劳动力要素是决定经济长期走势的关键要素，中国要实现经济持续稳定增长，作为劳动力人力资本核心形式之一的健康状况至关重要。党和国家始终将人民健康置于优先发展的战略位置，我国健康领域取得显著成就。从1949年到2024年，我国人均预期寿命从35岁增长到79岁，孕产妇死亡率从1500/10万下降到14.3/10万，婴儿死亡率从200‰下降到4.0‰，主要健康指标优于中高收入国家平均水平。然而，在产业面临转型升级、新业态经济不断涌入的背景下，劳动者的平均周工作时间不断延长(见图1)，过度劳动现象屡见不鲜，高工作强度和职业危害问题日益突出。《中华人民共和国劳动法》规定劳动者平均周工作时长不得超过44小时，而《中国人口和就业统计年鉴》数据显示，2024年我国城镇就业人员周平均工作时间达到了48.6小时，法定8小时工作制的实践受到极大挑战。精神疲劳、职业紧张、不良的工作生活习惯等给劳动者身心健康带来了极大的威胁。世界卫生组织的调查结果表明，2016年全球有74.5万人死于过度劳动导致的中风和心脏病，每周工作55小时及以上使得致死风险大大增加。过度劳动引发的劳动者健康损害问题亟待解决。
图1 2001—2024 年中国城镇就业人员周平均工作时间
对此，党的二十大报告中明确指出，“推进健康中国建设，完善人民健康促进政策”，加快形成有利于健康的经济社会发展模式和生活、生产方式，全面提升人民健康素质，实现人民健康和经济社会良性协调发展。但该目标的实现是一项长期系统的工程，既需要政策的持续发力，也离不开制度的坚实保障。健康中国建设的稳步推进不仅要推动健康融入所有政策，还需依托稳定的制度框架。其中，医疗保险作为促使劳资关系和谐与维护劳动者权利权益的重要制度保障，也应适应时代发展变化和劳动者需求，在促进劳动者健康和保障劳动者权益方面发挥更大的作用，助推“健康中国”建设。
根据 Grossman健康需求模型，医疗保险作为一种健康投资，有利于健康资本的维持与积累。实证研究发现医疗保险通过提高医疗卫生服务利用率、提升劳动者健康素养以及减少不健康行为的发生等方式，显著改善了劳动者健康。但 Chen 和俞佳立等对医疗保险的健康改善作用提出了质疑，刘晓婷和黄洪、李芬和高向东发现参加医疗保险扩大了不同群体间的健康不平等。实证结果因研究样本差异、研究方法多样以及研究者偏好等有所不同，基本医疗保险的健康增进功能仍然存在较大的争议，机制分析也多集中于医疗服务和健康行为的探讨。鉴于影响健康的因素纷繁复杂，医疗保险对健康的贡献或许并未达到预期，建立医疗保险制度的高昂成本能否产生相应的效益仍有待检验，医疗保险与劳动者健康的机制黑箱仍需进一步探索。
在传统劳动供给关系发生改变、过度劳动现象日益普遍以及劳动者健康损害问题逐渐凸显的背景下，本研究将探究医疗保险对健康的实际贡献和影响程度，以及检验过度劳动的中介效应。本文的贡献主要体现在:(1)从微观个体角度，实证检验作为劳动者重要保障的医疗保险是否起到了增进劳动者体质、促进劳动者健康的作用，为进一步健全完善医疗保险制度提供了理论依据和决策参考;(2)不同于以往研究停留在仅用是否参加医疗保险来评估政策效果，本研究考虑到城镇职工基本医疗保险和城乡居民基本医疗保险在覆盖范围、缴费标准、待遇水平等方面的差异，比较分析了两种医疗保险制度对劳动者健康的影响差异;(3)鉴于新发展阶段下过度劳动现象引发的健康损害问题日益突出，将基本医疗保险、过度劳动、劳动者健康纳入同一框架，丰富了医疗保险、劳动供给以及健康之间的理论关系，有助于更全面地了解医疗保险制度的作用机制和实际效果，为政策制定与优化提供新的视角和路径。
基本医疗保险具有明显的互助共济特征，其风险共担功能使得劳动者的医疗负担明显减轻，有助于劳动者获取更多医疗服务，改善自身健康状况。一方面，缴纳基本医疗保险有助于增加个体的医疗服务利用、增强劳动者的健康意识、纠正劳动者的不良行为，进而改善劳动者的身体健康状况。另一方面，基本医疗保险可以为遭遇健康冲击的劳动者提供收入补偿，降低其因病致贫的风险，减轻劳动者心理负担，从而有助于其心理健康。简而言之，基本医疗保险可以分散健康风险和抵御灾难性医疗支出冲击，促进劳动者健康投资，改变劳动者健康行为，对劳动者身心健康具有积极影响。据此，提出研究假设H1。
研究假设 H1: 基本医疗保险参与对劳动者健康存在正向影响
过度劳动的成因较为复杂，根据其驱动因素，大致可以分为“主动预防性过度劳动”和“被动结构性过度劳动”。前者指劳动者基于自身意愿，出于追求经济利益等动机增加劳动时间或强度;后者指劳动者受到外部制度、组织或市场环境制约，被迫延长劳动时间或加大劳动强度。预防性劳动供给理论认为，医疗保险缺失会导致劳动者通过增加劳动供给、延长劳动供给时间的方式获取收入，以增加其应对健康风险和收入不确定的经济能力。而医疗保险参与可以增强劳动者应对健康风险的经济韧性，减弱其进行预防性储蓄的动机，从而缓解“主动预防性过劳”。同时，考虑到医疗支出是劳动力人力资本投资的重要组成部分，若缺乏医疗保障，医疗费用势必会挤出教育、职业培训等其他方面的人力资本投资，限制他们通过人力资本投资摆脱次级劳动力市场的机会，进一步固化其过度劳动。此外，在社会乘数的作用下，医疗保险增加了劳动者对医疗保障收入的劳动供给弹性，促使劳动者在面对工作强度与生活质量之间的权衡时，更倾向于选择适度的劳动安排，从而进一步缓解劳动者“主动预防性过劳”。尽管从短期来看，缴纳基本医疗保险会使劳动者当期可支配收入减少;但是从长期来看，医疗保险对劳动者的经济补偿和平滑消费功能，降低了疾病风险对劳动者家庭金融资本存量的冲击，将使其可支配收入增加，从而降低其预防性储蓄动机，缓解“主动预防性过劳”。但是，“被动结构性过劳”形成根源在于外部环境的刚性约束与劳动者个体选择空间的局限性，故医保对缓解此类过劳现象的效用有限。
马克思认为除维持劳动力再生产所需要的必要劳动时间外，人还应拥有足够的自由时间以满足自身的精神需要和社会需要。然而，一旦劳动时间与自由时间的分配严重失衡，自由时间可能沦为保障劳动时间的手段，引发健康损害、发展受限等不良后果。相关研究也表明，工作时间的延长对劳动者身体和心理健康水平均有显著负向影响，过度劳动会对劳动者的健康产生损耗。长时间、高强度的劳动不仅会直接威胁劳动者的健康，增加劳动者患某些特定慢性病如心脏病、关节炎、颈椎病和糖尿病等的风险，还会影响其心理健康，如对劳动者的情绪、行为和社会关系产生实质性影响，进而导致抑郁症和其他心理疾病。而基本医疗保险参与提高了个体应对健康风险和未来收入不确定性的能力，很大程度上可以缓解过度劳动以及由此带来的健康损害问题。基本医疗保险参与可以减少过度劳动，放松劳动者的时间约束，有助于劳动者增加用于健康投资的时间，如充足的睡眠、适当的体育锻炼、放松的娱乐活动等，均有利于劳动者身心健康。基本医疗保险参与在一定程度上缓解了劳动者对未来健康和收入不确定风险的担忧，对劳动供给的“收入效应”占优，劳动者“主动预防性过劳”减少，闲暇增加，“劳逸结合”的生活方式更有益于劳动者身心健康。据此，提出研究假设H2。
研究假设 H2: 基本医疗保险参与通过缓解“主动预防性过度劳动”改善劳动者健康状况
(一) 数据来源
本文研究数据为中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2016、2018、2020年所组成的非平衡面板数据，样本覆盖31个省、市、自治区，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员。本文的研究对象为劳动者，即具有劳动能力(体力和智力)的劳动年龄人口。因此，本研究选取CFPS数据库中16—59岁男性、16—54岁女性且具有劳动能力的人口作为研究的样本。本文对数据进行了如下处理：第一，仅保留处于在职状态的适龄劳动力，保留16—59岁的男性劳动力和16—54岁的女性劳动力；第二，剔除处于上学状态的样本；第三，剔除各变量中“不适用”“不知道”“拒绝回答”等项以及缺失值；第四，连续变量进行上下 1% 缩尾处理，以消除极端值的影响。剔除主要变量存在缺失值的样本后，本文最终获得19839个观测值。
(二) 模型设定
为估计基本医疗保险参与对劳动者健康的影响，本文构建如下基准回归模型:
公式中， healthi表示劳动者的自评健康和心理健康； insurancei表示基本医疗保险参与； Xi 表示控制变量，主要包括劳动者的个体特征、家庭特征与职业特征； δr 和 σt 分别表示地区虚拟变量和年份虚拟变量； εi 为随机误差项。由于劳动者自评健康、心理健康为二值离散变量，故采用 Logit 模型进行估计。但实践证明，OLS 估计方法仍然是有效的，故本文同时采用 OLS 和 Logit 两种估计方法，以保证估计结果的稳健性。
为进一步分析过度劳动的中介效应，本文借鉴江艇提出的中介效应分析方法，构建如下模型:
其中， overworki 表示劳动者过度劳动、重度劳动、过度劳动程度以及隐性劳动负荷。
(三)变量设置
1. 被解释变量: 劳动者健康
本文以自评健康和心理健康两个指标代表劳动者健康状况。目前，自评健康状况被广泛应用于健康测量与评价，它综合评价了个体生理、心理和社会等方面的健康，其与慢性病发病、卫生服务利用、死亡率等客观疾病指标存在密切联系，可以反映居民自身对健康状况的感知。根据调查问卷中“你/您认为自己的健康状况如何？”这一问题的回答为劳动者自评健康赋值，若受访者回答为“非常健康”
“很健康”“比较健康”，则界定为“健康”，赋值为1；若受访者回答为“一般”“不健康”，则界定为“不健康”，赋值为0。CFPS使用的流调中心抑郁量表(CES-D8)与传统CES-D20具有较高的一致性，共包括情绪低落、悲伤难过、睡眠不好等8道题目(2道反向题目)，在对发生频率分别赋值的基础上进行加总，得分越高表明表示个体在抑郁症状方面的严重程度越高，即心理健康水平越差。因此，本文根据抑郁指数即CES-D8量表分数来测度劳动者心理健康水平，若CES-D8量表分数小于16，则赋值为1；若CES-D8量表分数大于或等于16，则赋值为0。
2. 核心解释变量: 基本医疗保险参与
将调查问卷中劳动者医疗保险参保情况作为衡量指标。若受访者参与了城镇职工基本医疗保险或者城乡居民基本医疗保险，则基本医疗保险参与赋值为1，未参加任何医疗保险则赋值为0。
3. 中介变量: 过度劳动
参考现有研究对过度劳动的界定标准，本文从“显性过载”与“隐性负荷”双重视角测度过度劳动。其一，选择“周工作时间”作为显性过度劳动的衡量标准，以劳动者在约定工作场景内的时间投入总量，直接反映劳动时长超出合理阈值的显性过载状态。根据《中华人民共和国劳动法》的相关规定，劳动者的日工作时间应不超过8小时，平均周工作时间不超过44小时，并确保每周至少有1天的休息时间。在必要情况下，因生产经营需要，劳动者的日工作时间可适度延长，但不得超过1小时；在特殊情况下，日工作时间的延长不得超过3小时。据此，若周工作时间超过50小时，则过度劳动变量赋值为1，否则为0。结合《中华人民共和国劳动法》中关于每日工作时间延长不超过3小时的规定，本文将“每周仅休息1天，且每天工作时间均延长3小时”的情形定义为重度劳动。若劳动者的周工作时间超过62小时，则重度劳动赋值为1，否则为0。为进一步量化过度劳动状况，本文以50小时为基准点，测度劳动者的过度劳动程度，即过度劳动程度等于“周工作时间减去50小时”。其二，采用“是否需随时到岗”衡量隐性过度劳动，聚焦工作领域对非工作领域的边界渗透，以捕捉非工作时间被工作侵占所形成的隐性劳动负荷。 若工作需要随时到岗，则隐性劳动负荷赋值为1，否则为0。
4. 控制变量
本文选取劳动者个体家庭特征、社会经济特征以及工作特征等作为控制变量。此外，考虑到劳动力劳动供给和健康的地区差异和时间差异，本文将省份虚拟变量和年份虚拟变量加入模型。各变量的名称、赋值与描述性统计见表1。
表1 变量说明与描述性统计
(一)基准回归
基本医疗保险参与影响劳动者健康的回归结果如表2所示。第(1)列和第(2)列为OLS模型的估计结果，第(3)和(4)列为Logit回归模型的估计结果，各列均加入了个体、家庭、工作特征等变量，同时控制了省份固定效应和年份固定效应。第(1)和(3)列基本医疗保险参与的估计系数均显著为正，表明基本医疗保险参与显著改善了劳动者的自评健康。第(2)和(4)列基本医疗保险参与的估计系数在 1% 水平下显著为正，表明基本医疗保险参与显著促进了心理健康水平的提升。回归结果支持假设1。基本医疗保险通过降低医疗成本、增加医疗服务利用率等方式促进了劳动者自评健康，同时减轻了劳动者可能面临的健康风险的心理负担，有助于其心理健康。
表2 基本医疗保险参与对劳动者健康的影响
(二)内生性讨论
由于健康状况较差的劳动者更倾向于缴纳医疗保险，模型可能存在反向因果问题，造成估计结果偏差。因此，本文借助倾向得分匹配方法来缓解内生性问题。将参加基本医疗保险的劳动者定义为处理组，将未参加的定义为控制组。根据倾向得分匹配的原理，若参保者和未参保者之间存在的差异可以被一组共同影响的因素解释，如年龄、性别、受教育程度等协变量，就可以利用这些因素进行分层匹配，确保基本医疗保险参与是两种群体间唯一具有差异的因素，然后考察两种群体之间存在的健康差异。在可观测特征条件下，使用倾向得分把基本医疗保险参与看作一种概率，并以此为分层匹配的基础，可以得到较好的 ATT 处理组效应。
表3 倾向得分匹配前相关变量平衡性检验
首先，筛选出最优协变量。除了前文涉及的控制变量，为增加结果的可靠性，增加以下变量：劳动力负担比，以劳动力人口与家庭人口规模之比衡量；家庭人均收入，以家庭总收入与家庭人口数之比测度；家庭总支出，用家庭一年总支出衡量；区域类型，根据省份将区域划分为东部地区、中部地区、西部地区和东北地区。其次，进行平衡性检验，检验两种群体间的其他控制变量之间是否存在平衡性，结果如表3所示。经过匹配后，各匹配变量的均值不存在显著差异，所有变量的标准化偏差大幅缩小，且标准化误差均小于10%，因此这个匹配的平衡性可以接受，即样本匹配通过了平衡性检验。这说明，倾向得分匹配有效减少了不同参保类型群体间的系统性差异，在一定程度上缓解了自选择问题。最后，分别进行最近邻匹配、半径匹配和核匹配，结果见表4。最近邻匹配、半径匹配和核匹配的结果显示，基本医疗保险参与对自评健康的平均处理效应分别为0.019、0.017、0.190，且均在10%水平上显著；基本医疗保险参与对心理健康的平均处理效应分别为0.269、0.033、0.043，且分别在10%、5%、1%水平上显著。以上倾向得分匹配的结果表明在排除其他因素的影响后，参加基本医疗保险能够提高劳动者的健康水平，证明了结果的稳健性。
表4 倾向得分匹配估计结果
(三)稳健性检验
1. 替换被解释变量
为保证结果的可靠性，采用替换被解释变量的方法进行稳健性检验。对于自评健康，本文选择用身体质量指数 BMI 指数的取值范围来替换自评健康，重新进行了回归，回归结果见表 6。利用问卷中的“当前身高”和“当前体重”，计算出 BMI 的取值(BMI<18.5 为体重过轻，BMI>35 为重度肥胖)，若 BMI 的取值在 18.5—35 之间，则为健康，赋值为 1;若 BMI 的取值小于 18.5 或大于 35，则赋值为 0。对于心理健康，本文选择 CESD-8 量表的分数来测度心理健康水平并进行回归分析。CESD-8 的分数越高，代表抑郁水平越高，心理健康水平越差，这是一个反向指标。表 5 的估计结果显示，基本医疗保险参与对劳动者健康的系数在 10% 水平上显著为正，基本医疗保险参与对抑郁指数的系数在 1% 水平上显著为负，即医疗保险参与能够显著提升劳动者的身体健康水平，降低劳动者的抑郁指数。
表5 替换被解释变量后的回归结果
2. 更换估计模型
为检验估计结果的可靠性，采用更换估计模型的方式重新估计基本医疗保险参与对劳动者健康的影响。将原来采用的 Logit 模型更换为 Probit 模型重新进行回归，结果见表 6。第(1)列和第(2)列基本医疗保险参与的系数均显著为正，说明基本医疗保险参与对劳动者健康水平有显著促进作用。回归结果与前文一致，证明了结论的可靠性。
表6 更换估计模型的回归结果
(一)医疗保险类型异质性分析
由于我国基本医疗保险实行“双轨制”，不同类型的医疗保险在保障水平方面存在较大差距，进而对劳动者的健康投资决策与健康行为等产生不同的影响。基于此，本文探讨了城镇职工基本医疗保险和城乡居民基本医疗保险对劳动者健康的影响，以揭示医疗保险制度设计造成的健康效应差异，估计结果报告于表7。第(1)列和第(3)列的结果显示城镇职工基本医疗保险的系数不显著，城乡居民基本医疗保险的估计系数在 5% 水平上显著为正，进一步Wald检验发现两者系数差异显著且后者边际效应更大。第(2)列和第(4)列两者的估计系数均显著为正，无显著差异，但城乡居民基本医疗保险的边际效应更大。这表明，相较于城镇职工基本医疗保险而言，城乡居民基本医疗保险的健康促进效应更明显。这一结果是医保制度设计差异、医疗服务利用逻辑分野以及参保群体健康异质性共同作用的结果。其一，制度定位差异决定边际贡献度分异。城乡居民医保精准覆盖了医疗需求缺口更大的低收入与非正规就业群体，这类群体在参保前普遍医疗可及性不足，医保介入后健康改善空间更大；而城镇职工医保参保群体多为较高收入、正规就业者，其本身已具备相对稳定的医疗资源获取能力，医保对健康的边际提升空间相对有限。其二，医疗服务利用逻辑存在分野。城乡居民医保参保者更聚焦于慢性病管理、急性病救治等高健康边际收益的刚需医疗需求。而城镇职工医保参保者因工作时间约束与过度医疗倾向，医保资源的健康转化效率较低。其三，参保群体健康异质性引致健康改善弹性分化。描述性统计发现，城镇职工医保参保群体自评健康的均值大于城乡居民医保参保群体，且卡方检验结果表明两个群体的健康状况存在显著差异。当个体健康状况较差时，相同的医疗资源投入对其健康水平的提升具有更强的边际效应，因此城乡居民医保的健康改善幅度更大。
表7 不同医疗保障水平对劳动者健康的影响
(二)收入群体异质性分析
根据 Grossman 健康生产函数，健康是一种耐用资本品，个体通过投资健康来提高自身健康水平，而收入水平是影响健康投资的重要因素。基于此，本研究根据劳动者年收入将样本分为低收入者和高收入者两组，探究不同收入水平下基本医疗保险参与对劳动者健康的影响，回归结果见表 8。第(1)列医疗保险参与对低收入劳动者的自评健康的估计系数显著为正，第(2)列估计系数为正，但不具有统计意义上的显著性。第(3)列和第(4)列医疗保险参与的估计系数均显著为正，边际效应分别为 0.058、0.027。这一结果表明，相较于高收入者，基本医疗保险参与对低收入劳动者的健康促进作用更大。对于高收入的劳动者来说，基本医疗保险对自评健康的影响作用不显著，原因在于医疗费用占其消费总支出的比例较小，医疗成本对其而言可以承担。但是，对于收入和储蓄都处于较低水平的低收入者而言，基本医疗保险切实减轻了其医疗费用支出，促进劳动者的医疗卫生服务利用，同时提高了其抗风险能力，进而对其身心健康产生了积极影响。
表8 不同收入群体中基本医疗保险参与对劳动者健康的影响
(一)过度劳动的中介效应
为考察基本医疗保险参与通过过度劳动影响劳动者健康的机制，分别采用 Logit 模型估计基本医疗保险参与对过度劳动、重度劳动以及隐性劳动负荷的影响，采用 Tobit 模型估计基本医疗保险参与对过度劳动程度的影响，回归结果如表 9 所示。结果显示，医疗保险参与在 1% 水平下均显著降低了劳动者的过度劳动、重度劳动、过度劳动程度和隐性劳动负荷，验证了研究假设 2。基本医疗保险参与通过降低劳动者面临健康风险时的潜在经济损失，显著减少了劳动者的预防性劳动供给，进而有效缓解了过度劳动，最终对劳动者健康状况产生有益影响。
表9 中介效应检验
(二)中介效应的进一步分析
《中华人民共和国劳动法》和《中华人民共和国劳动合同法》明确规定了劳动者的标准工作时长，这在一定程度上能够约束过度劳动。但是由于劳动权益保障的相关法律法规还不完善，加之新就业形态大量涌入，劳动力市场中仍然有一部分劳动者没有签订劳动合同。劳动合同的签订在一定程度上可以保障劳动者权益，减少外部市场环境导致的“被动结构性过劳”的发生。有研究发现，签订劳动合同有助于缓解农民工过度劳动问题。因此，过度劳动中介效应的发挥在签订劳动合同与未签订劳动合同的劳动者中存在差异。
表10 过度劳动中介效应在有无劳动保护下的差异
表10 报告了在有无劳动保护下基本医疗保险参与对过度劳动的差异性影响。结果显示，对于签订劳动合同的劳动者而言，基本医疗保险参与显著降低了过度劳动、重度劳动概率与隐性劳动负荷，减轻了过度劳动程度。但是，对于未签订劳动合同的劳动者而言，过度劳动的中介效应不显著，但在一定程度上可以减轻隐性劳动负荷。未签订劳动合同的劳动者面临职业不稳定与健康风险无保障的双重压力，医疗保险通过提供健康风险兜底，可以在一定程度上减少其隐性劳动投入。然而，在没有劳动合同的保护下，市场环境仍会迫使劳动者延长劳动时间。尤其是在劳动力供过于求、岗位竞争日趋激烈且劳资双方力量失衡的现实背景下，劳动者大多只能被迫接受超时、超强度的劳动模式。
综上，基本医疗保险参与可以降低劳动者对健康不确定性的担忧，减轻“主动预防性过劳”;但是，“被动结构性过劳”问题难以仅通过参加基本医疗保险得到有效缓解。
本文基于中国家庭追踪调查(CFPS)2016年、2018年、2020年的数据，对基本医疗保险参与影响劳动者健康进行了实证分析，并对过度劳动的中介作用进行了探讨。实证分析发现，基本医疗保险参与显著改善了劳动者自评健康和心理健康。利用倾向得分匹配缓解内生性后，结论依然稳健。异质性分析表明，不同类型的医疗保险的健康促进效果不同，不同收入群体中基本医疗保险参与对健康的影响作用也有差异。具体而言，城乡居民基本医疗保险对劳动者自评健康有显著影响，但城镇职工基本医疗保险对其不具有统计意义上的显著性；两者均能显著提升劳动者心理健康，但城乡居民基本医疗保险的作用更大。相较于高收入群体，医疗保险参与对低收入劳动者的健康促进作用更明显。机制分析发现，医疗保险参与通过缓解过度劳动改善劳动者健康。进一步讨论发现，对于签订劳动合同的劳动者而言，基本医疗保险参与会降低其“主动预防性过度劳动”倾向，从而改善健康状况；但对于未签订劳动合同的劳动者而言，其更有可能存在“被动结构性过度劳动”现象，基本医疗保险参与通过缓解过度劳动改善劳动者健康的作用受限。
为响应“健康中国”战略，维护劳动者健康权益，挖掘医疗保险的健康增进功能，继续提高社保制度的层次性和丰富度，本文提出以下政策建议。第一，“保基本”，继续扩大医保覆盖范围。鉴于基本医疗保险在保障劳动者健康的重要作用，应通过提高财政补贴比例、简化参保程序、实施梯度缴费政策等措施，保证医疗保险覆盖基本面。第二，“提效能”，优化医保健康促进机制。鉴于医保健康促进效果表现出医保类型和收入异质性，应实施差异化策略。针对城镇职工基本医疗保险，应充分发挥其筹资水平较高、保障范围较广的优势，进一步整合预防性医疗服务以强化健康促进功能，如扩大定期体检覆盖范围、加强慢性病早期筛查干预、完善健康管理服务体系。针对城乡居民基本医疗保险，需重点解决经济成本与健康服务可及性问题，降低参保门槛和提升保障水平。针对不同收入群体，应加快构建多层次医疗保障体系，形成梯度化、精准化的健康保障格局，确保医保健康促进效应的最大化。第三，“强协同”，重视劳动保护协同效应。考虑到医疗保险参与可以通过缓解主动预防性过度劳动促进劳动者健康，但对被动结构性过度劳动的缓解作用有限，需要同步完善劳动权益保障体系。一是顺应新就业形态发展需求，创新劳动关系认定标准，制定适应灵活就业特征的劳动者权益保障制度；二是多部门协同治理，由人社部门牵头，联合行业协会、平台企业等主体，设计适配非标准就业形态的医保参保方案；三是强化劳动监察力度，重点规范劳动合同签订、工作时间等劳动标准，避免因劳动权益保障不足弱化医疗保险的健康效应。