康傳坤 付正鑫

一、引言

繼2017年黨的十九大報告明確提出“實施健康中國戰(zhàn)略”后，2022年黨的二十大報告又進一步提出“把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置”，這充分體現了黨中央對國民健康問題的重視。國民健康不僅是民生問題，也是重大的政治、經濟和社會問題(華穎，2017［1］)。作為國民健康問題的一個重要方面，兒童健康尤為重要。兒童健康作為衡量國民健康與生活水平的一個重要指標(Chen和Li，2009［2］；于新亮等，2019［3］)，不僅關系到個人的未來發(fā)展(Heckman，2012［4］；吳賈等，2021［5］)，也關系到一個國家或地區(qū)的長期人力資本積累(Alderman，2012［6］)，進而影響到整個經濟社會的持續(xù)健康發(fā)展。因此，兒童健康問題越發(fā)成為研究者關注的焦點。

兒童健康與母親勞動供給密切相關。母親不僅承擔著兒童照料的家庭責任(王亞迪，2022［7］)，而且還承擔著在勞動市場上為家庭賺取收入的責任(Ketema等，2022［8］)。母親的這種雙重責任使其面臨著工作與家庭之間的矛盾沖突(吳愈曉等，2015［9］；計迎春和鄭真真，2018［10］)，即工作-家庭沖突。尤其是在女性越來越重視職業(yè)發(fā)展的背景下，她們可能會為工作投入大量的時間和精力，使其面臨的工作-家庭沖突日益加劇，因而不得不在工作與兒童照料之間進行艱難選擇，而這種選擇很可能會使兒童的健康狀況受到影響。

母親勞動供給增加主要從兩個方面影響兒童健康。一方面，母親勞動供給增加會增加家庭收入并提升母親在家庭中的議價能力，從而改善兒童健康狀況。家庭收入的增加不僅可以為兒童提供更加充足和健康的食品供應，以改善兒童營養(yǎng)狀況(Apouey和Geoffard，2013［11］；Chen等，2017［12］)，還可以為兒童提供更好的醫(yī)療衛(wèi)生服務(Kuehnle，2014［13］；Goode等，2014［14］；Shahraki等，2018［15］)。同時，收入增加帶來的母親家庭議價能力的提升也會顯著增加家庭在兒童健康、營養(yǎng)等方面的預算投入(Bui等，2018［16］；Nsiah-Asamcah等，2022［17］)。另一方面，作為兒童的主要照料者，如果母親在工作上投入更多的時間，則用來照料孩子的時間將會減少(Morrill，2011［18］；杜麗群和王歡，2021［19］)，這將會對兒童健康產生不利影響(Gennetian等，2010［20］)。而且，隨著母親勞動供給的增加，工作帶來的壓力和疲憊感也會降低育兒質量(Bui等，2018［16］)，即使存在親戚、長輩、兒童照料機構等一些其他照料方式，也可能存在看護質量較低或成本太高等問題(劉靖和董曉媛，2011［21］；張海峰，2018［22］)。特別是，在缺乏兒童照料替代資源的情況下，母親工作時間增加將會對兒童健康產生負面影響(Nakahara等，2006［23］)。由此可知，母親勞動供給會通過多種機制對兒童健康產生影響，因而最終影響結果并不確定。

作為勞動供給的一個重要方面，加班問題已經引起了學者們的廣泛關注。從現有研究來看，對加班影響的考察多集中于勞動者個體層面，主要考察的是加班對勞動者個人健康的影響(張抗私等，2018［24］；Wong等，2019［25］；王廣慧和蘇彥昭，2021［26］)。一方面，加班會給勞動者帶來嚴重的工作和心理壓力，從而對勞動者的心理健康產生嚴重的負面影響(Lee等，2017［27］；王廣慧和蘇彥昭，2021［26］)。工作時間越長，勞動者心理健康狀況越差，焦慮和抑郁程度越高(Lee和Park，2022［28］)。特別是，相對于男性而言，加班對女性心理健康的負面影響更大(Choi等，2021［29］)。另一方面，加班會對勞動者的身體健康產生損害，使勞動者身體健康狀況變差(張抗私等，2018［24］；Takahashi，2019［30］；Chu，2021［31］)，從而引發(fā)心腦血管疾病、糖尿病、中風、高血壓等各種疾病(Virtanen和Kivimaki，2018［32］；Takahashi，2019［30］)。同樣，加班使女性所受到的身體健康損害更大(徐海東和周皓，2021［33］)。

近年來，部分學者開始關注加班對婚育、家庭照料等家庭層面問題的影響。過度的勞動使員工難以同時兼顧工作與家庭，將會對家庭婚姻穩(wěn)定產生不利沖擊(宮倩楠和朱志勝，2022［34］)，甚至會降低個體結婚和生育的欲望(Fuwa，2014［35］)。Burke(2009)［36］研究表明，加班使母親在工作上耗費更多的時間和精力，導致母親的家庭照料時間減少，由此產生工作—家庭沖突。而且，由于女性承擔著更多的家庭責任，加班使其面臨的工作-家庭沖突更為嚴重(徐海東和周皓，2021［33］)。另外，隨著研究的不斷深入，目前已經有學者關注到加班對子女認知和非認知能力的影響。宮倩楠和朱志勝(2022)［37］研究發(fā)現，加班會對子女的認知能力產生有利影響，但會惡化子女的非認知能力。

具體到中國來看，當前已有不少關于母親勞動供給對兒童健康影響的研究，但是這些研究主要集中在母親外出務工對留守兒童健康的影響方面。劉靖(2008)［38］研究發(fā)現，母親額外單位勞動時間的增加對孩子的健康狀況具有顯著的負面影響，且當母親從事非農勞動時這種負面影響更大。陳在余(2009)［39］研究發(fā)現，父母外出務工對6～18歲學齡留守兒童的健康狀況有顯著不利影響，尤其是母親外出務工時這種不利影響更為顯著。李強和臧文斌(2011)［40］研究發(fā)現，母親外出務工顯著增加了留守兒童生病或患慢性病的概率，相比父母均在家的兒童，母親外出的留守兒童生病或患慢性病的概率增加了2.76%。李鐘帥和蘇群(2014)［41］研究發(fā)現，母親外出務工主要在短期內對學齡前兒童的健康狀況產生了消極影響。孫文凱和王乙杰(2016)［42］研究發(fā)現，由于外出務工收入增加帶來的正向作用與照顧缺失帶來的負向作用相互抵消，使父母外出務工對留守兒童健康總體上并未產生顯著影響。不過，他們也發(fā)現在某些年份母親外出務工確實會顯著惡化留守兒童健康。隨著研究的進一步深入，開始有學者關注母親外出務工對兒童健康影響的城鄉(xiāng)差異。蘇華山等(2017)［43］研究發(fā)現，盡管父母同時外出務工會對留守兒童的健康造成顯著負面影響，但母親單方外出務工的影響并不顯著，而且父母外出務工對農村留守兒童健康的負面影響明顯超過城鎮(zhèn)留守兒童。丁繼紅和徐寧吟(2018)［44］研究發(fā)現，父母外出務工會對城市留守兒童的身高產生更為不利的影響，而對農村留守兒童的體重則更具顯著改善作用。另外，他們還發(fā)現，父母外出務工對城鄉(xiāng)兒童過去四周內的患病率沒有顯著影響。

盡管加班問題已經引起了廣泛關注，而且隨著研究的不斷深入，對加班影響的研究已從對勞動者個體的影響擴展到了整個家庭層面，但就對兒童健康的影響來看，鮮有學者關注母親加班對兒童健康的影響。實際上，勞動者的勞動供給強度大、經常加班在我國是非常普遍的現象。國家統(tǒng)計局數據顯示，2022年全國企業(yè)就業(yè)人員周平均工作時間為47.9小時，已超過《中華人民共和國勞動法》(下文簡稱《勞動法》)中關于勞動者每日工作時間不超過8小時，平均每周工作時間不超過44小時的工時制度規(guī)定。尤其是在住宿餐飲、批發(fā)零售等一些行業(yè)，加班現象非常突出。這勢必會進一步加劇女性面臨的工作-家庭沖突，從而可能對兒童健康產生不利影響。因此，從加班角度研究母親勞動供給對兒童健康的影響，不僅拓展了我們對加班影響的認識，也是對現有文獻的豐富。基于中國家庭追蹤調查(CFPS)2014—2018年三期數據，本文研究發(fā)現，母親加班會使兒童健康狀況變差。在進行穩(wěn)健性檢驗并利用工具變量緩解內生性問題后，結果依然穩(wěn)健。異質性分析發(fā)現，母親加班對城市兒童、學齡前兒童、女孩以及由母親照料的兒童健康的負面影響更加明顯。

本文余下內容安排如下：第二部分介紹數據來源、變量選取及對相關變量進行描述性統(tǒng)計；第三部分是模型設定和實證結果；第四部分是異質性分析；第五部分是研究結論與啟示。

二、數據來源、變量選取及描述性統(tǒng)計分析

(一)數據來源

本文所用數據主要來源于北京大學中國社會科學調查中心的中國家庭追蹤調查(CFPS)數據庫。該調查旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數據，以反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，特別是重點關注了中國居民的經濟與非經濟福利方面的一些問題。而且，CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，具有良好的代表性，可以較好地滿足本文研究目的。另外，我們還從《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取了部分地區(qū)層面的數據，用以生成地區(qū)經濟發(fā)展水平、地區(qū)空氣污染狀況、地區(qū)醫(yī)療水平等控制變量。

CFPS目前已經公開了5輪完整調查數據，分別為2010年、2012年、2014年、2016年以及2018 年調查數據。由于本文的主要解釋變量母親是否加班是根據母親每周工作時間生成，而2010年和2012年數據中并沒有關于每周工作時間這一問題的回答。其中，2010年數據中只有關于“平均每天非農工作時間”以及“去年您每天工作時間”問題的回答，且這兩個問題的回答數據均存在著嚴重的缺失，而2012年數據中雖然有關于“每天工作時間”這一問題的回答，但卻并沒有匯報每周工作天數，因此難以計算其每周工作時間，且這一問題的數據缺失量也較為嚴重。因此，為了保持數據的一致性以及使用的嚴謹性，我們最終僅選用2014年、2016年和2018年三期調查數據。根據研究目的，我們對樣本進行了如下處理：(1)由于CFPS數據庫中兒童問卷調查的是0～16歲兒童，結合中國法定結婚年齡和退休年齡的規(guī)定，我們將樣本限定為20～55周歲且有0～16歲子女的女性。(2)由于較難界定從事自雇工作的女性的加班時間和退休年齡，因此我們將樣本進一步限定為從事受雇工作的女性群體，以更好地反映其在工作與孩子照料之間的權衡。(3)將CFPS微觀數據與地區(qū)層面的宏觀數據進行匹配，在匹配完成后將缺漏值進行刪除，并對工作時間、父母收入等連續(xù)變量在上下1%分位點上進行縮尾(Winsorize)處理以排除異常值的干擾。需要說明的是，由于我們將研究對象限定為受雇女性群體，且樣本中工作時間與收入存在一定數量的缺漏值，在進行完一系列匹配及樣本處理后，我們最終共得到由2 456個女性樣本組成的非平衡面板數據。

(二)變量選取

1.被解釋變量。

現有文獻中主要有三類衡量兒童健康的指標：一是臨床指標，如兒童死亡率、兒童生病率、受傷情況等；二是兒童對健康的自我評價；三是人體測量指標，如身體質量指數(BMI)、Z評分(Z-score)等。由于兒童生病情況可以更加直觀地反映兒童的健康狀況，并能保證客觀性與準確性(丁繼紅和徐寧吟，2018［44］)，因此本文選取臨床指標中的兒童生病情況作為衡量兒童健康的指標。不過，由于大部分兒童在調查前的一個月內都未生病，即生病次數為0，因此我們使用是否生病來衡量兒童的健康狀況。根據受訪者對CFPS問卷中“過去一個月，孩子是否生過?。俊边@一問題的回答，我們生成了兒童健康二值變量，生病為1，未生病為0。在后文的穩(wěn)健性檢驗部分，我們使用過去一個月的生病次數衡量兒童健康狀況并進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量。

本文的主要解釋變量是母親是否加班。根據受訪者對CFPS問卷中“每周工作時間(小時)不包括午休時間，但包括加班時間”這一問題的回答，以及根據《勞動法》中對勞動者每日工作時間不超過8小時，平均每周工作時間不超過44小時的規(guī)定，我們生成了母親是否加班的二值變量。若母親每周工作時間超過44小時，則存在加班現象，賦值為1；否則賦值為0。在穩(wěn)健性檢驗部分，我們還將使用加班小時數從密集邊際上衡量母親的加班行為。

3.控制變量。

為了緩解遺漏變量導致的內生性問題，本文參考既有研究從兒童個體、兒童父母、家庭、村居、地區(qū)等多個層面盡可能多地控制了有關變量。(1)兒童特征。本文除了控制兒童的年齡、性別以及兒童是否上學等基本特征外，還進一步控制了兒童是否有醫(yī)保。有研究表明，醫(yī)療保險會對兒童的健康水平產生顯著的影響(李姣媛和方向明，2018［45］)。(2)父母特征。本文控制了母親的身高、體重、受教育年限、健康狀況、工作性質、年收入對數、生育時年齡等變量，還控制了父親的身高、體重、受教育年限、年收入對數、每周工作時間以及生育時年齡等變量?？刂聘改傅氖芙逃?，是因為父母受教育水平會對兒童健康產生顯著影響，教育程度越高的母親越有利于兒童健康(Keats，2018［46］；王宙翔和劉成奎，2021［47］)?？刂聘改甘杖?，是因為父母收入增加能使兒童獲得更多的營養(yǎng)攝入并為兒童提供更好的醫(yī)療衛(wèi)生服務，從而促進兒童健康狀況的改善(Shahraki等，2018［15］)。(3)家庭特征。本文控制了孩子數量、家庭規(guī)模、是否飲用純凈水、是否居住在城鎮(zhèn)、兒童由誰照料等變量。從孩子數量來看，兄弟姐妹較多可能會分散家庭對兒童健康人力資本的投資，從而不利于兒童健康狀況改善(王宙翔和劉成奎，2021［47］)。從家庭規(guī)模來看，家庭結構及家庭規(guī)模會影響到兒童的福利水平及健康狀況(Brown等，2015［48］)。從家庭飲水情況來看，安全飲水的普及對兒童健康至關重要，家庭飲水狀況的改善會對兒童健康產生積極影響(劉靖，2008［38］；宋月萍和張婧文，2021［49］)。從家庭居住地來看，城鄉(xiāng)之間在經濟發(fā)展水平以及基礎設施等方面的較大差異可能會導致城鄉(xiāng)兒童的健康狀況差異(陳在余，2009［39］；蘇華山等，2017［43］)。從兒童日常照料情況來看，非母親照料時間的增加將會對兒童健康產生顯著的負面影響(劉靖和董曉媛，2011［21］)。(4)村居特征。參考劉靖和董曉媛(2011)［21］以及宋月萍和張婧文(2021)［49］的相關研究，本文進一步控制了自來水普及率、醫(yī)療水平、互聯網普及率等村居層面相關變量。(5)地區(qū)特征。參考現有研究，本文還控制了省級層面的GDP、PM2.5和醫(yī)院數量用以控制地區(qū)的經濟發(fā)展水平、空氣污染狀況以及地區(qū)醫(yī)護水平。

(三)描述性統(tǒng)計分析

表1給出了變量定義及描述性統(tǒng)計結果。從母親加班情況來看，62.2%的母親存在加班現象，由此可知，加班在我國是一種非常普遍的現象。從兒童健康狀況來看，過去一個月家庭中兒童生病的比例為28.9%，平均每月生病0.411次。為了初步判斷母親加班對兒童健康的影響，根據母親是否加班我們進一步對樣本進行了分組統(tǒng)計。表1分組統(tǒng)計結果顯示，母親加班的兒童生病概率為30.4%，顯著高于母親不加班的兒童生病概率26.3%，組間檢驗T值為-2.196；母親加班的兒童生病次數為0.453次，顯著多于母親不加班的兒童生病次數0.343次，組間檢驗T值為-3.228。由此可知，無論是從兒童生病概率還是生病次數來看，在母親加班情形下，兒童的健康狀況明顯更差。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

三、模型設定和實證結果

(一)模型設定

為識別母親加班對兒童健康的影響，本文使用面板雙向固定效應模型?；灸Ｐ驮O定如下：

Yit=α0+α1overtime+βXit+φ+εit

(1)

其中：Yit是被解釋變量兒童健康狀況，用孩子過去一個月是否生病衡量；overtime是本文主要解釋變量母親加班，用母親是否加班二值變量表示，加班=1，否則=0；Xit是控制變量集，主要控制了兒童個體特征、父母個人特征、家庭特征、村居特征、地區(qū)特征等有關變量；φ為固定效應，包括個體固定效應、年份固定效應、省份固定效應；εit為隨機誤差項。

(二)基準回歸結果

表2匯報了母親加班對兒童健康影響的全樣本回歸結果。列(1)為僅放入母親是否加班變量的估計結果。結果顯示，在未控制任何控制變量的情況下，母親加班顯著提高了過去一個月兒童患病的概率。為了盡量緩解遺漏變量問題帶來的估計結果偏誤，我們在列(2)～列(6)依次加入了兒童特征、父母特征、家庭特征、村居特征以及地區(qū)特征等控制變量?？梢园l(fā)現，在依次加入各種控制變量后，估計結果依然顯著，而且估計系數變化不大，這表明母親加班確實可能不利于兒童健康。當我們在列(6)加入全部控制變量后，母親加班使兒童在過去一個月內患病的概率顯著提高了13.9%，即相對于母親不加班的兒童來說，母親加班的兒童過去一個月內患病的概率要高出13.9%。后文，我們將以表2列(6)的估計結果作為基準結果進行對比分析。

表2 母親加班與兒童健康：基準回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量和解釋變量。

在基準回歸中，我們使用調查前一個月內是否生病來衡量兒童健康狀況。在此，我們用過去一個月兒童生病次數來衡量兒童健康進行穩(wěn)健性檢驗。表3列(1)結果顯示，母親加班顯著增加了兒童生病的次數，相比母親不加班的兒童，母親加班使得兒童生病的次數增加了0.193次，對于0.411的兒童平均生病次數來說，母親加班使兒童生病次數增加了46.9%。結合基準結果來看，無論用是否生病還是生病次數來衡量兒童健康狀況，母親加班都對兒童健康產生了顯著的負面影響，因而結果較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗A

關于解釋變量，在基準回歸中我們根據《勞動法》中關于勞動者每日工作時間不超過8小時、平均每周工作時間不超過44小時的工時制度規(guī)定，設置了母親是否加班的二值變量，并從廣延邊際上驗證了母親加班行為對兒童健康的不利影響。進一步地，為了從密集邊際上檢驗該結論的穩(wěn)健性，我們用每周加班小時數生成了母親加班時間變量作為解釋變量重新進行了回歸。需要指出的是，張抗私等(2017)［24］研究發(fā)現，工作時間對城鎮(zhèn)職工自身健康狀況存在倒U形影響，而徐海東和周皓(2021)［33］研究發(fā)現加班時長與健康之間也呈現倒U形關系，根據這一結果，我們也在回歸中加入了母親加班時間的平方項。表3列(2)結果顯示，母親加班時間確實對兒童生病概率存在顯著的倒U形影響，即隨著母親加班時間的增加，兒童生病的概率先提高后降低。母親加班時間對兒童的生病概率之所以產生倒U形影響，可能是因為隨著母親加班時間的增加，其對兒童照料的時間減少，從而提高了兒童生病的概率；但是，隨著母親加班時間的進一步增加，加班所帶來的收入增加可能會一定程度上改善兒童的健康水平，從而彌補照料缺失對兒童健康的不利影響，進而降低兒童生病的概率。

2.替換估計模型。

在基準回歸中，本文使用了雙向固定效應模型進行估計，但由于被解釋變量兒童健康與解釋變量母親加班都是二元變量，這和通常的OLS估計有所差異。參考現有文獻做法，我們進一步使用Logit模型重新進行估計，估計結果見表3列(3)?？梢钥闯觯鼡Q模型后，母親加班仍會對兒童健康產生顯著的不利影響，這說明估計結果受到模型選擇的影響較小，我們的基準回歸結果較為穩(wěn)健。

3.更換樣本和使用未縮尾數據。

由于2016年調查數據中工作時間、收入等變量存在較多缺失值，導致2016年樣本量相對于2014年、2018年樣本量較少。因此，為了避免非系統(tǒng)偏誤對估計結果的影響，我們剔除掉2016年樣本重新進行了回歸。表3列(4)結果顯示，母親加班仍會對兒童健康產生不利影響，與基準回歸結果基本一致，這說明基準回歸結果較為穩(wěn)健。同時，由于樣本中個別變量可能存在異常值，因而我們在上文中直接使用了縮尾后的數據進行回歸。那么，使用未縮尾數據是否真的會影響基準估計結果？在此我們使用未縮尾數據重新進行了回歸。表3列(5)結果表明，母親加班仍會對兒童健康產生顯著的不利影響，這一結果與縮尾后的估計結果一致，這說明即使使用未縮尾數據也未明顯改變上文的基準估計結果。

4.加入行業(yè)固定效應。

考慮到不同行業(yè)的工作時間存在一定差異，因此，母親從事的行業(yè)可能會對其是否加班產生影響。由于在控制行業(yè)固定效應后會損失一定的樣本量，因此，在基準回歸中我們并未對其進行控制。為了進一步避免遺漏變量所導致的估計偏誤問題，同時對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，我們在此加入行業(yè)固定效應對式(1)重新進行回歸。表4列(1)結果顯示，在進一步控制了行業(yè)固定效應后，母親加班仍會對兒童健康產生不利影響，這與我們的基準回歸結果一致，說明我們的基準回歸結果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗B

5.考慮不可觀測因素導致的樣本自選擇問題。

在識別母親加班對兒童健康的因果效應時，還可能會受到樣本自選擇問題的影響。例如，由于母親的健康意識存在差異，一些健康意識較強的母親可能會遷移到工作壓力較小的地方或者選擇工作更加輕松的行業(yè)來照料孩子，而母親的健康意識也可能會影響到兒童健康狀況。因此，母親的健康意識可能會導致樣本自選擇問題。為了緩解上述樣本自選擇問題，我們通過剔除樣本的方法進行檢驗。一是剔除遷移樣本。本文剔除在2014—2018年期間母親發(fā)生過區(qū)縣層面遷移的樣本，剔除的樣本占比4%。表4列(2)給出了剔除遷移樣本后的回歸結果。我們發(fā)現，與基準回歸結果相比，母親是否加班的估計系數并沒有發(fā)生較大的變化。二是剔除母親從事行業(yè)發(fā)生變更的樣本。本文剔除在2014—2018年期間母親從事行業(yè)發(fā)生過變更的樣本，剔除樣本占比12%。表4列(3)給出了剔除行業(yè)變更樣本后的回歸結果。與基準回歸結果相比，母親是否加班對兒童健康的影響幾乎沒有發(fā)生變化。以上兩個檢驗結果均表明，本文的研究受到樣本自選擇的影響較小，結果穩(wěn)健。

6.用可觀測變量評估不可觀測變量對估計結果的影響。

為了緩解遺漏變量導致的內生性問題，盡管前文已盡可能多地對有關變量進行了控制，但由于數據限制，仍有一些因素難以被觀測(例如母親的健康意識、個人能力等)，從而未被控制。不過，只要這些不可觀測因素對估計結果的影響在可接受的范圍內，或者說不會改變我們的基本結論，即使存在一些遺漏變量仍是可以接受的。為此，我們采用Oster(2019)［50］的方法，利用可觀測變量評估不可觀測變量對估計結果的影響程度來檢驗結論的穩(wěn)健性。Oster(2019)［50］基于不可觀測變量Z與解釋變量x的關系可以由可觀測變量X與解釋變量x的關系推出這一假設，進一步完善了遺漏變量偏差的穩(wěn)健性檢驗方法?；驹砗喪鋈缦拢?/p>

(2)

(3)

y=α+βx+X+Z+ε

(4)

(5)

表5 不可觀測因素導致遺漏變量問題檢驗

(四)工具變量回歸

考察母親加班對兒童健康的影響時，很容易出現內生性問題，從而導致估計結果偏誤。首先，可能存在例如母親的健康意識、個人能力、遺傳等無法觀測的因素同時影響到兒童健康與母親加班；其次，母親加班與兒童健康之間可能存在反向因果關系，即兒童健康狀況會影響母親的加班行為。例如，為了給健康狀況差的孩子提供更健康的生活環(huán)境并增加兒童的營養(yǎng)攝入，母親可能會增加勞動供給以賺取更多收入。為了緩解內生性問題帶來的影響，我們在基準回歸中通過逐步加入更多控制變量的方法，在一定程度上排除了遺漏變量的干擾，并利用面板固定效應模型一定程度上控制了不隨時間變化的無法觀測因素和時間影響。同時，我們還在穩(wěn)健性檢驗部分對不可觀測因素導致的樣本自選擇問題進行了相關檢驗，并使用可觀測變量評估不可觀測變量對估計結果的影響，但是本文仍有可能存在一些內生性問題。因此，下文使用工具變量法進一步緩解可能存在的內生性問題。

參考吳賈等(2019)［51］、張琪和初立明(2021)［52］的研究，本文選取母親所在省份相同工作單位的平均工作時間作為母親加班的工具變量。工具變量邏輯如下：工具變量會影響到母親的勞動供給，進而對兒童健康產生影響，但它不直接影響兒童健康。這一邏輯成立需要同時滿足相關性與外生性兩個條件，即工具變量與內生解釋變量相關，但是與隨機擾動項不相關。由于個體的工作時間不僅是個體選擇的結果，也會受到地區(qū)、單位工作時間等因素的影響(張琪和初立明，2021［52］)，因此母親所在省份相同工作單位的平均工作時間將會對母親加班產生影響，滿足相關性條件。另一方面，由于兒童健康屬于個人層面變量，而母親所在省份相同工作單位的平均工作時間屬于省份層面的變量，很難對兒童健康產生直接影響。換言之，工具變量只能通過影響母親加班進而影響到兒童健康。因此，本文的工具變量同時滿足相關性與外生性兩個條件，因而是比較合適的工具變量?；貧w中，我們可以根據Kleibergen-Paap rk WaldF統(tǒng)計量大小對相關性進行檢驗，但難以對工具變量的外生性進行直接檢驗，因此我們借鑒方穎和趙揚(2011)［53］、熊瑞祥和李輝文(2016)［54］的做法進行輔助檢驗。

首先，進行識別不足檢驗。根據回歸結果可知，Kleibergen-Paap rk LM 檢驗結果P值小于0.01，說明工具變量不存在識別不足的問題。其次，進行弱工具變量檢驗。表6中列(1)IV估計的第一段回歸結果顯示，Kleibergen-Paap rk WaldF值為35.93，大于Stock-Yogo給出的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問題。最后，排他性的替代檢驗。由于無法直接對工具變量的排他性進行檢驗，我們借鑒方穎和趙揚(2011)［53］、熊瑞祥和李輝文(2016)［54］的做法進行了替代性檢驗。具體做法如下：表6列(3)中，我們用工具變量替換方程(1)中的母親加班變量進行回歸；列(4)中，我們同時控制母親加班與工具變量進行回歸。如果工具變量僅通過母親加班影響兒童健康，那么在同時控制母親加班變量的情況下，工具變量應對兒童健康沒有顯著影響或者顯著性明顯降低。(3)列結果顯示，工具變量在5%的水平上顯著提高了兒童生病的概率；但列(4)結果顯示，在同時控制母親加班與工具變量后，母親加班在5%的水平上顯著提高了兒童生病的概率，而工具變量對兒童生病概率的影響系數不僅明顯下降，且影響的顯著性水平也由5%降至10%。這一結果從側面支持了工具變量的排他性。因此，本文的工具變量具有一定的合理性。

同時，相關研究表明，工作單位規(guī)模也會對個人的工作時間以及加班情況產生影響(朱玲，2009［55］；Kotey和Sharma，2016［56］)，但是工作單位規(guī)模卻不易對兒童健康產生直接影響，即滿足工具變量相關性與外生性的假設條件。因此我們還在表6列(5)、列(6)中匯報了使用工作單位規(guī)模作為工具變量的回歸結果。根據表6中列(5)IV估計的第一段回歸結果可知，Kleibergen-Paap rk LM檢驗結果P值小于0.01，說明工具變量不存在識別不足的問題，而Kleibergen-Paap rk WaldF值為27.29，大于Stock-Yogo給出的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問題。這說明工作單位規(guī)模作為本文的工具變量也較為合適。

表6列(2)及列(6)的工具變量第二階段回歸結果顯示，在考慮到內生性問題后，母親加班依然對兒童健康具有顯著的不利影響，即顯著提高了兒童生病的概率。而且，與基準結果相比，工具變量的系數值明顯增大，這表明基準回歸結果很可能低估了母親加班對兒童健康的不利影響。

四、異質性分析

(一)性別異質性

我國家庭中普遍存在著濃厚的男孩偏好文化傳統(tǒng)，這可能會影響家庭對孩子的健康和照料投入。Barcellos等(2014)［57］研究發(fā)現，家庭的男孩偏好導致了男孩比女孩得到更多的兒童保育時間、更長的母乳喂養(yǎng)以及更多的維生素補充；Palloni(2017)［58］研究發(fā)現，母親的性別偏好會使其所偏愛的性別的孩子擁有更高的身體質量指數，且孩子在幼兒期患病更少；林莞娟和趙耀輝(2014)［59］研究發(fā)現，由于男孩偏好的存在，第一胎為女孩的母親更難獲得祖父母或外祖父母的隔代照料幫助；廖麗萍和張呈磊(2020)［60］研究發(fā)現，家庭的男孩偏好降低了女孩獲得的家庭健康和照料投入，從而不利于其健康狀況的改善。利用CFPS數據，我們也得到了一致的結論。當孩子面臨健康問題時，家庭為男孩治療所投入的資金要明顯大于女孩。(1)受篇幅限制，本文未給出母親加班情況下兒童健康投入和其他家庭成員看護的性別差異結果，感興趣的讀者可聯系作者索取。在母親加班的情況下，男孩由家庭其他成員(父親、祖父母和外祖父母)看護的比例也明顯高于女孩，而且無論白天還是晚上，男孩由其他家庭成員照看的比例都顯著高于女孩。由此可知，在男孩偏好文化背景下，當母親忙于工作而沒有時間照料兒童時，男孩依然可能得到較多的健康投入和家庭中其他成員的看護，而女孩則可能在獲得健康投入和照料資源上存在劣勢。這種在健康投入和照料資源上的性別差異可能會進一步導致男孩和女孩在健康結果上的較大差異。因此，母親加班對兒童健康的影響可能存在性別差異。在此，我們根據兒童性別將樣本劃分為兩組，考察母親加班對兒童健康影響的異質性。表7列(1)是母親加班對男孩健康的影響結果，列(2)是母親加班對女孩健康的影響結果。結果顯示，母親加班確實對男孩和女孩的健康存在明顯的異質性影響：母親加班顯著提高了女孩生病的概率，但對男孩是否生病沒有顯著影響。因此，家庭應摒棄傳統(tǒng)的重男輕女觀念，加強對女孩健康的關注并增加對女孩的健康投資。

表7 異質性分析：性別和年齡

(二)年齡異質性

不同年齡兒童的生活自理能力存在一定差異。對于學齡前兒童來講，由于其尚未養(yǎng)成良好的生活習慣、缺乏生活自理能力，如果缺少照料，其健康狀況很容易受到損害。相比之下，學齡兒童逐漸掌握了較多的生活知識、自我照料能力較強，當母親忙于工作而疏忽對兒童的照料時，雖然可能會對其健康產生影響，但影響程度會降低。因此，母親加班對兒童健康的影響可能對不同年齡的兒童存在差異。根據兒童年齡，我們將兒童劃分為學齡前兒童(小于等于6歲)和學齡兒童(大于6歲)，分別進行回歸。表7列(3)和列(4)結果顯示，母親加班會顯著提高學齡前兒童生病的概率，但對學齡兒童的生病概率沒有顯著影響。因此，當兒童年齡較小時，兒童父母更應關注其健康問題并給予其更多的照料，以避免因缺少照料而帶來的對兒童健康的不利影響。

(三)城鄉(xiāng)異質性

城鄉(xiāng)之間由于在經濟發(fā)展水平、居民生活工作壓力、家庭居住模式等方面存在顯著差異，這可能會導致母親加班對兒童健康的影響存在城鄉(xiāng)異質性。因此，我們將樣本按居住地分為城鄉(xiāng)兩類樣本分別進行回歸。表8列(1)和列(2)結果顯示，母親加班顯著提高了城市兒童生病的概率，但對農村兒童生病的概率沒有顯著影響。這可能是因為，相對于生活在農村的母親來說，生活在城市中的母親面臨著更為激烈的工作與家庭之間的沖突，因而當她們忙于工作而無暇照料孩子時，便可能對兒童的健康產生負面影響。雖然城市中有不少托育服務資源可以幫助母親照料子女，但是卻存在供給不足、費用過高、質量缺乏保障等諸多問題。因此，增加托育服務供給、降低托育服務成本以及提高托育服務質量，可以在一定程度上緩解母親面臨的工作-家庭沖突，進而改善兒童健康。

表8 異質性分析：城鄉(xiāng)和照料方式

(四)兒童照料者異質性

現有研究表明，兒童照料者不同會對兒童的健康狀況產生影響(劉靖，2011［21］；于新亮等，2019［3］)，由母親照料的兒童與非母親照料的兒童健康之間存在著差異。因此，兒童照料者的不同可能會導致母親加班對兒童健康產生異質性影響。根據兒童日常是否由母親照料，我們將樣本分為母親照料和非母親照料兩組。表8列(3)和列(4)的結果顯示，在兒童日常由母親照料的情況下，母親加班會顯著提高兒童生病的概率，而在兒童日常由非母親照料的情況下，母親加班的影響并不顯著。這主要是因為，當母親為兒童的主要照料者時，由于母親在工作的同時還要承擔起照料孩子的責任，這導致母親面臨的工作-家庭沖突進一步加劇，這可能會導致兒童照料時間的減少，從而會對兒童健康產生不利影響。因此，應使父親參與到育兒當中來以分擔母親的育兒壓力，這在一定程度上可以緩解母親面臨的工作-家庭沖突，從而改善兒童健康狀況。

五、結論與啟示

本文利用CFPS 2014—2018年的三期數據，考察了母親加班對兒童健康的影響。研究發(fā)現，母親加班會對兒童健康產生顯著的不利影響，不僅會顯著提高兒童生病的概率，也會增加其生病的次數。經過一系列穩(wěn)健性檢驗，并使用工具變量法處理內生性問題后，結果依然穩(wěn)健。異質性檢驗發(fā)現，母親加班對兒童健康存在以下幾個方面的異質性影響：母親加班顯著提高了女孩生病的概率，而對男孩生病的概率無顯著影響；母親加班顯著提高了學齡前兒童生病的概率，對學齡兒童生病的概率無顯著影響；對生活在城市的母親而言，其加班行為顯著提高了兒童生病的概率，而對生活在農村的母親來說，其加班行為則對兒童生病的概率無顯著影響；當兒童由母親照料時，母親加班會顯著提高兒童生病的概率，而當兒童由其他人員照料時，母親加班對兒童生病的概率無顯著影響。

根據研究所得結論，我們從促進兒童健康、緩解母親面臨的家庭與工作沖突角度，結合中國實際情況提出以下幾點建議：第一，重視對兒童健康的投入。兒童健康既關系到兒童及其家庭的福利也關系到人力資本的質量和未來的經濟社會高質量發(fā)展。政府和家庭都需要重視對兒童健康的投入。一方面，政府需要進一步完善兒童健康保障體系，為兒童的健康成長提供有力支持。另一方面，家庭也要重視對子女的健康投入，確保兒童能獲得足夠的照料以使其健康成長。第二，在保障女性就業(yè)的同時兼顧勞動時間問題。一方面，政府、社會和企業(yè)應共同努力進一步消除就業(yè)市場中的性別歧視，為女性營造公平、合理的就業(yè)環(huán)境，提高女性就業(yè)水平。另一方面，在保障女性就業(yè)的同時應加大對加班現象的治理，尤其是要為家庭中有學齡前兒童的母親創(chuàng)造兒童照料友好環(huán)境，以保障母親對其幼年子女的照料時間。第三，加快構建普惠托育服務體系，使父親承擔更多育兒責任。由于目前托育服務可得性低、價格高昂且質量參差不齊，難以有效滿足家庭的育兒服務需求，而家庭中父親育兒參與度不高，導致母親面臨著嚴重的育兒負擔。因此，一方面要大力增加托育服務供給，使母親有更多的育兒選擇；另一方面要大力倡導男女平等的性別觀念，努力轉變“男主外，女主內”的傳統(tǒng)家庭分工模式，使父親承擔起更多的育兒責任以減輕母親的育兒負擔，這將有利于緩解母親所面臨的工作-家庭沖突，增進兒童健康。第四，建立靈活的工作制度。用人單位可以借助互聯網技術，采取靈活多樣的居家線上辦公模式，使母親能夠靈活地選擇工作時間與辦公地點，這有助于母親兼顧工作與家庭，增加對兒童的看護與照料，確保其健康成長。