“做家务”还是“继续工作”？——健康视角下的老年人劳动时间配置

关 斐 李麦收

1 引 言

劳动生产率的增加以及个人劳动潜能的开发，需要合理和有效的时间配置。时间现在已经成为日益稀缺的重要资源，而健康作为重要的人力资本维度是劳动力供给的重要因素，老年人健康状况的变化不一定会直接退出劳动力市场，但有可能只是减少了劳动时间。老年人在工作、家务劳动和闲暇时间配置选择，是一个复杂和综合的决策系统，配置结构关系个人及其家庭的福利。老年人有丰富的知识和技能积累优势，鼓励身体健康的老年人积极参与市场劳动，可以转变为现实生产力，并创造社会经济价值，缓解人口快速老龄化带来的劳动力供给不足问题，有利于释放中国第二次老年人口红利。家务劳动与市场劳动相比，由于其本身所具有的相对封闭性、不计酬的特征，使其具有相对独立的价值结构和工作结构，但由于其本身也凝结了相对具体和抽象的劳动，其劳动价值和市场劳动价值都是社会总价值的主要内容，对于维持家庭内部再生产具有重要意义。

目前，学术界关于健康对老年人劳动时间配置影响的研究尚未形成一致性的结论。已有健康对劳动时间配置的研究主要集中在工作时间，进而忽视了对家务劳动时间配置的研究。劳动者作为生产者进行劳动，付出市场劳动时间的主要目的是获得收入。同时，劳动者作为消费者也需要配置时间在家务劳动方面以生产出可直接使用的消费品来获得效用。劳动者自身的健康水平会影响其就业能力，而且也会影响家庭成员的劳动时间分配，对农村家庭劳动力非农就业时间配置影响显著（孙顶强，2015［1］），农户可以通过增加非农劳动时间增大家庭效用函数（刘秀梅,2004［2］）。因此，劳动者作为生产者和消费者需要合理配置市场劳动时间和家务劳动时间来实现劳动时间福利。

劳动时间配置具有“生产性”特征，老年人健康劳动时间除了能够缓解老龄化带来的政府养老和医疗支出增加带来的巨大经济成本外，也能够通过提供更多的有经验和熟练的劳动力，提高社会劳动生产率。从国家的维度来看，高福利国家的工人受到健康冲击时，退出劳动力市场的滞后性将影响下一期劳动力供给（潘杰等，2011［3］）。只要健康状况不是太差，劳动者基本不会退出劳动力市场，只是减少了工作时间，良好的健康状况能提供更长和更有效率的劳动时间（田艳芳，2011［4］）。老年人的健康状况对提前退休行为的影响存在性别差异，女性更倾向于退出劳动力市场，而男性的健康状况并没有显著影响其提前退休行为（封进和胡岩，2008［5］），健康冲击对农村劳动力的影响最大，农村老年人受到的影响大于中年人和青年（张利痒，2016［6］）。

本文为老年人的健康与劳动时间配置的关系提供了新的实证证据：（1）现有研究多关注健康状况与劳动时间中的工作时间，即市场劳动时间的关系，或者健康状况与家务时间的关系，而同时探讨健康与工作时间和家务时间关系的研究较为少见。（2）作为对慢性疾病这一衡量健康指标的补充，本文还选取个体遭受的突发的、外来的健康冲击来衡量老年人的健康状况，主要原因是老年人不会在急性健康冲击前，短期内调整其劳动时间配置行为。（3）本文基于微观追踪调查数据，考虑个体效应和时间固定效应，采用面板数据模型进行分析。以日常饮食偏好作为工具变量，采用面板数据工具变量法，解决了因遗漏解释变量而产生的内生性问题。增加日常生活能力作为解释变量进行稳健性检验，发现研究结果具有稳健性；（4）异质性检验方面，本文分析了健康对老年人劳动时间配置影响中存在的城乡差异和职业差异，特别是在职业异质性的分析上，将职业分为服务业、农业、非专业技术、技术和高级技术工人五大类，较为全面的分析了健康的劳动时间配置效应中存在的职业差异。

2 研究假设的提出

时间配置理论中经典的“收入-闲暇”（Income-Leisure）模型把家庭成员的劳动时间配置主要分为三部分：家庭生产时间主要生产家庭所需的消费品；工作时间主要以获得劳动性收入报酬为主，并从市场上购买家庭生产所需的投入品以及家庭所不能生产的消费品；闲暇时间主要通过休闲、锻炼获得效用以恢复继续工作的能力（Becker，1965［7］）。另外，理性人会根据收入水平，科学配置劳动时间实现效用的最大化，时间的有限性以及智能设备在家庭生产的应用能有效的节约家庭生产时间。另外，技术越进步，可节约的家庭生产时间越多，用于休闲或工作的时间也会随之增加。因此，劳动时间配置对于提升家庭福利有重要意义。

2.1 健康对老年人劳动时间配置的影响

劳动时间配置在劳动力市场发挥的作用主要从工作时间和家务时间两个方面展开。在工作时间即市场劳动时间方面，学者主要从健康是个体人力资本的投入出发，探究健康和劳动时间配置之间的关系。健康对45岁及以上老年人劳动供给时间的影响显著，身体健康状况较好的老年人退休后可以再就业，选择提供更长的劳动供给时间，而持续恶化的健康状况会导致老年人时间福利的巨大差异，更重要的是影响老年人劳动参与意愿，导致提前退休（蒋选，2017［8］）。健康变化对劳动时间的影响具有外部性，并且存在性别和城乡差异（张川川，2011［9］），男性和城镇居民容易因健康变差会退出劳动力市场，但女性和农村居民会因健康变好会增加劳动时间。基于Heckman模型检验，健康就业效应和收入效应主要是个人的健康、年龄和文化程度对就业起到了重要的作用（曹乾、杜雯雯，2010［10］）。采用倾向得分匹配的反事实因果分析方法，考虑健康的选择性偏误，健康冲击对劳动参与选择行为的影响存在城乡和性别差异（廖宇航，2019［11］）。

健康不良除了影响工作时间以外，也会对家务劳动时间产生影响，健康对家务时间的影响主要取决于夫妻双方议价能力的对比。家庭内部议价能力的变化会影响家务时间和家务分担的比例，而且男性议价能力的影响要大于女性（齐良书，2005［12］）。家务时间配置存在城乡差异，农村家庭的日均家务劳动投入时间少于城镇家庭，家务劳动特别是重复性的工作强度不利于女性的健康和人力资本投资（张锦华和胡军辉，2012［13］）。健康对家庭时间分配的影响主要是健康受损减少了自身的市场工作时间，而且使城镇男性和女性家务时间减少，但对农村男性没有影响（郭晓杰，2012［14］）。因此，健康对家务时间的影响主要取决于家庭内部议价能力差异带来的家庭分工不同。为此，本文提出研究假设1：

假设1：健康不良减少了老年人的市场工作时间，对家务时间的影响不确定。

2.2 基于城乡差异的健康对老年人劳动时间配置的影响

老年人劳动时间配置的偏好决定了可支配时间的配置方向，通过调整工作、家务劳动和休闲等活动，实现效用最大化。虽然老年人的劳动时间配置是家庭内部决策，但是也受到社会制度和社会政策的影响。因此，在考察健康对老年人劳动时间配置的影响时，工作时间的约束程度受到城乡差异这种二元社会结构特征的影响（Ishii-Kuntz等，1992［15］；Blood等，1960［16］），许多经验研究者证实了这一结论（Blair等，1991［17］；Gronau，1980［18］；Goldscheider，1991［19］）。具体来说，在中国城乡二元社会结构特征的背景下，城镇和农村老年人因工作性质、工作结构、收入绝对数额的差异，导致在有慢性疾病和受到健康冲击时，老年人劳动时间配置的差异。因此，农村老年人在患慢性疾病和健康冲击时对劳动时间更为敏感。为此，本文提出研究假设2：

假设2：健康不良对老年人工作时间和家务时间配置的影响存在城乡差异。

2.3 基于职业差异的健康对老年人劳动时间配置的影响

马克思经济学充分认识到劳动二重性理论对工作时间付出差异性的影响，弥补了劳动经济学中只重视工作时间的数量而忽视工作时间质量的缺陷。工作时间付出的异质性主要是指由于职业特征的差异造成劳动者在相同的工作时间内投入的智力、脑力和情绪、心理负荷存在质的差异。工作需求维度的差异性主要是指不同职业间的工作内容和需求具有差异性，包括体力需求、认知需求和情绪需求维度。知识密集型、工作难度大的职业要求劳动者具有较强的认知能力和心理承载，对相关的专业知识技能的高要求容易造成职业紧张，而长期的职业紧张会导致心理或生理健康的问题。建筑工人和产业劳动者多从事体力劳动，如果劳动者不健康或者患有疾病会对其工作时间配置造成影响。有些工作要求则是体力需求和情绪需求的组合，比如空姐、月嫂等服务型行业中。因此，劳动者即使工作时间相同，其中投入的劳动强度和工作内容则具有质的差异。基于澳大利亚的样本数据，健康和工作时间的关系存在职业差异，其调节作用存在于管理者、销售和商业等职业（Fein 等，2015［20］）。另外，职业健康促进（Occupational Health Promotion）自1994年经WHO职业卫生合作中心明确了健康促进的目的是使所有的人民达到最高限度的身体、精神健康和社会的良好适应。随着人工智能技术改革的不断推进，不断出现的新工艺、新技术和新方法容易产生新的职业危害，特别是一些非正规就业工人和高危环境工作工人，比如煤矿工人面临着就业和安全的压力依然容易造成心理紧张。另外，职业是劳动力部门的重要组成部分。市场经济转轨期，职业差异使不同单位和组织成员在资源分配和利益上存在差异。如果缺少对转型期不同职业所有制部门劳动力的控制，将会使实证结果导致偏差（梁玉成，2006［21］）。为此，本文提出研究假设3：

假设3：健康不良对老年人工作时间和家务时间配置的影响存在职业差异。

3 研究设计

3.1 数据来源

中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey, CHNS)由美国北卡罗来纳大学人口研究中心和中国疾病控制与预防中心合作开展，该数据库是关于中国健康与营养问题研究的质量最高的数据来源。该调查样本规模大，采用分层抽样设计，样本具有随机性和全国代表性。目前，CHNS已经完成10轮的调查，最新年份为2015年，因此，本文选取1997～2015年度中国健康与营养调查（CHNS）数据库中的健康和工作时间、家务时间的面板数据。研究样本选取60岁以上的被调查者，删除慢性疾病和健康冲击的缺失值后，有效样本有23820个，其中城镇样本12729个，农村样本11060个。

3.2 劳动时间配置的模型建立

由于被解释变量工作时间和家务时间存在截尾（censoring）问题，也就是说工作时间和家务时间最低只能为0，低于0的工作时间和家务时间被归并为0。对于此类数据建模，我们引入潜变量回归模型，记yi*为效用极大化的工作时间（或家务时间），对其建模为：

但效用极大化的解可能是负值，现有文献采用截尾的办法（Tobin，1958［22］）：

即，当时yi*＞0，yi=yi*；当时yi*＜0，yi=0。假设误差项是正态分布，观察变量的分布可以写成：

基于Tobit模型，采用最大似然法估计健康对劳动时间配置的影响作为基准模型，模型设定如下：

式（4）中，被解释变量Hoursi,t是个体i在第t年（1997年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年）的劳动时间，采用工作时间和家务时间度量；解释变量健康表示个体i在第t年的健康状况，采用客观的健康标准慢性疾病和健康冲击来度量；Controls是表示个体特征和家庭层面特征的其他控制变量，包括性别、受教育程度、个体工资性收入、年龄、城镇、婚姻状况、职业类型、家庭中子女个数、家庭收入等；ωi表示个体固定效应，由于个体固定效应会被家庭固定效应吸收，因此本文从本质上也控制了家庭特征固定效应；πt表示年份固定效应；随机扰动项εi,t～N( 0,σ2)。

为了进一步考察收入和城镇在健康和劳动时间配置之间的调节作用，在方程4的基础上，借鉴Qian等（2012）［23］、Park和 Kim（2016）［24］、Rambotti（2015）［25］的 做 法，引 入 健 康 和 收 入 交 互 项Healthi,t×idinc和健康和城镇Healthi,t×urban交互项，上述模型拓展为：

3.3 变量选择

（1）劳动时间。关于劳动时间的衡量，中国健康与营养调查（CHNS）中包含了全面刻画中国城镇和农村居民工作时间和家务时间的数据。关于工作时间的问题主要是“每周工作多少天？”和“每天工作多少个小时？”，工作时间和家务时间的计算单位是小时/天。工作时间是城镇老年人从事相关职业的时间和农村老年人的劳动时间的加总，其中，城镇居民的工作时间主要是指从事某项职业以及家庭小手工业和商业劳动时间的加总，农村居民的工作时间主要是指农民从事家庭菜园果园时间、家庭农业和农场劳动、集体渔业和家庭渔场的劳动时间、饲养家禽家畜劳动时间的加总。家务时间是指主要家务琐事时间和家庭照料时间的加总，包括为家庭购买食物、为家人做饭、用洗衣机洗衣服、手洗熨烫衣服和打扫房间等日常家务琐事的时间，还包括看护6岁以下儿童的家庭照料时间。

（2）健康变量。健康变量采用反映老年人客观健康水平的慢性疾病和健康冲击来衡量。慢性疾病根据被访者患有高血压、心脏病和心肌梗塞中的一种编码生成虚拟变量。健康冲击以“过去四周是否生病住院”编码生成虚拟变量。

（3）交互项和控制变量。引入慢性疾病、健康冲击和收入、城镇的交互项，考察收入和城镇在健康和劳动时间配置之间的调节作用。其他控制变量主要包括个体特征变量，包括工资收入、受教育程度、年龄、性别、婚姻状况和城镇；家庭特征变量主要有家庭中的子女个数和家庭收入。为了减少因健康和劳动时间配置之间的互为因果关系引起的结果偏误，引入日常饮食偏好，包括对偏咸和偏甜食物偏好作为工具变量。主要变量定义及基本描述性统计如表1所示：

表1 主要变量的基本统计特征

4 实证结果

4.1 基准模型的回归分析

为探究健康对工作时间和家务时间配置的影响，本文采用反映老年人健康的慢性疾病和健康冲击变量分别对被解释变量工作时间和家务时间进行Tobit回归，考虑到老年人工资收入差异，引入慢性疾病、健康冲击和收入变量的交互项，用来检验健康对不同收入老年人劳动时间配置影响的边际效应（童玉芬和廖宇航，2020［26］）。考虑到中国社会经济结构的城乡二元分割特征，引入慢性疾病、健康冲击和城乡变量的交互项，用来检验健康对老年人的时间配置的边际效应可能存在城乡差异，回归结果见表2。表2中，列1和列3显示了采用面板Tobit模型估计方程4的回归结果。考虑慢性疾病和健康冲击以及加入健康变量和城镇、健康变量和收入交互项对工作时间的影响，列2和列4汇报了采用面板Tobit模型，加入交互项，估计方程5的回归结果。

表2 健康对老年人劳动时间配置影响的面板Tobit模型估计结果

健康不良使老年人不得不主动或者被动的减少工作劳动时间或者家务时间以维持其正常的体力活动。表2中的列1和列2显示，慢性疾病和健康冲击使老年人的工作时间减少0.551小时/天、0.327小时/天，家务时间增加0.562小时/天、1.006小时/天。糖尿病、高血压和心脏病等慢性疾病往往有头晕、恶心和心跳加快症状，虽然可以通过药物缓解症状，维持一定的健康水平，但已经影响劳动者单位时间的劳动产出率。健康冲击作为一种急性疾病，使老年人家务时间下降的绝对值大于慢性疾病。因此，减少住院率和急性疾病的发病率比控制慢性疾病更能提高老年人劳动时间的边际效用。

加入交互项后的回归结果表明，慢性疾病和健康冲击下，收入增加使老年人的工作时间减少0.14小时/和0.184小时/天，家务时间增加0.297小时/天和0.243小时/天，见表2中列2。老年人在受到健康威胁时更倾向于减少工作时间和增加家务时间，说明家务劳动对老年人来说是“劣质品”，受到既定支配时间下市场工作时间和闲暇的制约，劳动者对劳动时间的选择需要找到市场工作和非市场工作之间的平衡点。另外，家务劳动具有相对封闭性、无报酬和特殊的流动性特征，使家庭经济与市场经济的价值结构、工作结构与报酬结构相对独立。表2中的列2和列4显示，慢性疾病和健康冲击下，在城镇，老年人的工作时间和家务时间都减少，分别是0.821小时/天、0.428小时/天和0.520小时/天、0.414小时/天。在既定时间配置中的重要性程度存在差异时，城镇老年人相对于农村老年人工作时间下降的绝对值较大，说明中国的户籍制度带来的“社会空间等级”加大了农村老年人的农业劳动时间约束，农村老年人由于人力资本低，不得不配置更多的时间在市场劳动，因为市场时间长可以增加其劳动报酬。另外，人均预期寿命的增加和持续多年的人口低出生率使劳动力市场出现缺口，城镇老年人退休后可以享受健全的社会养老保险，社会养老和子女养老相互补充的养老方式激励了城镇老年人减少工作时间，而农村老年人的工作主要以农业劳动为主，且受到自然力的支配，必须充分利用生产时间抓紧劳动才能获得农耕时节的收入。另外，农村老年人可能对慢性疾病相关的健康知识掌握有限，甚至根本不知晓其患有慢性病，为了维持基本生活不得不在业。

4.2 内生性问题-面板数据工具变量法

内生性问题会使OLS估计结果产生有偏性和不一致性（鲍莹莹，2020［27］）。一方面，健康是劳动时间配置的重要影响因素，劳动时间配置和健康之间可能存在反向因果的关系，导致结果的有偏和不一致。另一方面，虽然本文已经控制了其他影响健康和劳动时间配置关系的重要变量，但很可能存在遗漏某些重要解释变量，如果这些遗漏的解释变量能够同时影响健康和劳动时间，也会导致估计结果的偏误。对于这一问题，一个通常的做法是找到一个和健康相关，但独立于劳动时间配置的工具变量，进行工具变量回归。

经验研究表明，饮食结构对老年人的健康长寿有重要的作用，食用素食和杂粮在烹饪中由于营养成分损失较少，能为健康长寿提供饮食保障，而经常摄入高盐、高糖分和高脂肪的食物则容易引发老年心脑血管慢性疾病（翟德华，2004［28］）。本文采用饮食偏好，即偏好使用咸和高糖食物作为工具变量来解决健康和劳动时间之间的内生性问题。合理的饮食习惯对于维持和保持健康状况和长寿水平有显著影响，但饮食习惯不能影响老年人的劳动时间安排，符合工具变量的要求。考虑到本文使用的是非平衡面板数据，通过使用面板数据的固定效应模型可以控制那些不随时间变化的个体层面的遗漏变量的影响。本文虽然较为恰当地分析健康对劳动时间的影响，但全部劳动时间中的一部分变量如家庭照料、日常家务琐事的时间和农村居民的劳动时间有较多的零值，Tobit模型可以用来估计因变量有较多零值的情形，因此采用Tobit模型进行全样本工具变量检验，并和面板固定效应工具变量法的二阶段最小二乘估计作为比对，以日常饮食偏好作为工具变量的回归结果见表3。

表3 健康对老年人劳动时间配置的影响：以日常饮食偏好为工具变量

从关键变量与工具变量的相关性检验可知，日常饮食习惯在工作时间、家务时间的回归分析中效果良好，即慢性疾病和健康冲击显著的减少了老年人的工作时间，但是增加了家务时间。另外，各列过度识别检验结果均接受了日常饮食偏好工具变量为外生变量的原假设。本文虽然得到了慢性疾病、健康冲击和劳动时间之间的关系，但因缺少闲暇时间的数据，不能简单的认为减少的工作时间都转向了家务劳动。如果有闲暇的相关数据，还可以考虑慢性疾病和健康冲击对闲暇时间的影响，这也是本文今后的研究方向之一。

4.3 稳健性检验-改变自变量

以往的经验研究中对健康指标的选取并没有统一的标准，也就是健康的多维性特征容易造成因缺失其他健康指标造成工作时间或家务时间估计结果偏高或者偏低（解垩，2010［28］）。为了克服可能因遗漏相关重要的健康变量带来的估计偏差，采用老年人的日常生活能力（ADL）指标作为健康的代理指标，测算健康的劳动时间配置效应。日常生活能力是客观的健康指标，也是老年人每天必须进行的重复性活动，具有共同的身体动作，而且还是每天衣、食、住、行的基本生活任务。对于身体健康的人来说，这种能力非常普通，但对老年人和残疾人来说，却具有挑战性。根据Hays（1998）［26］方法，构建日常生活能力指数。具体的做法是：先根据每项具体的任务表示没有困难的，即回答1的赋值0，依次回答2或者3的赋值50，回答4的赋值100，计算出经济个体的各项具体日常生活能力的总分（sum）得到的结果转换成0～100分，然后构建出ADL指数(0,1),得到个体各项活动能力总和的最大值和最小值。

另外，前文采用慢性疾病和健康冲击对工作时间的影响采用的是Tobit回归最大似然估计，该统计量统计性质良好的假设前提是误差项服从正态分布且与解释变量不相关。然而，如果两个假设不成立，最大似然估计就是不一致且非渐近正态。因此，为了和前文Tobit模型回归结果进行比对，借鉴林相森和艾春荣（2009）［29］的做法，采用Powell（1984）［30］提出的归并数据的最小绝对偏离值估计法（CLAD）的半参数估计法，该估计法不需要正态性和独立性的假设就可以得到一致的估计，回归结果见表4。

表4 增加解释变量日常生活能力的稳健性检验

表4分别显示了CLAD估计方法和标准Tobit回归的结果，结果显示通过两种方法得到的结果差异不大。例如，表4中的列1显示，在CLAD估计中，主要解释变量日常生活能力、慢性疾病和健康冲击对工作时间影响的系数是-0.782、-0.273和-0.516。在Tobit估计中，相关健康变量的系数分别是-0.975、-0.201和-0.391。两种估计方法的系数都为负值，说明了慢性疾病和健康冲击会导致老年人工作时间的下降。但在家务时间方面，增加了日常生活能力健康变量后，日常生活能力减少了老年人的家务时间，但慢性疾病和健康冲击估计的系数方向不一致，说明了在用Tobit模型估计健康对家务时间的影响时，Tobit模型所依赖的假设不成立。

4.4 异质性分析

（1）基于城乡差异的考察

中国的户籍制度自1958年颁布《中华人民共和国户口登记条例》以来开始正式实施，农民限制进入城市的户口管理制度确立。城市间人口流动的限制成为中国城镇和农村经济发展不均衡的主要原因。自1978年改革开放以来我国社会经济发展经历了高速发展，家庭承包责任制的推广和农产品要素市场的发育使大量的农村剩余劳动力开始迁移到城市寻找非农就业机会，推动了农村内部和城乡之间劳动和资本的相互流动。此后，户籍制度放松，城市福利体制改革和劳动就业市场化的加强使许多农民工在城市被雇佣，这造成了我国独特的“城乡二元经济”结构。分城镇和农村样本的回归结果见表5。

表5 慢性疾病和健康冲击老年人劳动时间配置的影响：分城镇和农村样本的考察

续表

慢性疾病下，城镇老年人更倾向于用家务时间替代工作，但农村老年人倾向于配置更多的时间在工作而非家务劳动。表5中基于城镇样本的老年人健康对工作时间和家务时间影响的结果见列1和列2，慢性疾病使城镇老年人的工作时间减少了0.328时/天，家务时间增加0.734时/天，说明城镇老年人对慢性疾病不敏感，家庭生存和生存补偿的压力小，使得有慢性疾病的城镇老年人更倾向于用家务劳动替代工作。表5中基于农村样本的老年人健康对工作时间和家务时间影响的结果见列3和列4，慢性疾病使农村老年人的工作时间增加1.631时/天，高于家务时间1.9时/天，说明农村老年人更倾向于用工作时间替代家务劳动时间。列1、列3显示，健康冲击对城镇老年人的工作时间和家务时间的影响方向相反，城镇老年人的工作时间增加0.573时/天，家务时间减少0.265时/天，可能的解释是人均预期寿命的增加和持续多年的人口低出生率使劳动力市场出现缺口，城镇老年人退休后不满足于仅仅在家做家务或者享受休闲，较高的受教育程度和责任心使他们受到大多数用人单位的青睐，而农村老年人的工作主要以农业劳动为主，且受到自然力的支配，必须充分利用生产时间抓紧劳动才能获得农耕时节的收入。另外，农村老年人可能对慢性疾病相关的健康知识掌握有限，甚至根本不知晓其患有慢性病，为了维持基本生活不得不在业。

（2）基于职业差异的考察

不断变化的社会结构使劳动时间配置行为具有动态变化的特征，职业的异质性决定了老年人获取社会网络资源和经济资源的能力的差异，这也导致了就业机会不平等和收入差距（刘二鹏,2020［31］）。因此，在研究老年人时间配置的健康因素时，需要考虑职业异质性的影响。

基于中国健康与营养调查（CHNS）中的问题“你的主要职业是什么?”对职业进行度量，问卷中相关问题的答案是高级专业/技术工作者（包括医生、教授、律师、建筑师和工程师等）、一般专业/技术工作者（护士、教师、编辑和摄影师等）、管理者/行政官员/经理（厂长、政府官员及村干部等）、办公室一般工作工人（秘书、办事员）、农民和渔民以农业、畜牧业为主要职业的居民、技术工人（领班、车间班长、工艺工人等）、非专业技术工人（普通工人、伐木工等）、军官与警官、司机和服务行业工人（厨师、服务员、门卫、售货员、洗衣工、保育员等），本文对主要职业变量进行编码后的五大职业主要有服务业、农民、非专业技术工人、技术工人和高级专业技术工人。

表6中，列1汇报了慢性疾病和健康冲击对从事不同职业老年人的工作时间和家务时间影响的Tobit回归结果，列2汇报了增加慢性疾病和健康冲击与收入和城镇交叉项的Tobit回归结果。

表6 健康对老年人劳动时间配置影响系数汇总表：不同职业的考察

续表

慢性疾病和健康冲击对老年人工作时间和家务时间的影响存在职业差异。工作时间方面，慢性疾病和健康冲击下，服务业老年人的工作时间增加0.482小时/天和0.921小时/天，高级专业技术工人的工作时间减少0.211小时/天和0.26小时/天，见表6中列1。社会分工中，服务业具有范围广泛、综合服务、分散性和地方性较强的特点，吸纳了大量的就业。但从业工人往往受教育水平较低，而且大部分存在于非正规就业部门，劳动条件和所享受的福利水平和正规就业者差距较大，造成了不管是慢性疾病和健康冲击，也不得不增加工作时间的情形。高级专业技术工人往往受教育水平较高，有本行业专业的注册执业证，且具有一定的管理经验和较高的职业层次，这类工人往往思维开阔、更易于接受新事物而且也具有战胜疾病的坚定信心，因此更倾向于减少工作时间以维持其正常的身体健康状况。另外，高级专业技术工人是企业培育的具有核心竞争力的员工，享有较高的社会保障，在慢性疾病和健康冲击下减少工作时间不会有被解雇的风险。有慢性疾病的非专业技术工人的工作时间增加1.26小时/天且结果显著，说明以人工智能和互联网技术为代表的技术进步将会持续引领劳动力市场对技术工人的偏好，非专业技术工人只能通过不断增加工作时间，避免“就业技能极化”产生的就业排斥。健康冲击下，从事农业劳动的农民增加的工作时间最长，达到1.12小时/天，这说明由于就业空间狭小，即使是急性疾病，农民也不得不维持一些日常的农业劳动，特别是在耕种和农忙期。

家务时间方面，慢性疾病和健康冲击使从事服务业、非专业技术、高级专业技术老年人的家务时间分别增加0.847小时/天、0.577小时/天，0.174小时/天、0.127小时/天，0.712小时/天和0.714小时/天，从事农业劳动的农民和技术工人的家务时间分别减少0.668小时/天、0.127小时/天，0.852小时/天和0.834小时/天，见表6中列3。由于工作时间和家务时间存在替代效应，农民和技术工人家务时间的减少可以用其增加的工作时间来解释。高级专业技术工人家务时间增加，说明产业发展对高级管理知识型人才的需求旺盛，劳动时间配置的自由度高。另外，由于较高的职业地位和高收入，可以付费让更多的家务劳动外包给家政工人造成了家务时间的减少。

表6中，列2报告了加入健康和收入、城镇交互项后的不同职业老年人劳动时间配置的回归结果。健康和收入交互作用的回归结果表明：工作时间方面，未发现收入增加使从事服务业、农业和技术老年人的工作时间和家务时间的相互替代关系。随着收入的增加，慢性疾病和健康冲击使服务业、从事农业劳动的农民和非专业技术老年人的工作时间增加0.028小时/天、0.015小时/天，0.035小时/天、0.068小时/天和0.027小时/天、0.085小时/天。慢性疾病和健康冲击使技术和高级专业技术老年人的工作时间分别减少0.026小时/天，0.083小时/天和0.028小时/天、0.004小时/天。

家务时间方面，在慢性疾病和健康冲击下，收入增加使从事服务业、非专业技术和高级专业技术老年人的家务时间增加0.081小时/天，0.048小时/天、0.012小时/天，0.108小时/天和0.030小时/天、0.505小时/天，从事农业和有技术老年人的家务时间减少0.076小时/天、0.007小时/天和0.194小时/天、0.070小时/天，见表6中列4。收入的增加使高级专业技术老年人的工作时间减少和家务时间增加，说明高级专业技术人员是具有一定的专业知识和技能，并能在生产实践中解决一定问题的人，人力资本的专用性特征决定了该类从业者劳动时间选择的弹性较大。

表6中，列2报告了健康和城镇交互作用的回归结果：工作时间方面，在城镇，慢性疾病和健康冲击使从事服务业、农业、非专业技术老年人的工作时间分别增加1.675时/天，0.136时/天、1.826时/天，2.009时/天和1.160时/天，0.137时/天，减少了技术工人和高级专业技术工人的工作时间0.782时/天、0.874时/天和0.368时/天、0.011时/天。表6列4报告了家务时间的回归结果，慢性疾病和健康冲击使城镇从事服务业和非专业技术老年人的家务时间增加0.719时/天、1.013时/天和0.124时/天0.426时/天，农民、专业技术和高级专业技术人员家务时间减少0.707时/天，1.398时/天、1.012时/天，1.647时/天和0.058时/天、0.030时/天。可以看出，在城镇，慢性疾病和健康冲击对从事技术和高级专业技术的城镇老年人工作时间和家务时间影响同时为负，对从事服务业、农业和非专业技术工人的影响同时为正，因此未能发现在这五大类职业中工作时间和家务时间之间的替代作用，可能的原因是本文把劳动时间分为工作时间和家务时间，未考虑休闲的效用。

值得注意的是，从事服务业和非专业技术老年人在有慢性疾病和受到健康冲击时，工作时间和家务时间都有所增加，尤其是在分别加入健康和收入、健康和城镇交互项后，正向影响依然存在，说明服务业和非专业技术工人劳动时间福利受损。以信息分享和传递速率为表征的新技术革命使劳动价值创造过程的复杂化和生产模式的协同化，多元化和智能化的就业模式提高了对劳动者的技能和专业精度的要求。处于较低层次部门的员工和职业，如非专业技术工人将难以向高层次的劳动力市场部门流动，职业分割带来的劳动者职业地位的差异使其在面临健康威胁时不得不重新衡量工作时间和家务时间的权重。较低职业阶层的劳动者不得不接受在健康威胁下也需要工作以维持生存的社会现实，较高职业阶层的高级专业技术工人由于能够提供专用性和创新性的技术和服务，更倾向于用家务时间替代工作时间，这也说明技术革命冲击对低素质劳动力需求的减少，即使受到健康威胁，也不得不增加工作时间以避免结构性失业。

5 结论与政策

劳动时间的公平和稀缺的特征，决定了时间要素比收入的约束更紧。劳动者劳动时间的选择行为直接或者间接的影响劳动者本人及其家庭成员的效用和福利水平，而健康作为重要的人力资本和劳动供给的重要因素，直接关系老年人的生活质量（郑爱文和蒋选，2020［32］）。本文实证分析了客观的健康变量慢性疾病和健康冲击对老年人劳动时间配置的影响，重点考察健康对老年人劳动时间配置中存在的城乡差异和职业差异。实证结果发现：（1）慢性疾病和健康冲击显著减少了老年人的工作时间，但增加了家务时间，加入健康和收入的交互作用后，收入增加使老年人的工作时间减少，家务时间增加。在城镇，受到健康威胁时，老年人的工作时间和家务时间都减少，家务时间下降的绝对值大。（2）采用日常饮食习惯作为工具变量，解决了健康和劳动时间配置之间存在的内生性问题，并通过增加反映老年人健康的日常生活能力变量进行CLAD估计和标准Tobit回归的对比的方法来进一步的验证健康的劳动时间配置效应，发现结果仍然稳健。（3）分城乡样本的估计结果显示，城镇老年人在受到健康威胁时，更重视家庭时间价值，而农村老年人即使受到了健康威胁，仍然存在“无休止劳动”的现象，表现为专门从事家庭经营和农业生产的农民倾向于用较多工作时间替代家务劳动时间；分职业样本的估计结果显示，在慢性疾病和健康冲击下，从事服务业和非专业技术老年人增加了工作时间和家务时间，从事高级专业技术的老年人工作时间减少，家务时间增加，从事农业劳动的农民和技术老年人的工作时间增加和家务时间减少。健康和收入的交互作用表明，随着收入增加，没有发现从事服务业、农业、非专业技术工人和技术工人的老年人在工作时间和家务时间之间的相互替代关系，高级专业技术工人随着收入的增加，更倾向于用家务劳动来替代工作。健康和城镇的交互作用表明，没有发现慢性疾病和健康冲击对在城镇从事服务业、农业、非专业技术、技术和高级技术工人五大类职业中工作时间和家务时间的替代作用。

基于健康视角，影响老年人劳动时间福利的社会政策大致可以分为三大类：首先，社会保障和社会福利政策，主要目的是增加老年人收入，提升老年人的健康资本，保障老年人的生活质量。受到健康威胁，老年人工作时间减少，特别是收入增加，老年人的工作时间仍然减少，因此，对以就业收入为主要家庭收入来源的家庭来说，老年人的收入增加不仅可以提升其劳动时间福利，确保老年群体的基本生活水平，还可以同时改善老年人的个体和家庭生活，避免“因病致贫”。其次，老年劳动力需求相关的政策，包括非正规就业政策、产业结构调整政策、税收政策、有序推进城乡就业和劳动力市场一体化、助推老年人就业参与的数字技术体系等，主要目的是为老年人，特别是农村老年人就业参与提供恰当的工作机会，积极消除社会对老年人认识的偏差，为老年群体创造一个有益于自身和社会发展的角色；要不断完善就业服务中心功能，为不同经验和技能水平的老年人提供相匹配的工作信息，并提供相应的教育和咨询服务，让老年人有畅通的路径参与到各类经济活动中；鼓励市场上各类用人单位为有一定知识和技能水平的老年人提供参与经济活动的机会，重点推动与老年人经济活动密切相关应用的适老化改造，提升老年人市场工作时间效能。再次，畅通的职业自由流动政策。打破职业分割，以劳动力的职业自由流动实现劳动时间配置的福利效应。老年人的早期职业以及职业类型与其晚年健康状况密切相关。职业因素是生命过程理论中的一个重要角色，人们生活的大部分时间都在工作，职业类型随着时间的推移会对人们的身体产生累积性的影响，年老以后就可能体现在健康状况方面。非技术工人和服务业老年人的劳动时间福利受损，政府部门应从提升低端职业从业工人的健康水平着手，实现劳动时间配置的合理化和科学化。