城市劳动者对“朝九晚五”工时制度的态度及其影响因素分析

赵永斌　丛建辉　杨军

摘要：在城市经济不断发展、城市规模持续扩张的背景下，社会职业分化、劳动分工细化、生存空间整合等社会发展变革使工作时间制度的改进与创新成为现实需求，劳动者对于特定工时制度的偏好对于公共决策的成效具有重要意义。在微观调查数据的基础上，建立多元有序Probit模型，从照料需求、职住状况与通勤效率、工作时长、行为偏好四个方面研究了劳动者对“朝九晚五”工时制度的态度及其影响因素。结果表明：职住分离程度、对交通拥堵的在意程度、照料老人的需求、晨练习惯等因素对城市劳动者选择“朝九晚五”的倾向有显著正向影响;照料儿童的需求、午休习惯等因素对城市劳动者选择“朝九晚五”的倾向有显著负向影响;工作时长没有显著影响。据此，对不同城市的工时制度决策分别给出了相应的政策建议。

关键词：朝九晚五;工时制度;现代城市;Probit模型;“996”工时制

中图分类号：F245文献标识码：A文章分类号：16747089（2019）05005412

基金项目：中共中央宣传部“四个一批”人才项目“现代经济体系与内陆开放高地建设研究”（201804004）;山西省发展和改革委员会委托项目“中部地区全面深化改革的思路与探索”（01050218010002）

作者简介：赵永斌，山西大学晋商学研究所博士研究生;丛建辉，博士，山西大学经济与管理学院副教授、硕士研究生导师;杨军，博士，“万人计划”哲学社会科学领军人才，山西大学晋商学研究所教授、博士研究生导师。

一、引言

2019年4月，多家互联网公司实际采用“996”工时制（上午9点上班，晚上9点下班，每周工作6天）的事实浮出水面，引发了人们对现代城市工时制度的思考。事实上，人类对于工时制度的探索和实践由来已久，从农耕社会的“日出而作、日落而息”，到18世纪工业革命时期在英国流行的十六小时工作制，最终演化为以八小时工作制为主体的工时制度。工时制度的演变表现出工作时间不断缩短、工作班制日趋灵活的特征，这与经济发展水平、城市发展规律和劳动者权力保障意识的提升等紧密相关。 熊斌：《世界工时的演变趋势和我国工作时间制度的发展方向》，《重庆工业管理学院学报》，1995年第3期，第68页。

在实践中，八小时工作制主要有“朝八晚六”工时制（下称八·六时制）和“朝九晚五”工时制（下称九·五时制）两种形式。八·六时制即规定工作时间为上午8∶00至12∶00、下午14∶00至18∶00，且配套相应劳动条件的工作制度。八·六时制的制定沿袭了传统农耕社会的作息习惯，在该时制下中午有一定的休息时间，劳动者可以通过休息补充体力，缓解工作压力和精神紧张。 赵启峰：《关于改革我国纺织服装业劳动工时制度的探讨》，《中国人力资源开发》，2009年第2期，第90页。 八·六时制比较适合劳动强度大、体力耗费多的工作种类，这也是工业化初级阶段以劳动力作为主要生产要素投入的国家或城市选用该工时制的重要原因。 石丹淅、赖柳华：《新生代农民工的工作时间及其影响因素》，《经济问题研究》，2014年第7期，第103页。王天玉：《工作时间基准的体系构造及立法完善》，《法律科学（西北政法大学学报）》，2016年第1期，第122页。

然而，随着近年来中国城市和社会的快速发展与变革，职住分离现象导致劳动者通勤成本快速攀升，人口老龄化和二胎政策催生了更多的家庭照料需求，劳动者个人对相对灵活的工时制度的偏好有所提升，这些都使得现代城市中具备条件的行业和部门对推行九·五时制的需求越来越强烈。九·五时制规定工作时间为上午9∶00至下午5∶00，与八·六时制相比，可以在早晚各多出一个小时时间供劳动者自由支配，具有集中工作、集中休息的特点，有助于劳动者提高工作效率、丰富业余生活。 孙家元、吴雯：《苏州“朝九晚五”带来新变化：机关办事效率提高》，《新华日报》，2013年6月11日。

选择九·五时制还是八·六时制显然是一个公共政策问题，劳动者应是该公共政策制定过程中的重要参与者和实践主体，决策结果应该代表劳动者对工时制度理智协商的一致偏好。然而，长期以来，多数城市采用政府-专家的二元主体模式选择城市工时制，过度追求决策效率，忽视了普通劳动者决策参与的重要性。尽管客观上这与劳动者通常基于某一或某些片面的因素而偏好某种工时制度，且不能清晰、明确地表述自身的真实意愿和需求等因素有关，但是工时制的现有决策模式仍然因为劳动者的公共决策参与度低，决策结果与公共期望存在差异而广受诟病。因此，探究劳动者对工时制度偏好的内在机理，对于准确获取劳动者的真实偏好，提高工时制度决策的公共参与度，提升城市公共治理的成效，具有重要价值。

本文在当下社会舆论普遍关注互联网企业“996工作制”的背景下，立足于现代城市劳动者这一主体，运用多元有序Probit模型定量分析调查数据，研究劳动者对工作时间制度的偏好，探究现代城市工时制选择的微观机理，进而为城市工作时间制度改革提供决策参考。

二、文献综述和理论假设

与工时制相关的文献可分为两类：一类是对工时制演变脉络的梳理和探索， 熊斌：《世界工时的演变趋势和我国工作时间制度的发展方向》，《重庆工业管理学院学报》，1995年第3期，第68页。孟续铎、杨河清：《工作时间的演变模型及当代特征》，《经济与管理研究》，2012年第12期，第85页。另一类是研究工时制变革的经济效率和社会价值影响。 Kattenbach R，Demerouti E，Nachreiner F，“Flexible Working Times： Effects on Employees Exhaustion， Work-Nonwork Conflict and Job Performance”，Career Development International， vol.15， no.3（2010.06），pp.279-295. 张升飞：《员工工作时间对工作满意、组织承诺和离职倾向的影响研究》，《中南民族大学学报（人文社会科学版）》，2011年第4期，第85頁。尚未发现有文献从劳动者的微观特征和需求出发研究其对某一特定工时制的偏好和选择机理。尽管如此，仍然可以通过梳理城市经济学、经济地理学、心理学等学科的相关文献，发现劳动者通常会从家庭照料需求、职住状况与通勤效率、工作时长、行为偏好等四个方面衡量某一特定工时制下自身的成本与收益。

（一）照料需求

劳动者一个工作日的时间可以分为工作时间（必要劳动时间与剩余劳动时间之和）和休闲时间两部分，显然，这两部分是相互替代的。 Townsend K， Lingard H， Bradley L，“Working Time Alterations within the Australian Construction Industry”，Personnel Review，vol.40， no.1（2011.2），pp.70-86. 金家飞、刘崇瑞、李文勇：《工作时间与工作家庭冲突：基于性别差异的研究》，《科研管理》，2014年8月，第44页。在休闲时间里，劳动者除了一般的娱乐消费、体力恢复和劳动技能学习之外，還需要陪伴和照料家庭其他成员。 郝晓宁、薄涛、刘建春：《北京市失能老人照料现状及需求影响因素研究》，《中国卫生经济》，2015年第8期，第59页。把劳动者由于抚养小孩或赡养老人等原因而对时间自主性产生的需求称为照料需求。  Taniguchi M， Fujimoto T，“Preferences for Working Hours over Life Course among Japanese Manufacturing Workers”，Career Development International， vol.11， no.1（2006.04），p.204. 一般认为，灵活的工作时间制度可以满足劳动者的照料需求，从而提升劳动者休闲时间的效用。 Kattenbach R，Demerouti E，Nachreiner F，“Flexible Working Times： Effects on Employees Exhaustion， Work-Nonwork Conflict and Job Performance”，Career Development International， vol.15， no.3（2010.06），pp.279-295.在照料老人方面，家庭照料仍然是照料老年人的主要途径，照料失能老人会花费家庭成员大量时间，照料者的力不从心往往会降低老年人生活的满足感，从而可能引发家庭矛盾。 王磊：《人口老龄化社会中的代际居住模式——来自2007年和2010年江苏调查的发现》，《人口研究》，2013年第4期，第103页。苏群、彭斌霞：《我国失能老人的长期照料需求与供给分析》，《社会保障研究》，2014年第5期，第17页。黄匡时：《中国高龄老人日常生活照料需求满足状况及其影响因素研究》，《中国人口·资源与环境》，2014年第S3期，第331页。在儿童照料方面，父母（特别是母亲）对儿童照料时间的增加有助于提升儿童的健康状况。 刘靖、董晓媛：《母亲劳动供给、儿童照料与儿童健康：来自中国农村的证据》，《世界经济文汇》，2011年第4期，第55页。因此，劳动者在现有工作时间制度下若不能兼顾儿童的照料需求和工作任务，他们将有更大的动机支持相对灵活的工作时间制度安排。

（二）职住状况与通勤效率

随着土地市场化和住宅商品化改革的推进，城市规模的迅速扩张以及城市功能区空间整合力度的加大，劳动者职住分离和其他“城市病”现象越来越普遍，导致通勤时间增加、通勤成本迅速上升，影响工作效率和生活质量。 赖德胜：《2014中国劳动力市场发展报告：迈向高收入国家进程中的工作时间》，北京：北京师范大学出版社，2014年，第93页。郑思齐等构建了基于个体因素的通勤时间影响因素模型，发现每日工作时长显著影响通勤时间和通勤成本。 郑思齐、曹洋：《居住与就业空间关系的决定机理和影响因素——对北京市通勤时间和通勤流量的实证研究》，《城市发展研究》，2009年第6期，第29页。通勤时间的增加使劳动者不得不对出行交通工具进行调整和优化，越来越多的劳动者选择私家车出行。韩会然等针对北京都市区居民的问卷调查数据建立居民通勤效率评价模型，分析发现私家车出行效率要高于公共交通，佐证了选择私家车出行的合理性。 韩会然、杨成凤、宋金平：《公共交通与私家车出行的通勤效率差异及影响因素——以北京都市区为例》，《地理研究》，2017年第2期，第253页。但是，日趋增长的私家车保有量无疑加剧了交通拥堵，由此造成的时间延误成本对劳动者的出行抉择有重要的影响。 邵丹娜、刘学敏：《杭州市城区交通错峰限行措施效果分析》，《城市问题》，2014年第11期，第86页。因此，将通勤距离、通勤时间、交通工具选择、拥堵感受等通勤效率因素作为可能影响劳动者选择工时制的重要因素，并认为通勤效率越低劳动者越倾向于选择九·五时制。

（三）工作时长

随着中国社会由中低收入发展阶段向中高收入发展阶段迈进，劳动者工作时长呈现出不断增加的趋势，甚至有学者认为劳动者的劳动时间已达到了历史最高值。 孟续铎、杨河清：《工作时间的演变模型及当代特征》，《经济与管理研究》，2012年第12期，第85页。由于工作时间变长导致的“过劳死”等危害劳动者身心健康的问题和现象有增加的趋势，不利于社会和经济长远发展。 刘靖、董晓媛：《母亲劳动供给、儿童照料与儿童健康：来自中国农村的证据》，《世界经济文汇》，2011年第4期，第55页。对于劳动者而言，过度工作会影响其工作和生活的和谐度。 石丹淅、赖柳华：《新生代农民工的工作时间及其影响因素》，《经济问题研究》，2014年第7期，第103页。当员工自我心理状态下的期望工作时间与实际工作时间产生偏差时，员工将很难获得工作满足感。 张升飞：《员工工作时间对工作满意、组织承诺和离职倾向的影响研究》，《中南民族大学学报（人文社会科学版）》，2011年第4期，第85页。国外研究显示：过度加班、超时工作可能导致家庭生活遭遇破坏、睡眠障碍、工作场所的健康与安全风险增加，还有可能造成心理和精神问题。 Netemeyer R G， Boles J S， Mcmurrian R，“Development and Validation of Work-Family Conflict and Family-Work Conflict Scales”，Journal of Applied Psychology，vol.81， no.4（1996.08）， pp.400-410. Spurgeon A ，Harrington J M，Cooper C L，“Health and Safety Problems Associated with Long Working Hours： a Review of the Current Position”，Occupational and Environmental Medicine，vol.54， no.6（1997.06），pp.367-375. 如上所述，工作时长也是影响劳动者对工时制度选择的一个重要的潜在因素。

（四）行为偏好

工时制度规定了劳动者参与工作的时段。 王林平、高云涌：《作为主体的劳动时间——〈资本论〉及其手稿时间观的存在论阐释》，《社会科学辑刊》，2014年第3期，第11页。个人通常从自身的习惯或行为偏好出发选择工作时间制度，这些习惯通常包括午休习惯、晨练习惯、早餐需求、中午时间的利用等。选择与自身生活习惯相互适应和匹配的工时制度，意味着个人将不需要被动地进行适应性调整。尽管人们并无一致的行为偏好或习惯，但是随着时代和社会的进步，人们的行为偏好正在经历不断的演化，有些行为偏好可能被强化了，而有些则变得不那么重要了，甚至消失了。本文考虑午休习惯、晨练习惯、早餐需求、中午时间的利用等习惯对于工作时间制度的影响。

根据以上分析，提出如下假设，见表1。

三、研究设计

（一）问卷设计

经过问卷初步设计、访谈调查和预调查三个阶段的调整和修改，最终形成了包括两个组成部分共计19个问题的调查问卷。第一部分为被调查者的基本信息，如年龄、性别、岗位性质等（问题1至3）;第二部分包括照料需求、职住状况与通勤状况、工作时长、行为偏好等四方面（问题4至19），问题形式为单项选择。

问题4至5侧重于了解劳动者的家庭成员构成情况以及相应的照料需求，问题6至10用于获取劳动者的通勤效率以及对交通拥堵的看法和感受等信息，问题11至12旨在掌握劳动者当前的加班状况，问题13至18用于收集劳动者的个人习惯和特定偏好信息，问题19用于调查劳动者对于九·五时制的主观态度及其接受程度。

（二）样本选择

任何城市都不会也不可能在所有行业或部门实行完全统一的工时制度。实践证明制造业、建筑业、批发零售业等行业并不具备全面实行九·五时制的条件，而金融、信息技术、事业单位等服务性行业，其工作强度相对较轻，更适合推行九·五时制。本文研究设计的初衷是在具备条件的行业或部门中考察劳动者对九·五时制的偏好，因此问卷调查的对象主要是金融、信息技术、党政机关、事业单位和其他公共服务组织等具备推行九·五时制的行业或部门的劳动者。调查区域选择太原市，理由有两点：第一是太原作为山西省省会城市具有较强的代表性，第二是数据获取的方便性和可得性。

（三）问卷发放与回收

本次问卷调查采用随机抽样与整群抽样相结合的方式，随机抽样的被调查者主要是在太原市某党校进行培训的学员，这些学员来自该市各个党政机关和事业单位，代表性较强;整群抽样主要针对在城区办公的部分金融服务企业、公共服务组织、信息技术企业的员工。共计发放问卷1560份，回收问卷1438份。为确保数据质量，首先去除缺项较多的问卷，然后依据题项之间的逻辑关系，剔除存在明显逻辑错误的问卷，最终得到有效问卷1305份，有效问卷回收率为83.7%。其中，通过整群抽样得到的有效问卷538份，占有效样本的41.2%;通过随机抽样得到有效问卷767份，占有效样本的58.8%。按照抽样方式不同将所发放的问卷分为两组，对两组问卷中“是否赞成实行朝九晚五”这一问题的调查数据进行独立样本T检验，检验结果显示二组数据并无显著差异，从而可以排除因抽样方式不同对数据产生的影响。

（四）信度分析

为保证问卷资料的可靠性，需要进行信度分析。鉴于采用多元计分式意见问卷，利用Cronbach α系数法进行信度检验。经计算，问卷的信度为0.699，取值较高，表明问卷比较可靠。分别计算各因素的信度，得到照料需求、职住状况与通勤效率、工作时长、行为偏好的信度依次为0.244、0.658、0.751、0.212。其中，职住状况与通勤效率、工作时长的信度较高，这与二者各自的题项所考察的内容相关程度较高有关;照料需求、行为偏好的信度较低，主要与相关题项分别考察了被调查者的多个并列属性有关。就行为偏好因素而言，分别考察了劳动者在早晨和中午的具体且不同的5个行为偏好，如果只对关于早晨行为偏好的两个题项进行信度检验，那么将得到更高的信度值。再来看照料需求，通常劳动者在儿童照料需求较高的时期，对老人的照料需求并不高，所以劳动者对于老人和儿童的照料需求存在差异。因此，同一因素内部不同题项考察内容的差异性是造成该因素信度较低的主要原因。

四、模型、变量和实证分析

（一）模型

为了研究城市劳动者选择九·五时制的影响因素，将“城市劳动者对九·五时制的赞成程度”作为因变量，不难发现该变量为离散有序变量，所以选用适合研究此类变量的多元有序Probit模型。将劳动者对九·五时制的態度与其影响因素之间的关系表示为如下的线性形式：

Y*i=βx′i+εi（1）

其中，变量Y*i表示劳动者对九·五时制的态度，是不可直接观测的潜变量，x′i表示影响劳动者选择九·五时制的因素，包括解释变量和控制变量，β为系数，εi为随机误差项，服从标准正态分布，i= 1，2，……，n。

根据Y*i的取值情况，定义用于表示因变量“劳动者对九·五时制的态度”的离散有序变量Yi。设Yi的可取值为1、2、3、4，具体含义和排序定义如下：若Y*i<ξ1，Yi=1表示极不赞成;若 ξ1<Y*i<ξ2，Yi=2表示不赞成;若 ξ2<Y*i<ξ3，Yi=3表示赞成;若Y*i>ξ3，Yi=4表示非常赞成。其中，ξ1、ξ2、ξ3表示按升序排列的劳动者对九·五时制的态度的门槛值，ξ1<ξ2<ξ3。

以φ表示标准正态分布的累积密度函数，则Yi在各取值上的概率分别为：

其中，Yij为判定参数，当Yi=j时，Yij取值为1，否则为0，参数β、ξ1、ξ2、ξ3可以通过极大似然估计得到。

（二）变量描述

围绕照料需求、通勤效率、加班时长和行为偏好四个方面共计设置15个自变量。劳动者的基本信息，如年龄、性别、岗位性质等，可能对劳动者响应九·五时制具有潜在的影响，但并非此处关注的重点，故将其作为控制变量。各变量的定义、描述性统计如表2所示。

（三）实证分析

为避免模型中可能存在的多重共线问题，需要对上述自变量和控制变量进行相关性分析。采用Spearman相关系数来计算连续变量（E1）与其他离散变量之间的相关性，而离散有序变量之间相关性的计算需要利用Kendalls tau-b等级相关系数，并进行显著性检验。计算结果表明（由于变量数量较多，方便起见，这里仅给出对于实证分析有重要影响的相关性分析结果）：通勤效率各变量之间普遍显著相关，其他变量之间的相关系数相对较低，均不超过0.4。其中，E1和E2的相关系数为0.521，E1和E3的相关系数为0.746，E1与E4的相关系数为0.468，E3与E4的相关系数为0.446，E4与E5的相关系数为0.412。这不难理解，因为通勤距离（E1）直接影响劳动者的交通方式（E2）选择和通勤时间（E3），而上下班是否堵车（E4）也会对通勤时间（E3）和劳动者对堵车的介意程度（E5）产生重要影响。因此，不宜将通勤效率各变量全部纳入模型，需要分别建立模型以考察各自变量对因变量的影响。这里将E1和E5，E2和E4，E2、E3和E5三组不相关变量分别纳入模型，得到模型Ⅰ、模型Ⅱ和模型Ⅲ，并对三个模型分别进行回归分析，结果如表3所示。

从表3可以看出，三个模型均通过显著性检验。照料需求（L1、L2），通勤效率中的E1、E3、E4、E5，行为偏好中的D1、D2、D4、D5，对九·五时制的选择倾向具有显著影响。

对于多元有序Probit模型而言，β的大小并不代表各影响因素的边际效应。因此，不能直接根据β的估计结果进行比较，而应该进一步估计x′i的不同取值对Yi的边际效应。这里选取表3中R2取值较大的模型Ⅰ，对解释变量的边际效应进行估计和分析，结果见表4。

根据多元有序Probit模型的边际效应分析过程可知，因变量取不同值时所对应的自变量边际效应应该存在差异，而且边际效应的正负符号也有可能不一致，特别是在因变量取值截然相反时。由表4可知，边际效应的绝对值在Y=2和Y=3时较大，说明自变量对“赞成九·五時制”和“非常赞成九·五时制”的影响更大;边际效应的绝对值在Y=3时最大，意味着自变量对“非常赞成九·五时制” 的影响最大。因此，与Y=3所对应的自变量边际效应可以代表自变量对九·五时制赞成程度的影响。以下主要分析与Y=3所对应的自变量边际效应。

照料儿童的需求（L1）与劳动者对九·五时制的态度显著负相关，H1未能得到支持。照料老人的需求（L2）与劳动者对九·五时制的态度显著正相关，即照料父母和其他长辈的需求会增加劳动者对九·五时制的支持程度，H2得到支持。可见，两种不同的照料需求对九·五时制的选择倾向有不同的影响，这可能与九·五时制无法满足中午时间对放学儿童的照料需求有关。

通勤距离（E1）和对交通拥堵程度的态度（E5）均与劳动者对九·五时制的态度显著正相关，即增加通勤距离会提高劳动者对九·五时制的支持程度，在意交通拥堵的劳动者将更倾向于选择九·五时制，因此H3和H7得到支持。

对高质量早餐的需求（D1）、晨练习惯（D2）和对中午时间的利用情况（D5）均与劳动者对九·五时制的态度显著正相关，即有高质量早餐需求、有晨练习惯、希望充分利用中午时间的劳动者，更倾向于支持九·五时制，因此接受H12、H13、H14。午休时间（D4）与劳动者对九·五时制的态度显著负相关，即有午休习惯的劳动者更倾向于不选择九·五时制，支持H10。

每周加班时间（W1）、离岗时间（W2）、单位是否有午休地点（D3）、是否介意中午应酬支出（D6）这四个变量与劳动者对九·五时制的态度之间的关系不显著，因此，与预期不一致，H8、H9、H11、H15均未能得到支持。可能的原因有两点：第一，相对于八·六时制，九·五时制并不能减少劳动者的工作时长（同为8小时工作制），反而因为没有午休时间而提高了劳动者的工作强度或者降低了劳动者的工作效率;第二，工作时长、工作地点、是否有午休场所并不是由劳动者自己的意愿决定的，而是受诸多因素影响，比如工作单位本身所属的行业类型、岗位性质、工作需要等。

（四）调节作用检验

由于年龄、性别、岗位类型三个变量可能作为调节变量影响前文所讨论的自变量与因变量之间的关系，所以此处在模型Ⅰ中增加交叉项检验。具体检验模型如下：

Y*h=λh+δ0Kh+∑8m=1δmQm+∑8m=1θmKhQm+εh（4）

其中，h的可取值为1、2、3，K1、K2、K3分别代表年龄、性别和岗位类型三个调节变量，λh和εh分别表示截距项和和随机项，（Q1，Q2，Q3，Q4，Q5，Q6，Q7，Q8）=（L1，L2，E1，E5，D1，D2，D4，D5），∑8m=1θiKhQi为交叉项，δ0、δm和θm（m=1，2……，8）分别为单个变量和交叉项的系数。表5为对年龄、性别、岗位类型三个变量调节效应的检验结果。从表5中可以看到，年龄、性别、岗位类型三个调节变量加入以后，模型的R2有所增加（增加值分别为0.010、0.013、0.021），模型拟合效果稍有改善，但是所有模型均未通过显著性检验。另外，逐一考察各交互项的P值，发现交互项均未通过显著性检验。因此，调节效应不能得到支持，实证和边际效应的结果可信。

五、结论与建议

在当下社会舆论热议“996工作制”的背景下，本文运用多元有序Probit模型，从劳动者的视角分析了照料需求、职住状况与通勤效率、工作时长和行为偏好四个方面的微观因素与劳动者对九·五时制的态度之间的关系。希望通过对于工时制度偏好内在机理的探究，得出有益于提升城市公共治理成效的有效结论和政策建议。

（一）研究结论

第一，照料需求对城市劳动者选择九·五时制的倾向有显著影响，但不同群体的照料需求产生的影响存在差异。因为九·五时制无法满足劳动者中午照料放学儿童的需求，所以照料儿童的需求与劳动者对九·五时制的选择倾向之间显著负向相关;而照料老人的需求与劳动者对九·五时制的选择倾向之间显著正向相关，与预期结果一致。

第二，通勤效率因素对城市劳动者选择九·五时制的倾向具有显著影响。通勤成本（包含通勤距离、通勤时间）与劳动者对九·五时制的选择倾向之间显著正向相关，对交通拥堵的在意程度和交通拥堵程度的提高也会提升劳动者对九·五时制的偏好程度。

第三，工作时长与劳动者对九·五时制的选择倾向之间没有显著相关关系。

第四，部分行为偏好因素影响劳动者对九·五时制的选择倾向。晨练、早餐等健康需求对九·五时制的选择倾向具有显著正向影响。有午休习惯的劳动者更倾向于不选择九·五时制，但是希望中午时间可以得到充分利用的劳动者更倾向于选择九·五时制。

（二）政策建议

第一，对于实行八·六时制的城市，应该从八·六时制的主要弊端入手，为城市劳动者提供必要的公共保障服务。八·六时制的主要弊端是通勤成本高、早餐时间短等。若计划长期维持八·六时制，城市管理者应加强交通疏导和保障道路畅通，加强城市立体交通建设，提升公共交通的运力和速度，降低劳动者通勤成本。同时，相关部门应该建立政府鼓励和市场导向的早餐餐饮业发展体系，加强对早餐供应主体的監督，提升早餐供应质量，满足劳动者对高质量早餐的需要。针对近年来城市公园建设呈现大型化、区域化的特征，小型社区公园建设存在明显短板，应合理布局城市公园，适度增加邻里公园、社区公园的分布密度，加大社区健身场地和设施建设力度，为劳动者晨练提供保障。此外，城市还应该培育和发展现代养老产业，规范家政服务行业标准和收费标准，降低劳动者照料老人的成本。

第二，对于正处于由八·六时制向九·五时制转换以及已经实行九·五时制的城市，应该全面优化公共服务体系，提高九·五时制的接受程度。由于劳动者照料儿童和午休的需求会对九·五时制的接受程度产生显著负向影响，所以城市管理者宜重点满足劳动者照料儿童和午休的需求。从照料儿童的角度来讲，相关部门应该规范儿童托管和辅导市场，提高该类机构的准入门槛和从业资格审查，制定细致的、实操性强的行业标准，加强监管，探索在城市小学增加午间托管职能，并加强餐饮、住宿等行业的标准化管理，以满足劳动者午间对儿童的照料需求。从午休的角度讲，当从八·六时制改为九·五时制以后，将在早晚各多出一个小时的自由支配时间，劳动者可以通过调整自身的作息时间而得到充分休息。企业或机关应该积极探索午休需求的解决方案，比如，将午间空置的空间加以改造，供员工午间小憩。

劳动者对工时制度的选择是一个复杂的决策过程，其影响因素可能还包括收入水平、社会地位、由攀比心理所导致的羊群效应等，在相关数据满足研究需要的前提条件下，可以进一步探讨上述因素的影响。

〔责任编辑：来向红〕