馬紅梅，代亭亭

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

一、引 言

健康是個(gè)體最基本的可行能力（Sen，1993）[1]，也是人類(lèi)獲得幸福的基礎(chǔ)。為提升全民幸福感，黨的十九大報(bào)告提出“健康中國(guó)”戰(zhàn)略，將促進(jìn)人民健康發(fā)展提升至國(guó)家戰(zhàn)略高度。自20世紀(jì)50年代中國(guó)開(kāi)展全面衛(wèi)生健康運(yùn)動(dòng)以來(lái)，隨著醫(yī)療技術(shù)和生活水平的提高，我國(guó)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(jì)2025年將穩(wěn)步增長(zhǎng)至78.3歲①資料來(lái)源：國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)2018年7月13日發(fā)布的《2020年我國(guó)衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。，逐步邁入長(zhǎng)壽時(shí)代。伴隨長(zhǎng)壽的是人類(lèi)疾病流行類(lèi)型的轉(zhuǎn)變（陳東升，2020）[2]，即從罹患傳染性疾病和寄生蟲(chóng)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(guó)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(guó)居民健康的主要因素，這個(gè)長(zhǎng)壽時(shí)代也由此“打了折”。關(guān)于我國(guó)慢性病患病率的急速上升，究其原因是吸煙、過(guò)量飲酒、身體活動(dòng)不足、高鹽以及高脂等一系列不健康行為（楊玲，2008）[4]。而勞動(dòng)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(zhǎng)時(shí)間且持續(xù)性工作帶來(lái)的過(guò)度勞動(dòng)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2022年1～2月全國(guó)企業(yè)就業(yè)人員平均周工作時(shí)間為46.7小時(shí)①資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2022年3月16日發(fā)布的《2022年1～2月份國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況》。，超過(guò)法定時(shí)間近7個(gè)小時(shí)。在過(guò)度勞動(dòng)日益常態(tài)化的背景下，各類(lèi)報(bào)道中不斷涌現(xiàn)出“過(guò)勞死”“過(guò)勞肥”等熱詞，這使得勞動(dòng)者們逐漸清晰地認(rèn)知到長(zhǎng)時(shí)間工作與健康是相悖的，過(guò)勞不利于自身健康發(fā)展。然而，過(guò)度勞動(dòng)并沒(méi)有因?yàn)檫@種認(rèn)知而得到緩解，勞動(dòng)者的工作時(shí)間仍在主動(dòng)或被動(dòng)地延長(zhǎng)，工作制也從最初的八小時(shí)到如今的“996”，甚至于“007”。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的歷史進(jìn)程中，勞工在資本面前處于弱勢(shì)地位，資本為了獲取更高的利潤(rùn)會(huì)選擇將勞動(dòng)者置身于生產(chǎn)條件差、勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)和工作強(qiáng)度大的狀態(tài)中（孟續(xù)鐸，2013）[5]。當(dāng)前社會(huì)加速轉(zhuǎn)型、競(jìng)爭(zhēng)壓力持續(xù)加大，過(guò)勞已愈發(fā)成為了一個(gè)普遍的社會(huì)現(xiàn)象。既然短時(shí)期內(nèi)勞動(dòng)者無(wú)法脫困于“過(guò)勞”的牢籠，那么如何緩解過(guò)度勞動(dòng)引致的健康損耗便顯得尤為重要。

綜上，本文在過(guò)度勞動(dòng)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(shí)間長(zhǎng)度與健康之間的內(nèi)在關(guān)系，以期實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)者在長(zhǎng)時(shí)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(dòng)者工作時(shí)間長(zhǎng)度與健康之間的內(nèi)在機(jī)理，運(yùn)用2020年中國(guó)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(shí)間長(zhǎng)度對(duì)勞動(dòng)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(shí)間彈性這一外生因素在過(guò)勞與健康關(guān)系中的作用。最終對(duì)勞動(dòng)者、企業(yè)以及政府提出相關(guān)建議，幫助緩解由勞動(dòng)者長(zhǎng)時(shí)間工作所引致的健康損耗問(wèn)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(píng)估社會(huì)發(fā)展的內(nèi)在價(jià)值，又對(duì)個(gè)人、家庭和社會(huì)的發(fā)展產(chǎn)生著重要的工具性?xún)r(jià)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(méi)有疾病或身體的強(qiáng)健，而是身體、心理以及社會(huì)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(duì)健康的測(cè)度指標(biāo)大致分為客觀(guān)指標(biāo)、主觀(guān)指標(biāo)和綜合指標(biāo)三類(lèi)。其中，客觀(guān)指標(biāo)主要包括具有易獲取屬性的回憶類(lèi)數(shù)據(jù)——因病損失工作時(shí)間（張車(chē)偉，2003）[19]、依據(jù)“無(wú)病即是健康”說(shuō)法而來(lái)的日常活動(dòng)量表（ADL）、通過(guò)因子分析提取健康因子搭建的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)（魏眾，2004）[20]以及營(yíng)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(guān)指標(biāo)指自評(píng)健康狀況（SRH），是個(gè)體對(duì)其身體健康狀況的主觀(guān)評(píng)價(jià)，屬于健康自我認(rèn)知評(píng)價(jià)（李長(zhǎng)樂(lè)，2021）[22]，是預(yù)測(cè)個(gè)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(guān)指標(biāo)糅合而來(lái)，如針對(duì)55 歲以上人群設(shè)計(jì)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(cè)度后，學(xué)者們將目光轉(zhuǎn)移到了對(duì)個(gè)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(huì)學(xué)的范疇。現(xiàn)有研究中，影響個(gè)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(huì)資本等個(gè)人因素，以及遷移、退休和保險(xiǎn)等政策性因素（任國(guó)強(qiáng)等，2022）[7]。隨著過(guò)度勞動(dòng)現(xiàn)象的常態(tài)化（張抗私等，2018[8]；石建忠，2019[9]），探究過(guò)勞與健康關(guān)系的研究也開(kāi)始涌現(xiàn)。對(duì)于過(guò)度勞動(dòng)，學(xué)界目前雖尚未形成統(tǒng)一的概念界定，但無(wú)論是廣義還是狹義的定義，都圍繞著超時(shí)、超強(qiáng)度和疲勞蓄積三個(gè)關(guān)鍵詞展開(kāi)，由此衍生的測(cè)度方式也十分多樣，包括工作時(shí)間長(zhǎng)度、加班時(shí)間、自覺(jué)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(shí)間長(zhǎng)度由于其數(shù)據(jù)的易獲得性和度量的客觀(guān)明確，最受學(xué)者們采用，常以周工作時(shí)間大于50 小時(shí)界定過(guò)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(shí)長(zhǎng)與健康的關(guān)系，無(wú)論是醫(yī)學(xué)、社會(huì)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(shí)，認(rèn)為長(zhǎng)時(shí)間、高強(qiáng)度的工作往往伴隨著勞動(dòng)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(duì)于該影響的具體描述卻說(shuō)法不一，有研究認(rèn)為勞動(dòng)時(shí)間對(duì)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(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度與自評(píng)健康之間呈“倒U型”曲線(xiàn)關(guān)系，只有當(dāng)勞動(dòng)時(shí)間提高到一定量后才會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生損耗（徐海東、周皓，2021）[14]。同時(shí)，關(guān)于過(guò)勞與健康間內(nèi)在機(jī)制，有研究表明過(guò)度勞動(dòng)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(guò)超量工作負(fù)荷帶來(lái)的疲勞蓄積與工作壓力（高見(jiàn)具廣，2020）[16]以及擠占其他活動(dòng)的時(shí)間（石建忠，2019）[13]等方式來(lái)?yè)p耗勞動(dòng)者的身體健康。當(dāng)然，也有研究認(rèn)為在控制個(gè)體異質(zhì)性后，工作時(shí)長(zhǎng)與健康之間并沒(méi)有顯著的負(fù)向關(guān)系（Nie et al.，2015）[17]。此外，過(guò)度勞動(dòng)既是導(dǎo)致勞動(dòng)者健康狀況變差的直接因素之一，又可以通過(guò)收入補(bǔ)償來(lái)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(zhǎng)時(shí)間工作對(duì)健康存在顯著的負(fù)向影響，且不單會(huì)對(duì)機(jī)體健康造成直接損耗，還通過(guò)激發(fā)不健康行為、加大心理健康風(fēng)險(xiǎn)、觸發(fā)收入補(bǔ)償機(jī)制等途徑進(jìn)一步對(duì)健康產(chǎn)生影響。但已有文獻(xiàn)針對(duì)中國(guó)勞動(dòng)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(shí)，在解決過(guò)勞引致的健康損耗問(wèn)題上，只考慮了防治過(guò)勞層面，鮮有研究考慮上下班時(shí)間彈性等外生可變因素對(duì)該影響的調(diào)節(jié)作用。此外，現(xiàn)有研究常用自評(píng)健康、BMI指數(shù)或慢性病患病率對(duì)個(gè)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(píng)估自身健康的自評(píng)健康，雖然能有效預(yù)測(cè)發(fā)病率和死亡率（Hays et al.，1996）[25]，但由于勞動(dòng)者對(duì)自身健康過(guò)度自信（Kuroda&Yamamoto，2019）[10]，也會(huì)導(dǎo)致自評(píng)健康與真實(shí)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(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，系統(tǒng)地探討工作時(shí)間長(zhǎng)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(shí)間彈性這一因素在長(zhǎng)時(shí)間工作時(shí)對(duì)勞動(dòng)者健康的調(diào)節(jié)作用，為緩解過(guò)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(duì)健康衡量的指標(biāo)體系以自評(píng)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(guān)指標(biāo)，力求多方位考察勞動(dòng)者的健康狀況。

三、理論與假說(shuō)

勞動(dòng)是生命中不可或缺的一部分，在創(chuàng)造財(cái)富的同時(shí)也會(huì)給機(jī)體帶來(lái)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(shí)有效的恢復(fù)，勞動(dòng)者的身體抗疲勞能力會(huì)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(huì)長(zhǎng)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(dòng)者疲勞程度取決于他們的勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)短（王智等，2021）[32]。同時(shí)，基于時(shí)間一維性視角，勞動(dòng)者疲勞恢復(fù)時(shí)間也由勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)短決定，此二者又會(huì)共同對(duì)勞動(dòng)者的身體健康產(chǎn)生影響。可見(jiàn)，健康對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的一階偏導(dǎo)不為常數(shù)，該數(shù)值仍受到勞動(dòng)時(shí)間的影響，用公式表述即為:健康狀況YHealth=f(勞動(dòng)時(shí)間,Xi)，且一階偏導(dǎo)：?健康狀態(tài)?勞動(dòng)時(shí)間=f(勞動(dòng)時(shí)間,Zi) ≠C（C為常數(shù)），勞動(dòng)時(shí)間與健康之間存在非線(xiàn)性關(guān)系。故勞動(dòng)時(shí)間對(duì)健康可能存在“U”型影響。

馬克思（1975）[26]勞動(dòng)二重性理論指出，生產(chǎn)商品的勞動(dòng)可以分為生產(chǎn)使用價(jià)值的具體勞動(dòng)及蘊(yùn)含一般人類(lèi)勞動(dòng)共同性質(zhì)的抽象勞動(dòng)。具體勞動(dòng)是差異化和不可比較的，抽象勞動(dòng)則具有量的可計(jì)算性質(zhì)。因此，不同具體勞動(dòng)下的抽象勞動(dòng)是沒(méi)有可比性的，即不同職業(yè)的勞動(dòng)者在單位勞動(dòng)時(shí)間內(nèi)的健康損耗存在差異?；谝陨戏治?，本文提出第一個(gè)理論假說(shuō)：

假說(shuō)1：勞動(dòng)時(shí)間對(duì)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(shí)間投入和除健康外的人力資本的共同影響。同時(shí)，健康作為一種投資品，它能夠決定人們用于市場(chǎng)或非市場(chǎng)生產(chǎn)活動(dòng)的時(shí)間及單位時(shí)間的效能。在給定社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平、制度環(huán)境、社會(huì)文化等外部條件下，一個(gè)人的健康水平取決于針對(duì)于健康的投資，該投資既包括物品和貨幣投入，也包括時(shí)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(shí)間，如體育鍛煉、健康養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)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(dòng)者基于收入回報(bào)的視角選擇延長(zhǎng)工作時(shí)間，并且由于存在收入——健康效應(yīng)，收入的提高會(huì)放寬勞動(dòng)者的預(yù)算約束、帶來(lái)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(dòng)者健康狀況的提升。另一方面，基于時(shí)間三八理論和時(shí)間一維性視角，一天被分為八小時(shí)工作、八小時(shí)睡眠和八小時(shí)閑暇，工作時(shí)間的延長(zhǎng)會(huì)擠占閑暇時(shí)間或睡眠時(shí)間，若擠占到睡眠時(shí)間則直接減少了健康時(shí)間投入，若擠占到閑暇時(shí)間則可能會(huì)影響到閑暇時(shí)的身體鍛煉時(shí)間、吃早餐時(shí)間等，便也會(huì)擠占到健康時(shí)間投入。此外，已有研究表明勞動(dòng)者心理健康狀況與勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系（馬慧瓊等，2021）[15]?；谝陨戏治觯疚奶岢龅诙€(gè)理論假說(shuō)：

圖1 “過(guò)勞”對(duì)健康影響的機(jī)制分析

假說(shuō)2：勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康的影響存在中介變量。

假說(shuō)2.1：勞動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)會(huì)擠占健康時(shí)間投入，對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)向影響。

假說(shuō)2.2：勞動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)健康貨幣投入，對(duì)健康產(chǎn)生正向影響。

假說(shuō)2.3：勞動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)會(huì)提高心理健康風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)身體健康產(chǎn)生負(fù)向影響。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)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(guān)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(duì)連續(xù)變量作上下1%分位的截尾處理，以剔除極端值對(duì)研究的影響。之后對(duì)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(dòng)的樣本①本文將勞動(dòng)者定義為：達(dá)到法定年齡且具有勞動(dòng)能力，以從事某種社會(huì)勞動(dòng)獲得收入為主要生活來(lái)源，在用人單位的管理下從事勞動(dòng)并獲取勞動(dòng)報(bào)酬的自然人（我國(guó)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(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康的影響，本文以自評(píng)健康為主結(jié)合身體客觀(guān)評(píng)價(jià)指標(biāo)共同衡量勞動(dòng)者健康狀況。其中，自評(píng)健康取值{1、2、3、4、5}分別對(duì)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(guān)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(píng)健康作為本文健康測(cè)度的核心指標(biāo)，其回歸模型基于不能直接觀(guān)測(cè)的潛在變量Health*而來(lái)，并且為了探討工作時(shí)間與健康之間是否存在非線(xiàn)性關(guān)系，本文加入工作時(shí)間的平方項(xiàng)。因此，假定潛在變量由式（3）決定：

其中，Timei表示個(gè)體i在2020年的每周工作小時(shí)數(shù);Time2i表示個(gè)體i在2020年每周工作小時(shí)數(shù)的平方項(xiàng)；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(gè)人特征的異質(zhì)性）、β3是控制變量矩陣對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)矩;εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。同時(shí)，設(shè)α1＜α2＜α3＜α4，其中α1、α2、α3、α4為突變的臨界點(diǎn)，為待估參數(shù)。并定義：

健康自評(píng)極好：Healthi=1，ifHealthi*＜α1

健康自評(píng)較好：Healthi=2，ifα1≤Healthi*＜α2

健康自評(píng)中等：Healthi=3，ifα2≤Healthi*＜α3

健康自評(píng)較差：Healthi=4，ifα3≤Healthi*＜α4

健康自評(píng)極差：Healthi=5，ifα4≤Healthi*

自評(píng)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(dòng)者自評(píng)健康狀況，Health*為自評(píng)健康Health的潛變量，Ti表示勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度，Φ表示服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計(jì)密度函數(shù)，αi表示待定的分割點(diǎn)。

（三）內(nèi)生性討論

由于存在健康工人效應(yīng)，健康狀況過(guò)差的個(gè)體往往會(huì)被排除在勞動(dòng)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(wú)法勞動(dòng)的群體，這會(huì)帶來(lái)樣本自選擇問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏；同時(shí)，獲得勞動(dòng)是每個(gè)個(gè)體的初始愿望，只要健康狀況不是太差，一般都不會(huì)選擇退出勞動(dòng)力市場(chǎng)（田艷芳，2011）[30]，這使得勞動(dòng)力市場(chǎng)上會(huì)存在部分由于健康狀況較差而被迫減少勞動(dòng)時(shí)間的群體，導(dǎo)致反向因果的問(wèn)題。但是，健康工人效應(yīng)只會(huì)對(duì)健康狀態(tài)較差的群體產(chǎn)生影響，即只對(duì)假說(shuō)1中“U”型兩端群體的估計(jì)結(jié)果帶來(lái)偏差，低估長(zhǎng)時(shí)間工作的勞動(dòng)者健康狀態(tài)與高估短時(shí)間工作的勞動(dòng)者健康狀態(tài)，使得假說(shuō)1中勞動(dòng)時(shí)間對(duì)健康影響的U型曲線(xiàn)產(chǎn)生平移、膨脹和左斷尾。但并不影響對(duì)文章假說(shuō)的驗(yàn)證①使用勞動(dòng)者2018年周工作時(shí)間對(duì)2020年健康狀況進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健，表明反向因果問(wèn)題并不嚴(yán)重，不影響假說(shuō)1的檢驗(yàn)。限于文章篇幅，并未放置在文中。，故不對(duì)其進(jìn)行處理。

（四）變量說(shuō)明

本文的被解釋變量為個(gè)體健康狀況，核心解釋變量為工作時(shí)間長(zhǎng)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(shí)間投入以及心理健康變量。

被解釋變量：個(gè)體健康狀況。目前常見(jiàn)的評(píng)級(jí)指標(biāo)有自評(píng)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(píng)價(jià)指標(biāo)，主要采用自評(píng)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(duì)健康進(jìn)行多方位的客觀(guān)測(cè)度。其中，核心指標(biāo)自評(píng)健康在CFPS中的問(wèn)題為“您認(rèn)為您的健康狀況如何？”，問(wèn)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(shí)間長(zhǎng)度。使用CFPS（2020）中周工作小時(shí)數(shù)作為工作時(shí)間長(zhǎng)度衡量的指標(biāo)變量。需要指出的是，過(guò)度勞動(dòng)同超時(shí)、超強(qiáng)度以及疲勞蓄積等三個(gè)關(guān)鍵詞密不可分，在勞動(dòng)強(qiáng)度和疲勞蓄積程度無(wú)法客觀(guān)衡量的情況下，學(xué)者們通常使用工作時(shí)間長(zhǎng)度作為過(guò)度勞動(dòng)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]）。基于此，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(guò)度勞動(dòng)”視同于“工作時(shí)間過(guò)長(zhǎng)”，并采用周工作時(shí)間大于50小時(shí)的測(cè)度方式表征過(guò)度勞動(dòng)。

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

中介變量：健康貨幣投資、健康時(shí)間投入以及心理健康變量。分別采用是否購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療保險(xiǎn)、身體鍛煉頻率、睡眠時(shí)間長(zhǎng)度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc 抑郁評(píng)分）來(lái)評(píng)價(jià)。其中，是否購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療保險(xiǎn)是對(duì)健康投資的一個(gè)顯性指標(biāo)；身體鍛煉與機(jī)體健康密切相連，屬于個(gè)體在閑暇時(shí)對(duì)健康的時(shí)間投入；睡眠時(shí)間決定了消除疲勞、增強(qiáng)身體免疫力的時(shí)間投入，同樣屬于對(duì)健康的時(shí)間投入；心理健康狀態(tài)通過(guò)CFPS問(wèn)卷中cesd20sc指數(shù)反映出勞動(dòng)者的抑郁水平，研究表明心理健康會(huì)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(dòng)者每周工作時(shí)間的核密度估計(jì)。其中依據(jù)《國(guó)務(wù)院關(guān)于職工工作時(shí)間的規(guī)定》，規(guī)定職工每周工作時(shí)間為40小時(shí)，以40小時(shí)作為參照線(xiàn)（圖中紅色豎線(xiàn)），可以發(fā)現(xiàn)參照線(xiàn)左側(cè)面積較小，位于正態(tài)分布曲線(xiàn)左半部分，表明在2020年符合《規(guī)定》的勞動(dòng)者屬于少數(shù)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計(jì)算，勞動(dòng)者每周工作時(shí)間的均值為49.1小時(shí)，超過(guò)法定工作時(shí)間小時(shí)數(shù)9個(gè)小時(shí)。由此可見(jiàn)，2020年勞動(dòng)者的超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)象普遍。

圖2 工作時(shí)間長(zhǎng)度的核密度圖

表1報(bào)告了不同勞動(dòng)時(shí)間水平下的勞動(dòng)者健康狀況。其中，勞動(dòng)時(shí)間分組在分級(jí)過(guò)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(lèi)推，各分位點(diǎn)依次為35、45、56 以及70；自評(píng)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(guān)察表1可知，從勞動(dòng)時(shí)間與健康狀況的關(guān)系來(lái)看，勞動(dòng)者的四類(lèi)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(dòng)者其健康狀況評(píng)分均值都較低，說(shuō)明其健康狀況較差，即極長(zhǎng)或極短的勞動(dòng)時(shí)間下，勞動(dòng)者的健康狀況相對(duì)較差，表明健康狀況與勞動(dòng)時(shí)間呈U型關(guān)系。但具體是勞動(dòng)時(shí)間較長(zhǎng)導(dǎo)致勞動(dòng)者健康狀況較差，還是健康狀況較差的勞動(dòng)者需要更長(zhǎng)的勞動(dòng)時(shí)間來(lái)滿(mǎn)足健康需求，簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)無(wú)法回答這個(gè)問(wèn)題，需要進(jìn)行進(jìn)一步計(jì)量檢驗(yàn)。本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 不同勞動(dòng)時(shí)間下的健康狀況

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)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(bào)告工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)勞動(dòng)者健康狀況的影響，其中Model 1～3中健康狀況為主觀(guān)指標(biāo)——自評(píng)健康，Model 4～5為客觀(guān)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(shí)間長(zhǎng)度、工時(shí)平方項(xiàng)和控制變量。結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，工作時(shí)間系數(shù)為負(fù)，平方項(xiàng)為正，表明工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)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(shí)間系數(shù)仍顯著為負(fù)，平方項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。驗(yàn)證了本文假說(shuō)1：工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)勞動(dòng)者健康狀況并非單純的線(xiàn)性關(guān)系，而是U型非線(xiàn)性影響。

表3 工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)勞動(dòng)者健康狀況的影響

從控制變量看，農(nóng)村戶(hù)籍勞動(dòng)者的健康狀況與城市戶(hù)籍勞動(dòng)者存在顯著差距；男性勞動(dòng)者的自評(píng)健康和兩周內(nèi)患病情況均顯著優(yōu)于女性勞動(dòng)者，但女性勞動(dòng)者的體質(zhì)指數(shù)要顯著高于男性；勞動(dòng)者的婚姻狀況與家庭成員數(shù)均會(huì)顯著影響其健康狀況；蛋白質(zhì)攝入的高低對(duì)自評(píng)健康存在顯著影響，但對(duì)客觀(guān)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(dòng)者的營(yíng)養(yǎng)攝入已不再是影響客觀(guān)健康水平的顯著因素，但對(duì)自評(píng)健康的顯著影響也側(cè)面驗(yàn)證了主觀(guān)指標(biāo)與客觀(guān)指標(biāo)之間確實(shí)存在偏差；收入對(duì)勞動(dòng)者健康的影響系數(shù)均為負(fù)數(shù)，雖然僅對(duì)患病情況呈現(xiàn)顯著影響，但仍能看出收入的增長(zhǎng)有助于勞動(dòng)者健康。

（二）異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步考察勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康是否存在職業(yè)異質(zhì)性。本文以工作類(lèi)型作為分組依據(jù)，選取三類(lèi)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(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員。依次對(duì)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(shí)間長(zhǎng)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(dòng)者，其工作時(shí)間長(zhǎng)度與健康狀況之間存在顯著的線(xiàn)性關(guān)系，此時(shí)商業(yè)、服務(wù)業(yè)勞動(dòng)者的平均周工作時(shí)間為52小時(shí)，邁入了過(guò)度勞動(dòng)行列，有85.27%的勞動(dòng)者工作時(shí)間超過(guò)法定的40小時(shí)①由2020年CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中商業(yè)、服務(wù)業(yè)勞動(dòng)者勞動(dòng)時(shí)間的核密度圖所得。，這使得該類(lèi)勞動(dòng)者大部分邁過(guò)了“U”型曲線(xiàn)的拐點(diǎn)，所以平方項(xiàng)并不顯著；農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員（Model 7）的工作時(shí)間長(zhǎng)度及其平方項(xiàng)均不顯著，表明勞動(dòng)時(shí)間的變化并不會(huì)對(duì)該類(lèi)勞動(dòng)者的自評(píng)健康產(chǎn)生顯著的影響，這可能是由于該類(lèi)勞動(dòng)者基本從事作物生產(chǎn)，工作時(shí)間相對(duì)自由，工作時(shí)間彈性較大，極大地緩解了過(guò)勞對(duì)自評(píng)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(shí)間彈性，結(jié)果表明，在該樣本下，上下班時(shí)間彈性確實(shí)與自評(píng)健康顯著相關(guān)；生產(chǎn)、運(yùn)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(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)自評(píng)健康的U型影響。

表4 不同職業(yè)群體中勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)自評(píng)健康的影響

（三）機(jī)制驗(yàn)證

為了驗(yàn)證健康貨幣投入、健康時(shí)間投入和心理健康狀態(tài)是否是工作時(shí)間長(zhǎng)度影響個(gè)體健康的中介變量。本文采用逐步法對(duì)研究進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。驗(yàn)證過(guò)程如下：（1）分別以醫(yī)療保險(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)、身體鍛煉頻率、睡眠時(shí)間長(zhǎng)度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc抑郁評(píng)分）作為被解釋變量，以工作時(shí)間長(zhǎng)度為解釋變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表5中Model 10～13；（2）以自評(píng)健康為健康指標(biāo)做被解釋變量，解釋變量中同時(shí)放入醫(yī)療保險(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)、身體鍛煉頻率、睡眠時(shí)間長(zhǎng)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(píng)分為勞動(dòng)者自評(píng)指標(biāo)，為避免cesd20sc 與自評(píng)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(yàn)證勞動(dòng)者工作時(shí)間長(zhǎng)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(yàn)工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)中介變量是否顯著，結(jié)果顯示勞動(dòng)者工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)和身體鍛煉頻率以及睡眠時(shí)間長(zhǎng)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(duì)心理健康cesd20sc抑郁評(píng)分具有顯著正向影響，系數(shù)為0.014。最后，檢驗(yàn)同時(shí)放入工作時(shí)間長(zhǎng)度和中介變量，結(jié)果顯示醫(yī)療保險(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)、對(duì)勞動(dòng)者自評(píng)健康存在顯著正向影響，身體鍛煉頻率、睡眠時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康指標(biāo)四周患病率存在顯著負(fù)向影響，cesd20sc抑郁評(píng)分對(duì)勞動(dòng)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(dòng)時(shí)間長(zhǎng)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(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)、身體鍛煉頻率、睡眠時(shí)間長(zhǎng)度、心理健康狀態(tài)（cesd20sc 抑郁評(píng)分）均通過(guò)了聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)。

表5 基于逐步法的機(jī)制檢驗(yàn)

增加勞動(dòng)時(shí)間會(huì)擠占鍛煉身體的時(shí)間，進(jìn)而影響勞動(dòng)者鍛煉身體的頻率，進(jìn)一步對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)面影響；同時(shí)會(huì)擠占睡眠時(shí)間，影響細(xì)胞休息恢復(fù)，進(jìn)而對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)向影響。工作時(shí)間的延長(zhǎng)，會(huì)給勞動(dòng)者帶來(lái)心里厭惡，增加其抑郁水平，容易使勞動(dòng)者機(jī)體消瘦，健康水平下降。勞動(dòng)者延長(zhǎng)工作時(shí)間其主要目的是增加收入，但卻降低了勞動(dòng)者購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率，說(shuō)明在勞動(dòng)者認(rèn)知中，醫(yī)療保險(xiǎn)屬于低檔品，但其實(shí)醫(yī)療保險(xiǎn)投入會(huì)顯著提升勞動(dòng)者獲得健康的概率。

（四）拓展分析

前文在進(jìn)行勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康影響的職業(yè)異質(zhì)性探討時(shí)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員工時(shí)長(zhǎng)度的系數(shù)并不顯著，考慮到工作時(shí)間較為自由是這類(lèi)勞動(dòng)者有別于另兩類(lèi)從業(yè)人員的典型特征，在回歸模型中加入上下班時(shí)間彈性后，上下班時(shí)間彈性回歸系數(shù)顯著，工時(shí)長(zhǎng)度對(duì)健康影響仍不顯著。因此，本文進(jìn)一步探究上下班時(shí)間彈性是否在工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)自評(píng)健康的影響中具有調(diào)節(jié)作用。首先對(duì)工作時(shí)間長(zhǎng)度、工作時(shí)間長(zhǎng)度的平方項(xiàng)以及上下班時(shí)間彈性去中心化；其次，將去中心化處理后的工作時(shí)間長(zhǎng)度、上下班時(shí)間彈性、上下班時(shí)間彈性與工作時(shí)間長(zhǎng)度的交互項(xiàng)、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(shí)間彈性在緩解過(guò)度勞動(dòng)引致健康損耗這一問(wèn)題上的作用，對(duì)過(guò)度勞動(dòng)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(duì)；最后，考慮到U型曲線(xiàn)最右端，即過(guò)度勞動(dòng)程度最嚴(yán)重的群體，對(duì)勞動(dòng)時(shí)間處于4/5以上分位的子樣本進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見(jiàn)表6。

表6中Model 18為全樣本估計(jì)結(jié)果，可以看出，交互項(xiàng)系數(shù)為0.001，且通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明上下班時(shí)間彈性顯著削弱了工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)自評(píng)健康的影響。表6中Model 19～20為過(guò)度勞動(dòng)群體在加入上下班時(shí)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(shí)間長(zhǎng)度的增加對(duì)勞動(dòng)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(shí)間彈性以及上下班時(shí)間彈性與工作時(shí)間交互項(xiàng)后，工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康的影響不顯著，雖然上下時(shí)間彈性的系數(shù)也不顯著，但為負(fù)，也表明了上下班時(shí)間彈性對(duì)健康的積極影響，并且交互項(xiàng)系數(shù)在5%的顯著水平下為正，再一次驗(yàn)證上下班時(shí)間彈性在過(guò)度勞動(dòng)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(dòng)時(shí)間處于4/5 以上分位的子樣本估計(jì)結(jié)果，結(jié)果表明，交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平下顯著為正，回歸系數(shù)為0.012，此時(shí)交互項(xiàng)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(shí)的勞動(dòng)群體中，上下班時(shí)間彈性在過(guò)勞對(duì)個(gè)體健康消極影響中的削弱作用更為明顯。

表6 上下班時(shí)間彈性與工作時(shí)間的相互作用對(duì)勞動(dòng)者自評(píng)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(guò)勞”納入最新修訂版《國(guó)際疾病分類(lèi)》（International Classification of Diseases），這意味著現(xiàn)階段過(guò)度勞動(dòng)對(duì)健康帶來(lái)的影響是不可忽視的。目前對(duì)于緩解過(guò)勞引致的健康損耗，大多研究局限于防治過(guò)勞層面，即使有關(guān)于工作時(shí)長(zhǎng)與健康間關(guān)系的探討，往往也停留在工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康影響是正是負(fù)，還未系統(tǒng)性梳理工作時(shí)間與健康間的內(nèi)在機(jī)理，從緩解健康損耗這一角度來(lái)思考健康問(wèn)題。本文以緩解長(zhǎng)時(shí)間工作下的健康損耗作為研究視角，探討工作時(shí)間長(zhǎng)度與健康狀況的內(nèi)在機(jī)理以及工作時(shí)間彈性的作用，這是對(duì)現(xiàn)有工作時(shí)間與健康問(wèn)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(shí)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(shí)間對(duì)自評(píng)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(lèi)型異質(zhì)性，農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員由于工作時(shí)間相對(duì)自由，彈性較大，勞動(dòng)時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)他們的健康狀況影響并不顯著。第二，過(guò)度勞動(dòng)主要通過(guò)三個(gè)路徑影響健康：一是擠占非勞動(dòng)時(shí)間，進(jìn)而減少健康時(shí)間投入以及生活習(xí)慣惡化；二是過(guò)度勞動(dòng)帶來(lái)的收入增長(zhǎng)會(huì)影響健康投資；三是長(zhǎng)時(shí)間的勞動(dòng)會(huì)產(chǎn)生心理厭惡，厭惡積蓄會(huì)影響心理健康，進(jìn)一步影響身體健康。第三，提高工作時(shí)間彈性會(huì)弱化工作時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)健康的影響，尤其是在嚴(yán)重過(guò)勞的情況下，對(duì)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(dòng)者在長(zhǎng)時(shí)間工作下的健康損耗，推動(dòng)人力資本健康發(fā)展，本文提出以下對(duì)策建議：第一，適度勞動(dòng)是最直接的解決措施。一是讓全社會(huì)樹(shù)立適度勞動(dòng)共識(shí)，政府需加大適度勞動(dòng)宣傳力度，并構(gòu)建適度勞動(dòng)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(dòng)時(shí)間相關(guān)的政策制度要依據(jù)不同行業(yè)的工作特征來(lái)制定，例如《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》第三十六條之規(guī)定，針對(duì)不同職業(yè)類(lèi)型工作者設(shè)定工作時(shí)長(zhǎng)上限將更為合理的。第二，長(zhǎng)時(shí)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(duì)員工進(jìn)行體適能檢測(cè)、健康檢測(cè)以及心理疏導(dǎo)等，提供基礎(chǔ)的健康服務(wù)；勞動(dòng)者要保持自律、摒棄懶惰、保持規(guī)律的鍛煉和飲食以及陽(yáng)光向上的心態(tài)。第三，提高上下班時(shí)間彈性是緩解長(zhǎng)時(shí)間工作對(duì)健康損耗的特效藥，尤其是在超時(shí)勞動(dòng)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(duì)象的行為準(zhǔn)則、組織紀(jì)律、工作規(guī)范、績(jī)效評(píng)定、獎(jiǎng)懲激勵(lì)、辭退、解聘、開(kāi)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(shí)間與工作地點(diǎn)之外，允許員工調(diào)整自己的工作時(shí)間及地點(diǎn)。?