摘要
本文研究了残疾工人所报告的时间压力水平。利用2002-2003年西班牙调查的个人水平数据，估计了一个probit模型，以调查残疾状态对时间给残疾状况带来压力的决定因素。我们发现，与非残疾人相比，残疾人工作时间更少，自由时间更多，从事更多的家庭劳动。估计结果显示，残疾工人(特别是那些日常活动严重或中度有限的工人)比非残疾工人遭受更多的压力。此外，更长的工作时间增加了所有个人报告的时间压力水平，但残疾工人的压力更严重。
一、介绍
在欧盟(EU)，大约有8000万人患有某种残疾(从轻度到重度)，他们往往由于环境和态度障碍而被阻止充分参与社会和经济活动。因此，残疾人在劳动力市场中不足，而在穷人中过多。例如，残疾人的就业率仅略高于非残疾人的一半，近一半的残疾人不从事经济活动。一般来说，残疾人找到工作比较困难，这可能成为压力的一个重要来源。此外，残疾会窃取时间，特别是更严重或更严重的残疾，通过减少其他日常活动的自由支配时间，从而增加时间压力水平。
我们的使用了调查西班牙非残疾和残疾工人报告的时间压力水平。为了做到这一点，我们测试了两种不同的假设：(a)残疾工人与非残疾工人相比更容易遭受时间压力；和(b)残疾对时间压力的影响取决于残疾的严重程度。虽然最近有一些研究调查了工人普遍经历的时间压力水平，但没有研究特别分析时间压力和残疾之间的关系。在本文中，我们使用了2002/2003年西班牙的时间使用调查，其中包含了个人日常活动的详细信息，以及一些时间相关压力的主观指标。
这项研究的贡献有三方面。首先，本研究填补了文献中的一个重要空白，有助于提高我们对劳动力市场中残疾人的特殊情况的认识。其次，我们使用了一个新的和具体的时间使用数据集，它尚未被充分利用，特别是被经济学家利用，因此本研究有助于这些数据的分析。第三，这项研究的结果可以帮助政策制定者、企业家、卫生服务、康复机构和社会分析师制定政策，以及促进具体行动和社会措施的落地，旨在帮助残疾工人更好的平衡工作与生活。
二、数据和方法
2.1样本
这项研究使用了西班牙时间使用调查(STUS)的微观数据。STUS包含了20,603个家庭的样本，个人问卷包含了46,774名10岁或以上人群的数据。为了对时间压力和残疾进行分析，我们将样本限制在16-64岁且有工作的人。剔除信息缺失的个体后，非残疾和残疾个体估计过程中使用的最终样本分别为17840和2252。
2.2测量
为了测量个人报告的时间压力水平，STUS问卷包含了一组关于时间使用的某些方面的问题，这些问题可能会导致与时间相关的压力体验。首先，在STUS的问卷中，受访者被问及：“你多久会对自己的日常活动感到匆忙？”。为了更容易地理解计量经济学的结果，我们将这个问题的答案编码如下：=1从未或几乎从未；=2有时；和=3经常。这个变量叫做“感觉匆忙”。其次，受访者还被问及：“你是否经常发现你没有足够的时间来完成你需要做的所有日常活动？(是/否)”。我们将这个变量编码为“缺少时间”。相比之下，第三个问题与日记日有关。完成后调查对象被问及在记录当天他/她是否感到匆忙（是/否）。最后一个变量称为“今天很忙”。
为了识别残疾人，我们使用了两个问题，这两个问题包含在STUS问卷中，并已用于其他与残疾相关的工作。第一个问题是：“你是否患有任何慢性身体或卑微的疾病，或任何慢性残疾或问题？”那些对这个问题回答“是”的人被认为是有残疾的。第二个问题，如果被访者对第一个问题回答的结果为：是，那么“这种慢性身体或精神疾病、慢性残疾或问题是否会损害你的日常活动？”(是，严重/是，在某种程度上/不限于)”。对第二个问题的回答帮助确定残疾的严重程度。尽管这种残疾的衡量是一种自我评估，它没有涉及的目标，残疾的定义，STUS的问题包含了世卫组织定义的主要目标，涉及残疾和日常活动的限制。此外，残疾的这一定义是许多发展中国家使用的标准措施，并基于新的残疾社会模式，残疾被视为社会、态度和环境障碍的结果。
2.3方法
为了估计非残疾(N)和残疾工人(D)的感觉匆忙的决定因素，我们使用有序probit模型，如果我们的因变量是“感觉匆忙”(它需要三个可能的值，1=从不或几乎没有；2=有时；3=经常)，或者传统的二项概率模型，如果我们的因变量是“缺乏时间”或“今天匆忙”。除了包括在所有模型的稳定状态的个人(即没有残疾，严重限制残疾，适度限制残疾，非限制残疾)，我们控制一组个人(性别、年龄及其平方、教育、婚姻状况，本地与外国人，健康状况，家庭儿童的数量(不同年龄组)，每月家庭收入，小时日常活动(如家庭劳动工作和时间自由)和在家庭工作的人数)和工作特征(自雇、受雇)，以及其他特征(生活在首都、居住地、周末日记日)，已经在之前的的时间压力研究中使用。所有这些解释变量都将包括在有序probit模型(“感觉匆忙”)和两个检验模型(“缺乏时间”或“今日匆忙”)中。
三、结果
3.1描述性分析
表1显示了我们的三个主观变量的分布(即“感觉匆忙”、“缺乏时间”或“今天匆忙”)衡量非残疾和残疾工人所遭受的时间压力的程度(根据他们的严重程度)。总的来说，我们发现非残疾样本和残疾样本之间的时间压力水平存在显著差异。例如，第一个主观指标“感觉匆忙”，我们发现与非残疾人相比，残疾工人报告“经常”承受时间压力的比例更高。这一发现支持了我们的第一个假设。一般而言，残疾工人的这些较高水平的时间压力至少在一定程度上反映了残疾人在工作场所(如障碍、歧视性做法和虐待的工作环境)和一般生活(如获得教育、就业和社会福利较少)所经历的特殊困难。此外，需要留意的是残疾人平均需要更多的病假，以及更多的睡眠时间，以便能更好的休息和接受医疗护理。
根据表1，第一个指标“感觉匆忙”与残疾严重程度之间存在正相关。特别是，42.7%的严重残疾的工人经常有次体会。对于中度残疾，这一比例急剧下降至22.7%。这个结果与我们的第二个假设相一致。如前所述，有学者曾指出，残疾窃取时间，特别是如果(严重或更严重，通过减少其他日常活动(如工作、家庭责任）或者闲暇时间等等)。然而，我们必须记住，对那些有严重残疾的残疾工人的观察数量相对较低(只有147人)。
关于第二个主观指标“缺乏时间”，只观察到非残疾和非限制性残疾工人之间的显著差异，最后一组(非限制性残疾工人12个百分点)。一种可能的解释是，无限制的残疾工人可以在没有任何支持的情况下进行所有的日常活动，因为他们是没有限制的(作为非残疾人)，但他们也需要找到额外的时间来处理他们自己的日常健康问题(例如，接受持续的医疗、健康检查等)。在残疾样本中，非限制性残疾工人比剩余的残疾人(即中度和重度残疾)遭受更高水平的时间压力。因此，这一发现与我们的第二个假设相矛盾。为了进一步阐明最后一个结果，我们计算了三个主观指标的相关矩阵。其主要结果是两者之间的相关性较低与中度和非限制性残疾相比，严重残疾的工人“感觉匆忙”和“缺乏时间”，这一发现导致假设这两个指标可能有不同的属性和平均(或测量)不同的东西。例如，受残疾严重阻碍的个人更有可能接受更正式和/或非正式的照顾(特别是由家庭成员)，以进行一些日常活动(做饭、清洁、购物等)，比那些有中度或非限制性残疾的人。这种额外的支持可能有助于减少这一小组所报告的“时间不足”。然而，严重残疾的工人需要更多的时间来解决健康问题，这可能会导致他们“感觉更匆忙”。
最后，观察我们样本中非残疾和残疾工人的社会经济特征，我们发现与非残疾工人相比，残疾工人花更多的时间在家务上，有更多的空闲时间(每天)，在劳动力市场上工作时间 (每天)更少。此外，与非残疾人士相比，残疾人更有可能年龄更大、已婚、具有初级教育水平、家庭中孩子的数量更高多。我们还发现，与非残疾人相比，健康状况“优秀”和“非常好”的残疾人比例较低，自雇就业的残疾人比例较高。
3.2计量经济学分析
表2给出了对我们的因变量“感觉匆忙”的有序probit模型的估计得到的回归结果。最初，我们对整个样本(非残疾的+残疾)估计了这个模型。在这种情况下，所有与残疾严重程度相关的系数(即重度、中度和非残疾残疾)在参考类别(无残疾)的1%水平上为正且显著。也就是说，与非残疾工人相比，残疾工人更有可能遭受时间压力(第一个假设)。有时个人的身体或其他限制、社会偏见和误解导致残疾工人的时间压力水平增加。工作是许多残疾人自尊和自信的一个重要来源，但工作也是造成时间压力的一个重要原因。
根据“有时”和“经常”类别的预测概率的变化，有严重的残疾，感觉匆忙“有时”和“经常”的概率分别增加0.127和0.052，保持其他变量不变。然而，在保持其他变量不变的情况下，有中度和非限制性残疾的人“有时”感觉匆忙的概率分别为0.051和0.028。这一发现支持了根据残疾的严重程度，残疾对时间压力的不同影响，当残疾更严重时，影响更高(第二个假设)。关于非残疾和残疾样本的计量经济学结果，我们发现残疾样本的解释变量“严重残疾”和“中度残疾”的系数与残疾参考类别(非限制性残疾)相比，在1%的水平上是正的和显著的。根据预测的概率，严重残疾“有时”和“经常”增加“感觉匆忙”的概率，分别增加0.091和0.064，保持其余变量不变。对于那些患有中度残疾的工人，我们发现这些预测的概率分别下降到0.028和0.015。这一发现验证了我们的第二个假设。
对于非残疾样本，我们发现测量个体报告的日常家务时间、工作和空闲时间的变量对“感觉匆忙”的概率有显著影响。根据预测的概率，再做一个小时的家务会增加“有时”和“经常”感觉匆忙的可能性分别为0.005和0.001。关于工作时间，对于非残疾样本，每一小时(每天)工作都使感觉“经常”匆忙的概率增加了0.001个百分点。对于残疾样本，“工作小时数(每天)”的系数在1%的水平上具有统计学显著性，并经常增加“感觉匆忙的可能性”0.003。根据这一结果，较长的工作时间增加了所有个人报告的时间压力水平，但在残疾工人中则更为严重。正如我们所预期的那样，更多的空闲时间减少了“感觉匆忙”的可能性，但只对非残疾样本不利。
在这两个样本中，女性比男性更有可能感到匆忙。这一发现表明，非残疾女性在在工作、家务和家庭责任之间找到足够的平衡方面有更大的困难。根据之前的文献，年长的工人比年轻的工人更容易遭受时间压力。在教育水平方面，我们只发现了那些具有中等水平的非残疾人的参考类别(即初级水平)的正系数和显著系数。此外，研究结果表明，非残疾工人和残疾工人的婚姻状况存在重要差异。作为一个外国人可以降低匆忙的几率，但只对非残疾的样本。变量“健康状况”对非残疾工人感到匆忙的几率有显著影响，即更健康的工人不太可能报告时间压力。相比之下，对于残疾样本，我们只发现了一个关于“贫穷”类别的显著系数。正如我们所预期的那样，家庭中儿童的存在增加了感觉匆忙的几率，但仅对非残疾样本。我们发现两个样本在周末日记日都有更高的时间压力。正如我们所预期的那样，自雇就业者报告了更高水平的时间压力，但仅针对非残疾样本。
如前所述，STUS数据2002/2003的主要优势之一是，它包括了两个额外的时间压力主观指标(“缺乏时间”和“今天匆忙”)，这使我们能够共同比较每个指标的估计结果，以及之前在表2中显示的结果。在这种情况下，考虑到这两个指标的二分性性质，我们估计了一个关于“缺乏时间”和“今天匆忙”的项目模型。表3仅显示了我们的关键解释变量的计量经济学结果。首先，对于整个样本，我们发现“非限制性残疾”(对于非残疾工人)对“缺乏时间”的概率有显著系数。有一个非限制性的残疾会使这个概率增加0.039。这一结果部分地支持了我们的第一个假设，并与之前的描述性分析相一致。然而，对于残疾样本的系数在“严重残疾”和中度残疾”在传统水平上不显著，表明残疾的严重程度对时间的调整没有差异(并拒绝第二个假设)。查看最后一个主观指标“今天匆忙”的估计结果，我们发现非残疾工人和残疾工人(整个样本)和严重程度(残疾样本)之间没有显著差异。因此，我们的两个假设并没有得到这最后一个主观指标的支持。
四、结论
使用STUS2002/2003的数据，我们分析了非残疾和残疾工人报告的时间压力水平，根据残疾的严重程度来区分最后一组。为了检验两个假设，人们特别注意了影响个人时间压力水平的决定因素或因素，以加以评估：a)残疾工人与非残疾工人相比更有可能遭受时间压力；b)残疾对时间压力的影响取决于残疾的严重程度。我们的第一个主观指标“感觉匆忙”（时间压力）的结果支持这两个假设，并显示残疾人遭受时间压力的可能性更高。我们的研究结果还显示，当残疾更严重和限制更多时，这些几率如何增加。对于我们的第二个主观指标，我们发现，有一个非限制性的残疾增加了遭受“缺乏时间”的可能性，但在残疾工人的残疾程度中没有发现显著的差异。对于最后一个主观指标“今日匆忙”，残疾状况和严重程度没有发现差异。这项研究的一个重要的局限性是缺乏关于残疾类型的信息。虽然我们在对时间压力的分析中考虑了残疾的严重程度，但STUS2002/2003没有包含关于残疾类型的数据，因此，我们无法进行更深入的分析。
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