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〔摘要〕本文基于2014年“大学毕业生就业质量与政策研究”的调研数据，运用有序Probit回归考察工作特征对大学毕业生工作者健康的影响。研究发现，就业给中国大学毕业生工作者健康带来积极影响的比率低于消极影响的比率；收入越高的女性其健康状况越差，为此高收入女性工作者要特别注重提高自身健康水平；工作时间和工作安全风险对健康有显著的负向影响，而工作控制、组织公正和工作意义对健康有显著的正向影响；上级支持水平越高、晋升机会越大，健康状况越好，特别是对女性大学毕业生工作者。根据工作特征对健康影响的实证结果，本文为用人单位提升员工健康水平提出了相应的对策建议。
〔关键词〕就业；健康；工作特征；大学毕业生；有序Probit回归
中图分类号：F113文献标识码：A文章编号：10084096（2016）01006908
一、引言
随着中国劳动力市场竞争压力的加大，职业病、过劳死、亚健康等员工健康问题日益普遍。《2009中国城市健康状况大调查》之《中国城市“白领精英”人群健康白皮书》
《中国城市“白领精英”人群健康白皮书》于2009年8月由中国医师协会、中国医院协会、北京市健康保障协会、慈铭体检集团和时尚健康五大权威机构联合发布。
显示，中国主流城市的白领亚健康比率达76%，接近六成处于过劳状态，真正意义上的“健康人”不到3%。2012年《中国城市健康状况大调查之青年白领健康分析报告》
《中国城市健康状况大调查之青年白领健康分析报告》由慈铭健康管理集团于2012年12月发布。
表明，近八成青年人睡眠质量差，过八成青年感觉压力大，青年白领的健康状况并不十分乐观。员工健康问题日益引起社会及学术界的关注，研究的热点之一是工作特征对健康的影响。研究工作特征对健康的影响状况为员工健康问题的政策干预提供理论指导，对改善员工的身心健康具有重要意义。本文旨在利用大学毕业生微观调查数据实证分析工作特征对大学毕业生工作者健康的影响，探索工作特征与员工健康的关系。
已有研究表明，工作特征与健康相关[1-2]。其中，工作特征是工作本身所具有的属性，它包含的范围宽泛，凡是与工作有关的因素或属性都可称之为工作特征。Seashore和Taber[3]认为，工作特征包括工作性质、工作环境、薪资福利、工作安全性、工作反馈性、工作技能、工作自主性、工作挑战性、工作中学习和发展的机会、人际关系以及工作内在报酬（满足感、成就感、荣誉感和自我实现）等。Warren等[4]将工作设计、职业压力和工效学文献中重要的工作因素概括为心理工作特征和物理工作特征，其中心理工作特征包括工作内容（如多样性和挑战性）、工作控制、工作要求（如工作负荷和认知要求）、工作安全性、社会和组织方面；物理工作特征包括身体努力和安全等。
国外关于工作特征对健康影响的研究起步较早，在工作设计、职业压力和工效学文献中，大量研究表明工作特征积极或消极地影响就业人员的健康[5]。Warren等[4]通过构造物理工作特征指数和心理工作特征指数研究发现，工作特征可以调节社会经济状况（SES）与自测健康、心血管和肌肉骨骼的健康问题之间的关系。Fletcher等[6]使用五年期加总的工作特征（体力要求和环境条件）数据证实，工作特征对健康具有累积效应，而且影响程度随性别、年龄、种族而变化。一项基于荷兰数据的研究发现，有害的工作环境和低的工作控制水平与低的自评健康相关[7]。Borg和Kristensen[8]对丹麦雇员的研究发现，重复性工作、工作要求高、社会支持水平低、工作安全性低等可以预测较差的自评健康状况。Case和Deaton[9]的研究发现，相比高工资、技术工作，低工资、体力工作更容易损害健康。Karmakar和Breslin[10]研究发现，工作特征可以调节教育与健康之间的关系，与工作相关的较低的社会支持水平和不规则的轮班工作与低的自评健康相关。
国内关于工作特征对健康影响的研究相对较少。李翠萍[11]研究了护理人员工作特征与自测健康的关系发现，影响护理人员自测健康的工作特征包括任务重要性、任务完整性、工作反馈和他人反馈。隋艾汝[12]研究了山东省县级公立医院卫生人员工作特征与健康相关生命质量的关系发现，工作特征各维度中的工作自主性、工作反馈、工作意义和技能多样性四个因素对健康有正向影响，而情绪表达要求和工作负荷对健康有负向影响。国内相关研究较少且研究对象集中在护理人员和卫生人员等特定职业工作者，而本文试图利用中国大学毕业生工作者的微观调查数据分析就业对健康的影响，丰富工作特征对健康影响的研究。
二、理论背景
关于工作特征与身心健康关系的作用机制，不同学者提出了不同的模型予以解释。其中，影响极为广泛的两种模型是Karasek[13]提出的工作要求—控制模型（JDC模型）和Demerouti等[14]提出的工作要求—资源模型（JD-R模型）。
JDC模型认为两种工作特征会影响就业者的身心健康。其一是工作要求，即员工在工作中感受到的压力源，包括工作负荷、时间压力、角色冲突和问题解决要求等。其二是工作控制，也称为工作决策幅度，即员工能够控制工作活动的能力。JDC模型假设较高的工作要求和较低的工作控制水平将会使员工产生工作压力，即工作要求和工作控制对健康各自有直接效应。JDC模型也考虑了工作要求和工作控制的交互效应，认为工作要求和工作控制的不同组合会预测健康的不同状况：高要求—低控制预测高工作压力，高要求—高控制预测积极工作[13]。在JDC模型的基础上，Johnson和Hall[15]将社会支持维度加入模型，将其发展为工作要求—控制—支持模型（JDCS模型）。工作场所的社会支持是来自上级主管和同事的帮助性社会互动行为，一般分为上级支持和同事支持两类。社会支持与工作控制的作用类似，本身可能对压力反应有直接效应，也可能对压力具有缓冲或强化效应[16]。 JDCS模型只考虑了工作特征中的工作要求、工作控制和社会支持，未能全面考察各项工作特征对工作者的影响。JD-R模型在JDCS模型的基础上关注工作特征中不同变量的作用，将与工作压力相关联的工作特征分为工作要求和工作资源两类。工作要求指在身体、心理、社会和组织层面上需要持续付出体力与心理努力或成本的工作因素，主要操作指标有工作负荷（工作时间和工作变化）、情感要求、工作环境和突发事件等[17]。工作资源是能够降低工作要求所付出的体力和心理成本、达成工作目标、促进个体发展的工作因素，主要操作指标包括工作控制、社会支持、薪资福利、职业发展机会、任务重要性和组织公正等[18]。关于工作要求和工作资源对健康的影响机制，该模型认为过高的工作要求可能耗损工作者的身心资源，引起倦怠、情感枯竭、健康受损等问题，即工作要求的作用过程是一个“疲劳过程” [19]。而工作资源具有促进员工成长、学习、发展的激励作用，而且能缓解工作要求对工作压力的影响[19]。
由以上对JDCS模型和JD-R模型的理论回顾可以发现，后者是对前者的丰富和完善。JD-R模型中的工作要求和工作资源维度涵盖了JDCS模型中的工作要求、工作控制和社会支持维度，它所包含的工作特征因素更为宽泛，能够更全面地考察工作特征对健康的影响。因此，本文参照JD-R模型将工作特征分为工作要求和工作资源两类，考察它们对工作者健康的影响状况。
三、数据来源与变量定义
（一）数据来源
本文利用2014年国家社会科学基金项目“大学毕业生就业质量与政策研究”的部分调研数据考察工作特征对大学毕业生工作者健康的影响。该调研于2014年6—9月在中国东、中、西部地区共18个省份进行，东部地区包括北京、天津、辽宁、河北、上海和江苏；中部地区包括黑龙江、吉林、河南、安徽、湖北、湖南和江西；西部地区包括陕西、甘肃、贵州、四川和重庆。本次调查对象为具有专科及以上学历的大学毕业生就业人员，收回问卷4 242份。剔除信息缺失较多的样本后，有效问卷4 035份，有效率为9512%。该调研旨在了解与研究大学毕业生就业质量，调查信息包括大学毕业生的就业状况信息、就业满意度信息、就业对健康的影响信息等内容。相比于研究健康问题的常用数据，（CHNS）数据和中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，本文所用的“大学毕业生就业质量与政策研究”项目调查数据有以下特点：第一，该调查数据中的健康信息突出了就业对健康的影响，而且调查数据包括详细的就业信息，故可以有针对性地、更准确地研究就业对健康的影响。第二，与CHARLS收集中国45岁及以上中老年人的健康数据不同，“大学毕业生就业质量与政策研究”调研主要收集了中国18—55岁青年及中年群体的健康数据。第三，本文所用数据的调查对象特针对中国大学毕业生就业人员。因此，“大学毕业生就业质量与政策研究”项目的微观调查数据为本文分析就业对大学毕业生工作者健康的影响以及影响因素提供了良好的数据基础。
（二）变量定义及描述性统计
1 健康变量
关于健康状况的测度，本文使用自评健康状况作为度量健康的指标。使用自评健康指标有以下原因：第一，自评健康与发病率、死亡率等健康状况客观指标高度相关[20]。第二，自评健康同时包含了生理健康和心理健康，是测度健康状况的完整且稳健的指标。第三，自评健康包括了对疾病的主观体验和对福祉的感受，即它测度的是世界卫生组织所定义的广义健康：“不仅仅是没有疾病，而是生理、心理、福祉的完美状态” [21]。
本文自评健康状况由调研问卷中“您的工作对您的健康是否有影响”来测量，应答选项分为“消极影响”、“没有影响”和“积极影响”，分别赋值为1、2和3。需要注意的是，调查问卷中不是让被调查者直接报告自己健康状况的优劣，而是专门询问被调查者工作对其健康的影响状况。与一般自评健康变量相比，就业对健康影响的自评变量更适用于本文分析就业对健康的影响，而且一定程度上避免了因健康的就业效应和收入效应等导致的就业变量的内生性问题。描述性统计结果显示，约一半的大学毕业生工作者认为就业对健康既无积极影响也无消极影响，2981%的大学毕业生工作者认为就业对健康造成了消极影响，而报告就业对健康有积极影响的比率仅为1531%。这说明总体上就业对中国大学毕业生工作者的健康状况带来的积极影响较小。
2 社会人口学特征变量
本文考察的社会人口学特征变量主要包括性别、婚姻状况、年龄和学历变量。性别变量分为男性和女性，男性赋值为1，女性赋值为0。调查样本中男性占5097%，女性占4903%。婚姻状况分为已婚和未婚，已婚赋值为1，未婚赋值为0，两类群体分别占4509%和5491%。受教育程度分为专科、本科、硕士和博士，相应的受教育年限分别赋值为15、16、19和23。调查样本中博士样本量较少，将其与硕士合并为硕士及以上。样本中专科、本科、硕士及以上学历群体分别占1948% 、6415% 和1637%。年龄变量均值为28岁，将年龄变量按年龄段划分为18—24岁、25—29岁、30—34岁和35—55岁，在样本中分别占比2222%、4535%、2032%和1211%。可见，80%以上的样本年龄在35岁以下，即调查对象主要为青年大学毕业生，也包括部分中年群体。
3 工作特征变量
根据JD-R模型，本文将工作特征变量分为工作要求和工作资源两类，考察他们对工作者健康的影响状况。根据已有文献及调查问卷所含信息，本文所用的工作要求变量包括工作能力要求、工作时间、工作安全风险和工作不规则变化四个变量，工作资源变量包括薪资福利（绝对收入、相对收入和福利待遇）、工作控制性、工作场所的社会支持（上级支持和同事支持）、工作稳定性、晋升机会、组织公正和工作意义等变量。
关于工作要求变量。工作能力要求变量衡量的是工作对员工的能力要求，当员工知觉到自己缺乏完成工作的能力时，工作能力要求高；反之，工作能力要求低。工作能力要求变量由调查问卷中“您目前工作能力现状”这一问题来刻画，应答选项分为“需要进一步培训”、“ 现在的能力足以应对我的工作”和“有能力应对更高要求的工作”。本文将回答“需要进一步培训”的定义为“高工作能力要求”，赋值为1，将回答“现在的能力足以应对我的工作”和“有能力应对更高要求的工作”的定义为“低工作能力要求”，赋值为0。调查样本中高工作能力要求和低工作能力要求所占比率分别为4246%和5754%，即近一半的大学毕业生工作者认为自己在工作能力方面存在不足，仍需要进一步培训。工作时间变量由是否超时工作来表示。《中华人民共和国劳动法》规定“平均每周工作时间不超过四十四小时”， 本文将每周平均工作小时数超过44小时的定义为“超时工作”，赋值为1，将每周平均工作小时数不超过44小时的定义为“未超时工作”，赋值为0。每周工作小时数由调查问卷中每周平均工作天数与每天平均工作小时数乘积得来，调查样本中每周工作小时数的平均值为4403小时，超出了《中华人民共和国劳动法》规定的范围。其中，3408%的大学毕业生工作者每周平均工作时间超过了44小时，为超时工作。工作安全风险变量根据问卷中“您的工作是否存在安全隐患及风险”这一问题整理而来，将回答“有”的定义为“高工作安全风险”，赋值为1，将回答“没有”的定义为低工作安全风险，赋值为0。调查样本中有2981%的大学毕业生工作者认为所从事的工作存在安全隐患及风险。工作不规则变化变量衡量的是工作安排的不规则变化，由调查问卷中“您的工作安排会经常改变吗，会提前得到通知吗？”这一问题整理而来，将回答“是的，即时得到通知”定义为高工作不规则变化，赋值为1，将回答“是的，提前得到通知”和“不会”的定义为低工作不规则变化，赋值为0。高工作不规则变化和低工作不规则变化在样本中所占比率分别为5912%和4088%，即近六成的大学毕业生工作者在工作中面临较高的工作不规则变化，工作安排随时可能发生变化。 关于工作资源变量中的薪资福利变量，本文同时考察了绝对收入变量、相对收入变量和福利待遇变量。绝对收入变量由被调查者当前月收入表示，月收入在3 500元以下、3 500—5 000元、5 000—7 500元、7 500—10 000元和10 000元以上的比率分别为4031%、3127%、1602%、646%和594%。约七成的中国大学毕业生工作者月收入在5 000元以下，相对较低，这可能与调查样本的年龄层次有关，调查样本平均年龄为28岁，调查对象大部分是参加工作年限较少的青年群体，初始收入相对较低。本文的相对收入变量衡量的是相对于工作中付出的努力就业者收入的高低程度。相对收入变量由问卷中被调查者对“就技能和工作中付出的努力，对自身收入满意”这一陈述的看法整理而来，应答选项分为“非常不同意”、“一般不同意”、“有点不同意”、“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高相对收入”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低相对收入”，赋值为0。统计结果显示，高相对收入和低相对收入的比率分别为5559%和4441%。福利待遇变量由问卷中被调查者对“我对单位提供的福利待遇满意”这一陈述的看法整理而来。将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高福利待遇”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”定义为“低福利待遇”，赋值为0。统计结果表明，福利待遇高的比率为5769%，比福利待遇低的比率高1538%。工作控制变量衡量的是员工对工作的自主控制能力，在工作中是否受到制度或程序的严格束缚。工作控制变量由问卷中被调查者对“我的工作很少被制度和程序打断”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作控制”， 赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作控制”，赋值为0。调查样本中高工作控制和低工作控制所占比率分别为5016%和4984%。工作相关的社会支持是员工从主管和同事之中获得的社会互动，分为上级支持和同事支持两类。上级支持变量由问卷中被调查者对“我喜欢我的上级”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低上级支持”，赋值为0，将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高上级支持”，赋值为1。高上级支持和低上级支持所占比率分别为7290%和2710%。同事支持变量由问卷中被调查者对“我喜欢和我共事的人”这一陈述的看法整理而得。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高同事支持”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低同事支持”，赋值为0。高同事支持和低同事支持所占比率分别为8643%和1357%。工作稳定性变量衡量的是雇佣关系的稳定性，该变量由问卷中被调查者对“我从事的工作具有稳定的雇佣关系”这一陈述的看法整理而得。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作稳定性”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作稳定性”，赋值为0。调查样本中高工作稳定性和低工作稳定性的比率分别为7568%和2432%。晋升机会变量由问卷中被调查者对“我对我的晋升机会感到满意”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高晋升机会”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低晋升机会”，赋值为0。调查样本中高晋升机会和低晋升机会的比率分别为5291%和4709%。组织公正变量由工作是否被客观评价来测度，根据问卷中“一般情况下，您的工作更倾向于被客观评价吗？”这一问题整理而来。本文将回答“是”的定义为“高组织公正”，赋值为1，将回答“部分是”和“否”的定义为“低组织公正”，赋值为0。调查样本中有4217%的大学毕业生工作者认为他们的工作更倾向于被客观评价，具有较高的组织公正性。工作意义变量测度员工对所从事的工作的喜爱程度，是否在内心认为自己从事的工作有价值、有意义。工作意义变量由问卷中被调查者对“我有一种对自己从事工作的自豪感”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作意义”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作意义”，赋值为0。调查样本中6631%的大学毕业生工作者对自己从事的工作有自豪感。
四、结果分析
本文控制社会人口学特征变量和地区变量，将工作特征变量作为解释变量，以自评健康为被解释变量进行有序Probit回归分析。
本文同时考察了工作特征对健康影响的有序Probit模型的两种形式。其中，在表1有序Probit模型（A）中，社会人口学特征变量中性别和婚姻状况为虚拟变量，以女性和未婚为参照组。受教育年限变量为不同学历对应的数值变量，同时将年龄和年龄平方变量纳入模型。此外，控制了区域变量，以西部地区为参照组。工作要求变量的四个变量（工作能力要求、工作时间、工作安全风险和工作不规则变化）均为虚拟变量。工作资源变量中的绝对收入为被调查者月收入区间中值，其他九个变量（相对收入、福利待遇、工作控制、上级支持、同事支持、工作稳定性、晋升机会、组织公正和工作意义）均为虚拟变量。
考虑到学历、年龄和绝对收入对健康的影响可能为非线性，表2有序Probit模型（B）中学历、年龄和绝对收入采用虚拟变量形式，分别以专科、18—24岁和3 500元以下为参照组。表2的其他变量与表1有序Probit模型（A）相同。另外，表1和表2也列示了分性别的有序Probit回归结果。
关于工作要求变量对健康的影响，表1和表2的回归结果均显示，无论是总体样本还是分性别样本，工作时间和工作安全风险对健康有显著的负向影响，而工作不规则变化对健康影响不显著。关于工作能力要求，表1和表2的回归结果表明，总体样本和男性样本中工作能力要求对健康影响不显 著，而在女性样本中，工作能力要求对健康有显著的正向影响。可能对于女性大学毕业生工作者而
言，工作能力要求是挑战性工作要求。这种工作要求不同于障碍性工作要求，障碍性工作要求会产生消极的压力结果，损害员工健康，而挑战性工作要求既包含能量消耗也包含激励和促进[22]。较高的工作能力要求对女性大学毕业生工作者产生了较大的激励，反而提升了其健康状况。
关于工作资源变量对健康的影响，其中，薪资福利对健康的影响在表1和表2的回归结果中表现并不完全一致。从表1来看，相对收入和福利待遇在总体样本和分性别样本中均不显著，而绝对收入仅在女性样本中对健康有显著负向影响。绝对收入对健康的负向影响与以往研究的结论不一致，本文认为女性绝对收入对健康的负向影响可能与获得高收入的女性往往伴随较高工作压力有关。从表2来看，在男性样本中不同绝对收入组对健康的影响不显著，而在总体样本中，与收入在3 500元以下的基准组相比，收入在10 000元以上的群体的健康状况显著更差，在女性样本中，收入在7 500—10 000元和10 000元以上的群体的健康状况均显著更差。福利待遇在总体样本和分性别样本中均不显著，相对收入在总体样本中对健康有显著的正向影响，但在分性别样本中并不显著。综合表1和表2的回归结果，薪资福利变量中对健康影响较稳健的是绝对收入对女性健康的影响，获得较高收入的女性其健康状况较差。工作资源中的其他变量对健康的影响在表1和表2的回归结果中表现一致，在总体样本和分性别样本中工作控制、组织公正和工作意义均对健康有显著的正向影响，即较高的工作控制水平、较高的组织公正性和较大的工作意义预测良好的健康状况。上级支持和晋升机会变量在总体样本和女性样本中对健康有显著的正向影响，而在男性样本中影响不显著。同事支持和工作稳定性在所有样本中对健康均无显著影响。
关于社会人口学控制变量，从表1和表2的回归结果来看，性别对健康的影响均不显著。婚姻状况对健康的影响基本不显著，只有表2总体样本的回归结果显示，相较于未婚，已婚对健康有负向影响。婚姻对健康的负向影响可能是由于已婚工作者面临更多家务劳动、照料活动等家庭责任。表1显示受教育年限对健康有显著的负向影响，具体到不同学历对健康的影响，从表2可以看出，对男性而言，与专科学历相比，硕士及以上学历的自评健康显著更差，对女性而言，与专科学历相比，本科学历和硕士及以上学历的自评健康均显著更差。这一结果与以往研究得出的教育对健康具有正向影响[23]的结论不一致，这可能与本文所用的样本集中在大学毕业生群体，而没有包括非大学生即受教育程度在专科以下的群体有关。从表1总体回归结果可以看出，年龄系数显著为负，年龄平方项系数显著为正，即年龄对健康的影响呈现U型。但年龄对健康影响的这一U型关系并不稳健，在表1分性别回归结果和表2回归结果中，年龄对健康的影响基本不显著。
五、结论与启示
本文利用2014年 “大学毕业生就业质量与政策研究”的部分调研数据考察工作特征对大学毕业生工作者健康的影响。研究发现，总体而言就业对中国大学毕业生工作者健康状况的积极影响的比率低于消极影响的比率。社会人口学特征中教育对健康呈现负向影响，这可能是由于本文仅考察了中国大学毕业生就业群体，即仅考察了不同层次的高等教育对健康的影响。高等教育层次越高，健康状况反而越差，这一研究发现应引起我们的注意。高等教育在直接生产人力资本的同时，应注重健康知识的普及和健康水平的提高。
工作特征对中国大学毕业生工作者健康状况有重要的影响。其中，工作要求变量中工作时间和工作安全风险对健康有显著的负向影响。对此，用人单位应尽量减少超时工作，降低工作安全风险，以此改善工作者的健康状况。对女性大学毕业生工作者而言，较高的工作能力要求是一种挑战性工作要求，一定程度上利于其健康状况的提升。
工作资源变量中的薪资福利变量对健康影响较稳健的是绝对收入对女性健康的影响。收入越高的女性其健康状况越差，这可能是由于获得高收入的女性往往伴随较高的工作压力。这一研究发现提醒我们要特别注重高收入女性的健康状况。对大学毕业生工作者而言，工作控制水平越高、组织公正性越高、工作意义越大，健康状况越好。因此，用人单位应注重提高员工在工作过程中对工作的控制性，增强员工在工作中的自我掌控水平，避免制度和程序对员工的过度束缚，以此缓解员工的压力和疲劳。用人单位保证组织公正，客观评价员工的工作，提高员工在工作中的公平感，对于提高员工的健康水平也是非常重要的。另外，用人单位应有意识地培养员工的职业认同感，增强员工对工作意义的感知，让员工对自己从事的工作产生自豪感，这有利于员工健康状况的改善。上级支持和晋升机会对健康有显著的正向影响，特别是对女性大学毕业生工作者。为此，用人单位应特别注重对女性员工的情感关怀和帮助，并为她们建立合理公平的晋升渠道和晋升机会，以改善女性员工的健康状况。
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（责任编辑：韩淑丽）
〔关键词〕就业；健康；工作特征；大学毕业生；有序Probit回归
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随着中国劳动力市场竞争压力的加大，职业病、过劳死、亚健康等员工健康问题日益普遍。《2009中国城市健康状况大调查》之《中国城市“白领精英”人群健康白皮书》
《中国城市“白领精英”人群健康白皮书》于2009年8月由中国医师协会、中国医院协会、北京市健康保障协会、慈铭体检集团和时尚健康五大权威机构联合发布。
显示，中国主流城市的白领亚健康比率达76%，接近六成处于过劳状态，真正意义上的“健康人”不到3%。2012年《中国城市健康状况大调查之青年白领健康分析报告》
《中国城市健康状况大调查之青年白领健康分析报告》由慈铭健康管理集团于2012年12月发布。
表明，近八成青年人睡眠质量差，过八成青年感觉压力大，青年白领的健康状况并不十分乐观。员工健康问题日益引起社会及学术界的关注，研究的热点之一是工作特征对健康的影响。研究工作特征对健康的影响状况为员工健康问题的政策干预提供理论指导，对改善员工的身心健康具有重要意义。本文旨在利用大学毕业生微观调查数据实证分析工作特征对大学毕业生工作者健康的影响，探索工作特征与员工健康的关系。
已有研究表明，工作特征与健康相关[1-2]。其中，工作特征是工作本身所具有的属性，它包含的范围宽泛，凡是与工作有关的因素或属性都可称之为工作特征。Seashore和Taber[3]认为，工作特征包括工作性质、工作环境、薪资福利、工作安全性、工作反馈性、工作技能、工作自主性、工作挑战性、工作中学习和发展的机会、人际关系以及工作内在报酬（满足感、成就感、荣誉感和自我实现）等。Warren等[4]将工作设计、职业压力和工效学文献中重要的工作因素概括为心理工作特征和物理工作特征，其中心理工作特征包括工作内容（如多样性和挑战性）、工作控制、工作要求（如工作负荷和认知要求）、工作安全性、社会和组织方面；物理工作特征包括身体努力和安全等。
国外关于工作特征对健康影响的研究起步较早，在工作设计、职业压力和工效学文献中，大量研究表明工作特征积极或消极地影响就业人员的健康[5]。Warren等[4]通过构造物理工作特征指数和心理工作特征指数研究发现，工作特征可以调节社会经济状况（SES）与自测健康、心血管和肌肉骨骼的健康问题之间的关系。Fletcher等[6]使用五年期加总的工作特征（体力要求和环境条件）数据证实，工作特征对健康具有累积效应，而且影响程度随性别、年龄、种族而变化。一项基于荷兰数据的研究发现，有害的工作环境和低的工作控制水平与低的自评健康相关[7]。Borg和Kristensen[8]对丹麦雇员的研究发现，重复性工作、工作要求高、社会支持水平低、工作安全性低等可以预测较差的自评健康状况。Case和Deaton[9]的研究发现，相比高工资、技术工作，低工资、体力工作更容易损害健康。Karmakar和Breslin[10]研究发现，工作特征可以调节教育与健康之间的关系，与工作相关的较低的社会支持水平和不规则的轮班工作与低的自评健康相关。
国内关于工作特征对健康影响的研究相对较少。李翠萍[11]研究了护理人员工作特征与自测健康的关系发现，影响护理人员自测健康的工作特征包括任务重要性、任务完整性、工作反馈和他人反馈。隋艾汝[12]研究了山东省县级公立医院卫生人员工作特征与健康相关生命质量的关系发现，工作特征各维度中的工作自主性、工作反馈、工作意义和技能多样性四个因素对健康有正向影响，而情绪表达要求和工作负荷对健康有负向影响。国内相关研究较少且研究对象集中在护理人员和卫生人员等特定职业工作者，而本文试图利用中国大学毕业生工作者的微观调查数据分析就业对健康的影响，丰富工作特征对健康影响的研究。
二、理论背景
关于工作特征与身心健康关系的作用机制，不同学者提出了不同的模型予以解释。其中，影响极为广泛的两种模型是Karasek[13]提出的工作要求—控制模型（JDC模型）和Demerouti等[14]提出的工作要求—资源模型（JD-R模型）。
JDC模型认为两种工作特征会影响就业者的身心健康。其一是工作要求，即员工在工作中感受到的压力源，包括工作负荷、时间压力、角色冲突和问题解决要求等。其二是工作控制，也称为工作决策幅度，即员工能够控制工作活动的能力。JDC模型假设较高的工作要求和较低的工作控制水平将会使员工产生工作压力，即工作要求和工作控制对健康各自有直接效应。JDC模型也考虑了工作要求和工作控制的交互效应，认为工作要求和工作控制的不同组合会预测健康的不同状况：高要求—低控制预测高工作压力，高要求—高控制预测积极工作[13]。在JDC模型的基础上，Johnson和Hall[15]将社会支持维度加入模型，将其发展为工作要求—控制—支持模型（JDCS模型）。工作场所的社会支持是来自上级主管和同事的帮助性社会互动行为，一般分为上级支持和同事支持两类。社会支持与工作控制的作用类似，本身可能对压力反应有直接效应，也可能对压力具有缓冲或强化效应[16]。 JDCS模型只考虑了工作特征中的工作要求、工作控制和社会支持，未能全面考察各项工作特征对工作者的影响。JD-R模型在JDCS模型的基础上关注工作特征中不同变量的作用，将与工作压力相关联的工作特征分为工作要求和工作资源两类。工作要求指在身体、心理、社会和组织层面上需要持续付出体力与心理努力或成本的工作因素，主要操作指标有工作负荷（工作时间和工作变化）、情感要求、工作环境和突发事件等[17]。工作资源是能够降低工作要求所付出的体力和心理成本、达成工作目标、促进个体发展的工作因素，主要操作指标包括工作控制、社会支持、薪资福利、职业发展机会、任务重要性和组织公正等[18]。关于工作要求和工作资源对健康的影响机制，该模型认为过高的工作要求可能耗损工作者的身心资源，引起倦怠、情感枯竭、健康受损等问题，即工作要求的作用过程是一个“疲劳过程” [19]。而工作资源具有促进员工成长、学习、发展的激励作用，而且能缓解工作要求对工作压力的影响[19]。
由以上对JDCS模型和JD-R模型的理论回顾可以发现，后者是对前者的丰富和完善。JD-R模型中的工作要求和工作资源维度涵盖了JDCS模型中的工作要求、工作控制和社会支持维度，它所包含的工作特征因素更为宽泛，能够更全面地考察工作特征对健康的影响。因此，本文参照JD-R模型将工作特征分为工作要求和工作资源两类，考察它们对工作者健康的影响状况。
三、数据来源与变量定义
（一）数据来源
本文利用2014年国家社会科学基金项目“大学毕业生就业质量与政策研究”的部分调研数据考察工作特征对大学毕业生工作者健康的影响。该调研于2014年6—9月在中国东、中、西部地区共18个省份进行，东部地区包括北京、天津、辽宁、河北、上海和江苏；中部地区包括黑龙江、吉林、河南、安徽、湖北、湖南和江西；西部地区包括陕西、甘肃、贵州、四川和重庆。本次调查对象为具有专科及以上学历的大学毕业生就业人员，收回问卷4 242份。剔除信息缺失较多的样本后，有效问卷4 035份，有效率为9512%。该调研旨在了解与研究大学毕业生就业质量，调查信息包括大学毕业生的就业状况信息、就业满意度信息、就业对健康的影响信息等内容。相比于研究健康问题的常用数据，（CHNS）数据和中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，本文所用的“大学毕业生就业质量与政策研究”项目调查数据有以下特点：第一，该调查数据中的健康信息突出了就业对健康的影响，而且调查数据包括详细的就业信息，故可以有针对性地、更准确地研究就业对健康的影响。第二，与CHARLS收集中国45岁及以上中老年人的健康数据不同，“大学毕业生就业质量与政策研究”调研主要收集了中国18—55岁青年及中年群体的健康数据。第三，本文所用数据的调查对象特针对中国大学毕业生就业人员。因此，“大学毕业生就业质量与政策研究”项目的微观调查数据为本文分析就业对大学毕业生工作者健康的影响以及影响因素提供了良好的数据基础。
（二）变量定义及描述性统计
1 健康变量
关于健康状况的测度，本文使用自评健康状况作为度量健康的指标。使用自评健康指标有以下原因：第一，自评健康与发病率、死亡率等健康状况客观指标高度相关[20]。第二，自评健康同时包含了生理健康和心理健康，是测度健康状况的完整且稳健的指标。第三，自评健康包括了对疾病的主观体验和对福祉的感受，即它测度的是世界卫生组织所定义的广义健康：“不仅仅是没有疾病，而是生理、心理、福祉的完美状态” [21]。
本文自评健康状况由调研问卷中“您的工作对您的健康是否有影响”来测量，应答选项分为“消极影响”、“没有影响”和“积极影响”，分别赋值为1、2和3。需要注意的是，调查问卷中不是让被调查者直接报告自己健康状况的优劣，而是专门询问被调查者工作对其健康的影响状况。与一般自评健康变量相比，就业对健康影响的自评变量更适用于本文分析就业对健康的影响，而且一定程度上避免了因健康的就业效应和收入效应等导致的就业变量的内生性问题。描述性统计结果显示，约一半的大学毕业生工作者认为就业对健康既无积极影响也无消极影响，2981%的大学毕业生工作者认为就业对健康造成了消极影响，而报告就业对健康有积极影响的比率仅为1531%。这说明总体上就业对中国大学毕业生工作者的健康状况带来的积极影响较小。
2 社会人口学特征变量
本文考察的社会人口学特征变量主要包括性别、婚姻状况、年龄和学历变量。性别变量分为男性和女性，男性赋值为1，女性赋值为0。调查样本中男性占5097%，女性占4903%。婚姻状况分为已婚和未婚，已婚赋值为1，未婚赋值为0，两类群体分别占4509%和5491%。受教育程度分为专科、本科、硕士和博士，相应的受教育年限分别赋值为15、16、19和23。调查样本中博士样本量较少，将其与硕士合并为硕士及以上。样本中专科、本科、硕士及以上学历群体分别占1948% 、6415% 和1637%。年龄变量均值为28岁，将年龄变量按年龄段划分为18—24岁、25—29岁、30—34岁和35—55岁，在样本中分别占比2222%、4535%、2032%和1211%。可见，80%以上的样本年龄在35岁以下，即调查对象主要为青年大学毕业生，也包括部分中年群体。
3 工作特征变量
根据JD-R模型，本文将工作特征变量分为工作要求和工作资源两类，考察他们对工作者健康的影响状况。根据已有文献及调查问卷所含信息，本文所用的工作要求变量包括工作能力要求、工作时间、工作安全风险和工作不规则变化四个变量，工作资源变量包括薪资福利（绝对收入、相对收入和福利待遇）、工作控制性、工作场所的社会支持（上级支持和同事支持）、工作稳定性、晋升机会、组织公正和工作意义等变量。
关于工作要求变量。工作能力要求变量衡量的是工作对员工的能力要求，当员工知觉到自己缺乏完成工作的能力时，工作能力要求高；反之，工作能力要求低。工作能力要求变量由调查问卷中“您目前工作能力现状”这一问题来刻画，应答选项分为“需要进一步培训”、“ 现在的能力足以应对我的工作”和“有能力应对更高要求的工作”。本文将回答“需要进一步培训”的定义为“高工作能力要求”，赋值为1，将回答“现在的能力足以应对我的工作”和“有能力应对更高要求的工作”的定义为“低工作能力要求”，赋值为0。调查样本中高工作能力要求和低工作能力要求所占比率分别为4246%和5754%，即近一半的大学毕业生工作者认为自己在工作能力方面存在不足，仍需要进一步培训。工作时间变量由是否超时工作来表示。《中华人民共和国劳动法》规定“平均每周工作时间不超过四十四小时”， 本文将每周平均工作小时数超过44小时的定义为“超时工作”，赋值为1，将每周平均工作小时数不超过44小时的定义为“未超时工作”，赋值为0。每周工作小时数由调查问卷中每周平均工作天数与每天平均工作小时数乘积得来，调查样本中每周工作小时数的平均值为4403小时，超出了《中华人民共和国劳动法》规定的范围。其中，3408%的大学毕业生工作者每周平均工作时间超过了44小时，为超时工作。工作安全风险变量根据问卷中“您的工作是否存在安全隐患及风险”这一问题整理而来，将回答“有”的定义为“高工作安全风险”，赋值为1，将回答“没有”的定义为低工作安全风险，赋值为0。调查样本中有2981%的大学毕业生工作者认为所从事的工作存在安全隐患及风险。工作不规则变化变量衡量的是工作安排的不规则变化，由调查问卷中“您的工作安排会经常改变吗，会提前得到通知吗？”这一问题整理而来，将回答“是的，即时得到通知”定义为高工作不规则变化，赋值为1，将回答“是的，提前得到通知”和“不会”的定义为低工作不规则变化，赋值为0。高工作不规则变化和低工作不规则变化在样本中所占比率分别为5912%和4088%，即近六成的大学毕业生工作者在工作中面临较高的工作不规则变化，工作安排随时可能发生变化。 关于工作资源变量中的薪资福利变量，本文同时考察了绝对收入变量、相对收入变量和福利待遇变量。绝对收入变量由被调查者当前月收入表示，月收入在3 500元以下、3 500—5 000元、5 000—7 500元、7 500—10 000元和10 000元以上的比率分别为4031%、3127%、1602%、646%和594%。约七成的中国大学毕业生工作者月收入在5 000元以下，相对较低，这可能与调查样本的年龄层次有关，调查样本平均年龄为28岁，调查对象大部分是参加工作年限较少的青年群体，初始收入相对较低。本文的相对收入变量衡量的是相对于工作中付出的努力就业者收入的高低程度。相对收入变量由问卷中被调查者对“就技能和工作中付出的努力，对自身收入满意”这一陈述的看法整理而来，应答选项分为“非常不同意”、“一般不同意”、“有点不同意”、“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高相对收入”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低相对收入”，赋值为0。统计结果显示，高相对收入和低相对收入的比率分别为5559%和4441%。福利待遇变量由问卷中被调查者对“我对单位提供的福利待遇满意”这一陈述的看法整理而来。将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高福利待遇”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”定义为“低福利待遇”，赋值为0。统计结果表明，福利待遇高的比率为5769%，比福利待遇低的比率高1538%。工作控制变量衡量的是员工对工作的自主控制能力，在工作中是否受到制度或程序的严格束缚。工作控制变量由问卷中被调查者对“我的工作很少被制度和程序打断”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作控制”， 赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作控制”，赋值为0。调查样本中高工作控制和低工作控制所占比率分别为5016%和4984%。工作相关的社会支持是员工从主管和同事之中获得的社会互动，分为上级支持和同事支持两类。上级支持变量由问卷中被调查者对“我喜欢我的上级”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低上级支持”，赋值为0，将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高上级支持”，赋值为1。高上级支持和低上级支持所占比率分别为7290%和2710%。同事支持变量由问卷中被调查者对“我喜欢和我共事的人”这一陈述的看法整理而得。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高同事支持”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低同事支持”，赋值为0。高同事支持和低同事支持所占比率分别为8643%和1357%。工作稳定性变量衡量的是雇佣关系的稳定性，该变量由问卷中被调查者对“我从事的工作具有稳定的雇佣关系”这一陈述的看法整理而得。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作稳定性”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作稳定性”，赋值为0。调查样本中高工作稳定性和低工作稳定性的比率分别为7568%和2432%。晋升机会变量由问卷中被调查者对“我对我的晋升机会感到满意”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高晋升机会”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低晋升机会”，赋值为0。调查样本中高晋升机会和低晋升机会的比率分别为5291%和4709%。组织公正变量由工作是否被客观评价来测度，根据问卷中“一般情况下，您的工作更倾向于被客观评价吗？”这一问题整理而来。本文将回答“是”的定义为“高组织公正”，赋值为1，将回答“部分是”和“否”的定义为“低组织公正”，赋值为0。调查样本中有4217%的大学毕业生工作者认为他们的工作更倾向于被客观评价，具有较高的组织公正性。工作意义变量测度员工对所从事的工作的喜爱程度，是否在内心认为自己从事的工作有价值、有意义。工作意义变量由问卷中被调查者对“我有一种对自己从事工作的自豪感”这一陈述的看法整理而来。本文将回答“有点同意”、“一般同意”和“非常同意”的定义为“高工作意义”，赋值为1，将回答“非常不同意”、“一般不同意”和“有点不同意”的定义为“低工作意义”，赋值为0。调查样本中6631%的大学毕业生工作者对自己从事的工作有自豪感。
四、结果分析
本文控制社会人口学特征变量和地区变量，将工作特征变量作为解释变量，以自评健康为被解释变量进行有序Probit回归分析。
本文同时考察了工作特征对健康影响的有序Probit模型的两种形式。其中，在表1有序Probit模型（A）中，社会人口学特征变量中性别和婚姻状况为虚拟变量，以女性和未婚为参照组。受教育年限变量为不同学历对应的数值变量，同时将年龄和年龄平方变量纳入模型。此外，控制了区域变量，以西部地区为参照组。工作要求变量的四个变量（工作能力要求、工作时间、工作安全风险和工作不规则变化）均为虚拟变量。工作资源变量中的绝对收入为被调查者月收入区间中值，其他九个变量（相对收入、福利待遇、工作控制、上级支持、同事支持、工作稳定性、晋升机会、组织公正和工作意义）均为虚拟变量。
考虑到学历、年龄和绝对收入对健康的影响可能为非线性，表2有序Probit模型（B）中学历、年龄和绝对收入采用虚拟变量形式，分别以专科、18—24岁和3 500元以下为参照组。表2的其他变量与表1有序Probit模型（A）相同。另外，表1和表2也列示了分性别的有序Probit回归结果。
关于工作要求变量对健康的影响，表1和表2的回归结果均显示，无论是总体样本还是分性别样本，工作时间和工作安全风险对健康有显著的负向影响，而工作不规则变化对健康影响不显著。关于工作能力要求，表1和表2的回归结果表明，总体样本和男性样本中工作能力要求对健康影响不显 著，而在女性样本中，工作能力要求对健康有显著的正向影响。可能对于女性大学毕业生工作者而
言，工作能力要求是挑战性工作要求。这种工作要求不同于障碍性工作要求，障碍性工作要求会产生消极的压力结果，损害员工健康，而挑战性工作要求既包含能量消耗也包含激励和促进[22]。较高的工作能力要求对女性大学毕业生工作者产生了较大的激励，反而提升了其健康状况。
关于工作资源变量对健康的影响，其中，薪资福利对健康的影响在表1和表2的回归结果中表现并不完全一致。从表1来看，相对收入和福利待遇在总体样本和分性别样本中均不显著，而绝对收入仅在女性样本中对健康有显著负向影响。绝对收入对健康的负向影响与以往研究的结论不一致，本文认为女性绝对收入对健康的负向影响可能与获得高收入的女性往往伴随较高工作压力有关。从表2来看，在男性样本中不同绝对收入组对健康的影响不显著，而在总体样本中，与收入在3 500元以下的基准组相比，收入在10 000元以上的群体的健康状况显著更差，在女性样本中，收入在7 500—10 000元和10 000元以上的群体的健康状况均显著更差。福利待遇在总体样本和分性别样本中均不显著，相对收入在总体样本中对健康有显著的正向影响，但在分性别样本中并不显著。综合表1和表2的回归结果，薪资福利变量中对健康影响较稳健的是绝对收入对女性健康的影响，获得较高收入的女性其健康状况较差。工作资源中的其他变量对健康的影响在表1和表2的回归结果中表现一致，在总体样本和分性别样本中工作控制、组织公正和工作意义均对健康有显著的正向影响，即较高的工作控制水平、较高的组织公正性和较大的工作意义预测良好的健康状况。上级支持和晋升机会变量在总体样本和女性样本中对健康有显著的正向影响，而在男性样本中影响不显著。同事支持和工作稳定性在所有样本中对健康均无显著影响。
关于社会人口学控制变量，从表1和表2的回归结果来看，性别对健康的影响均不显著。婚姻状况对健康的影响基本不显著，只有表2总体样本的回归结果显示，相较于未婚，已婚对健康有负向影响。婚姻对健康的负向影响可能是由于已婚工作者面临更多家务劳动、照料活动等家庭责任。表1显示受教育年限对健康有显著的负向影响，具体到不同学历对健康的影响，从表2可以看出，对男性而言，与专科学历相比，硕士及以上学历的自评健康显著更差，对女性而言，与专科学历相比，本科学历和硕士及以上学历的自评健康均显著更差。这一结果与以往研究得出的教育对健康具有正向影响[23]的结论不一致，这可能与本文所用的样本集中在大学毕业生群体，而没有包括非大学生即受教育程度在专科以下的群体有关。从表1总体回归结果可以看出，年龄系数显著为负，年龄平方项系数显著为正，即年龄对健康的影响呈现U型。但年龄对健康影响的这一U型关系并不稳健，在表1分性别回归结果和表2回归结果中，年龄对健康的影响基本不显著。
五、结论与启示
本文利用2014年 “大学毕业生就业质量与政策研究”的部分调研数据考察工作特征对大学毕业生工作者健康的影响。研究发现，总体而言就业对中国大学毕业生工作者健康状况的积极影响的比率低于消极影响的比率。社会人口学特征中教育对健康呈现负向影响，这可能是由于本文仅考察了中国大学毕业生就业群体，即仅考察了不同层次的高等教育对健康的影响。高等教育层次越高，健康状况反而越差，这一研究发现应引起我们的注意。高等教育在直接生产人力资本的同时，应注重健康知识的普及和健康水平的提高。
工作特征对中国大学毕业生工作者健康状况有重要的影响。其中，工作要求变量中工作时间和工作安全风险对健康有显著的负向影响。对此，用人单位应尽量减少超时工作，降低工作安全风险，以此改善工作者的健康状况。对女性大学毕业生工作者而言，较高的工作能力要求是一种挑战性工作要求，一定程度上利于其健康状况的提升。
工作资源变量中的薪资福利变量对健康影响较稳健的是绝对收入对女性健康的影响。收入越高的女性其健康状况越差，这可能是由于获得高收入的女性往往伴随较高的工作压力。这一研究发现提醒我们要特别注重高收入女性的健康状况。对大学毕业生工作者而言，工作控制水平越高、组织公正性越高、工作意义越大，健康状况越好。因此，用人单位应注重提高员工在工作过程中对工作的控制性，增强员工在工作中的自我掌控水平，避免制度和程序对员工的过度束缚，以此缓解员工的压力和疲劳。用人单位保证组织公正，客观评价员工的工作，提高员工在工作中的公平感，对于提高员工的健康水平也是非常重要的。另外，用人单位应有意识地培养员工的职业认同感，增强员工对工作意义的感知，让员工对自己从事的工作产生自豪感，这有利于员工健康状况的改善。上级支持和晋升机会对健康有显著的正向影响，特别是对女性大学毕业生工作者。为此，用人单位应特别注重对女性员工的情感关怀和帮助，并为她们建立合理公平的晋升渠道和晋升机会，以改善女性员工的健康状况。
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（责任编辑：韩淑丽）