 4～5在更改核心解釋變量后，工作時間系數(shù)仍顯著為負(fù)，平方項系數(shù)仍顯著為正，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。驗證了本文假說1：工作時間長度對勞動者健康狀況并非單純的線性關(guān)系，而是U型非線性影響。

表3 工作時間長度對勞動者健康狀況的影響

從控制變量看，農(nóng)村戶籍勞動者的健康狀況與城市戶籍勞動者存在顯著差距；男性勞動者的自評健康和兩周內(nèi)患病情況均顯著優(yōu)于女性勞動者，但女性勞動者的體質(zhì)指數(shù)要顯著高于男性；勞動者的婚姻狀況與家庭成員數(shù)均會顯著影響其健康狀況；蛋白質(zhì)攝入的高低對自評健康存在顯著影響，但對客觀患病指標(biāo)的影響不顯著，可能是隨著物質(zhì)水平的豐裕，現(xiàn)階段勞動者的營養(yǎng)攝入已不再是影響客觀健康水平的顯著因素，但對自評健康的顯著影響也側(cè)面驗證了主觀指標(biāo)與客觀指標(biāo)之間確實存在偏差；收入對勞動者健康的影響系數(shù)均為負(fù)數(shù)，雖然僅對患病情況呈現(xiàn)顯著影響，但仍能看出收入的增長有助于勞動者健康。

（二）異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步考察勞動時間長度對健康是否存在職業(yè)異質(zhì)性。本文以工作類型作為分組依據(jù)，選取三類從業(yè)人員：一是商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員；二是農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員；三是生產(chǎn)、運輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員。依次對各樣本進(jìn)行有序選擇回歸，回歸結(jié)果在表4中依次為Model6-8。結(jié)果顯示，商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員（Model 6）僅僅只有工作時間長度的系數(shù)在10%的水平下顯著為負(fù)，表明從事商業(yè)、服務(wù)業(yè)的勞動者，其工作時間長度與健康狀況之間存在顯著的線性關(guān)系，此時商業(yè)、服務(wù)業(yè)勞動者的平均周工作時間為52小時，邁入了過度勞動行列，有85.27%的勞動者工作時間超過法定的40小時①由2020年CFPS數(shù)據(jù)庫中商業(yè)、服務(wù)業(yè)勞動者勞動時間的核密度圖所得。，這使得該類勞動者大部分邁過了“U”型曲線的拐點，所以平方項并不顯著；農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員（Model 7）的工作時間長度及其平方項均不顯著，表明勞動時間的變化并不會對該類勞動者的自評健康產(chǎn)生顯著的影響，這可能是由于該類勞動者基本從事作物生產(chǎn)，工作時間相對自由，工作時間彈性較大，極大地緩解了過勞對自評健康的負(fù)向影響。基于此，Model 9在Model 7的基礎(chǔ)上，在控制變量中加入上下班時間彈性，結(jié)果表明，在該樣本下，上下班時間彈性確實與自評健康顯著相關(guān)；生產(chǎn)、運輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員（Model 8）回歸結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，呈現(xiàn)出勞動時間長度對自評健康的U型影響。

表4 不同職業(yè)群體中勞動時間長度對自評健康的影響

（三）機(jī)制驗證

為了驗證健康貨幣投入、健康時間投入和心理健康狀態(tài)是否是工作時間長度影響個體健康的中介變量。本文采用逐步法對研究進(jìn)行機(jī)制檢驗，檢驗結(jié)果見表5。驗證過程如下：（1）分別以醫(yī)療保險購買、身體鍛煉頻率、睡眠時間長度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc抑郁評分）作為被解釋變量，以工作時間長度為解釋變量，回歸結(jié)果見表5中Model 10～13；（2）以自評健康為健康指標(biāo)做被解釋變量，解釋變量中同時放入醫(yī)療保險購買、身體鍛煉頻率、睡眠時間長度、心理健康狀態(tài)和控制變量，得到表5中Model 14～17；此外考慮到cesd20sc 評分為勞動者自評指標(biāo)，為避免cesd20sc 與自評健康之間的內(nèi)生性，Model 17健康指標(biāo)選用體質(zhì)指數(shù)（BMI）進(jìn)行Tobit回歸。

首先，前文基準(zhǔn)回歸已驗證勞動者工作時間長度與健康呈現(xiàn)顯著的U型關(guān)系，中介效應(yīng)立論。其次，檢驗工作時間長度對中介變量是否顯著，結(jié)果顯示勞動者工作時間長度對醫(yī)療保險購買和身體鍛煉頻率以及睡眠時間長度均具有顯著負(fù)向影響，回歸系數(shù)分別為-0.013、-0.003、-0.001，對心理健康cesd20sc抑郁評分具有顯著正向影響，系數(shù)為0.014。最后，檢驗同時放入工作時間長度和中介變量，結(jié)果顯示醫(yī)療保險購買、對勞動者自評健康存在顯著正向影響，身體鍛煉頻率、睡眠時間長度對健康指標(biāo)四周患病率存在顯著負(fù)向影響，cesd20sc抑郁評分對勞動者體質(zhì)指數(shù)BMI有顯著的負(fù)向影響，身體日漸消瘦。上述模型中勞動時間長度與健康狀態(tài)的關(guān)系仍表現(xiàn)為U型。表5回歸結(jié)果表明醫(yī)療保險購買、身體鍛煉頻率、睡眠時間長度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc 抑郁評分）均通過了聯(lián)合顯著性檢驗。

表5 基于逐步法的機(jī)制檢驗

增加勞動時間會擠占鍛煉身體的時間，進(jìn)而影響勞動者鍛煉身體的頻率，進(jìn)一步對健康產(chǎn)生負(fù)面影響；同時會擠占睡眠時間，影響細(xì)胞休息恢復(fù)，進(jìn)而對健康產(chǎn)生負(fù)向影響。工作時間的延長，會給勞動者帶來心里厭惡，增加其抑郁水平，容易使勞動者機(jī)體消瘦，健康水平下降。勞動者延長工作時間其主要目的是增加收入，但卻降低了勞動者購買醫(yī)療保險的概率，說明在勞動者認(rèn)知中，醫(yī)療保險屬于低檔品，但其實醫(yī)療保險投入會顯著提升勞動者獲得健康的概率。

（四）拓展分析

前文在進(jìn)行勞動時間長度對健康影響的職業(yè)異質(zhì)性探討時，發(fā)現(xiàn)農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員工時長度的系數(shù)并不顯著，考慮到工作時間較為自由是這類勞動者有別于另兩類從業(yè)人員的典型特征，在回歸模型中加入上下班時間彈性后，上下班時間彈性回歸系數(shù)顯著，工時長度對健康影響仍不顯著。因此，本文進(jìn)一步探究上下班時間彈性是否在工作時間長度對自評健康的影響中具有調(diào)節(jié)作用。首先對工作時間長度、工作時間長度的平方項以及上下班時間彈性去中心化；其次，將去中心化處理后的工作時間長度、上下班時間彈性、上下班時間彈性與工作時間長度的交互項、人口特征控制變量放入有序Probit模型中進(jìn)行全樣本回歸；此外，為考量上下班時間彈性在緩解過度勞動引致健康損耗這一問題上的作用，對過度勞動樣本在加入調(diào)節(jié)變量前后進(jìn)行分別回歸以進(jìn)行比對；最后，考慮到U型曲線最右端，即過度勞動程度最嚴(yán)重的群體，對勞動時間處于4/5以上分位的子樣本進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表6。

表6中Model 18為全樣本估計結(jié)果，可以看出，交互項系數(shù)為0.001，且通過10%的顯著性檢驗，說明上下班時間彈性顯著削弱了工作時間長度對自評健康的影響。表6中Model 19～20為過度勞動群體在加入上下班時間彈性這一調(diào)節(jié)變量前后的回歸情況，調(diào)節(jié)前工作時間長度的增加對勞動者的健康狀況存在顯著的負(fù)向影響，與前文假設(shè)一致。在加入上下班時間彈性以及上下班時間彈性與工作時間交互項后，工作時間長度對健康的影響不顯著，雖然上下時間彈性的系數(shù)也不顯著，但為負(fù)，也表明了上下班時間彈性對健康的積極影響，并且交互項系數(shù)在5%的顯著水平下為正，再一次驗證上下班時間彈性在過度勞動引致健康損耗中發(fā)揮重要且積極的調(diào)節(jié)作用。表6中Model 21為勞動時間處于4/5 以上分位的子樣本估計結(jié)果，結(jié)果表明，交互項系數(shù)在5%的水平下顯著為正，回歸系數(shù)為0.012，此時交互項系數(shù)的大小與顯著性都得到了明顯的提升，表明在嚴(yán)重超時的勞動群體中，上下班時間彈性在過勞對個體健康消極影響中的削弱作用更為明顯。

表6 上下班時間彈性與工作時間的相互作用對勞動者自評健康的影響

六、結(jié)論與建議

在2019年5月27日，世界衛(wèi)生組織（WHO）首次將“過勞”納入最新修訂版《國際疾病分類》（International Classification of Diseases），這意味著現(xiàn)階段過度勞動對健康帶來的影響是不可忽視的。目前對于緩解過勞引致的健康損耗，大多研究局限于防治過勞層面，即使有關(guān)于工作時長與健康間關(guān)系的探討，往往也停留在工作時間長度對健康影響是正是負(fù)，還未系統(tǒng)性梳理工作時間與健康間的內(nèi)在機(jī)理，從緩解健康損耗這一角度來思考健康問題。本文以緩解長時間工作下的健康損耗作為研究視角，探討工作時間長度與健康狀況的內(nèi)在機(jī)理以及工作時間彈性的作用，這是對現(xiàn)有工作時間與健康問題研究體系的有力補(bǔ)充，在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足，同時也能為健康損耗的緩解提供可靠的理論依據(jù)。

本文研究結(jié)果顯示，第一，工作時間對自評健康、兩周患病率、體質(zhì)指數(shù)均存在U型影響；并且該影響存在職業(yè)類型異質(zhì)性，農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員由于工作時間相對自由，彈性較大，勞動時間長度對他們的健康狀況影響并不顯著。第二，過度勞動主要通過三個路徑影響健康：一是擠占非勞動時間，進(jìn)而減少健康時間投入以及生活習(xí)慣惡化；二是過度勞動帶來的收入增長會影響健康投資；三是長時間的勞動會產(chǎn)生心理厭惡，厭惡積蓄會影響心理健康，進(jìn)一步影響身體健康。第三，提高工作時間彈性會弱化工作時間長度對健康的影響，尤其是在嚴(yán)重過勞的情況下，對健康損耗的削弱作用更為顯著。

基于本文的研究結(jié)論，為緩解勞動者在長時間工作下的健康損耗，推動人力資本健康發(fā)展，本文提出以下對策建議：第一，適度勞動是最直接的解決措施。一是讓全社會樹立適度勞動共識，政府需加大適度勞動宣傳力度，并構(gòu)建適度勞動衡量標(biāo)準(zhǔn)、健全法制體系、完善職業(yè)健康防控監(jiān)管機(jī)制；二是與勞動時間相關(guān)的政策制度要依據(jù)不同行業(yè)的工作特征來制定，例如《中華人民共和國勞動法》第三十六條之規(guī)定，針對不同職業(yè)類型工作者設(shè)定工作時長上限將更為合理的。第二，長時間工作下，一定的健康投資行為和積極的心理暗示是緩解健康損耗的良方。政府需規(guī)范加班工資制度，以保證勞有所得，并在日常體檢、醫(yī)院保健、心理療養(yǎng)等給出一定的政策支持；企業(yè)要完善員工的健康管理，定期對員工進(jìn)行體適能檢測、健康檢測以及心理疏導(dǎo)等，提供基礎(chǔ)的健康服務(wù)；勞動者要保持自律、摒棄懶惰、保持規(guī)律的鍛煉和飲食以及陽光向上的心態(tài)。第三，提高上下班時間彈性是緩解長時間工作對健康損耗的特效藥，尤其是在超時勞動特別嚴(yán)重的群體中。因此，要積極推廣彈性工作制，一是政府要進(jìn)一步規(guī)范彈性工作制，進(jìn)一步完善以彈性工作人員為管理對象的行為準(zhǔn)則、組織紀(jì)律、工作規(guī)范、績效評定、獎懲激勵、辭退、解聘、開除等方面的管理制度；二是企業(yè)適當(dāng)放寬上下班彈性，在核心工作時間與工作地點之外，允許員工調(diào)整自己的工作時間及地點。?