工作时间长度对劳动者健康的影响——基于CFPS（2020）数据的实证研究

马红梅，代亭亭

（贵州大学经济学院，贵阳 550025）

健康是个体最基本的可行能力（Sen，1993）[1]，也是人类获得幸福的基础。为提升全民幸福感，党的十九大报告提出“健康中国”战略，将促进人民健康发展提升至国家战略高度。自20世纪50年代中国开展全面卫生健康运动以来，随着医疗技术和生活水平的提高，我国居民的总体健康状况得到了巨大的改善，人口预期寿命从1949年的40岁迅速攀升至2020年的77.3岁，并预计2025年将稳步增长至78.3岁①资料来源：国家卫生健康委员会2018年7月13日发布的《2020年我国卫生健康事业发展统计公报》。，逐步迈入长寿时代。伴随长寿的是人类疾病流行类型的转变（陈东升，2020）[2]，即从罹患传染性疾病和寄生虫病为主转向罹患慢性疾病和变性疾病（宋新明，2003）[3]。数据显示，2018年我国慢性病患病率达到了34.29%，比10年前提高18.55%，这表明慢性病已成为危害我国居民健康的主要因素，这个长寿时代也由此“打了折”。关于我国慢性病患病率的急速上升，究其原因是吸烟、过量饮酒、身体活动不足、高盐以及高脂等一系列不健康行为（杨玲，2008）[4]。而劳动者作为生产中最活跃的要素，目前最为典型也最为普遍的不健康行为便是长时间且持续性工作带来的过度劳动。据统计，2022年1～2月全国企业就业人员平均周工作时间为46.7小时①资料来源：国家统计局2022年3月16日发布的《2022年1～2月份国民经济运行情况》。，超过法定时间近7个小时。在过度劳动日益常态化的背景下，各类报道中不断涌现出“过劳死”“过劳肥”等热词，这使得劳动者们逐渐清晰地认知到长时间工作与健康是相悖的，过劳不利于自身健康发展。然而，过度劳动并没有因为这种认知而得到缓解，劳动者的工作时间仍在主动或被动地延长，工作制也从最初的八小时到如今的“996”，甚至于“007”。在我国经济高速增长的历史进程中，劳工在资本面前处于弱势地位，资本为了获取更高的利润会选择将劳动者置身于生产条件差、劳动时间长和工作强度大的状态中（孟续铎，2013）[5]。当前社会加速转型、竞争压力持续加大，过劳已愈发成为了一个普遍的社会现象。既然短时期内劳动者无法脱困于“过劳”的牢笼，那么如何缓解过度劳动引致的健康损耗便显得尤为重要。

综上，本文在过度劳动现象日益常态化的背景下，基于缓解健康损耗的研究视角，探究工作时间长度与健康之间的内在关系，以期实现劳动者在长时间工作下的健康最大化。以健康人力资本理论和Grossman 健康生产函数为理论框架，厘清劳动者工作时间长度与健康之间的内在机理，运用2020年中国家庭追踪调查（CFPS）的相关数据，构建Ordered Probit模型和中介效应模型以探究工作时间长度对劳动者健康状况的影响效应及机制，并进一步构建调节效应模型探讨工作时间弹性这一外生因素在过劳与健康关系中的作用。最终对劳动者、企业以及政府提出相关建议，帮助缓解由劳动者长时间工作所引致的健康损耗问题。

健康作为人力资本的重要组成部分，不仅具有评估社会发展的内在价值，又对个人、家庭和社会的发展产生着重要的工具性价值（王曲、刘民权，2005）[6]。20世纪中叶，世界卫生组织将健康定义为“不仅仅是没有疾病或身体的强健，而是身体、心理以及社会适应能力上的完美状态”。基于健康的丰富内涵，现有研究对健康的测度指标大致分为客观指标、主观指标和综合指标三类。其中，客观指标主要包括具有易获取属性的回忆类数据——因病损失工作时间（张车伟，2003）[19]、依据“无病即是健康”说法而来的日常活动量表（ADL）、通过因子分析提取健康因子搭建的健康评价指标（魏众，2004）[20]以及营养摄入、身高（蔡昉，2015）[21]、身体质量指数（BMI）（王欣、杨婧，2020）[12]、四周患病率等一系列单一身体指标；
主观指标指自评健康状况（SRH），是个体对其身体健康状况的主观评价，属于健康自我认知评价（李长乐，2021）[22]，是预测个体健康结果的重要指标（胡宏伟、李玉娇2011）[23]；
综合指标是由主客观指标糅合而来，如针对55 岁以上人群设计的生活质量指标（Quality of Well-being Scale，QWB）（赵忠、侯振刚，2005）[24]。

明晰了健康的内涵与测度后，学者们将目光转移到了对个体健康影响因素的探究上，研究范围也从公共环境卫生、临床医学、生物学等领域，逐步扩大至经济学和社会学的范畴。现有研究中，影响个体健康的因素除人口学特征外，还包括教育、工作、收入和社会资本等个人因素，以及迁移、退休和保险等政策性因素（任国强等，2022）[7]。随着过度劳动现象的常态化（张抗私等，2018[8]；
石建忠，2019[9]），探究过劳与健康关系的研究也开始涌现。对于过度劳动，学界目前虽尚未形成统一的概念界定，但无论是广义还是狭义的定义，都围绕着超时、超强度和疲劳蓄积三个关键词展开，由此衍生的测度方式也十分多样，包括工作时间长度、加班时间、自觉疲劳度等指标（徐海东、周皓，2021[14]；
马慧琼等，2021[15]；
郭凤鸣、张世伟，2020[18]；
祝仲坤，2020[34]）。其中，工作时间长度由于其数据的易获得性和度量的客观明确，最受学者们采用，常以周工作时间大于50 小时界定过劳（郭凤鸣、张世伟，2020[18]；
冯亚杰，2022[33]；
祝仲坤，2020[34]）。其次，关于工作时长与健康的关系，无论是医学、社会学、心理学还是经济学方面都达成了较为一致的共识，认为长时间、高强度的工作往往伴随着劳动者身心健康状况的下降（Kuroda&Yamamoto，2019[10]；
Cook&Gazmararian，2018[11]；
王欣、杨婧，2020[12]；
石建忠，2019[13]；
徐海东、周皓，2021[14]）。但对于该影响的具体描述却说法不一，有研究认为劳动时间对体质指数（肥胖）和腰围存在显著的正向影响（王欣、杨婧，2020）[12]，也有研究认为劳动时间长度与自评健康之间呈“倒U型”曲线关系，只有当劳动时间提高到一定量后才会对健康产生损耗（徐海东、周皓，2021）[14]。同时，关于过劳与健康间内在机制，有研究表明过度劳动与高血压、糖尿病、肥胖等慢性病（Cook&Gazmararian，2018）[11]，与抑郁、焦虑等心理健康（马慧琼等，2021）[15]，与抽烟、酗酒、饮食不规律等不健康行为（张抗私等，2018）[8]之间均存在强关联，且主要通过超量工作负荷带来的疲劳蓄积与工作压力（高见具广，2020）[16]以及挤占其他活动的时间（石建忠，2019）[13]等方式来损耗劳动者的身体健康。当然，也有研究认为在控制个体异质性后，工作时长与健康之间并没有显著的负向关系（Nie et al.，2015）[17]。此外，过度劳动既是导致劳动者健康状况变差的直接因素之一，又可以通过收入补偿来提升健康水平（徐海东、周皓，2021）[14]。

综上所述，已有研究大多支持长时间工作对健康存在显著的负向影响，且不单会对机体健康造成直接损耗，还通过激发不健康行为、加大心理健康风险、触发收入补偿机制等途径进一步对健康产生影响。但已有文献针对中国劳动者群体的研究较少，关于内在作用机理的系统性梳理更是少有。同时，在解决过劳引致的健康损耗问题上，只考虑了防治过劳层面，鲜有研究考虑上下班时间弹性等外生可变因素对该影响的调节作用。此外，现有研究常用自评健康、BMI指数或慢性病患病率对个体健康进行衡量，指标选取较为单一。即便是可以较为全面评估自身健康的自评健康，虽然能有效预测发病率和死亡率（Hays et al.，1996）[25]，但由于劳动者对自身健康过度自信（Kuroda&Yamamoto，2019）[10]，也会导致自评健康与真实健康之间产生偏差。

因此，本文首先基于Grossman健康生产函数，并结合对现有文献的梳理，系统地探讨工作时间长度与健康间的内在机理，拓展二者关系研究边界，丰富了健康经济学中的健康行为理论；
其次，考虑了工作时间弹性这一因素在长时间工作时对劳动者健康的调节作用，为缓解过劳引致的健康损耗提供新思路，也为弹性工作制的推广提供理论支持；
最后，对健康衡量的指标体系以自评健康为主，结合两周患病情况、慢性病患病情况以及体质指数等客观指标，力求多方位考察劳动者的健康状况。

劳动是生命中不可或缺的一部分，在创造财富的同时也会给机体带来疲劳。这种疲劳是具有两面性的，一方面如果疲劳能得到及时有效的恢复，劳动者的身体抗疲劳能力会增强，促进身体健康提升；
另一方面，若未能得到缓解，便会长期处于疲劳状态，身体机能下降，有害于身体健康（石建忠，2019）[9]。研究表明，劳动者疲劳程度取决于他们的劳动时间长短（王智等，2021）[32]。同时，基于时间一维性视角，劳动者疲劳恢复时间也由劳动时间长短决定，此二者又会共同对劳动者的身体健康产生影响。可见，健康对劳动时间的一阶偏导不为常数，该数值仍受到劳动时间的影响，用公式表述即为:健康状况YHealth=f(劳动时间,Xi)，且一阶偏导：∂健康状态∂劳动时间=f(劳动时间,Zi) ≠C（C为常数），劳动时间与健康之间存在非线性关系。故劳动时间对健康可能存在“U”型影响。

马克思（1975）[26]劳动二重性理论指出，生产商品的劳动可以分为生产使用价值的具体劳动及蕴含一般人类劳动共同性质的抽象劳动。具体劳动是差异化和不可比较的，抽象劳动则具有量的可计算性质。因此，不同具体劳动下的抽象劳动是没有可比性的，即不同职业的劳动者在单位劳动时间内的健康损耗存在差异。基于以上分析，本文提出第一个理论假说：

假说1：劳动时间对健康呈“U”型影响，且该影响存在职业异质性。

根据健康人力资本理论，健康状况取决于健康投资（Mushkin，1962）[27]。由Grossman（1972）[28]健康投资函数可知，健康投资受到健康货币投入、健康时间投入和除健康外的人力资本的共同影响。同时，健康作为一种投资品，它能够决定人们用于市场或非市场生产活动的时间及单位时间的效能。在给定社会经济水平、制度环境、社会文化等外部条件下，一个人的健康水平取决于针对于健康的投资，该投资既包括物品和货币投入，也包括时间和精力投入。Grossman（1972）[28]在继承前人理论的基础上，进一步构建出如下健康需求函数模型：

其中，Ht+1是第t+1期的健康资本存量，Ht是第t期的健康资本存量，It是第t期的健康资本的投资水平，δt是第t期的健康资本折旧率。

其中Mt为第t期用于健康投资的货币或物品投入，如医疗保健、卫生服务等；
THt为第t期用于健康投资的时间，如体育锻炼、健康养生运动等；
E为教育水平，决定了健康认知水平，属于除健康外的人力资本；
S为环境，属于新增因素，基于Cropper（1981）[29]提出的将环境放入健康变化方程。

如图1所示，一方面，劳动者基于收入回报的视角选择延长工作时间，并且由于存在收入——健康效应，收入的提高会放宽劳动者的预算约束、带来健康货币投资的增加以及环境的改善，进而促进劳动者健康状况的提升。另一方面，基于时间三八理论和时间一维性视角，一天被分为八小时工作、八小时睡眠和八小时闲暇，工作时间的延长会挤占闲暇时间或睡眠时间，若挤占到睡眠时间则直接减少了健康时间投入，若挤占到闲暇时间则可能会影响到闲暇时的身体锻炼时间、吃早餐时间等，便也会挤占到健康时间投入。此外，已有研究表明劳动者心理健康状况与劳动时间长度存在强相关关系（马慧琼等，2021）[15]。基于以上分析，本文提出第二个理论假说：

图1 “过劳”对健康影响的机制分析

假说2：劳动时间长度对健康的影响存在中介变量。

假说2.1：劳动时间的延长会挤占健康时间投入，对健康产生负向影响。

假说2.2：劳动时间的延长会促进健康货币投入，对健康产生正向影响。

假说2.3：劳动时间的延长会提高心理健康风险，对身体健康产生负向影响。

（一）数据来源

本文采用中国家庭追踪调查（CFPS）2020年的相关数据。由于该调查涵盖的样本量较大，且以微观数据调查为主，存在部分缺失值和逻辑不符的数据，故剔除缺失的关键变量和不符合逻辑的样本，采用Winsorize 法对连续变量作上下1%分位的截尾处理，以剔除极端值对研究的影响。之后对相关数据进行整理与清洗，并选取年龄在16～60岁且参与劳动的样本①本文将劳动者定义为：达到法定年龄且具有劳动能力，以从事某种社会劳动获得收入为主要生活来源，在用人单位的管理下从事劳动并获取劳动报酬的自然人（我国规定的适龄阶段，男性在16～60岁，女性在16～55岁）。，共获得有效样本12815人。

（二）模型设定

为合理考察劳动时间长度对健康的影响，本文以自评健康为主结合身体客观评价指标共同衡量劳动者健康状况。其中，自评健康取值{1、2、3、4、5}分别对应健康状况的{极好、较好、中等、较差、极差}，为有序离散变量，考虑选用Ordered Probit 模型进行回归；
客观指标中，两周患病状况与慢性患病状况均为0～1变量，考虑选用二元Logistic模型；
身体体质指数（BMI）为介于[12，42]的连续变量，考虑选用Tobit模型。

自评健康作为本文健康测度的核心指标，其回归模型基于不能直接观测的潜在变量Health*而来，并且为了探讨工作时间与健康之间是否存在非线性关系，本文加入工作时间的平方项。因此，假定潜在变量由式（3）决定：

其中，Timei表示个体i在2020年的每周工作小时数;Time2i表示个体i在2020年每周工作小时数的平方项；
β1和β2分别是相应的回归系数;Xi是控制变量的组合（控制个人特征的异质性）、β3是控制变量矩阵对应的回归系数矩;εi表示随机误差项。同时，设α1＜α2＜α3＜α4，其中α1、α2、α3、α4为突变的临界点，为待估参数。并定义：

健康自评极好：Healthi=1，ifHealthi*＜α1

健康自评较好：Healthi=2，ifα1≤Healthi*＜α2

健康自评中等：Healthi=3，ifα2≤Healthi*＜α3

健康自评较差：Healthi=4，ifα3≤Healthi*＜α4

健康自评极差：Healthi=5，ifα4≤Healthi*

自评健康状况Health=1.2.3.4.5的概率分别表示如下：

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表示劳动者自评健康状况，Health*为自评健康Health的潜变量，Ti表示劳动时间长度，Φ表示服从标准正态分布的累计密度函数，αi表示待定的分割点。

（三）内生性讨论

由于存在健康工人效应，健康状况过差的个体往往会被排除在劳动之外，导致工人的平均健康状况要优于一般人群。即本文选取的样本排除了无法劳动的群体，这会带来样本自选择问题，导致估计结果有偏；
同时，获得劳动是每个个体的初始愿望，只要健康状况不是太差，一般都不会选择退出劳动力市场（田艳芳，2011）[30]，这使得劳动力市场上会存在部分由于健康状况较差而被迫减少劳动时间的群体，导致反向因果的问题。但是，健康工人效应只会对健康状态较差的群体产生影响，即只对假说1中“U”型两端群体的估计结果带来偏差，低估长时间工作的劳动者健康状态与高估短时间工作的劳动者健康状态，使得假说1中劳动时间对健康影响的U型曲线产生平移、膨胀和左断尾。但并不影响对文章假说的验证①使用劳动者2018年周工作时间对2020年健康状况进行回归，实证结果稳健，表明反向因果问题并不严重，不影响假说1的检验。限于文章篇幅，并未放置在文中。，故不对其进行处理。

（四）变量说明

本文的被解释变量为个体健康状况，核心解释变量为工作时间长度，控制变量为人口特征变量，中介变量为健康货币投资、健康时间投入以及心理健康变量。

被解释变量：个体健康状况。目前常见的评级指标有自评健康、慢性病患病指数、四周患病率、BMI指数等。本文首先借鉴赵忠和侯振刚（2006）[24]、徐海东和周皓（2021）[14]等文章的评价指标，主要采用自评健康状况作为度量健康的核心指标。其次选用慢性病状况、两周患病状况和BMI体质指数对健康进行多方位的客观测度。其中，核心指标自评健康在CFPS中的问题为“您认为您的健康状况如何？”，问题答案为“1-非常健康、2-很健康、3-比较健康、4-一般、5-不健康”。

核心解释变量：工作时间长度。使用CFPS（2020）中周工作小时数作为工作时间长度衡量的指标变量。需要指出的是，过度劳动同超时、超强度以及疲劳蓄积等三个关键词密不可分，在劳动强度和疲劳蓄积程度无法客观衡量的情况下，学者们通常使用工作时间长度作为过度劳动的判定标准（王欣、杨婧，2020[12]；
徐海东、周皓，2021[14]；
郭凤鸣、张世伟，2020[18]）。基于此，借鉴郭凤鸣和张世伟（2020）[18]以及徐海东和周皓（2021）[14]等研究，本文将“过度劳动”视同于“工作时间过长”，并采用周工作时间大于50小时的测度方式表征过度劳动。

控制变量：个人特征变量。包括户籍地区、性别、婚姻状况、家庭成员数、蛋白质摄入、个人收入。

中介变量：健康货币投资、健康时间投入以及心理健康变量。分别采用是否购买医疗保险、身体锻炼频率、睡眠时间长度、心理健康状态（cesd20sc 抑郁评分）来评价。其中，是否购买医疗保险是对健康投资的一个显性指标；
身体锻炼与机体健康密切相连，属于个体在闲暇时对健康的时间投入；
睡眠时间决定了消除疲劳、增强身体免疫力的时间投入，同样属于对健康的时间投入；
心理健康状态通过CFPS问卷中cesd20sc指数反映出劳动者的抑郁水平，研究表明心理健康会影响身体健康（胡月等，2013）[31]。

（五）主要变量描述性分析

图2是根据CFPS抽样数据所描绘的2020年劳动者每周工作时间的核密度估计。其中依据《国务院关于职工工作时间的规定》，规定职工每周工作时间为40小时，以40小时作为参照线（图中红色竖线），可以发现参照线左侧面积较小，位于正态分布曲线左半部分，表明在2020年符合《规定》的劳动者属于少数。根据样本数据计算，劳动者每周工作时间的均值为49.1小时，超过法定工作时间小时数9个小时。由此可见，2020年劳动者的超时劳动现象普遍。

图2 工作时间长度的核密度图

表1报告了不同劳动时间水平下的劳动者健康状况。其中，劳动时间分组在分级过程中选用五分位法，即将样本按从小到大排序，取前1/5 数量的样本作为第一组，以此类推，各分位点依次为35、45、56 以及70；
自评健康为取值1～5的有序离散型变量，两周患病与慢性病患病情况为0～1变量，三者均是数值越小，则表明健康状况越好。观察表1可知，从劳动时间与健康状况的关系来看，劳动者的四类健康指标均值都在中间三组呈现出最健康状态，位于分组两端的劳动者其健康状况评分均值都较低，说明其健康状况较差，即极长或极短的劳动时间下，劳动者的健康状况相对较差，表明健康状况与劳动时间呈U型关系。但具体是劳动时间较长导致劳动者健康状况较差，还是健康状况较差的劳动者需要更长的劳动时间来满足健康需求，简单的描述性统计无法回答这个问题，需要进行进一步计量检验。本文主要变量的描述性统计结果见表2。

表1 不同劳动时间下的健康状况

表2 主要变量描述性统计

（一）基准回归结果与稳健性讨论

根据式（3）进行Ordered Probit回归，表3报告工作时间长度对劳动者健康状况的影响，其中Model 1～3中健康状况为主观指标——自评健康，Model 4～5为客观指标——两周内患病情况与体质指数（BMI）。Model 1～3为逐步回归结果，分别依次加入工作时间长度、工时平方项和控制变量。结果显示，在10%的显著水平下，工作时间系数为负，平方项为正，表明工作时间长度对健康状况存在先有益后有害的U型影响。Model 4～5在更改核心解释变量后，工作时间系数仍显著为负，平方项系数仍显著为正，表明基准回归结果稳健。验证了本文假说1：工作时间长度对劳动者健康状况并非单纯的线性关系，而是U型非线性影响。

表3 工作时间长度对劳动者健康状况的影响

从控制变量看，农村户籍劳动者的健康状况与城市户籍劳动者存在显著差距；
男性劳动者的自评健康和两周内患病情况均显著优于女性劳动者，但女性劳动者的体质指数要显著高于男性；
劳动者的婚姻状况与家庭成员数均会显著影响其健康状况；
蛋白质摄入的高低对自评健康存在显著影响，但对客观患病指标的影响不显著，可能是随着物质水平的丰裕，现阶段劳动者的营养摄入已不再是影响客观健康水平的显著因素，但对自评健康的显著影响也侧面验证了主观指标与客观指标之间确实存在偏差；
收入对劳动者健康的影响系数均为负数，虽然仅对患病情况呈现显著影响，但仍能看出收入的增长有助于劳动者健康。

（二）异质性分析

为进一步考察劳动时间长度对健康是否存在职业异质性。本文以工作类型作为分组依据，选取三类从业人员：一是商业、服务业人员；
二是农、林、牧、渔、水利业生产人员；
三是生产、运输设备操作人员及有关人员。依次对各样本进行有序选择回归，回归结果在表4中依次为Model6-8。结果显示，商业、服务业人员（Model 6）仅仅只有工作时间长度的系数在10%的水平下显著为负，表明从事商业、服务业的劳动者，其工作时间长度与健康状况之间存在显著的线性关系，此时商业、服务业劳动者的平均周工作时间为52小时，迈入了过度劳动行列，有85.27%的劳动者工作时间超过法定的40小时①由2020年CFPS数据库中商业、服务业劳动者劳动时间的核密度图所得。，这使得该类劳动者大部分迈过了“U”型曲线的拐点，所以平方项并不显著；
农、林、牧、渔、水利业生产人员（Model 7）的工作时间长度及其平方项均不显著，表明劳动时间的变化并不会对该类劳动者的自评健康产生显著的影响，这可能是由于该类劳动者基本从事作物生产，工作时间相对自由，工作时间弹性较大，极大地缓解了过劳对自评健康的负向影响。基于此，Model 9在Model 7的基础上，在控制变量中加入上下班时间弹性，结果表明，在该样本下，上下班时间弹性确实与自评健康显著相关；
生产、运输设备操作人员及有关人员（Model 8）回归结果与前文基准回归结果一致，呈现出劳动时间长度对自评健康的U型影响。

表4 不同职业群体中劳动时间长度对自评健康的影响

（三）机制验证

为了验证健康货币投入、健康时间投入和心理健康状态是否是工作时间长度影响个体健康的中介变量。本文采用逐步法对研究进行机制检验，检验结果见表5。验证过程如下：（1）分别以医疗保险购买、身体锻炼频率、睡眠时间长度、心理健康状态（cesd20sc抑郁评分）作为被解释变量，以工作时间长度为解释变量，回归结果见表5中Model 10～13；
（2）以自评健康为健康指标做被解释变量，解释变量中同时放入医疗保险购买、身体锻炼频率、睡眠时间长度、心理健康状态和控制变量，得到表5中Model 14～17；
此外考虑到cesd20sc 评分为劳动者自评指标，为避免cesd20sc 与自评健康之间的内生性，Model 17健康指标选用体质指数（BMI）进行Tobit回归。

首先，前文基准回归已验证劳动者工作时间长度与健康呈现显著的U型关系，中介效应立论。其次，检验工作时间长度对中介变量是否显著，结果显示劳动者工作时间长度对医疗保险购买和身体锻炼频率以及睡眠时间长度均具有显著负向影响，回归系数分别为-0.013、-0.003、-0.001，对心理健康cesd20sc抑郁评分具有显著正向影响，系数为0.014。最后，检验同时放入工作时间长度和中介变量，结果显示医疗保险购买、对劳动者自评健康存在显著正向影响，身体锻炼频率、睡眠时间长度对健康指标四周患病率存在显著负向影响，cesd20sc抑郁评分对劳动者体质指数BMI有显著的负向影响，身体日渐消瘦。上述模型中劳动时间长度与健康状态的关系仍表现为U型。表5回归结果表明医疗保险购买、身体锻炼频率、睡眠时间长度、心理健康状态（cesd20sc 抑郁评分）均通过了联合显著性检验。

表5 基于逐步法的机制检验

增加劳动时间会挤占锻炼身体的时间，进而影响劳动者锻炼身体的频率，进一步对健康产生负面影响；
同时会挤占睡眠时间，影响细胞休息恢复，进而对健康产生负向影响。工作时间的延长，会给劳动者带来心里厌恶，增加其抑郁水平，容易使劳动者机体消瘦，健康水平下降。劳动者延长工作时间其主要目的是增加收入，但却降低了劳动者购买医疗保险的概率，说明在劳动者认知中，医疗保险属于低档品，但其实医疗保险投入会显著提升劳动者获得健康的概率。

（四）拓展分析

前文在进行劳动时间长度对健康影响的职业异质性探讨时，发现农、林、牧、渔、水利业生产人员工时长度的系数并不显著，考虑到工作时间较为自由是这类劳动者有别于另两类从业人员的典型特征，在回归模型中加入上下班时间弹性后，上下班时间弹性回归系数显著，工时长度对健康影响仍不显著。因此，本文进一步探究上下班时间弹性是否在工作时间长度对自评健康的影响中具有调节作用。首先对工作时间长度、工作时间长度的平方项以及上下班时间弹性去中心化；
其次，将去中心化处理后的工作时间长度、上下班时间弹性、上下班时间弹性与工作时间长度的交互项、人口特征控制变量放入有序Probit模型中进行全样本回归；
此外，为考量上下班时间弹性在缓解过度劳动引致健康损耗这一问题上的作用，对过度劳动样本在加入调节变量前后进行分别回归以进行比对；
最后，考虑到U型曲线最右端，即过度劳动程度最严重的群体，对劳动时间处于4/5以上分位的子样本进行回归。回归结果见表6。

表6中Model 18为全样本估计结果，可以看出，交互项系数为0.001，且通过10%的显著性检验，说明上下班时间弹性显著削弱了工作时间长度对自评健康的影响。表6中Model 19～20为过度劳动群体在加入上下班时间弹性这一调节变量前后的回归情况，调节前工作时间长度的增加对劳动者的健康状况存在显著的负向影响，与前文假设一致。在加入上下班时间弹性以及上下班时间弹性与工作时间交互项后，工作时间长度对健康的影响不显著，虽然上下时间弹性的系数也不显著，但为负，也表明了上下班时间弹性对健康的积极影响，并且交互项系数在5%的显著水平下为正，再一次验证上下班时间弹性在过度劳动引致健康损耗中发挥重要且积极的调节作用。表6中Model 21为劳动时间处于4/5 以上分位的子样本估计结果，结果表明，交互项系数在5%的水平下显著为正，回归系数为0.012，此时交互项系数的大小与显著性都得到了明显的提升，表明在严重超时的劳动群体中，上下班时间弹性在过劳对个体健康消极影响中的削弱作用更为明显。

表6 上下班时间弹性与工作时间的相互作用对劳动者自评健康的影响

在2019年5月27日，世界卫生组织（WHO）首次将“过劳”纳入最新修订版《国际疾病分类》（International Classification of Diseases），这意味着现阶段过度劳动对健康带来的影响是不可忽视的。目前对于缓解过劳引致的健康损耗，大多研究局限于防治过劳层面，即使有关于工作时长与健康间关系的探讨，往往也停留在工作时间长度对健康影响是正是负，还未系统性梳理工作时间与健康间的内在机理，从缓解健康损耗这一角度来思考健康问题。本文以缓解长时间工作下的健康损耗作为研究视角，探讨工作时间长度与健康状况的内在机理以及工作时间弹性的作用，这是对现有工作时间与健康问题研究体系的有力补充，在一定程度上弥补了现有研究的不足，同时也能为健康损耗的缓解提供可靠的理论依据。

本文研究结果显示，第一，工作时间对自评健康、两周患病率、体质指数均存在U型影响；
并且该影响存在职业类型异质性，农、林、牧、渔、水利业生产人员由于工作时间相对自由，弹性较大，劳动时间长度对他们的健康状况影响并不显著。第二，过度劳动主要通过三个路径影响健康：一是挤占非劳动时间，进而减少健康时间投入以及生活习惯恶化；
二是过度劳动带来的收入增长会影响健康投资；
三是长时间的劳动会产生心理厌恶，厌恶积蓄会影响心理健康，进一步影响身体健康。第三，提高工作时间弹性会弱化工作时间长度对健康的影响，尤其是在严重过劳的情况下，对健康损耗的削弱作用更为显著。

基于本文的研究结论，为缓解劳动者在长时间工作下的健康损耗，推动人力资本健康发展，本文提出以下对策建议：第一，适度劳动是最直接的解决措施。一是让全社会树立适度劳动共识，政府需加大适度劳动宣传力度，并构建适度劳动衡量标准、健全法制体系、完善职业健康防控监管机制；
二是与劳动时间相关的政策制度要依据不同行业的工作特征来制定，例如《中华人民共和国劳动法》第三十六条之规定，针对不同职业类型工作者设定工作时长上限将更为合理的。第二，长时间工作下，一定的健康投资行为和积极的心理暗示是缓解健康损耗的良方。政府需规范加班工资制度，以保证劳有所得，并在日常体检、医院保健、心理疗养等给出一定的政策支持；
企业要完善员工的健康管理，定期对员工进行体适能检测、健康检测以及心理疏导等，提供基础的健康服务；
劳动者要保持自律、摒弃懒惰、保持规律的锻炼和饮食以及阳光向上的心态。第三，提高上下班时间弹性是缓解长时间工作对健康损耗的特效药，尤其是在超时劳动特别严重的群体中。因此，要积极推广弹性工作制，一是政府要进一步规范弹性工作制，进一步完善以弹性工作人员为管理对象的行为准则、组织纪律、工作规范、绩效评定、奖惩激励、辞退、解聘、开除等方面的管理制度；
二是企业适当放宽上下班弹性，在核心工作时间与工作地点之外，允许员工调整自己的工作时间及地点。✿

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