李后建

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶，400044)

工會(huì)制度是有關(guān)改善職工工作和生活條件的一項(xiàng)重要制度安排，在當(dāng)下中國(guó)現(xiàn)實(shí)中，工會(huì)制度的重要功能之一就是維護(hù)職工的合法權(quán)益(祁毓、李祥云，2011)。工會(huì)作為勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)重要經(jīng)濟(jì)組織，它能夠提高勞動(dòng)合同的簽約率和履約率，大力推動(dòng)平等協(xié)商、同工同酬和集體合同制度的完善，進(jìn)一步提高維權(quán)工作的實(shí)效。更為重要的是工會(huì)通常扮演著壟斷角色(monopoly power)和集體表達(dá)角色(collective voice)，從而使得加入工會(huì)的職工能夠獲得高于個(gè)體談判或市場(chǎng)自由確定的工資水平(Freeman，2005)。時(shí)至今日，隨著中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系的逐步確立，中國(guó)工會(huì)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的功能和地位也在發(fā)生變化，從傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期的功能逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)所要求的功能進(jìn)行演化(易定紅、林江，2012)。然而，由于中國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的關(guān)鍵時(shí)期，正式制度并未完全確立，工會(huì)組織的形式和作用與資本主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的工會(huì)組織有著較大的差異。在此種情境下，中國(guó)工會(huì)究竟扮演著何種功能，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)此著墨頗少。這不僅造成關(guān)于中國(guó)工會(huì)對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)影響具有重要意義的共識(shí)缺乏科學(xué)根據(jù)，而且導(dǎo)致如何有效完善勞動(dòng)力市場(chǎng)機(jī)制的解決手段無(wú)法進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)判，最終可能影響轉(zhuǎn)軌時(shí)期政府對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)政策的制定與完善。

然而，我們探討工會(huì)的在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的功能時(shí)，有一個(gè)基本問(wèn)題尚需回答:如果加入工會(huì)，職工的工作條件會(huì)有多大程度上的改善?其背后的政策內(nèi)涵是，加入工會(huì)，切實(shí)維護(hù)職工合法的勞動(dòng)權(quán)益，對(duì)職工工作狀況到底有多大程度的改善?以往研究要么缺少經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的支撐，要么在方法上存在著重大缺陷。有鑒于此，本文基于2008年中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配的方法(Propensity Score Matching，PSM)來(lái)控制樣本選擇偏誤，并采用自抽樣法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)判斷，以克服小樣本偏誤。與以往研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn):首先，在勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期的發(fā)展中國(guó)家的工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響長(zhǎng)久以來(lái)缺乏研究(易定紅、林江，2012)，本文為豐富這一主題的研究做出了探索性的嘗試;第二，我們探討了不同體制部門(mén)以及不同地區(qū)的工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入、勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)合同的影響，為深層次理解中國(guó)工會(huì)制度對(duì)職工工作條件的影響提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也是對(duì)姚洋、鐘寧樺(2008)和楊繼東、楊其靜(2013)研究的重要補(bǔ)充和拓展;第三，我們通過(guò)夏普利值過(guò)程的回歸分解方法，清晰了呈現(xiàn)了中國(guó)工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入和年收入差異的貢獻(xiàn)率，為進(jìn)一步理解中國(guó)收入分配的影響機(jī)制提供了新的思路。

一、計(jì)量估計(jì)方法與變量說(shuō)明

(一)計(jì)量估計(jì)方法

本文將考察加入工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響，因變量為職工的工作條件，包括勞動(dòng)合同、勞動(dòng)時(shí)間和工資水平。為了最大限度地降低不可觀(guān)測(cè)因素的干擾，減少因遺漏關(guān)鍵變量而導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，我們將樣本分為兩組來(lái)進(jìn)行比較，其中一組為加入工會(huì)的職工，而另一組則為沒(méi)有加入工會(huì)的職工。另一個(gè)需要注意的問(wèn)題是，職工的異質(zhì)性可能成為影響其加入工會(huì)的重要因素，因?yàn)榻逃晗拊介L(zhǎng)、收入水平越高和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系越強(qiáng)的職工可能有更多的機(jī)會(huì)加入工會(huì)。因此，兩組樣本之間存在著明顯的稟賦差異和能力差異。如果我們直接將兩組樣本通過(guò)最小二乘法回歸進(jìn)行相關(guān)工作條件的比較，那么我們很難判斷出工作條件的改善究竟來(lái)自個(gè)體的異質(zhì)性抑或工會(huì)，這將導(dǎo)致極大的估計(jì)偏誤:一是因?yàn)闅埐铐?xiàng)中可能包含了與加入工會(huì)影響因素有關(guān)但無(wú)法通過(guò)可觀(guān)測(cè)變量控制的因素;二是因?yàn)榧词箍捎^(guān)測(cè)的變量可以用來(lái)解釋未觀(guān)測(cè)的變量，但兩者之間的關(guān)系并非線(xiàn)性的，也會(huì)導(dǎo)致殘差項(xiàng)中存在白噪音。為了合理解決上述問(wèn)題，我們基于傾向值匹配的思想，通過(guò)引入一個(gè)代理變量將不可觀(guān)測(cè)的因素提取出來(lái)，從而使得殘差與因變量之間呈現(xiàn)出相互獨(dú)立的關(guān)系(陳煒、劉陽(yáng)陽(yáng)，2010)。在傾向得分的估計(jì)過(guò)程中，仔細(xì)選擇條件變量和Logit回歸的正確設(shè)定對(duì)于傾向值匹配來(lái)說(shuō)十分關(guān)鍵。盡管在這一領(lǐng)域的學(xué)者提出了眾多規(guī)則與方法，但我們?nèi)晕窗l(fā)現(xiàn)有確定無(wú)疑的方法。普遍的做法是根據(jù)Rosenbaum and Rubin(1984)的建議，應(yīng)用逐步Logit回歸來(lái)選擇變量，根據(jù)Wald統(tǒng)計(jì)量來(lái)決定納入或者排除條件變量。因此，我們?cè)诠烙?jì)傾向值得分時(shí)采納Rosenbaum and Rubin(1984)的建議。

根據(jù)研究目的，本文采用的代理變量為是否加入工會(huì)的概率，通過(guò)將加入工會(huì)的傾向得分加入方程中后進(jìn)行估計(jì)，這就是傾向得分的線(xiàn)性匹配。傾向得分是指在給定樣本特征X的情況下，職工加入工會(huì)的條件概率，即:

其中W是一個(gè)虛擬變量，如果職工加入了工會(huì)，則W=1，否則W=0。由于傾向得分是潛在不可觀(guān)測(cè)的，因此，通常需要利用Logit概率模型進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)于個(gè)體i而言，假定其傾向得分已知，那么其加入工會(huì)限制條件下的平均處理效應(yīng)(average treatment effect，ATE)為:

其中，Y1i和Y0i分別表示同一職工在是否加入工會(huì)的兩種情況下的工作條件。在現(xiàn)實(shí)中，由于Y1i和Y0i不能被同時(shí)觀(guān)測(cè)到，因此在考察加入工會(huì)對(duì)職工工作條件影響時(shí)，如果直接比較加入和沒(méi)有加入工會(huì)的職工之間工作條件差異，將導(dǎo)致選擇性偏誤。由于代理變量的方法無(wú)法克服樣本選擇性問(wèn)題，因此本文擯棄代理變量的回歸方法而采用傾向值匹配的方法。具體做法是盡量將加入和沒(méi)有加入工會(huì)的職工進(jìn)行匹配，估計(jì)平均處理效應(yīng)(average treatment effect，ATE)，從而達(dá)到降低選擇性偏誤的目的。因此，本文將根據(jù)各種常見(jiàn)的匹配方法來(lái)估計(jì)加入工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響效果。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

1.本文數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2008年的中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)。本文之所以使用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)而不是國(guó)內(nèi)其他微觀(guān)數(shù)據(jù)，其主要原因在于:一是中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)滿(mǎn)足所研究問(wèn)題之需要。本文試圖考察中國(guó)工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響，而該數(shù)據(jù)提供了較為完整的職工加入工會(huì)和工作條件的相關(guān)信息，因此這樣的數(shù)據(jù)難能可貴;二是該數(shù)據(jù)具有較高的權(quán)威性，并且得到了大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可(胡蓉，2012);三是中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查采用的是四階段分層不等概率抽樣，通過(guò)這種抽樣方式搜集的數(shù)據(jù)資料具有更好地代表性。在本文中，我們根據(jù)受訪(fǎng)者的工作狀況，摘取了受雇于他人(有固定雇主)、勞務(wù)工/勞務(wù)派遣人員以及零工、散工(無(wú)固定雇主的受雇者)等職工樣本的數(shù)據(jù)，一共得到了2553個(gè)職工樣本并用于實(shí)證分析。其中加入工會(huì)的職工樣本為794份，未加入工會(huì)的職工樣本為1759份。

2.變量選擇與測(cè)量

(1)因變量的選擇與測(cè)量

本文研究的工作條件包括三個(gè):第一是被調(diào)查者的小時(shí)職業(yè)收入，用被調(diào)查者的全年職業(yè)收入除以52周以后再除以平均每周大約要工作時(shí)間;第二是被調(diào)查者平均每周的工作時(shí)間;第三是被調(diào)查者與工作單位是否簽訂了正式合同，倘若職工簽訂了正式合同則賦值為1，否則為0。

(2)自變量的選擇與測(cè)量

本文的自變量為職工是否加入了工作，在調(diào)查問(wèn)卷中的問(wèn)題為“您是否是工會(huì)會(huì)員”，被調(diào)查者的選項(xiàng)有“是”、“以前是，現(xiàn)在不是”和“從來(lái)都不是”，若被調(diào)查者選擇了“是”則賦值為1，否則為0。

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)性描述

(3)其他控制變量的選擇與測(cè)量

根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)，我們控制了其他可能影響職工工作條件的因素(陳煒、劉陽(yáng)陽(yáng)，2010)。包括性別、年齡、教育年限、婚姻狀況、政治身份、戶(hù)籍狀況、健康狀況、家庭負(fù)擔(dān)、社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、單位所有制性質(zhì)和企業(yè)規(guī)模等。其中教育年限的度量是被調(diào)查者從小學(xué)開(kāi)始算起，一共接受學(xué)校教育的年數(shù);婚姻狀況分為已婚和其他，需要說(shuō)明的是，我們根據(jù)將初婚有配額和再婚有配偶合并為已婚，而將未婚、同居、分居未離婚、離婚和喪偶?xì)w為其他;政治身份分為黨員和非黨員;戶(hù)籍狀況分為農(nóng)村戶(hù)口和非農(nóng)村戶(hù)口;健康狀況為調(diào)查者的自評(píng)健康狀況，分為很不健康、比較不健康、一般、比較健康和很健康，依次賦值為1、2、3、4、5;家庭負(fù)擔(dān)用未分擔(dān)生活費(fèi)開(kāi)支的人數(shù)除以家庭人口總數(shù)，這是因?yàn)榧彝ヘ?fù)擔(dān)會(huì)激勵(lì)職工去改善工作條件以降低家庭經(jīng)濟(jì)壓力(陳釗等，2009);對(duì)于社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，我們主要考慮了拜年網(wǎng)中的網(wǎng)絡(luò)差異，網(wǎng)絡(luò)差異為每位被調(diào)查者所拜訪(fǎng)的各類(lèi)人員的職業(yè)類(lèi)型的數(shù)量。①在本研究中，被調(diào)查者所拜訪(fǎng)的各類(lèi)人員的職業(yè)類(lèi)型分為產(chǎn)業(yè)工人、大學(xué)教師、中小學(xué)教師、醫(yī)生、護(hù)士、廚師和炊事員、飯店餐館服務(wù)員、營(yíng)銷(xiāo)人員、無(wú)業(yè)人員、科學(xué)研究人員、法律工作人員、經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)人員、行政辦事人員、工程技術(shù)人員、政府機(jī)關(guān)負(fù)責(zé)人、黨群組織負(fù)責(zé)人、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人和家庭保姆、計(jì)時(shí)工等18類(lèi)。需要說(shuō)明的是，用“拜年網(wǎng)”作為自變量解釋工作條件既有理論依據(jù)又有經(jīng)驗(yàn)研究支持(邊燕杰，2004)。從理論邏輯上而言，工作條件并不決定行動(dòng)者的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，而職業(yè)階層和社會(huì)交往才是行動(dòng)者社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的主要來(lái)源(邊燕杰，2004)。單位所有制性質(zhì)分為國(guó)有、集體所有、私有/民營(yíng)、港澳臺(tái)資、外資所有、中外合資所有和其他。企業(yè)規(guī)模為職工所占單位或公司的員工總數(shù)，在回歸模型中，我們將其取對(duì)數(shù)后再納入回歸項(xiàng)。各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

二、實(shí)證結(jié)果與討論:工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響以及這種影響在不同體制部門(mén)和地區(qū)中的差異

(一)加入工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入影響的處理效應(yīng)估計(jì)

如前所述，由于職工的異質(zhì)性會(huì)影響職工對(duì)工會(huì)的選擇性偏好從而帶來(lái)樣本選擇性偏誤。為此，本文根據(jù)Rosenbaum and Rubin(1984)提出的“傾向值匹配”的方法來(lái)克服樣本選擇性偏差。

1.樣本匹配效果

為了說(shuō)明使用傾向值匹配方法在實(shí)證上的重要性與合理性，我們繪制了核匹配法的匹配效果圖。圖1顯示了處理組和控制組傾向得分在匹配前后的核密度分布?？梢钥闯?，在匹配前，處理組和控制組加入工會(huì)的傾向得分密度分布呈現(xiàn)出明顯的差異性，如果直接比較這兩組之間的小時(shí)收入，那么所得到的統(tǒng)計(jì)推斷結(jié)果就是有偏的。而以往的研究可能忽視了該問(wèn)題的嚴(yán)重性而導(dǎo)致了內(nèi)生性問(wèn)題的存在。相比之下，在匹配后，處理組和控制組加入工會(huì)的傾向得分密度分布幾乎是一致的，這表明經(jīng)過(guò)匹配處理之后，兩組之間的特征差異得到了有效的削減，匹配效果令人滿(mǎn)意。同樣，我們采用其他的匹配方法也得到了類(lèi)似的效果，不再贅列。

圖1 匹配前后“處理組”和“控制組”傾向得分概率分布(小時(shí)收入)

2.傾向匹配模型估計(jì)結(jié)果

為了檢驗(yàn)傾向匹配模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采用了常用的匹配方法對(duì)處理組和控制組進(jìn)行匹配，包括最近鄰匹配法、核匹配法、分層匹配法和半徑匹配法。最近鄰匹配法是最簡(jiǎn)單的匹配估計(jì)方法。它的基本思想是以樣本的傾向得分值為依據(jù)，前向或后向搜尋出與處理組樣本的傾向得分值最接近的控制組樣本，作為處理組的匹配對(duì)象。表2的結(jié)果顯示，在5%的水平上，即使我們控制了樣本選擇性偏誤，加入工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入仍具有非常顯著的正向影響。另外，我們發(fā)現(xiàn)在不同匹配方法下我們得到的因果關(guān)系系數(shù)不完全相等，這是因?yàn)榧尤牍?huì)的職工在不同的匹配方式下可能和不同的未加入工會(huì)的職工進(jìn)行了匹配。然而這些不同的匹配方法得到的結(jié)論基本一致(系數(shù)在1.247到1.730之間)。這些系數(shù)表示的是加入工會(huì)的小時(shí)收入回報(bào)。其可以解釋為與沒(méi)有參加工會(huì)的職工相比，參加工會(huì)可以使得小時(shí)收入增加的幅度，即加入工會(huì)使得職工每小時(shí)工資可增加的幅度范圍為1.247元到1.730元之間。

上述結(jié)果反映出中國(guó)確實(shí)會(huì)顯著影響職工的工資水平。事實(shí)上，工會(huì)在勞動(dòng)力供給市場(chǎng)上扮演著壟斷者的角色，為了確保效用最大化，工會(huì)的作用在于確定最優(yōu)的工資水平。這是因?yàn)楣?huì)代表了絕大多數(shù)職工的意見(jiàn)，向企業(yè)以討價(jià)還價(jià)的集體談判形式要求高于個(gè)體談判或市場(chǎng)出清水平的工資(Freeman，2005)。因此，工會(huì)的力量在于使得單個(gè)勞動(dòng)者形成整體，從而增加集體談判的力量以確保單個(gè)勞動(dòng)者獲得相對(duì)公平的工資給付標(biāo)準(zhǔn)。

表2 各種匹配方法結(jié)果(小時(shí)收入)

(二)加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間影響的處理效應(yīng)估計(jì)

表3匯報(bào)了加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間影響的各種匹配方法結(jié)果。這些結(jié)果顯示，在5%的水平上，即使我們控制了樣本選擇性偏誤，加入工會(huì)對(duì)職工每周勞動(dòng)時(shí)間仍具有非常顯著的消極影響。具體地，加入工會(huì)可以使得職工每周勞動(dòng)時(shí)間降低2.169小時(shí)到3.794小時(shí)之間。這表明工會(huì)會(huì)員可以有效地利用工會(huì)的力量，或者利用集體表達(dá)角色以正確反映職工的勞動(dòng)狀況，從而要求合理的勞動(dòng)時(shí)間。注:(1)*P＜0.1，＊＊ p＜0.05，＊＊＊ p＜0.01;(2)標(biāo)準(zhǔn)誤采用Bootstrap估計(jì)，重復(fù)抽樣次數(shù)為500。

表3 各種匹配方法結(jié)果(勞動(dòng)時(shí)間)

(三)加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)合同影響的處理效應(yīng)估計(jì)

表4匯報(bào)了加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間影響的各種匹配方法結(jié)果。這些結(jié)果顯示，在5%的水平上，即使我們控制了樣本選擇性偏誤，加入工會(huì)對(duì)職工簽訂正式勞動(dòng)合同仍具有非常顯著的積極影響。具體地，加入工會(huì)可以使得職工簽訂正式勞動(dòng)合同的概率增加8.2%到14.3%之間。這表明加入工會(huì)可以提高職工主動(dòng)維權(quán)的意識(shí)，并通過(guò)提高簽訂正式勞動(dòng)合同的概率以為實(shí)現(xiàn)自己的勞動(dòng)權(quán)益提供重要保障。

表4 各種匹配方法結(jié)果(勞動(dòng)合同)

(四)工會(huì)在不同體制部門(mén)中的作用差異

為了深入分析加入工會(huì)對(duì)職工工作條件的改善，我們將總體樣本分為體制內(nèi)和體制外企業(yè)樣本。相對(duì)于體制內(nèi)部門(mén)而言，體制外部門(mén)意味著市場(chǎng)化程度更高。在本研究中，我們將私有/民營(yíng)、港澳臺(tái)資、外資所有、中外合資所有等視為體制外部門(mén)，我們將國(guó)有企業(yè)和集體所有制企業(yè)視為體制內(nèi)部門(mén)。在本研究中，來(lái)自體制內(nèi)部門(mén)的樣本有1588份，而來(lái)自體制外部門(mén)的樣本有965份。體制內(nèi)部門(mén)中加入工會(huì)的樣本有668份，體制外部門(mén)中加入工會(huì)的有126份。表5匯報(bào)了加入工會(huì)分別對(duì)體制內(nèi)外部門(mén)職工工作條件影響的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，加入工會(huì)對(duì)體制內(nèi)部門(mén)職工的工作條件有顯著的改善(包括小時(shí)收入、勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)合同)，而僅對(duì)體制外部門(mén)職工簽訂正式合同的概率有顯著提高作用，但對(duì)體制外部門(mén)職工的小時(shí)收入和勞動(dòng)時(shí)間并未有明顯的改善作用。這意味著在不同體制部門(mén)，工會(huì)對(duì)職工工作條件的改善作用是有明顯差異的。一個(gè)可能的解釋是，與體制外部門(mén)不同的是，體制內(nèi)部門(mén)企業(yè)通常在市場(chǎng)上處于壟斷地位，它們一般會(huì)通過(guò)提高壟斷產(chǎn)品的價(jià)格來(lái)彌補(bǔ)工會(huì)給職工帶來(lái)的工作條件改善而由此導(dǎo)致的利潤(rùn)損失，因此工會(huì)對(duì)壟斷企業(yè)的利潤(rùn)是沒(méi)有影響的，它通常會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)品市場(chǎng)效應(yīng)。相反地，體制外部門(mén)企業(yè)通常面臨激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，它們自身的產(chǎn)品價(jià)格通常是由市場(chǎng)決定的，因此工會(huì)所要求的高于市場(chǎng)出清水平的工資會(huì)導(dǎo)致這些企業(yè)成本增加，利潤(rùn)壓縮。為此，體制外部門(mén)會(huì)采取各種策略來(lái)抵制工會(huì)的作用，從而弱化了工會(huì)對(duì)體制外部門(mén)職工工作條件的改善效果。另外，體制外部門(mén)工會(huì)參與比率要明顯低于體制內(nèi)部門(mén)，體制外部門(mén)工會(huì)參與率較低表示體制外部門(mén)工會(huì)力量弱化的趨勢(shì)。根據(jù)Filer et al(1996)等人的總結(jié)，我們認(rèn)為體制外部門(mén)工會(huì)力量弱化主要有以下三點(diǎn)原因。首先，體制外部門(mén)工會(huì)并不能真實(shí)地表達(dá)職工的需求和意愿，這使得體制外部門(mén)職工認(rèn)為意識(shí)到工會(huì)帶來(lái)的效用甚微;其次，體制外部門(mén)的企業(yè)規(guī)模通常在縮小，為了應(yīng)對(duì)激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，這些企業(yè)傾向于在無(wú)工會(huì)組織的情況下運(yùn)作，這使得體制外部門(mén)的職工難以通過(guò)工會(huì)組織來(lái)表達(dá)需求和意愿;最后，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇和企業(yè)利潤(rùn)空間壓縮的情況下，體制外部門(mén)越來(lái)越難以承受工會(huì)帶來(lái)職工高于市場(chǎng)出清水平的工資和相關(guān)福利，這使得體制外部門(mén)的企業(yè)傾向于拒絕設(shè)置企業(yè)工會(huì)。

表5 加入工會(huì)對(duì)體制內(nèi)外部門(mén)職工工作條件影響的處理效應(yīng)估計(jì)

(五)工會(huì)在不同地區(qū)的作用差異

為了分析加入工會(huì)對(duì)不同地區(qū)職工工作條件的改善，我們將總體樣本分為東部、中部和西部樣本。在本研究中，來(lái)自東部、中部和西部的樣本分別為1197份、836份和520份，加入工會(huì)的樣本分別為379份、211份和204份。表6匯報(bào)了加入工會(huì)對(duì)不同地區(qū)職工工作條件影響的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，加入工會(huì)對(duì)中部地區(qū)小時(shí)收入的影響幅度最大，即在1.929元～2.325元之間。而給東部和西部地區(qū)小時(shí)收入的增加幅度幾乎相等。有趣的是，加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)合同的改善效果隨著東部、中部和西部的順序呈現(xiàn)出依次遞增的趨勢(shì)。通常而言，東部、中部和西部地區(qū)的市場(chǎng)化程度是依次遞減的，這意味著市場(chǎng)化程度弱化了工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)合同的影響程度。對(duì)此，一個(gè)可能的解釋是，在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力較高，利潤(rùn)空間較低，在這種情況下，企業(yè)需要較大的組織彈性來(lái)規(guī)避市場(chǎng)變化對(duì)企業(yè)不利的影響，同時(shí)把握市場(chǎng)變化對(duì)企業(yè)帶來(lái)的商機(jī)，以維持企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)地位。而工會(huì)通過(guò)參與管理使得企業(yè)的工作制度僵化，從而使得企業(yè)難以應(yīng)對(duì)市場(chǎng)變化而做出合理的制度調(diào)整，弱化了企業(yè)在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。例如，當(dāng)經(jīng)濟(jì)景氣處于低迷，市場(chǎng)陷入疲軟狀態(tài)時(shí)，某些企業(yè)可能要立即做出裁員的決策，以緩解企業(yè)面臨的危機(jī)。而當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)大規(guī)模裁員時(shí)，被裁者被要求立即與企業(yè)解除雇傭關(guān)系，而裁員幸存者則可能面臨著延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間，甚至降低工資的風(fēng)險(xiǎn)。如果工會(huì)介入企業(yè)的這些決策行為，那么企業(yè)做出上述調(diào)整將要付出巨大的代價(jià)。為了在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中生存下去，企業(yè)通常會(huì)抵制工會(huì)的干預(yù)，從而弱化了工會(huì)對(duì)職工工作條件的改善效果。

表6 加入工會(huì)對(duì)不同地區(qū)職工工作條件影響的處理效應(yīng)估計(jì)

(六)加入工會(huì)對(duì)職工收入差距影響的回歸分解

在這部分，我們利用夏普利值過(guò)程的回歸分解來(lái)清晰地呈現(xiàn)各種因素對(duì)職工收入差距的影響。在本研究中，我們將年齡、教育年限、婚姻狀況、政治身份、戶(hù)籍狀況、健康狀況和家庭負(fù)擔(dān)并為個(gè)體特征，將企業(yè)規(guī)模、所有制性質(zhì)并為企業(yè)特征。表7的結(jié)果顯示了各個(gè)因素影響對(duì)職工收入差距的貢獻(xiàn)率。其中加入工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入差距的貢獻(xiàn)率達(dá)到4.53%，對(duì)職工年收入差距的貢獻(xiàn)率為9.77%。由此可見(jiàn)，中國(guó)工會(huì)對(duì)職工收入差距的影響不可小覷。對(duì)此一個(gè)可能的解釋是，工會(huì)能夠產(chǎn)生溢出效應(yīng)，即在工會(huì)力量較強(qiáng)的企業(yè)里，由于工資被抬高了，為了降低成本，企業(yè)的通常做法就是裁員，被裁掉的員工為了再次就業(yè)，他們會(huì)到非工會(huì)成員的勞動(dòng)力市場(chǎng)上參與競(jìng)爭(zhēng)，從而降低了非工會(huì)成員勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資水平，拉大了工會(huì)會(huì)員和非工會(huì)會(huì)員之間的收入差距。

關(guān)于其他因素對(duì)職工收入差距的貢獻(xiàn)率，首先，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)職工小時(shí)收入差距和年收入差距的貢獻(xiàn)率分為17.54%和12.67%。由此可見(jiàn)，職工可以通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得相關(guān)的社會(huì)資源以獲得更高的收入。這是因?yàn)樯鐣?huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)既能夠提供非重復(fù)信息，又能夠傳遞實(shí)質(zhì)上的人情與幫助，從而為職工帶來(lái)更多的經(jīng)濟(jì)回報(bào)(張順、程誠(chéng)，2012)。因此，職工之間的網(wǎng)絡(luò)差異拉大必然會(huì)帶來(lái)更大的收入差距。

其次，個(gè)體特征分別能夠解釋職工之間小時(shí)收入差距和年收入差距的51.41%和55.38%。事實(shí)上，競(jìng)爭(zhēng)性理論對(duì)此給出了合理的解釋?zhuān)绰毠ぶg的收入差距主要源于未被觀(guān)測(cè)到的員工異質(zhì)性和工作特征(Martins，2004)。

最后，企業(yè)差異和地區(qū)差異分別能夠解釋職工小時(shí)收入差距的11.05%和15.46%，同時(shí)也分別能夠解釋職工年收入的10.24%和11.95%。對(duì)此的一個(gè)可能的解釋是，當(dāng)前我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)仍處于分割狀態(tài):不同經(jīng)濟(jì)部門(mén)職工的收入決定機(jī)制差異顯著，職工在不同所有制和不同地區(qū)之間的流動(dòng)性較差，使得整個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)難以得到均衡，從而導(dǎo)致企業(yè)差異和地區(qū)差異能夠較大程度地解釋職工的收入差距(Li and Bai，2005;Dénurger et al.，2007)。

表7 影響因素的貢獻(xiàn)率:基于夏普利值過(guò)程的回歸分解

三、結(jié)論與政策內(nèi)涵

本研究認(rèn)為現(xiàn)有的關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型研究雖然從理論上預(yù)見(jiàn)了中國(guó)工會(huì)在勞動(dòng)力市場(chǎng)的地位和職能，但并未進(jìn)行理論導(dǎo)向的實(shí)證研究。中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型并非僅僅是由市場(chǎng)來(lái)決定職工的工作條件，工會(huì)組織也在中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)轉(zhuǎn)型中扮演著非常重要的角色，因此整個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)上既充斥著市場(chǎng)的力量，又嵌入了非市場(chǎng)力量。在具體研究策略上，以往的實(shí)證研究方法普遍忽視了估計(jì)偏誤問(wèn)題，即忽略關(guān)鍵變量導(dǎo)致的偏誤和樣本選擇性偏誤。從以往研究的經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，采用普通回歸方法研究工會(huì)對(duì)職工工作條件影響的一個(gè)可能的后果是，將不可觀(guān)測(cè)變量所導(dǎo)致的工作條件差異歸結(jié)為工會(huì)的影響，從而影響了研究的可靠性。為了避免這兩種偏誤，本文利用傾向值匹配方法盡可能地消除加入工會(huì)和未加入工會(huì)這兩個(gè)子樣本之間的各類(lèi)差異，從而最大限度地消除估計(jì)偏誤，以明確工會(huì)和職工工作條件之間的因果關(guān)系。研究結(jié)果顯示，總體而言，中國(guó)工會(huì)對(duì)職工工作條件存在著明顯的改善作用，即加入工會(huì)為職工帶來(lái)了每小時(shí)1.247元到1.730的工資溢酬;減少了職工每周2.169小時(shí)到3.794小時(shí)的額外勞動(dòng)時(shí)間;提高了職工8.2%到14.3%的正式勞動(dòng)合同簽訂率。

在此研究基礎(chǔ)上，我們將樣本分為體制內(nèi)部門(mén)和體制外部門(mén)兩個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)了不同體制對(duì)工會(huì)作用機(jī)制的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在不同體制部門(mén)，工會(huì)對(duì)職工工作條件的改善作用是不同的，具體表現(xiàn)為工會(huì)對(duì)體制內(nèi)部門(mén)職工的工作條件有著顯著的改善作用，而對(duì)體制外部門(mén)的改善作用并不明顯，這一結(jié)果顯示出體制內(nèi)部門(mén)可以憑借壟斷優(yōu)勢(shì)通過(guò)產(chǎn)品市場(chǎng)效應(yīng)來(lái)彌補(bǔ)工會(huì)的威脅效應(yīng)，使得工會(huì)的作用得以發(fā)揮。而體制外部門(mén)卻面臨著近乎完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)，它們有強(qiáng)烈抵制工作的動(dòng)機(jī)，從而弱化了工會(huì)在體制外部門(mén)的地位和功能。

為了深入分析工會(huì)對(duì)職工工作條件的影響，我們又將樣本分為東、中和西部三個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)了市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)對(duì)工作作風(fēng)機(jī)制的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除小時(shí)收入外，加入工會(huì)對(duì)職工勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)合同的改善效果隨著東部、中部和西部的順序呈現(xiàn)出依次遞增的趨勢(shì)。由于東、中和西部地區(qū)的市場(chǎng)化程度是依次遞減的，因此上述研究結(jié)果顯示出企業(yè)在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)所面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度更加激烈，外部環(huán)境變化更加劇烈，為了因應(yīng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和外部環(huán)境變化對(duì)企業(yè)可能造成的影響，企業(yè)需要較大的組織彈性來(lái)規(guī)避市場(chǎng)變遷所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。而工會(huì)通過(guò)參與管理使得企業(yè)的工作制度僵化，會(huì)給市場(chǎng)化程度更高地區(qū)的企業(yè)帶來(lái)較大的風(fēng)險(xiǎn)，因此，這些企業(yè)會(huì)抵制工會(huì)對(duì)企業(yè)決策的干預(yù)，弱化了工會(huì)在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)的功能和地位。

上述研究結(jié)果亦顯示出，工會(huì)具有“溢出效應(yīng)”，即工會(huì)可以通過(guò)改善職工工作條件而起到擴(kuò)大收入差距的功能。為此，我們通過(guò)夏普利值過(guò)程的回歸分解方法發(fā)現(xiàn)，工會(huì)對(duì)職工小時(shí)收入差距和年收入差距的貢獻(xiàn)率分別為4.53%和9.77%。由此可見(jiàn)，工會(huì)對(duì)收入分配機(jī)制的影響亦不可小覷。

在當(dāng)前背景下，本研究結(jié)果也有一定的政策內(nèi)涵。目前我國(guó)工會(huì)組織的職能正處在轉(zhuǎn)變的過(guò)程中之中，雖然工會(huì)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)具有一定的調(diào)節(jié)功能，但是工會(huì)組織的轉(zhuǎn)型離理論上的目標(biāo)仍有一定的距離。對(duì)于體制外部門(mén)，工會(huì)組織在調(diào)整勞動(dòng)關(guān)系中的地位和職能并不明確，并且集體合同和集體協(xié)作作用大多流于形式，尚未觸及協(xié)調(diào)用功分配問(wèn)題。由于體制外或市場(chǎng)化程度較高地區(qū)企業(yè)為因應(yīng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和外部環(huán)境變化而抵制工會(huì)對(duì)組織制度靈活性的干預(yù)以維護(hù)企業(yè)的目標(biāo)，同時(shí)犧牲職工的利益，這使得工會(huì)組織在代表職工和維護(hù)職工經(jīng)濟(jì)權(quán)益方面所發(fā)揮的作用并不強(qiáng)，隱含了工會(huì)制度建設(shè)和執(zhí)行的必要性和緊迫性。

[1]邊燕杰:《城市居民社會(huì)資本的來(lái)源及作用:網(wǎng)絡(luò)觀(guān)點(diǎn)與調(diào)查發(fā)現(xiàn)》，載《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》，2004(4)。

[2]陳釗、陸銘、佐藤宏:《誰(shuí)進(jìn)入了高收入行業(yè)?——關(guān)系、戶(hù)籍與生產(chǎn)率的作用》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2009(10)。

[3]陳煒、劉陽(yáng)陽(yáng):《勞動(dòng)合同對(duì)于進(jìn)城務(wù)工人員收入影響的有效性分析》，載《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》，2010(1)。

[4]胡蓉:《市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型下的住房不平等——基于CGSS2006調(diào)查數(shù)據(jù)》，載《社會(huì)》，2012(1)。

[5]祁毓、李祥云:《財(cái)政分權(quán)、勞動(dòng)保護(hù)與勞動(dòng)收入占比——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析》。載《南方經(jīng)濟(jì)》，2011(11)。

[6]易定紅、林江:《市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下公會(huì)對(duì)勞動(dòng)市場(chǎng)的影響之文獻(xiàn)回顧》，載《就業(yè)與勞動(dòng)關(guān)系季刊》，2012(1)。

[7]姚洋、鐘寧樺:《工會(huì)是否提高了工人的福利?——來(lái)自12個(gè)城市的證據(jù)》，載《世界經(jīng)濟(jì)文匯》，2008(5)。

[8]楊繼東、楊其靜:《工會(huì)、政治關(guān)聯(lián)與工資決定——基于中國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析》，載《世界經(jīng)濟(jì)文匯》，2013(2)。

[9]張順、程誠(chéng):《市場(chǎng)化改革與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本的收入效應(yīng)》，載《社會(huì)學(xué)研究》，2012(1)。

[10]Filer，R.K.，Hamermesh，D.S.and Rees，A.E.(1996).The Economics of Work and Pay，New York:Harper Collins Publishers.

[11]Freeman，R.B.(2005).What Do Unions Do?－The 2004 M－Brane Stringtwister Edition.Journal of Labor Research，26(4)，641－668.

[12]Li，S.，and Bai，N.(2005).China human development report－ development with equity.Beijing:UNDP and China Development Research Foundation.

[13]Dénurger，S.，F(xiàn)ournier，M.，and Chen，Y.(2007).The evolution of gender earnings gaps and discrimination in China:1998－1995.The Developing Economies，45(1)，97－121.

[14]Rosenbaum，P.R.，and Rubin，D.B.(1984).Reducing Bias in Observational Studies Using Subclassification on the Propensity Score.Journal of the American Statistical Association，79(384)，516－524.