DOI:10.3969/j.issn.1674-2982.2025.10.007
中图分类号:R197
弹性工作的健康风险及医疗保障的缓冲作用
王慧英， 陈敏
| 【作者机构】 | 首都经济贸易大学劳动经济学院 |
| 【分 类 号】 | R197 |
| 【基 金】 |
全文
文内图表
参考文献
出版信息
目录
文内图表
弹性工作的健康风险及医疗保障的缓冲作用
随着数字技术的发展，中国劳动力市场的工作模式正经历深刻变革。弹性工作模式成为企业应对市场变化、员工追求工作生活平衡的重要选择。［1］尽管学术界对弹性工作的具体内涵尚未达成一致，但普遍认同其核心特质是工作时间的灵活与多样。［2］这种工作模式为劳动者提供了更大的自主权，使其能够更灵活地协调工作、家庭与生活的需要，但同时也易导致工作—家庭界限模糊、时间碎片化、工作强度隐性增加，进而诱发职业倦怠、慢性压力、睡眠障碍等一系列健康问题。［3-4］长远来看，若缺乏有效的健康支持机制，将严重影响劳动者的整体福祉与生产效率。此外，弹性工作所伴随的收入不稳定和社会保险覆盖不足等问题，也逐渐成为社会关注焦点。［5］在此背景下，探讨弹性工作对劳动者身心健康的影响，并分析医疗保障和就业保障在缓解这些健康冲击方面的作用，具有重要的现实意义。然而，当前关于职业健康的研究多围绕传统雇佣模式展开，针对弹性工作的关注较少。［6］本文立足于中国现实，旨在探究弹性工作对劳动者健康的影响机制，并重点分析不同类型的医疗保险与最低工资水平在这一过程中所发挥的调节作用，以期为弹性工作制的科学设计和健康风险防范提供参考依据。
1 理论分析与研究假设
1.1 弹性工作与劳动者健康的关系
作为一种灵活的工作模式，弹性工作赋予劳动者较高的自主权。但这种灵活性可能会带来一定的负面效应。由于缺乏固定的工作时间与清晰的休息边界，劳动者需频繁地在工作与生活需求之间进行动态调整。根据自我调节理论，个体的自我调节依赖于有限的能量资源。在持续的决策过程中，注意力、意志力、情绪调节能力会不断消耗甚至衰竭，并在一定程度上造成压力的积累。［7］实证研究发现，随着自我调节能力受损，部分劳动者会因作息紊乱而出现睡眠不足、饮食不规律等现象［8］，并表现出更多的不健康行为，如暴饮暴食和酗酒等。［9］据此，提出如下假设：
假设1：弹性工作会损害劳动者健康水平。
1.2 收入惩罚效应和工作家庭边界模糊的中介作用
收入水平是健康的核心决定因素之一。［10］研究结果一致表明，收入水平与健康存在明确的因果关系。［11］收入水平越低，主、客观身体健康、心理健康水平均更低。［12-13］弹性工作的劳动者，由于其工作模式的非标准化，可能受到一定程度的歧视和偏见。［14］管理层和同事带有偏见的认为其效率较低，对工作的投入也较少。特别是出于家庭责任和照顾目的而选择弹性工作的劳动者通常会因此受到相应惩罚，包括工资减少、较低的绩效评价、与同事关系变差等。［15］由此，选择弹性工作安排的劳动者，受到的收入惩罚可能会恶化劳动者的健康水平。据此，提出如下假设：
假设2：弹性工作通过收入惩罚效应影响劳动者健康水平。
根据边界理论，工作与家庭为两个不同的领域，二者之间存在物理、时间与心理上的边界。［16］清晰且明确的边界有助于防止劳动者出现角色冲突。然而，弹性工作往往会削弱工作与家庭之间的边界，导致工作角色与家庭角色之间的界限模糊。［17］这种工作—家庭边界模糊化在一定程度上可能会加剧工作与生活的冲突，降低了生活的可预测性与可控性，扰乱了个体常规健康行为的节奏，从而可能成为劳动者放弃健康饮食和体育锻炼的一个重要原因。［18］此外，工作—家庭边界的模糊还可能导致焦虑和抑郁等心理健康问题的出现。［19］据此，提出如下假设：
假设3：弹性工作通过模糊工作—家庭界限影响劳动者健康水平。
1.3 医疗保险和最低工资的调节作用
弹性工作作为一种非标准化工作安排，其从业者常被排除在雇主主导的医疗保障体系之外，呈现较低的医疗保险参保率。［20］而医疗保险通过风险共担机制，能够有效减轻个体的医疗经济负担、提升医疗服务利用率，从而维持或改善其健康状况。研究发现，无论是公共医疗保险还是商业医疗保险，均有助于提高居民的健康水平，且能有效削弱收入对个人健康的重要性。［21-22］对于已参保的弹性工作者而言，即使面临因就业形态所带来的收入惩罚，仍能获得持续稳定的医疗保障，这在一定程度上缓冲了弹性工作对身心健康的负面冲击。最低工资作为对低收入者的有效制度保障，不仅对收入和就业有着直接影响，还会通过健康行为、休闲支出、经济压力的变化等因素影响劳动者健康水平。［23-24］最低工资水平的提升，可以部分抵消选择弹性工作所造成的收入下降，从而减轻劳动者在医疗和健康预防性支出上的经济压力。据此，提出如下假设：
假设4：参与医疗保险正向调节弹性工作对健康的负面影响。
假设5：最低工资水平的提升正向调节弹性工作对健康的负面影响。
2 研究设计
2.1 变量设置
2.1.1 因变量
本文的因变量是劳动者的健康状况，包括身体健康和心理健康，身体健康使用劳动者个体自评健康状况衡量，评分取值范围1～5分，分数越高，身体状况越差；心理健康状况采用国际流行病研究中心开发的抑郁自评量表（Center for Epidemiological Studies Depression Scale， CES-D）的简化版本， 选取了 “我感到抑郁”“我觉得我做的一切都很吃力”“我的睡眠不安宁”“我感到快乐”“我感到孤独”“我享受生活”“我感到悲伤”和“我感觉无法开始做事”8个项目，对受访者过去一周内所经历的情绪或行为频率进行评分，评分选项范围是1～4分，其中，问题“我感到快乐”和“我享受生活”采用了反向计分的方式，以确保量表的逻辑一致性。最终，总分范围为8～32分，评分越高表示心理健康状况越差。
2.1.2 自变量
本文的自变量为弹性工作，弹性工作根据个体对自身主要工作的时间控制程度来表现，将没有固定工作时间、工作时间可以由自己安排的就业者记为弹性就业者（赋值为1），将有固定工作时间的就业者记为非弹性就业者（赋值为0）。
2.1.3 中介变量
中介路径包含时间配置效应和收入惩罚效应，使用工作时间（每周工作时长）、随时到岗（是否因为这份工作的需要，您的手机24小时都不能关机，要随时待命）、工作—休息的区分（生活是否有工作日及休息日的区分）、锻炼频率（每周锻炼频率）、锻炼时间（每次锻炼时间）、睡眠时间（每天睡眠时间）、家务时间（每天花在自家家务劳动上的时间）和照料孩子时间（每天花在孩子身上的时间）来分析个体工作—家庭的时间配置代理变量，衡量个体的时间配置效应；使用个体的工作收入、医疗支出和保健支出三个代理变量衡量收入惩罚效应。
2.1.4 控制变量
控制变量包括个体控制变量和家庭控制变量。个体控制变量包括：年龄、性别（男性=1，女性=0）、受教育年限、户口状况（城市户口=1，非城市户口=0）；14岁健康状况（1～5分，分数越高身体状况越差）；家庭控制变量包括家庭人均收入、家庭规模；此外，考虑到调查恰逢新冠肺炎疫情，进一步纳入了调查省份当年的新冠肺炎确诊人数，并对其取对数，以排除此次公共卫生事件对身体健康状况的潜在影响。
2.2 模型设定
为考察弹性工作对健康的影响，构建如下模型：
其中，healthit表示个体i在t年的健康水平（身体健康和心理健康），jobit表示i在t年从事的工作类型，Xit表示个人和家庭的控制变量，θi和Ut分别为个体和时间的固定效应，εit为不可观测的误差项，式（1）使用面板双向固定效应模型进行估计。
2.3 数据来源
本文的数据来源于中国家庭追踪调查（China family panel studies， CFPS）数据库，CFPS是一个全国性的、全面的纵向社会调查，使用计算机辅助技术采访样本家庭中的所有家庭成员并获得的大型追踪调查数据。由于解释变量弹性工作从2020年开始收集，本文使用2020—2022年的面板调查数据，并将研究对象限制在16～60岁的群体，在剔除核心变量存在缺失的个体后，最终纳入9 658人作为研究样本（表1），需要说明的是每个模型的样本量以实际模型为准。
表1 样本基本情况
变量弹性工作身体健康心理健康年龄性别受教育年限户口类型14岁健康状况家庭人均收入家庭规模新冠肺炎疫情平均值0.546 2.760 13.479 40.234 0.558 10.702 0.376 1.836 10.185 4.254 7.520标准差0.498 1.043 3.840 10.481 0.497 4.022 0.484 1.050 0.827 1.873 1.627最小值最大值0 1 8 1 5 16 0 0 0 1 0 1 32 60 1 22 1 5 4.990 15.149 16 11.140
3 实证分析结果
3.1 基准回归结果
表2 汇报了弹性工作对身体健康和心理健康的回归结果。弹性工作对健康的影响呈现身心分化差异，（1）—（3）列结果显示，在控制个体、家庭因素后，弹性工作显著恶化了劳动者的身体健康状况，（4）—（6）列结果显示，弹性工作对心理健康的影响并不显著。
表2 基准回归结果
注：*、**、*** 分别表示在 10%、5%、1%水平上显著，括号内数字为稳健标准误，下同。
弹性工作（1）身体健康0.025（0.028）（4）心理健康-0.050（0.101）年龄性别受教育年限户口状态14岁健康状况（2）身体健康0.158*（0.094）1.076（0.743）1.073（0.761）-0.948*（0.509）-0.338*（0.189）0.041（0.046）（5）心理健康-0.336（0.318）0.529（0.800）1.983（2.726）0.521（1.617）0.063（0.955）0.300（0.219）家庭人均收入家庭规模新冠肺炎疫情常数项2.748***（0.015）57.438*（29.888）（3）身体健康0.198**（0.100）1.031**（0.441）1.294*（0.692）-0.892**（0.452）-0.327*（0.174）0.014（0.054）-0.045（0.074）0.081*（0.047）-0.034（0.052）55.602***（18.686）13.417***（0.064）45.435（38.815）（6）心理健康-0.303（0.330）0.418（0.849）2.047（2.688）0.359（1.591）0.175（0.987）0.278（0.230）-0.069（0.271）-0.061（0.161）-0.048（0.220）43.731（41.036）个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 5 092 0.037 9 658 0.744 5 172 0.065 5 092 0.097 9 658 0.002 5 172 0.039
3.2 稳健性分析
为进一步佐证基准回归结果，进行了一系列稳健性检验。首先，将身体健康和心理健康改为虚拟变量。将身体状况为非常健康、很健康赋值为0，不健康、一般、比较不健康赋值为1。将心理健康状况取值大于10的赋值为1，否则赋值为0。［25］回归结果见表3，弹性工作显著恶化了身体健康，但对心理健康不显著。其次，使用2020和2022年混合截面数据结果与基准回归保持一致。最后，增加了家庭层面的老年、少儿抚养比2个控制变量后，回归结果依然保持稳健。
表3 稳健性检验结果
（2）心理健康0.003（0.050）-0.089（1.829）增加样本量（3）身体健康0.087***（0.023）1.795***（0.177）（4）心理健康0.006（0.084）18.670***（0.650）截距项弹性工作更换被解释变量测算方法（1）身体健康0.055*（0.029）-0.617（1.899）增加控制变量（5）身体健康0.204**（0.102）41.679**（18.955）（6）心理健康-0.288（0.327）13.995（34.436）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y_Y Y_Y Y Y Y Y Y Y 4 867 0.063 4 867 0.015 8 817 0.080 8 177 0.044 4 867 0.069 4 867 0.025
3.3 内生性检验
为缓解由于反向因果和遗漏变量而产生的内生性问题，使用“同区县弹性工作人数占总就业人数比例”作为工具变量，进行工具变量回归。KP rk LM统计量为59.06，强烈拒绝不可识别原假设，表明工具变量模型设定合理，一阶段F检验显著拒绝原假设，说明本文所选取的工具变量不存在弱工具变量问题，使用该工具变量是合理的。第二阶段弹性工作对身体健康的估计系数依然显著为正，即在引入工具变量缓解内生性问题后，弹性工作对身体健康的负面影响依然成立① 弹性工作对心理健康的内生性检验结果均不显著，限于篇幅并未展现，感兴趣可向作者索取。。
为缓解样本自选择偏误，本文采用处理效应模型。第一阶段，以弹性工作虚拟变量为被解释变量，地区弹性就业占比作为工具变量，发现工具变量与内生变量显著正相关，证明工具变量有效。第二阶段回归中，弹性工作对身体健康的影响估计系数为0.671，是基准回归结果的3倍，表明未考虑自选择时低估了其影响，处理效应模型检验进一步证明了结果的稳健性（表4）。
表4 内生性检验结果
弹性工作年龄性别受教育年限户口状态14岁健康状况家庭人均收入家庭规模新冠疫情截距项（2）身体健康0.671***（0.217）0.017***（0.002）-0.243***（0.036）-0.071（0.044）0.074**（0.032）0.166***（0.015）-0.033（0.020）-0.018**（0.009）0.037***（0.014）2.305***（0.438）KP rk LM统计量一阶段F统计量Wald检验统计量一阶段回归结果地区弹性就业占比（1）身体健康0.503*（0.285）0.016***（0.002）-0.231***（0.038）-0.050（0.043）0.110***（0.039）0.164***（0.015）-0.038*（0.021）-0.022**（0.009）0.034**（0.014）2.201***（0.448）59.06***59.83***样本量弹性工作0.7370***（0.093）4 867 6.10**弹性工作1.153***（0.191）4 867
3.4 机制检验
如前所述，弹性工作通过模糊工作—家庭界限对员工健康产生损害。为验证其影响机制，使用两步法进行机制检验。［26］表5 机制检验显示，弹性工作者“随时到岗”概率更高，并显著削弱工作日与休息日区分。这种时间结构消解导致心理上难以分离工作与家庭，模糊工作与家庭的边界。同时，健康维护时间被压缩，表现为每周锻炼频率显著降低和睡眠时间缩短。弹性工作对总工作时间及锻炼时间无显著影响，表明其损害健康并非通过延长工作总量，而是通过打散工作时间，降低休息恢复质量。此外，弹性工作显著增加家务劳动时间，对照料子女时间回归系数为正但不显著，表明家务劳动进一步压缩健康恢复空间。因此，弹性工作通过时间碎片化和时间再分配，削弱了健康的恢复性配置，对身体健康产生不利影响。
表5 机制检验Ⅰ：工作—家庭界限模糊
弹性工作截距项（1）工作时间-0.041（0.048）6.317（5.143）（2）随时到岗0.083***（0.014）0.647***（0.200）（3）工作-休息区分-0.106***（0.013）-0.625***（0.180）（4）锻炼频率-0.141**（0.063）14.158***（0.878）（5）锻炼时间0.311（1.542）87.630***（21.324）（6）睡眠时间-0.292*（0.154）9.824（8.347）（7）家务时间1.040***（0.128）9.090***（1.752）（8）照料孩子0.101（0.116）-0.882（1.674）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 4 830 0.087 4 866 0.005 4 866 0.074 4 866 0.029 2 012 0.040 3 028 0.084 4 866 0.005 4 866 0.051
弹性工作通过收入惩罚与健康投资萎缩构成损害健康的第二路径，表6结果显示，弹性工作者收入显著降低0.447个单位，医疗支出减少0.088个单位，家庭保健支出减少了0.894个单位。说明弹性工作者的收入惩罚效应削减自身和家庭的医疗支付能力，限制其健康资源的获取，而工作—生活边界模糊又剥夺了自我保健时间，使个体陷入“既无钱投资健康，也无暇维护健康”。
表6 机制检验Ⅱ：收入惩罚效应
弹性工作截距项（1）工作收入-0.447***（0.070）-24.048***（1.735）（2）医疗支出-0.088*（0.046）3.430**（1.379）（3）保健支出-0.894**（0.349）178.714（119.158）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y 4 004 0.074 4 004 0.005 4 696 0.051
3.5 异质性检验
弹性工作对身体健康的损害因工作特征存在差异，根据“是否签订劳动合同”将弹性工作者划分为正规就业群体和非正规就业群体。空间维度上，根据是否有固定的工作场所将弹性工作群体划分为有固定工作场所群体和无固定工作场所群体① 将户外、运输工具内、家里赋值为无固定工作场所，办公室、车间、其他室内工作场所赋值为有固定工作场所。，回归结果显示有固定场所的弹性工作对健康的估计系数为正，在10%水平下显著，表明有固定场所的弹性工作对劳动者身体健康产生负面影响，而非固定场所弹性工作对劳动者健康的影响不显著，说明弹性工作的制度保障与空间约束反而加剧了劳动者的健康脆弱性（表7）。
表7 分工作特征的异质性检验结果
弹性工作截距项（1）正规就业0.360***（0.138）44.537*（25.605）（2）非正规就业0.282（0.325）6.432（5.093）（5）固定工作场所0.202*（0.115）45.839*（24.972）（6）非固定工作场所0.489（0.364）-4.176（4.178）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 2 217 0.134 1 832 0.091 3 183 0.070 1 500 0.218
在个体特征异质性分析中，弹性工作对男性就业者的健康产生了显著的负面影响，而对女性的影响则不显著。年龄层面，弹性工作对中老年群体的健康状况损害尤为明显，而对青年群体的影响则不显著。这表明弹性工作对中老年群体的身体健康构成了主要威胁。从教育水平来看，低教育群体受到弹性工作的影响更为严重，而高教育群体的影响则不显著（表8）。
表8 分个体特征的异质性检验结果
弹性工作截距项（1）男性0.261*（0.155）73.619***（11.693）（2）女性0.076（0.138）2.216（8.900）（3）青年0.050（0.171）2.827***（1.033）（4）中老年0.318**（0.155）2.693***（1.009）（3）高教育水平-0.052（0.148）41.534（26.234）（4）低教育水平0.409**（0.168）-1.946（2.289）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 2 692 0.070 2 175 0.086 1 886 0.035 2 981 0.034 1 406 0.079 3 461 0.077
3.6 调节效应检验
弹性工作对健康的损害可能通过医疗保险得到缓解。本研究基于医疗保险类型（城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗及整合后的城乡居民基本医疗保险，拥有该保险赋值为1，无任何医疗保险赋值为0① 由于弹性工作者拥有公费医疗的个体较少，无法进行实证分析，本研究不考虑公费医疗。），考察其在弹性工作与健康关系中的调节作用。此外，考虑到中国于2016 年整合城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗，建立了统一的城乡居民基本医疗保险制度，本研究进一步考察了这一整合后的医疗保险制度的调节作用。
表9结果显示，城镇职工医疗保险及其与弹性工作的交互项系数均显著为负，表明其能有效缓冲弹性工作对健康的负面影响。城镇居民医疗保险本身系数为正，存在“逆向选择”现象，但其与弹性工作的交互项显著为负，且绝对值大于弹性工作本身系数，说明该保险仍显著缓解了弹性工作的健康损害。新型农村合作医疗的调节作用不显著，而整合后的城乡居民基本医疗保险交互项显著为负，表明统一医保制度弥补了原新农合的缺陷，为农村弹性工作者提供了更坚实的健康保障。此外研究还考察了补充医疗保险的调节作用，结果显示，参加补充医疗保险及其与弹性工作的交互项均不显著。
表9 调节效应
弹性工作（2）0.223**（0.102）（3）0.216**（0.103）（4）0.241（0.155）（5）0.131***（0.031）（6）0.241（0.155）城镇职工医保弹性工作*城镇职工医保（1）2.102***（0.605）-1.020**（0.496）-2.150***（0.601）城镇居民医保弹性工作*城镇居民医保0.142（0.107）-0.287**（0.139）新农合弹性工作*新农合-0.043（0.082）-0.013（0.111）城乡居民基本医保弹性工作*城乡居民基本医保0.148（0.108）-0.296**（0.147）补充医保弹性工作*补充医保0.026（0.107）0.211（0.141）最低工资弹性工作*最低工资截距项1.902（2.353）1.296***（0.439）2.007***（0.315）1.443***（0.244）1.856（0.249）-0.191***（0.030）-0.017*（0.009）2.261***（0.285）控制变量个体固定效应时间固定效应样本量R2 Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 1 674 0.163 870 0.006 2 821 0.008 790 0.025 4 523 0.014 4 867 0.007
结合机制分析可知，弹性工作显著减少了个人医疗支出，而社会保障与收入均通过生活水平影响健康。因此，以省级月最低工资水平为调节变量，进一步考察最低工资的底线保障功能，结果显示，最低工资水平的提升能显著缓冲弹性工作者的健康损害，说明对弹性工作者的基础收入保障是缓解身体健康状况的另一种有效途径。
4 讨论与建议
4.1 弹性工作显著降低劳动者的身体健康水平，对劳动者心理健康无显著影响
本文发现，弹性工作显著降低了劳动者的身体健康水平，但对心理健康的影响并不具有统计学意义，呈现出明显的身心分化特征。该结果主要源于弹性工作对心理健康的双重影响机制：一方面，弹性工作通过赋予劳动者更高的时间自主权，使其能兼顾工作安排、家庭责任与个人健康，从而缓解角色冲突，提升身心健康。［27］另一方面，弹性工作的收入惩罚效应通过增加经济压力，对劳动者心理健康造成负面冲击。同时，工作与家庭界限的模糊易引发工作与家庭冲突，进一步对心理健康构成潜在威胁。［28］在上述机制的共同作用下，弹性工作对心理健康的积极与消极影响在总体上相互抵消，从而导致其在统计上没有显著性差异。相比之下，其对身体健康的负面效应更为明确和直接，弹性工作往往模糊了工作与生活的边界，导致劳动者作息不规律，制约劳动者在健康饮食、定期体检及及时就医等方面的投入，从而对生理健康产生累积性负面影响。
针对弹性工作的健康风险，应构建企业主导、社区补充、个人参与的多层次健康支持体系，将健康管理融入弹性工作制度设计中。鼓励企业在推行弹性工作时，同步配备健康保护措施。例如，联合第三方利用技术手段动态识别弹性工作者的健康风险，提供定期体检与私密的心理咨询服务。公共卫生服务也应主动适应劳动力市场的变化，为弹性工作者设计可及、有针对性的健康干预。例如，通过开发在线预约和咨询平台，弹性化公共卫生服务时间；组织线下社交支持小组，对抗其可能面临的疏离感，履行公共健康的“兜底”职能。
4.2 弹性工作通过收入惩罚效应和模糊工作—家庭边界影响劳动者的身体健康
健康资本的维持离不开持续的经济与时间投入。从经济层面看，弹性工作通过收入惩罚效应，削弱了劳动者进行预防性健康投资与医疗支付的能力，导致其延迟或放弃必要的健康投入，从而加剧健康风险。从时间层面看，弹性工作模糊了工作与家庭的界限，造成时间结构碎片化，不仅降低了时间利用的质量与效率，也使劳动者难以保障规律的健康行为投入。在经济与时间的双重压力下，弹性工作者健康水平显著下降，健康资本亦加速损耗。
为应对弹性工作者面临的薪酬歧视和隐形时间压榨，建议从政策引导与监管两方面系统约束企业行为。政策引导上，政府应牵头制定并推广“健康弹性工作指南”，引导企业向可持续和人性化的工作模式转型。在监管上，在相关法规中明确禁止因弹性工作产生的薪酬歧视，并将劳动者“数字离线权”纳入法律保护范畴；同时，建立常态化的弹性工作健康合规性监督机制，将相关保障纳入劳动监察范围，并鼓励工会、劳动者及第三方机构进行监督。
4.3 基本医疗保险、最低工资制度等社会保障性举措均可以有效缓冲弹性工作对身体健康的负面影响
实证结果表明基本医疗保险可以有效应对弹性工作者的健康风险，但其保障效果因医保类型而异。具体而言，城镇职工医疗保险、城镇居民基本医疗保险均能有效缓解弹性工作对健康的负面冲击。而新型农村合作医疗则未呈现显著的调节作用。整合后的城乡居民医疗保险可以有效弥补新农合的短板，为城乡弹性工作者提供更公平的健康保障。此外，补充医疗保险对弹性工作健康冲击的调节作用不显著。最低工资制度作为事前经济保障措施，能够与医疗保险的事后补偿机制形成互补。最低工资的提高有助于减少弹性工作可能带来的收入损失，避免劳动者因经济压力而削减健康支出，间接维护其健康状况。
应充分发挥政策工具在维护弹性工作者健康权益上的基础性作用。一方面，要持续提升弹性工作者基本医疗保险的参与率，积极推动医保整合；科学调整最低工资标准，综合考虑社保缴费基数与就业模式的变化，强化其收入保障功能。另一方面，应强化社会保障政策工具的协同效应。建议搭建弹性就业一体化数字平台，嵌入社保断缴、收入骤降与健康负荷过载等多维度风险预警功能，为协同机制提供坚实的数字基础。在此基础上，构建与收入协同的、阶梯式和动态化的社保缴费与补贴机制。通过平台数据自动识别低收入群体，实施精准补贴，减轻最低工资水平附近弹性工作者的实际社保缴费负担。
4.4 弹性工作对身体健康的负面影响，在不同工作特征、个体特征劳动者中存在显著差异
从工作特征上来看，对于正规就业、有固定工作场所的劳动者，弹性工作对其健康的负面效应更显著。从个人特征上看，弹性工作对男性、中老年、低受教育程度劳动者的健康冲击更大。
鉴于弹性工作的健康效应存在显著异质性，政策干预应转向更具针对性的精准治理策略。据此，针对中老年和低学历劳动者，开发并推广更具针对性、通俗易懂的健康促进与时间管理培训，依托工作场所和社区渠道推广。同时，积极探索并提供灵活的金融支持工具，例如低息贷款和过渡性收入与医疗补贴等，为弹性工作者提供经济缓冲，支持其进行健康投资。
作者贡献：王慧英负责论文选题、研究设计、论文撰写与修订；陈敏负责研究设计、数据收集与分析、论文撰写与修订。
作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。
［1］SPREITZER G M， CAMERON L， GARRETT L.Alternative work arrangements： Two images of the new world of work［J］. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior， 2017（4）：473-499.
［2］孙健敏， 崔兆宁， 宋萌. 弹性工作制的研究述评与展望［J］. 中国人力资源开发， 2020， 37（9）： 69-86.
［3］HOKKE S， BENNETTS S K， CRAWFORD S， et al. Does flexible work 'work' in Australia？ A survey of employed mothers' and fathers' work， family and health ［J］.Community， Work & Family， 2021， 24（4）： 488-506.
［4］HAN E， LEE Y， LEE S， et al. Association between flexible work arrangement and sleep problems among paid workers： using 6th Korean working conditions survey［J］.Safety and Health at Work， 2024， 15（1）： 53-58.
［5］刘翠花， 戚聿东， 丁述磊. 数字经济时代弹性工作如何影响青年就业质量？［J］. 宏观质量研究， 2022， 10（6）：43-60.
［6］O'CONNOR A， PECKHAM T， SEIXAS N. Considering work arrangement as an "exposure" in occupational health research and practice［J］. Frontiers in Public Health，2020， 8： 363.
［7］BAUMEISTER R F， VOHS K D. Self-Regulation， ego depletion， and motivation［J］. Social and Personality Psychology Compass， 2007， 1（1）： 115-128.
［8］HAGGER M S， WOOD C， STIFF C， et al. The strength model of self-regulation failure and health-related behaviour［J］. Health Psychology Review， 2009， 3（2）： 208-238.
［9］HAGGER M S. Sleep， self-regulation， self-control and health［J］. Stress and Health， 2010， 26（3）： 181-185.
［10］CUI X， CHANG C T. How income influences health：decomposition based on absolute income and relative income effects［J］. International Journal of Environmental Research and Public Health， 2021， 18（20）： 10738.
［11］THOMSON R M， IGELSTRÖM E， PURBA A K， et al.How do income changes impact on mental health and wellbeing for working-age adults？ A systematic review and meta-analysis［J］. The Lancet Public Health， 2022， 7（6）： e515-e528.
［12］贾欣欣， 胡红岩， 王萱萱， 等. 我国15 岁及以上居民自评健康状况及其影响因素分析［J］. 中国卫生政策研究，2016， 9（6）： 62-67.
［13］任国强， 王福珍， 罗玉辉. 收入、个体收入剥夺对城乡居民健康的影响： 基于CGSS2010 数据的实证分析［J］.南开经济研究， 2016（6）： 3-22.
［14］CHUNG H. Gender， flexibility stigma and the perceived negative consequences of flexible working in the UK［J］.Social Indicators Research， 2020， 151（2）： 521-545.
［15］XIANG N， WHITEHOUSE G， TOMASZEWSKI W， et al.The benefits and penalties of formal and informal flexible working-time arrangements： evidence from a cohort study of Australian mothers［J］. The International Journal of Human Resource Management， 2022， 33（14）： 2939-2960.
［16］CLARK S C. Work/family border theory： A new theory of work/family balance［J］. Human Relations， 2000， 53（6）：747-770.
［17］TSEN M K， GU M， TAN C M， et al. Does flexible work arrangements decrease or increase turnover intention？ A comparison between the social exchange theory and border theory［J］. International Journal of Sociology and Social Policy， 2022， 42（11-12）： 962-983.
［18］SARGENT G M， MCQUOID J， DIXON J， et al. Flexible work， temporal disruption and implications for health practices： an Australian qualitative study［J］. Work， Employment and Society， 2021， 35（2）： 277-295.
［19］WEPFER A G， ALLEN T D， BRAUCHLI R， Et al. Worklife boundaries and well-being： does work-to-life integration impair well-being through lack of recovery？［J］.Journal of Business and Psychology， 2018， 33（6）：727-740.
［20］毛艾琳， 李雅楠. 新就业形态劳动者医疗保险类型选择研究： 来自流动人口的证据［J］. 中国卫生政策研究，2022，15（3）： 9-15.
［21］YI C， WEI L， LONG C. Does medical insurance improve health？ An empirical analysis from China［J］. The International Journal of Health Planning and Management，2023， 38（3）： 829-846.
［22］周德水， 党思琪. 商业健康保险对居民健康的影响： 来自CGSS 数据的经验证据［J］. 中国卫生政策研究，2021，14（8）： 8-15.
［23］LENHART O. Do higher minimum wages benefit health？Evidence from the UK［J］. Journal of Policy Analysis and Management， 2017， 36（4）： 828-852.
［24］CHEN J. Do minimum wage increases benefit worker health？ Evidence from China［J］. Review of Economics of the Household， 2021， 19（2）： 473-499.
［25］WU Y， SU B， CHEN C， et al. Urban-rural disparities in the prevalence and trends of depressive symptoms among Chinese elderly and their associated factors［J］. Journal of Affective Disorders， 2023， 340： 258-268.
［26］江艇. 因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［J］.中国工业经济， 2022（5）： 100-120.
［27］KATTENBACH R， DEMEROUTI E， NACHREINER F.Flexible working times： effects on employees' exhaustion，work-nonwork conflict and job performance［J］. Career Development International， 2010， 15（3）： 279-295.
［28］YUCEL D， FAN W. Workplace flexibility， work-family interface， and psychological distress： differences by family caregiving obligations and gender［J］. Applied Research in Quality of Life， 2023， 18（4）： 1825-1847.
The health risks of flexible work and the buffering effect of medical security
X