母親加班與兒童健康
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

康傳坤 付正鑫

一、引言

繼2017年黨的十九大報(bào)告明確提出“實(shí)施健康中國(guó)戰(zhàn)略”后，2022年黨的二十大報(bào)告又進(jìn)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(xiàn)了黨中央對(duì)國(guó)民健康問(wèn)題的重視。國(guó)民健康不僅是民生問(wèn)題，也是重大的政治、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)問(wèn)題(華穎，2017［1］)。作為國(guó)民健康問(wèn)題的一個(gè)重要方面，兒童健康尤為重要。兒童健康作為衡量國(guó)民健康與生活水平的一個(gè)重要指標(biāo)(Chen和Li，2009［2］；于新亮等，2019［3］)，不僅關(guān)系到個(gè)人的未來(lái)發(fā)展(Heckman，2012［4］；吳賈等，2021［5］)，也關(guān)系到一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的長(zhǎng)期人力資本積累(Alderman，2012［6］)，進(jìn)而影響到整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)健康發(fā)展。因此，兒童健康問(wèn)題越發(fā)成為研究者關(guān)注的焦點(diǎn)。

兒童健康與母親勞動(dòng)供給密切相關(guān)。母親不僅承擔(dān)著兒童照料的家庭責(zé)任(王亞迪，2022［7］)，而且還承擔(dān)著在勞動(dòng)市場(chǎng)上為家庭賺取收入的責(zé)任(Ketema等，2022［8］)。母親的這種雙重責(zé)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(jì)迎春和鄭真真，2018［10］)，即工作-家庭沖突。尤其是在女性越來(lái)越重視職業(yè)發(fā)展的背景下，她們可能會(huì)為工作投入大量的時(shí)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(jìn)行艱難選擇，而這種選擇很可能會(huì)使兒童的健康狀況受到影響。

母親勞動(dòng)供給增加主要從兩個(gè)方面影響兒童健康。一方面，母親勞動(dòng)供給增加會(huì)增加家庭收入并提升母親在家庭中的議價(jià)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(yīng)，以改善兒童營(yíng)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(wù)(Kuehnle，2014［13］；Goode等，2014［14］；Shahraki等，2018［15］)。同時(shí)，收入增加帶來(lái)的母親家庭議價(jià)能力的提升也會(huì)顯著增加家庭在兒童健康、營(yíng)養(yǎng)等方面的預(yù)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(shí)間，則用來(lái)照料孩子的時(shí)間將會(huì)減少(Morrill，2011［18］；杜麗群和王歡，2021［19］)，這將會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生不利影響(Gennetian等，2010［20］)。而且，隨著母親勞動(dòng)供給的增加，工作帶來(lái)的壓力和疲憊感也會(huì)降低育兒質(zhì)量(Bui等，2018［16］)，即使存在親戚、長(zhǎng)輩、兒童照料機(jī)構(gòu)等一些其他照料方式，也可能存在看護(hù)質(zhì)量較低或成本太高等問(wèn)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(shí)間增加將會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生負(fù)面影響(Nakahara等，2006［23］)。由此可知，母親勞動(dòng)供給會(huì)通過(guò)多種機(jī)制對(duì)兒童健康產(chǎn)生影響，因而最終影響結(jié)果并不確定。

作為勞動(dòng)供給的一個(gè)重要方面，加班問(wèn)題已經(jīng)引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。從現(xiàn)有研究來(lái)看，對(duì)加班影響的考察多集中于勞動(dòng)者個(gè)體層面，主要考察的是加班對(duì)勞動(dòng)者個(gè)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(huì)給勞動(dòng)者帶來(lái)嚴(yán)重的工作和心理壓力，從而對(duì)勞動(dòng)者的心理健康產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面影響(Lee等，2017［27］；王廣慧和蘇彥昭，2021［26］)。工作時(shí)間越長(zhǎng)，勞動(dòng)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(duì)于男性而言，加班對(duì)女性心理健康的負(fù)面影響更大(Choi等，2021［29］)。另一方面，加班會(huì)對(duì)勞動(dòng)者的身體健康產(chǎn)生損害，使勞動(dòng)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(fēng)、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(lái)，部分學(xué)者開(kāi)始關(guān)注加班對(duì)婚育、家庭照料等家庭層面問(wèn)題的影響。過(guò)度的勞動(dòng)使員工難以同時(shí)兼顧工作與家庭，將會(huì)對(duì)家庭婚姻穩(wěn)定產(chǎn)生不利沖擊(宮倩楠和朱志勝，2022［34］)，甚至?xí)档蛡€(gè)體結(jié)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(fèi)更多的時(shí)間和精力，導(dǎo)致母親的家庭照料時(shí)間減少，由此產(chǎn)生工作—家庭沖突。而且，由于女性承擔(dān)著更多的家庭責(zé)任，加班使其面臨的工作-家庭沖突更為嚴(yán)重(徐海東和周皓，2021［33］)。另外，隨著研究的不斷深入，目前已經(jīng)有學(xué)者關(guān)注到加班對(duì)子女認(rèn)知和非認(rèn)知能力的影響。宮倩楠和朱志勝(2022)［37］研究發(fā)現(xiàn)，加班會(huì)對(duì)子女的認(rèn)知能力產(chǎn)生有利影響，但會(huì)惡化子女的非認(rèn)知能力。

具體到中國(guó)來(lái)看，當(dāng)前已有不少關(guān)于母親勞動(dòng)供給對(duì)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(wù)工對(duì)留守兒童健康的影響方面。劉靖(2008)［38］研究發(fā)現(xiàn)，母親額外單位勞動(dòng)時(shí)間的增加對(duì)孩子的健康狀況具有顯著的負(fù)面影響，且當(dāng)母親從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)這種負(fù)面影響更大。陳在余(2009)［39］研究發(fā)現(xiàn)，父母外出務(wù)工對(duì)6～18歲學(xué)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(wù)工時(shí)這種不利影響更為顯著。李強(qiáng)和臧文斌(2011)［40］研究發(fā)現(xiàn)，母親外出務(wù)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(xiàn)，母親外出務(wù)工主要在短期內(nèi)對(duì)學(xué)齡前兒童的健康狀況產(chǎn)生了消極影響。孫文凱和王乙杰(2016)［42］研究發(fā)現(xiàn)，由于外出務(wù)工收入增加帶來(lái)的正向作用與照顧缺失帶來(lái)的負(fù)向作用相互抵消，使父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康總體上并未產(chǎn)生顯著影響。不過(guò)，他們也發(fā)現(xiàn)在某些年份母親外出務(wù)工確實(shí)會(huì)顯著惡化留守兒童健康。隨著研究的進(jìn)一步深入，開(kāi)始有學(xué)者關(guān)注母親外出務(wù)工對(duì)兒童健康影響的城鄉(xiāng)差異。蘇華山等(2017)［43］研究發(fā)現(xiàn)，盡管父母同時(shí)外出務(wù)工會(huì)對(duì)留守兒童的健康造成顯著負(fù)面影響，但母親單方外出務(wù)工的影響并不顯著，而且父母外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村留守兒童健康的負(fù)面影響明顯超過(guò)城鎮(zhèn)留守兒童。丁繼紅和徐寧吟(2018)［44］研究發(fā)現(xiàn)，父母外出務(wù)工會(huì)對(duì)城市留守兒童的身高產(chǎn)生更為不利的影響，而對(duì)農(nóng)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(xiàn)，父母外出務(wù)工對(duì)城鄉(xiāng)兒童過(guò)去四周內(nèi)的患病率沒(méi)有顯著影響。

盡管加班問(wèn)題已經(jīng)引起了廣泛關(guān)注，而且隨著研究的不斷深入，對(duì)加班影響的研究已從對(duì)勞動(dòng)者個(gè)體的影響擴(kuò)展到了整個(gè)家庭層面，但就對(duì)兒童健康的影響來(lái)看，鮮有學(xué)者關(guān)注母親加班對(duì)兒童健康的影響。實(shí)際上，勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給強(qiáng)度大、經(jīng)常加班在我國(guó)是非常普遍的現(xiàn)象。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2022年全國(guó)企業(yè)就業(yè)人員周平均工作時(shí)間為47.9小時(shí)，已超過(guò)《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》(下文簡(jiǎn)稱(chēng)《勞動(dòng)法》)中關(guān)于勞動(dòng)者每日工作時(shí)間不超過(guò)8小時(shí)，平均每周工作時(shí)間不超過(guò)44小時(shí)的工時(shí)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(xiàn)象非常突出。這勢(shì)必會(huì)進(jìn)一步加劇女性面臨的工作-家庭沖突，從而可能對(duì)兒童健康產(chǎn)生不利影響。因此，從加班角度研究母親勞動(dòng)供給對(duì)兒童健康的影響，不僅拓展了我們對(duì)加班影響的認(rèn)識(shí)，也是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的豐富。基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2014—2018年三期數(shù)據(jù)，本文研究發(fā)現(xiàn)，母親加班會(huì)使兒童健康狀況變差。在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)并利用工具變量緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，母親加班對(duì)城市兒童、學(xué)齡前兒童、女孩以及由母親照料的兒童健康的負(fù)面影響更加明顯。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分介紹數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取及對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)；第三部分是模型設(shè)定和實(shí)證結(jié)果；第四部分是異質(zhì)性分析；第五部分是研究結(jié)論與啟示。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)主要來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫(kù)。該調(diào)查旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，以反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，特別是重點(diǎn)關(guān)注了中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利方面的一些問(wèn)題。而且，CFPS樣本覆蓋25個(gè)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲取了部分地區(qū)層面的數(shù)據(jù)，用以生成地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jīng)公開(kāi)了5輪完整調(diào)查數(shù)據(jù)，分別為2010年、2012年、2014年、2016年以及2018 年調(diào)查數(shù)據(jù)。由于本文的主要解釋變量母親是否加班是根據(jù)母親每周工作時(shí)間生成，而2010年和2012年數(shù)據(jù)中并沒(méi)有關(guān)于每周工作時(shí)間這一問(wèn)題的回答。其中，2010年數(shù)據(jù)中只有關(guān)于“平均每天非農(nóng)工作時(shí)間”以及“去年您每天工作時(shí)間”問(wèn)題的回答，且這兩個(gè)問(wèn)題的回答數(shù)據(jù)均存在著嚴(yán)重的缺失，而2012年數(shù)據(jù)中雖然有關(guān)于“每天工作時(shí)間”這一問(wèn)題的回答，但卻并沒(méi)有匯報(bào)每周工作天數(shù)，因此難以計(jì)算其每周工作時(shí)間，且這一問(wèn)題的數(shù)據(jù)缺失量也較為嚴(yán)重。因此，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性以及使用的嚴(yán)謹(jǐn)性，我們最終僅選用2014年、2016年和2018年三期調(diào)查數(shù)據(jù)。根據(jù)研究目的，我們對(duì)樣本進(jìn)行了如下處理：(1)由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中兒童問(wèn)卷調(diào)查的是0～16歲兒童，結(jié)合中國(guó)法定結(jié)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(shí)間和退休年齡，因此我們將樣本進(jìn)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(quán)衡。(3)將CFPS微觀數(shù)據(jù)與地區(qū)層面的宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，在匹配完成后將缺漏值進(jìn)行刪除，并對(duì)工作時(shí)間、父母收入等連續(xù)變量在上下1%分位點(diǎn)上進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理以排除異常值的干擾。需要說(shuō)明的是，由于我們將研究對(duì)象限定為受雇女性群體，且樣本中工作時(shí)間與收入存在一定數(shù)量的缺漏值，在進(jìn)行完一系列匹配及樣本處理后，我們最終共得到由2 456個(gè)女性樣本組成的非平衡面板數(shù)據(jù)。

(二)變量選取

1.被解釋變量。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中主要有三類(lèi)衡量?jī)和】档闹笜?biāo)：一是臨床指標(biāo)，如兒童死亡率、兒童生病率、受傷情況等；二是兒童對(duì)健康的自我評(píng)價(jià)；三是人體測(cè)量指標(biāo)，如身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)、Z評(píng)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(zhǔn)確性(丁繼紅和徐寧吟，2018［44］)，因此本文選取臨床指標(biāo)中的兒童生病情況作為衡量?jī)和】档闹笜?biāo)。不過(guò)，由于大部分兒童在調(diào)查前的一個(gè)月內(nèi)都未生病，即生病次數(shù)為0，因此我們使用是否生病來(lái)衡量?jī)和慕】禒顩r。根據(jù)受訪者對(duì)CFPS問(wèn)卷中“過(guò)去一個(gè)月，孩子是否生過(guò)??？”這一問(wèn)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(yàn)部分，我們使用過(guò)去一個(gè)月的生病次數(shù)衡量?jī)和】禒顩r并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量。

本文的主要解釋變量是母親是否加班。根據(jù)受訪者對(duì)CFPS問(wèn)卷中“每周工作時(shí)間(小時(shí))不包括午休時(shí)間，但包括加班時(shí)間”這一問(wèn)題的回答，以及根據(jù)《勞動(dòng)法》中對(duì)勞動(dòng)者每日工作時(shí)間不超過(guò)8小時(shí)，平均每周工作時(shí)間不超過(guò)44小時(shí)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(shí)間超過(guò)44小時(shí)，則存在加班現(xiàn)象，賦值為1；否則賦值為0。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，我們還將使用加班小時(shí)數(shù)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(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文參考既有研究從兒童個(gè)體、兒童父母、家庭、村居、地區(qū)等多個(gè)層面盡可能多地控制了有關(guān)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(xué)等基本特征外，還進(jìn)一步控制了兒童是否有醫(yī)保。有研究表明，醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)對(duì)兒童的健康水平產(chǎn)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(zhì)、年收入對(duì)數(shù)、生育時(shí)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(duì)數(shù)、每周工作時(shí)間以及生育時(shí)年齡等變量?？刂聘改傅氖芙逃?，是因?yàn)楦改甘芙逃綍?huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)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］)?？刂聘改甘杖耄且?yàn)楦改甘杖朐黾幽苁箖和@得更多的營(yíng)養(yǎng)攝入并為兒童提供更好的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，從而促進(jìn)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(shù)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(shuí)照料等變量。從孩子數(shù)量來(lái)看，兄弟姐妹較多可能會(huì)分散家庭對(duì)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(lái)看，家庭結(jié)構(gòu)及家庭規(guī)模會(huì)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(lái)看，安全飲水的普及對(duì)兒童健康至關(guān)重要，家庭飲水狀況的改善會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)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(lái)看，城鄉(xiāng)之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及基礎(chǔ)設(shè)施等方面的較大差異可能會(huì)導(dǎo)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(lái)看，非母親照料時(shí)間的增加將會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生顯著的負(fù)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(guān)研究，本文進(jìn)一步控制了自來(lái)水普及率、醫(yī)療水平、互聯(lián)網(wǎng)普及率等村居層面相關(guān)變量。(5)地區(qū)特征。參考現(xiàn)有研究，本文還控制了省級(jí)層面的GDP、PM2.5和醫(yī)院數(shù)量用以控制地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、空氣污染狀況以及地區(qū)醫(yī)護(hù)水平。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1給出了變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從母親加班情況來(lái)看，62.2%的母親存在加班現(xiàn)象，由此可知，加班在我國(guó)是一種非常普遍的現(xiàn)象。從兒童健康狀況來(lái)看，過(guò)去一個(gè)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(duì)兒童健康的影響，根據(jù)母親是否加班我們進(jìn)一步對(duì)樣本進(jìn)行了分組統(tǒng)計(jì)。表1分組統(tǒng)計(jì)結(jié)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(yàn)T值為-2.196；母親加班的兒童生病次數(shù)為0.453次，顯著多于母親不加班的兒童生病次數(shù)0.343次，組間檢驗(yàn)T值為-3.228。由此可知，無(wú)論是從兒童生病概率還是生病次數(shù)來(lái)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(jì)

三、模型設(shè)定和實(shí)證結(jié)果

(一)模型設(shè)定

為識(shí)別母親加班對(duì)兒童健康的影響，本文使用面板雙向固定效應(yīng)模型。基本模型設(shè)定如下：

Yit=α0+α1overtime+βXit+φ+εit

(1)

其中：Yit是被解釋變量?jī)和】禒顩r，用孩子過(guò)去一個(gè)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(gè)體特征、父母?jìng)€(gè)人特征、家庭特征、村居特征、地區(qū)特征等有關(guān)變量；φ為固定效應(yīng)，包括個(gè)體固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報(bào)了母親加班對(duì)兒童健康影響的全樣本回歸結(jié)果。列(1)為僅放入母親是否加班變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)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(guò)去一個(gè)月兒童患病的概率。為了盡量緩解遺漏變量問(wèn)題帶來(lái)的估計(jì)結(jié)果偏誤，我們?cè)诹?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(xiàn)，在依次加入各種控制變量后，估計(jì)結(jié)果依然顯著，而且估計(jì)系數(shù)變化不大，這表明母親加班確實(shí)可能不利于兒童健康。當(dāng)我們?cè)诹?6)加入全部控制變量后，母親加班使兒童在過(guò)去一個(gè)月內(nèi)患病的概率顯著提高了13.9%，即相對(duì)于母親不加班的兒童來(lái)說(shuō)，母親加班的兒童過(guò)去一個(gè)月內(nèi)患病的概率要高出13.9%。后文，我們將以表2列(6)的估計(jì)結(jié)果作為基準(zhǔn)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。

表2 母親加班與兒童健康：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量和解釋變量。

在基準(zhǔn)回歸中，我們使用調(diào)查前一個(gè)月內(nèi)是否生病來(lái)衡量?jī)和】禒顩r。在此，我們用過(guò)去一個(gè)月兒童生病次數(shù)來(lái)衡量?jī)和】颠M(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3列(1)結(jié)果顯示，母親加班顯著增加了兒童生病的次數(shù)，相比母親不加班的兒童，母親加班使得兒童生病的次數(shù)增加了0.193次，對(duì)于0.411的兒童平均生病次數(shù)來(lái)說(shuō)，母親加班使兒童生病次數(shù)增加了46.9%。結(jié)合基準(zhǔn)結(jié)果來(lái)看，無(wú)論用是否生病還是生病次數(shù)來(lái)衡量?jī)和】禒顩r，母親加班都對(duì)兒童健康產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，因而結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)A

關(guān)于解釋變量，在基準(zhǔn)回歸中我們根據(jù)《勞動(dòng)法》中關(guān)于勞動(dòng)者每日工作時(shí)間不超過(guò)8小時(shí)、平均每周工作時(shí)間不超過(guò)44小時(shí)的工時(shí)制度規(guī)定，設(shè)置了母親是否加班的二值變量，并從廣延邊際上驗(yàn)證了母親加班行為對(duì)兒童健康的不利影響。進(jìn)一步地，為了從密集邊際上檢驗(yàn)該結(jié)論的穩(wěn)健性，我們用每周加班小時(shí)數(shù)生成了母親加班時(shí)間變量作為解釋變量重新進(jìn)行了回歸。需要指出的是，張抗私等(2017)［24］研究發(fā)現(xiàn)，工作時(shí)間對(duì)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(xiàn)加班時(shí)長(zhǎng)與健康之間也呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，根據(jù)這一結(jié)果，我們也在回歸中加入了母親加班時(shí)間的平方項(xiàng)。表3列(2)結(jié)果顯示，母親加班時(shí)間確實(shí)對(duì)兒童生病概率存在顯著的倒U形影響，即隨著母親加班時(shí)間的增加，兒童生病的概率先提高后降低。母親加班時(shí)間對(duì)兒童的生病概率之所以產(chǎn)生倒U形影響，可能是因?yàn)殡S著母親加班時(shí)間的增加，其對(duì)兒童照料的時(shí)間減少，從而提高了兒童生病的概率；但是，隨著母親加班時(shí)間的進(jìn)一步增加，加班所帶來(lái)的收入增加可能會(huì)一定程度上改善兒童的健康水平，從而彌補(bǔ)照料缺失對(duì)兒童健康的不利影響，進(jìn)而降低兒童生病的概率。

2.替換估計(jì)模型。

在基準(zhǔn)回歸中，本文使用了雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，但由于被解釋變量?jī)和】蹬c解釋變量母親加班都是二元變量，這和通常的OLS估計(jì)有所差異。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)做法，我們進(jìn)一步使用Logit模型重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3列(3)?？梢钥闯?，更換模型后，母親加班仍會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生顯著的不利影響，這說(shuō)明估計(jì)結(jié)果受到模型選擇的影響較小，我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.更換樣本和使用未縮尾數(shù)據(jù)。

由于2016年調(diào)查數(shù)據(jù)中工作時(shí)間、收入等變量存在較多缺失值，導(dǎo)致2016年樣本量相對(duì)于2014年、2018年樣本量較少。因此，為了避免非系統(tǒng)偏誤對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，我們剔除掉2016年樣本重新進(jìn)行了回歸。表3列(4)結(jié)果顯示，母親加班仍會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生不利影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，這說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。同時(shí)，由于樣本中個(gè)別變量可能存在異常值，因而我們?cè)谏衔闹兄苯邮褂昧丝s尾后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。那么，使用未縮尾數(shù)據(jù)是否真的會(huì)影響基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果？在此我們使用未縮尾數(shù)據(jù)重新進(jìn)行了回歸。表3列(5)結(jié)果表明，母親加班仍會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生顯著的不利影響，這一結(jié)果與縮尾后的估計(jì)結(jié)果一致，這說(shuō)明即使使用未縮尾數(shù)據(jù)也未明顯改變上文的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果。

4.加入行業(yè)固定效應(yīng)。

考慮到不同行業(yè)的工作時(shí)間存在一定差異，因此，母親從事的行業(yè)可能會(huì)對(duì)其是否加班產(chǎn)生影響。由于在控制行業(yè)固定效應(yīng)后會(huì)損失一定的樣本量，因此，在基準(zhǔn)回歸中我們并未對(duì)其進(jìn)行控制。為了進(jìn)一步避免遺漏變量所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤問(wèn)題，同時(shí)對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們?cè)诖思尤胄袠I(yè)固定效應(yīng)對(duì)式(1)重新進(jìn)行回歸。表4列(1)結(jié)果顯示，在進(jìn)一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)后，母親加班仍會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生不利影響，這與我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說(shuō)明我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)B

5.考慮不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的樣本自選擇問(wèn)題。

在識(shí)別母親加班對(duì)兒童健康的因果效應(yīng)時(shí)，還可能會(huì)受到樣本自選擇問(wèn)題的影響。例如，由于母親的健康意識(shí)存在差異，一些健康意識(shí)較強(qiáng)的母親可能會(huì)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(lái)照料孩子，而母親的健康意識(shí)也可能會(huì)影響到兒童健康狀況。因此，母親的健康意識(shí)可能會(huì)導(dǎo)致樣本自選擇問(wèn)題。為了緩解上述樣本自選擇問(wèn)題，我們通過(guò)剔除樣本的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。一是剔除遷移樣本。本文剔除在2014—2018年期間母親發(fā)生過(guò)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(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，母親是否加班的估計(jì)系數(shù)并沒(méi)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(guò)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(jié)果。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，母親是否加班對(duì)兒童健康的影響幾乎沒(méi)有發(fā)生變化。以上兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果均表明，本文的研究受到樣本自選擇的影響較小，結(jié)果穩(wěn)健。

6.用可觀測(cè)變量評(píng)估不可觀測(cè)變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。

為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，盡管前文已盡可能多地對(duì)有關(guān)變量進(jìn)行了控制，但由于數(shù)據(jù)限制，仍有一些因素難以被觀測(cè)(例如母親的健康意識(shí)、個(gè)人能力等)，從而未被控制。不過(guò)，只要這些不可觀測(cè)因素對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響在可接受的范圍內(nèi)，或者說(shuō)不會(huì)改變我們的基本結(jié)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(cè)變量評(píng)估不可觀測(cè)變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響程度來(lái)檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。Oster(2019)［50］基于不可觀測(cè)變量Z與解釋變量x的關(guān)系可以由可觀測(cè)變量X與解釋變量x的關(guān)系推出這一假設(shè)，進(jìn)一步完善了遺漏變量偏差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法。基本原理簡(jiǎn)述如下：

(2)

(3)

y=α+βx+X+Z+ε

(4)

(5)

表5 不可觀測(cè)因素導(dǎo)致遺漏變量問(wèn)題檢驗(yàn)

(四)工具變量回歸

考察母親加班對(duì)兒童健康的影響時(shí)，很容易出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。首先，可能存在例如母親的健康意識(shí)、個(gè)人能力、遺傳等無(wú)法觀測(cè)的因素同時(shí)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(guān)系，即兒童健康狀況會(huì)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(yíng)養(yǎng)攝入，母親可能會(huì)增加勞動(dòng)供給以賺取更多收入。為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)的影響，我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸中通過(guò)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(yīng)模型一定程度上控制了不隨時(shí)間變化的無(wú)法觀測(cè)因素和時(shí)間影響。同時(shí)，我們還在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分對(duì)不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的樣本自選擇問(wèn)題進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)，并使用可觀測(cè)變量評(píng)估不可觀測(cè)變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，但是本文仍有可能存在一些內(nèi)生性問(wèn)題。因此，下文使用工具變量法進(jìn)一步緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)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(shí)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(huì)影響到母親的勞動(dòng)供給，進(jìn)而對(duì)兒童健康產(chǎn)生影響，但它不直接影響兒童健康。這一邏輯成立需要同時(shí)滿足相關(guān)性與外生性?xún)蓚€(gè)條件，即工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，但是與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。由于個(gè)體的工作時(shí)間不僅是個(gè)體選擇的結(jié)果，也會(huì)受到地區(qū)、單位工作時(shí)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(shí)間將會(huì)對(duì)母親加班產(chǎn)生影響，滿足相關(guān)性條件。另一方面，由于兒童健康屬于個(gè)人層面變量，而母親所在省份相同工作單位的平均工作時(shí)間屬于省份層面的變量，很難對(duì)兒童健康產(chǎn)生直接影響。換言之，工具變量只能通過(guò)影響母親加班進(jìn)而影響到兒童健康。因此，本文的工具變量同時(shí)滿足相關(guān)性與外生性?xún)蓚€(gè)條件，因而是比較合適的工具變量。回歸中，我們可以根據(jù)Kleibergen-Paap rk WaldF統(tǒng)計(jì)量大小對(duì)相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，但難以對(duì)工具變量的外生性進(jìn)行直接檢驗(yàn)，因此我們借鑒方穎和趙揚(yáng)(2011)［53］、熊瑞祥和李輝文(2016)［54］的做法進(jìn)行輔助檢驗(yàn)。

首先，進(jìn)行識(shí)別不足檢驗(yàn)。根據(jù)回歸結(jié)果可知，Kleibergen-Paap rk LM 檢驗(yàn)結(jié)果P值小于0.01，說(shuō)明工具變量不存在識(shí)別不足的問(wèn)題。其次，進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。表6中列(1)IV估計(jì)的第一段回歸結(jié)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(wèn)題。最后，排他性的替代檢驗(yàn)。由于無(wú)法直接對(duì)工具變量的排他性進(jìn)行檢驗(yàn)，我們借鑒方穎和趙揚(yáng)(2011)［53］、熊瑞祥和李輝文(2016)［54］的做法進(jìn)行了替代性檢驗(yàn)。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(jìn)行回歸；列(4)中，我們同時(shí)控制母親加班與工具變量進(jìn)行回歸。如果工具變量?jī)H通過(guò)母親加班影響兒童健康，那么在同時(shí)控制母親加班變量的情況下，工具變量應(yīng)對(duì)兒童健康沒(méi)有顯著影響或者顯著性明顯降低。(3)列結(jié)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(jié)果顯示，在同時(shí)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(duì)兒童生病概率的影響系數(shù)不僅明顯下降，且影響的顯著性水平也由5%降至10%。這一結(jié)果從側(cè)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(shí)，相關(guān)研究表明，工作單位規(guī)模也會(huì)對(duì)個(gè)人的工作時(shí)間以及加班情況產(chǎn)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(duì)兒童健康產(chǎn)生直接影響，即滿足工具變量相關(guān)性與外生性的假設(shè)條件。因此我們還在表6列(5)、列(6)中匯報(bào)了使用工作單位規(guī)模作為工具變量的回歸結(jié)果。根據(jù)表6中列(5)IV估計(jì)的第一段回歸結(jié)果可知，Kleibergen-Paap rk LM檢驗(yàn)結(jié)果P值小于0.01，說(shuō)明工具變量不存在識(shí)別不足的問(wèn)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(wèn)題。這說(shuō)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(jié)果顯示，在考慮到內(nèi)生性問(wèn)題后，母親加班依然對(duì)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(zhǔn)結(jié)果相比，工具變量的系數(shù)值明顯增大，這表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果很可能低估了母親加班對(duì)兒童健康的不利影響。

四、異質(zhì)性分析

(一)性別異質(zhì)性

我國(guó)家庭中普遍存在著濃厚的男孩偏好文化傳統(tǒng)，這可能會(huì)影響家庭對(duì)孩子的健康和照料投入。Barcellos等(2014)［57］研究發(fā)現(xiàn)，家庭的男孩偏好導(dǎo)致了男孩比女孩得到更多的兒童保育時(shí)間、更長(zhǎng)的母乳喂養(yǎng)以及更多的維生素補(bǔ)充；Palloni(2017)［58］研究發(fā)現(xiàn)，母親的性別偏好會(huì)使其所偏愛(ài)的性別的孩子擁有更高的身體質(zhì)量指數(shù)，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(xiàn)，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(xiàn)，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(shù)據(jù)，我們也得到了一致的結(jié)論。當(dāng)孩子面臨健康問(wèn)題時(shí)，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(hù)的性別差異結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)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(hù)的比例也明顯高于女孩，而且無(wú)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(dāng)母親忙于工作而沒(méi)有時(shí)間照料兒童時(shí)，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(hù)，而女孩則可能在獲得健康投入和照料資源上存在劣勢(shì)。這種在健康投入和照料資源上的性別差異可能會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致男孩和女孩在健康結(jié)果上的較大差異。因此，母親加班對(duì)兒童健康的影響可能存在性別差異。在此，我們根據(jù)兒童性別將樣本劃分為兩組，考察母親加班對(duì)兒童健康影響的異質(zhì)性。表7列(1)是母親加班對(duì)男孩健康的影響結(jié)果，列(2)是母親加班對(duì)女孩健康的影響結(jié)果。結(jié)果顯示，母親加班確實(shí)對(duì)男孩和女孩的健康存在明顯的異質(zhì)性影響：母親加班顯著提高了女孩生病的概率，但對(duì)男孩是否生病沒(méi)有顯著影響。因此，家庭應(yīng)摒棄傳統(tǒng)的重男輕女觀念，加強(qiáng)對(duì)女孩健康的關(guān)注并增加對(duì)女孩的健康投資。

表7 異質(zhì)性分析：性別和年齡

(二)年齡異質(zhì)性

不同年齡兒童的生活自理能力存在一定差異。對(duì)于學(xué)齡前兒童來(lái)講，由于其尚未養(yǎng)成良好的生活習(xí)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(xué)齡兒童逐漸掌握了較多的生活知識(shí)、自我照料能力較強(qiáng)，當(dāng)母親忙于工作而疏忽對(duì)兒童的照料時(shí)，雖然可能會(huì)對(duì)其健康產(chǎn)生影響，但影響程度會(huì)降低。因此，母親加班對(duì)兒童健康的影響可能對(duì)不同年齡的兒童存在差異。根據(jù)兒童年齡，我們將兒童劃分為學(xué)齡前兒童(小于等于6歲)和學(xué)齡兒童(大于6歲)，分別進(jìn)行回歸。表7列(3)和列(4)結(jié)果顯示，母親加班會(huì)顯著提高學(xué)齡前兒童生病的概率，但對(duì)學(xué)齡兒童的生病概率沒(méi)有顯著影響。因此，當(dāng)兒童年齡較小時(shí)，兒童父母更應(yīng)關(guān)注其健康問(wèn)題并給予其更多的照料，以避免因缺少照料而帶來(lái)的對(duì)兒童健康的不利影響。

(三)城鄉(xiāng)異質(zhì)性

城鄉(xiāng)之間由于在經(jīng)濟(jì)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(huì)導(dǎo)致母親加班對(duì)兒童健康的影響存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。因此，我們將樣本按居住地分為城鄉(xiāng)兩類(lèi)樣本分別進(jìn)行回歸。表8列(1)和列(2)結(jié)果顯示，母親加班顯著提高了城市兒童生病的概率，但對(duì)農(nóng)村兒童生病的概率沒(méi)有顯著影響。這可能是因?yàn)?，相?duì)于生活在農(nóng)村的母親來(lái)說(shuō)，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(dāng)她們忙于工作而無(wú)暇照料孩子時(shí)，便可能對(duì)兒童的健康產(chǎn)生負(fù)面影響。雖然城市中有不少托育服務(wù)資源可以幫助母親照料子女，但是卻存在供給不足、費(fèi)用過(guò)高、質(zhì)量缺乏保障等諸多問(wèn)題。因此，增加托育服務(wù)供給、降低托育服務(wù)成本以及提高托育服務(wù)質(zhì)量，可以在一定程度上緩解母親面臨的工作-家庭沖突，進(jìn)而改善兒童健康。

表8 異質(zhì)性分析：城鄉(xiāng)和照料方式

(四)兒童照料者異質(zhì)性

現(xiàn)有研究表明，兒童照料者不同會(huì)對(duì)兒童的健康狀況產(chǎn)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(huì)導(dǎo)致母親加班對(duì)兒童健康產(chǎn)生異質(zhì)性影響。根據(jù)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(jié)果顯示，在兒童日常由母親照料的情況下，母親加班會(huì)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?yàn)?，?dāng)母親為兒童的主要照料者時(shí)，由于母親在工作的同時(shí)還要承擔(dān)起照料孩子的責(zé)任，這導(dǎo)致母親面臨的工作-家庭沖突進(jìn)一步加劇，這可能會(huì)導(dǎo)致兒童照料時(shí)間的減少，從而會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生不利影響。因此，應(yīng)使父親參與到育兒當(dāng)中來(lái)以分擔(dān)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(jié)論與啟示

本文利用CFPS 2014—2018年的三期數(shù)據(jù)，考察了母親加班對(duì)兒童健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)，母親加班會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生顯著的不利影響，不僅會(huì)顯著提高兒童生病的概率，也會(huì)增加其生病的次數(shù)。經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并使用工具變量法處理內(nèi)生性問(wèn)題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，母親加班對(duì)兒童健康存在以下幾個(gè)方面的異質(zhì)性影響：母親加班顯著提高了女孩生病的概率，而對(duì)男孩生病的概率無(wú)顯著影響；母親加班顯著提高了學(xué)齡前兒童生病的概率，對(duì)學(xué)齡兒童生病的概率無(wú)顯著影響；對(duì)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(duì)生活在農(nóng)村的母親來(lái)說(shuō)，其加班行為則對(duì)兒童生病的概率無(wú)顯著影響；當(dāng)兒童由母親照料時(shí)，母親加班會(huì)顯著提高兒童生病的概率，而當(dāng)兒童由其他人員照料時(shí)，母親加班對(duì)兒童生病的概率無(wú)顯著影響。

根據(jù)研究所得結(jié)論，我們從促進(jìn)兒童健康、緩解母親面臨的家庭與工作沖突角度，結(jié)合中國(guó)實(shí)際情況提出以下幾點(diǎn)建議：第一，重視對(duì)兒童健康的投入。兒童健康既關(guān)系到兒童及其家庭的福利也關(guān)系到人力資本的質(zhì)量和未來(lái)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展。政府和家庭都需要重視對(duì)兒童健康的投入。一方面，政府需要進(jìn)一步完善兒童健康保障體系，為兒童的健康成長(zhǎng)提供有力支持。另一方面，家庭也要重視對(duì)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(zhǎng)。第二，在保障女性就業(yè)的同時(shí)兼顧勞動(dòng)時(shí)間問(wèn)題。一方面，政府、社會(huì)和企業(yè)應(yīng)共同努力進(jìn)一步消除就業(yè)市場(chǎng)中的性別歧視，為女性營(yíng)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(shí)應(yīng)加大對(duì)加班現(xiàn)象的治理，尤其是要為家庭中有學(xué)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(duì)其幼年子女的照料時(shí)間。第三，加快構(gòu)建普惠托育服務(wù)體系，使父親承擔(dān)更多育兒責(zé)任。由于目前托育服務(wù)可得性低、價(jià)格高昂且質(zhì)量參差不齊，難以有效滿足家庭的育兒服務(wù)需求，而家庭中父親育兒參與度不高，導(dǎo)致母親面臨著嚴(yán)重的育兒負(fù)擔(dān)。因此，一方面要大力增加托育服務(wù)供給，使母親有更多的育兒選擇；另一方面要大力倡導(dǎo)男女平等的性別觀念，努力轉(zhuǎn)變“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)家庭分工模式，使父親承擔(dān)起更多的育兒責(zé)任以減輕母親的育兒負(fù)擔(dān)，這將有利于緩解母親所面臨的工作-家庭沖突，增進(jìn)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(lián)網(wǎng)技術(shù)，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(shí)間與辦公地點(diǎn)，這有助于母親兼顧工作與家庭，增加對(duì)兒童的看護(hù)與照料，確保其健康成長(zhǎng)。