姚先國，焦曉鈺，樂君杰

(1.浙江大學(xué)公共政策研究院，浙江 杭州 310058;2.浙江大學(xué)公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

一、引 言

20世紀90年代以來，中國就業(yè)增長與經(jīng)濟增長的非一致性態(tài)勢凸現(xiàn)［1］。金融危機之后，局部用工需求下降與勞動力結(jié)構(gòu)性短缺并存更加劇了就業(yè)形勢惡化。與此同時，中國在基層產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域推行工資集體協(xié)商制度①根據(jù)《工資集體協(xié)商試行辦法》，“工資集體協(xié)商”是指“職工代表與企業(yè)代表依法就企業(yè)內(nèi)部工資分配制度、工資分配形式、工資收入水平等事項進行平等協(xié)商，在協(xié)商一致的基礎(chǔ)上簽訂工資協(xié)議的行為”。。截至2013年6月，該制度已覆蓋全國324萬家企業(yè)和1.5億名職工。然而，在就業(yè)問題凸顯背景下，這個以工資調(diào)整為核心，進而對企業(yè)雇傭決策和勞動就業(yè)不可避免產(chǎn)生影響的集體議價制度究竟發(fā)揮怎樣的實際作用似乎尚未得到足夠關(guān)注。

現(xiàn)有關(guān)于中國工資集體協(xié)商制度的文獻大多是對其實施現(xiàn)況、障礙、改進措施等問題的規(guī)范性分析，少數(shù)實證研究也主要考察其工資效應(yīng)，鮮少論及對勞動用工或就業(yè)的影響。縱觀西方集體談判制度就業(yè)效應(yīng)研究②在西方，工會與雇主就工資等雇傭條件進行平等磋商的制度通常稱為“集體談判”或“工會談判”。，雖較為豐富卻未有定論。理論研究上，管理權(quán)談判模型發(fā)現(xiàn)隨著工會議價實力增強，談判工資上升，擁有管理權(quán)的雇主將以削減雇傭維持利潤最大化［2］，而效率合同模型則表明厭惡風險型工會成員的就業(yè)水平與談判工資一道隨工會議價實力提升而上漲［3］。這兩種反向的就業(yè)效應(yīng)均得到了經(jīng)驗證據(jù)支持。英、美等國研究顯示，工會談判使工人就業(yè)和工作小時數(shù)下降［4］，尤其對低技術(shù)、年輕男性就業(yè)有較大負效應(yīng)［5］。也有研究發(fā)現(xiàn)，集體談判可促進女性和年輕、年老男性在公共部門就業(yè)［6］，增加中低技術(shù)分布上工人的持續(xù)雇傭［7］?？梢?，集體議價對用工就業(yè)的影響可能因?qū)嵤┉h(huán)境、對象、模式不同而有所差異。

鑒于此，本文利用2012年杭州市企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，評估工資集體協(xié)商制度對企業(yè)雇傭量的影響，并揭示該效應(yīng)在不同類別企業(yè)可能呈現(xiàn)的差異，以期為從勞動就業(yè)保護視角評價該制度提供地區(qū)性的經(jīng)驗證據(jù)。由于杭州民營經(jīng)濟發(fā)達、勞動就業(yè)問題突出，同時較早出臺了地方工資集體協(xié)商條例且該制度發(fā)展到一定規(guī)模①2005年9月杭州市人民政府審議通過《杭州市企業(yè)工資集體協(xié)商試行辦法》。截至2012年上半年，全市簽訂工資集體協(xié)議16689份，涵蓋企業(yè)44468家，占全市企業(yè)的15.24%，覆蓋職工194萬。，故采用杭州數(shù)據(jù)研究上述問題具有較強的典型意義。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自浙江大學(xué)勞動保障與社會政策研究中心2012年末對杭州地區(qū)503家企業(yè)的問卷調(diào)查。調(diào)查采用等比例隨機抽樣，即先根據(jù)擬調(diào)查樣本總量和各地人口相對比例確定各地調(diào)查樣本數(shù)，再從企業(yè)名錄中隨機抽取相應(yīng)數(shù)量企業(yè)，調(diào)查收回有效問卷473份②本文實證研究所用樣本數(shù)因相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失而略有差異。。

(二)統(tǒng)計性描述與變量說明

由表1可知，此次調(diào)查以民營企業(yè)(82.45%)、制造業(yè)企業(yè)(57.72%)和主城區(qū)企業(yè)(46.93%)居多。其中，309家企業(yè)已與員工簽訂工資集體協(xié)議，工資集體協(xié)商制度覆蓋率達65.33%。進一步地，國有、集體企業(yè)和外資、港澳臺資企業(yè)的制度覆蓋率均高于民營企業(yè);制造業(yè)和高利潤行業(yè)的制度覆蓋率均高于服務(wù)業(yè)等其他行業(yè);而因產(chǎn)業(yè)布局調(diào)整聚集了大量藍領(lǐng)工人的城郊區(qū)和技術(shù)經(jīng)濟區(qū)的制度覆蓋率，則均高于勞動法規(guī)執(zhí)行狀況相對較好的主城區(qū)③傳統(tǒng)和高新技術(shù)制造業(yè)分別向城郊區(qū)和技術(shù)經(jīng)濟區(qū)集聚，主城區(qū)則以發(fā)展旅游、貿(mào)易等服務(wù)業(yè)為主。。

表1 調(diào)查企業(yè)工資集體協(xié)商開展情況

表2是變量的統(tǒng)計性描述。企業(yè)總體平均雇傭規(guī)模為119.35人，本科及以上學(xué)歷員工占比14.95%，黨組織組建率不足50%。可見，調(diào)查企業(yè)整體上員工人力資本水平不高、黨建工作相對滯后。進一步比較已實施與未實施工資集體協(xié)商制度的兩組子樣本企業(yè)，前者平均雇傭人數(shù)更多，主營業(yè)務(wù)收入更大，黨組織組建率更高，高學(xué)歷員工占比略低，故實施企業(yè)除雇員素質(zhì)相對略低外，其他狀況均好于未實施企業(yè)的平均水平，但內(nèi)部差異相對較大。此外，在樣本分布上，前者非民營企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)、城郊區(qū)企業(yè)和技術(shù)經(jīng)濟區(qū)企業(yè)的占比均略高于后者。

表2 主要變量描述統(tǒng)計

(三)模型設(shè)定與變量選取

假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為Y=AKαLβ。其中，Y為產(chǎn)出，K和L分別代表資本要素與勞動要素投入量，α和β為相應(yīng)要素的產(chǎn)出彈性，A為?？怂怪行砸蜃?。由完全競爭市場下企業(yè)利潤最大化條件——邊際產(chǎn)出等于邊際成本可得MPL=βAKαLβ－1=βY/L=w，即L=βY/w。其中，w為支付給最后一單位雇傭勞動力的實際工資，一般由企業(yè)平均工資表示。由于該工資與企業(yè)工資決定方式、員工結(jié)構(gòu)、市場地位等特征密切相關(guān)，故建立如下的企業(yè)雇傭量決定方程:

其中，因變量lnlaborij為調(diào)查時點j地區(qū)i企業(yè)雇員總數(shù)，εij為隨機擾動項。解釋變量包括:

(1)核心解釋變量wcbij，表示j地區(qū)i企業(yè)調(diào)查時點是否與員工簽訂工資集體協(xié)議并已執(zhí)行，其系數(shù)即為本文關(guān)注的制度效應(yīng)。(2)主營業(yè)務(wù)收入對數(shù)lnmbiij，它是企業(yè)主要生產(chǎn)經(jīng)營活動所得，可反映其在競爭性產(chǎn)品市場的產(chǎn)出水平。由于技術(shù)制約下物質(zhì)資本邊際替代率下降，故在中國產(chǎn)業(yè)升級尚未完成、企業(yè)融資難、廉價勞動力仍是諸多企業(yè)首要生產(chǎn)資料的背景下，資本與勞動要素可能呈吸納關(guān)系，即企業(yè)收入越高，資本積累越多，生產(chǎn)需雇傭的勞動力越多。(3)Xij代表企業(yè)其他特征變量。“本科及以上學(xué)歷員工占比(pblab)①該變量可能非嚴格外生，但基于兩方面考慮將其引入模型:第一，引入它不會使工資集體協(xié)商制度這一核心變量與企業(yè)雇傭量之間的顯著關(guān)系發(fā)生根本改變;第二，它可反映企業(yè)知識或技術(shù)密集度，與雇傭量呈替代關(guān)系，故在受數(shù)據(jù)所限未找到代表企業(yè)技術(shù)特征的外生變量時，去掉可能導(dǎo)致遺漏變量的問題?！保摫壤礁?，企業(yè)往往越偏向于知識或技術(shù)密集型企業(yè)。由于他們生產(chǎn)率較高且人力資本只能被激勵的屬性，會引導(dǎo)企業(yè)以人力資本投資與生產(chǎn)效率間的良性循環(huán)，而非一味增加勞動投入來擴大生產(chǎn)，故推測該變量可能與雇傭量負相關(guān)?！笆欠癯闪Ⅻh組織(party)”，它在某種程度上反映了企業(yè)的政治關(guān)系。由于政治關(guān)系不僅會給企業(yè)帶來非市場化關(guān)系貸款和財政補貼的好處［8］，從而節(jié)約其經(jīng)營成本，為增加雇傭創(chuàng)造條件，還會密切企業(yè)與地方政府聯(lián)系，促使其積極配合包括擴大地區(qū)就業(yè)在內(nèi)的政府工作，故預(yù)期建立黨組織的企業(yè)的雇傭量會相對更大?！八兄菩再|(zhì)(own)”、“所屬行業(yè)(ind)”等反映企業(yè)市場勢力、生產(chǎn)特性等非觀測因素對雇傭決策影響的控制變量。(4)企業(yè)所在地區(qū)Dij，反映當?shù)厣鐣?jīng)濟發(fā)展對企業(yè)雇傭量的集合效應(yīng)。

三、實證研究結(jié)果

(一)工資集體協(xié)商制度與企業(yè)雇傭量

表3報告了基于回歸方程(1)，使用OLS評估工資集體協(xié)商制度對企業(yè)雇傭量的總體影響的結(jié)果。在僅控制地區(qū)效應(yīng)的模型1中，工資集體協(xié)商制度變量系數(shù)為0.71且在1%水平上顯著，這表明其他變量保持不變，實施該制度的企業(yè)雇傭量較未實施企業(yè)多104.28%。引入反映企業(yè)經(jīng)營水平、員工結(jié)構(gòu)、政治關(guān)系的變量后(如模型2所示)，該系數(shù)大幅下降為0.26，依然在1%水平上顯著。同時，與預(yù)期一致，主營業(yè)務(wù)收入和建立黨組織均呈擴大企業(yè)雇傭的效應(yīng)，高學(xué)歷員工占比則與雇傭量顯著負相關(guān)。在進一步引入企業(yè)所有制性質(zhì)和所屬行業(yè)變量的模型3、4中，制度系數(shù)分別為0.27和0.22，顯著性水平下降為5%。綜上可知，逐步引入企業(yè)特征變量未改變該制度對企業(yè)雇傭量的顯著正效應(yīng)，但效應(yīng)大小有明顯波動。

表3 工資集體協(xié)商制度對企業(yè)雇傭量的影響

(二)內(nèi)生性問題探討

OLS估計結(jié)果表明，實施工資集體協(xié)商有利于擴大企業(yè)雇傭量。但若企業(yè)實施該制度與否具有自選擇性，即實施企業(yè)正是對用工關(guān)系、組織效率等非觀測因素敏感的雇員龐大的企業(yè)，則OLS估計的制度效應(yīng)將有偏差。因此，我們需對核心解釋變量(wcb)可能存在的內(nèi)生性加以探析。

本文使用工具變量(IV)法處理內(nèi)生性問題。首先，由方程(1)構(gòu)建雇傭量決定結(jié)構(gòu)型方程:

這里，Xij代表方程(1)等號右邊除wcbij外的各解釋變量。接著，建立可能存在內(nèi)生性問題的核心解釋變量wcb與其工具變量Z之間的誘導(dǎo)型方程:

其中，Z要同時滿足Cov(Zij，εij)=0和Cov(Zij，wcbij)≠0兩個條件，E(vij)=0，Cov(Xij，vij)=0，Cov(Zij，vij)=0。若估計結(jié)果表明δ2顯著不為零，則Z為wcb一個可行工具變量。

本文擬以“工會主席是否由民主方式產(chǎn)生”作為企業(yè)實施工資集體協(xié)商制度與否的工具變量，理由是法律賦予了基層工會作為雇員方代表與雇主進行工資集體協(xié)商的權(quán)利，但在其經(jīng)費、干部構(gòu)成、活動權(quán)限或多或少受資方制約的客觀現(xiàn)實下，基層工會能在多大程度上獨立于資方、為職工利益最大化服務(wù)就與其主席產(chǎn)生方式密切相關(guān)。目前，基層工會主席產(chǎn)生方式主要有民主和非民主兩種，前者由工會會員推舉表決產(chǎn)生，后者則由上級組織委派或企業(yè)資方任命產(chǎn)生。顯然，工會主席由民主方式產(chǎn)生的工會向雇主發(fā)出協(xié)商要約并努力使其接受的可能性較后者更大，但對雇傭量這一生產(chǎn)性決策的影響可能與后者并無顯著差異。

令Z=ucp，若企業(yè)工會主席由民主方式產(chǎn)生，則ucp=1，否則ucp=0。表4是IV法的2SLS估計結(jié)果。基于誘導(dǎo)型方程的第一階段估計結(jié)果顯示，工會主席是否由民主方式產(chǎn)生(ucp)與企業(yè)是否實施工資集體協(xié)商制度顯著正相關(guān)，但對其雇傭量沒有顯著影響①將ucp直接放入結(jié)構(gòu)方程(2)回歸顯示，ucp系數(shù)僅為0.036(t值為0.35)且未通過顯著性檢驗。，故ucp可視為wcb的一個可行工具變量;第二階段的IV回歸結(jié)果則顯示，實施該制度對企業(yè)雇傭量影響為正(0.43)，但不顯著。換言之，處理可能存在的內(nèi)生性后該制度對企業(yè)雇傭量的影響變得不明確。那么，這一結(jié)果是否比OLS估計結(jié)果更可靠?由于不存在內(nèi)生性時，OLS估計量不僅一致且比2SLS估計量更有效，故有必要進一步通過計量方法對wcb是否存在內(nèi)生性做一檢驗。本文采用伍德里奇的方法②解釋變量較多、樣本量相對較小會導(dǎo)致Hausman檢驗失效，故本文使用Jeffrey M．Wooldridge在其《計量經(jīng)濟學(xué)導(dǎo)論:現(xiàn)代觀點(第一版)》一書提出的在結(jié)構(gòu)型方程中加入殘差的方法進行內(nèi)生性檢驗。，令 εij=θ3νij+μij，則上述結(jié)構(gòu)型方程可寫為:

其中，v^ij為誘導(dǎo)型方程(3)中殘差的擬合值，μij為誤差項且與v^ij不相關(guān)。若顯著性檢驗表明無法拒絕v^ij系數(shù)θ3為零的原假設(shè)，則νij與εij不相關(guān)，wcb自然也與εij不相關(guān)，故不存在內(nèi)生性;反之亦然。表4檢驗結(jié)果顯示無法拒絕零假設(shè)，即企業(yè)實施該制度與否不存在統(tǒng)計上顯著的自選擇性，故可接受表3報告的OLS估計結(jié)果。之所以出現(xiàn)該結(jié)果，一方面可能由中國工資集體協(xié)商制度的發(fā)展主要依靠自上而下的行政推動所致，另一方面也與有關(guān)企業(yè)開展集體協(xié)商的法律規(guī)定從“可以”改為“應(yīng)當”以及越來越多的地方政府將其納入企業(yè)考評體系，使企業(yè)實施該制度的強制性明顯增強不無關(guān)系。

表4 工資集體協(xié)商制度對企業(yè)雇傭量的影響(2SLS)

(三)不同類別企業(yè)中工資集體協(xié)商制度對雇傭量的差異化影響

鑒于逐步引入企業(yè)特征變量后，工資集體協(xié)商制度系數(shù)有明顯波動，本文將從企業(yè)所有制、所屬行業(yè)、經(jīng)營績效三個維度比較分析在不同環(huán)境下實施該制度可能產(chǎn)生的差異化影響。

表5估計結(jié)果顯示:(1)在民營企業(yè)，實施工資集體協(xié)商制度的企業(yè)雇傭量比未實施企業(yè)顯著多18.89%，小于表3模型4報告的基于全樣本的估計結(jié)果(24.36%)，在國有、外資等非民營企業(yè)中則未有顯著影響;(2)在制造業(yè)，實施該制度的企業(yè)雇傭規(guī)模較未實施企業(yè)大22.86%且在5%水平上顯著，在建筑等其他行業(yè)，該制度亦在10%顯著性水平上擴大企業(yè)雇傭，但在高利潤行業(yè)并未發(fā)現(xiàn)類似影響;(3)將樣本企業(yè)按主營業(yè)務(wù)收入從低到高排序，以0.20、0.50、0.80三個分位數(shù)將其分為績效最低、中等偏下、中等偏上、最高四組，分別估計各組的制度效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，僅在績效最低企業(yè)組中該制度顯著擴大其雇傭量。綜上可知，該制度擴大雇傭的作用主要表現(xiàn)在員工素質(zhì)、勞動關(guān)系或盈利欠佳的“弱勞動與弱資本”相結(jié)合的領(lǐng)域。

表5 工資集體協(xié)商制度與企業(yè)雇傭量:基于不同類別子樣本的比較

四、結(jié)論與啟示

本文研究發(fā)現(xiàn)工資集體協(xié)商制度對擴大企業(yè)雇傭規(guī)模有穩(wěn)健作用，且內(nèi)生性檢驗表明企業(yè)實施該制度與否不存在統(tǒng)計上顯著的自選擇，這也佐證了OLS回歸結(jié)果的可靠性。進一步分類別考察顯示，這一效應(yīng)主要集中在民營、制造業(yè)和低經(jīng)營收入企業(yè)，在其他類別企業(yè)均未發(fā)現(xiàn)類似顯著影響。對此，我們的解釋是:

第一，該制度是勞資雙方以較低成本化解利益分配糾紛(不管結(jié)果是否合理)的手段，有助于減少工人過激行為和單個工人維權(quán)招致報復(fù)的風險，進而鞏固企業(yè)內(nèi)部用工關(guān)系，縮減管理費用，并激勵雇主加大對穩(wěn)定下來的員工隊伍的人力資本投資，提高生產(chǎn)率，增加資本盈余，為吸納更多雇員、擴大生產(chǎn)創(chuàng)造條件。

第二，該制度在提高基層員工工資上發(fā)揮的作用不盡理想，甚至對人力資本相對較高的員工工資有顯著負效應(yīng)［9］。也有學(xué)者批評指出，基層工會非獨立、監(jiān)管不嚴使集體協(xié)商或流于形式或成為雇主壟斷定價的隱蔽手段，所謂“協(xié)商”提升的工資幅度可能還不及勞動效率提高或宏觀經(jīng)濟回暖帶來的工資漲幅，因而該制度擴大雇傭的作用很可能是犧牲員工部分工資福利的結(jié)果。

第三，該制度擴大雇傭的作用主要集中在民營、制造業(yè)和低經(jīng)營收入企業(yè)，可能與這些企業(yè)普遍延續(xù)低端勞動力投入生產(chǎn)模式、用工關(guān)系脆弱、熟練工頻頻短缺有關(guān)。因為該制度的實施不僅在形式上傳遞出雇主對話解決糾紛、挽留員工的誠意，也為雇主利用勞資雙方信息不對稱，而后在集體協(xié)商中以細枝末節(jié)(如承諾按時支付工資、支付縮水的加班費等)的退讓穩(wěn)定用工、保障生產(chǎn)創(chuàng)造了契機。正如第一點所述，這有利于擴大企業(yè)雇傭。反觀其他企業(yè)，大多高學(xué)歷員工占比較高，這類勞動力供求通常短期都相對缺乏彈性，主要取決于其人力資本能否與企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)相匹配及其勞動生產(chǎn)力能獲得多少補償，故強調(diào)保障基本勞動權(quán)益的該制度在其中發(fā)揮的作用可能很有限。

綜上所述，全面推進工資集體協(xié)商制度不僅應(yīng)結(jié)合企業(yè)異質(zhì)性細化目標，提高針對性，避免追求廣覆蓋而使實施效果弱化，還要給予企業(yè)自主選擇、靈活實施該制度的一定權(quán)限，防止形式化。同時，引入工會代表資格競選制，提升勞方議價能力，對推動集體議價從穩(wěn)定用工向勞動者維權(quán)機制轉(zhuǎn)變至關(guān)重要。此外，在依靠集體協(xié)商擴大勞動就業(yè)的同時，要加強員工人力資本投資，加快企業(yè)技術(shù)改造，以促進高等人力資本與高端技術(shù)和資本相匹配的高質(zhì)量就業(yè)。

［1］王翔．就業(yè)吸納、產(chǎn)業(yè)集聚與生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展 ［J］．財經(jīng)論叢，2011，(1):15－19．

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［9］姚先國，焦曉鈺，張海峰，樂君杰．工資集體協(xié)商制度的工資效應(yīng)與員工異質(zhì)性——對杭州市企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析［J］．中國人口科學(xué)，2013，(2):49－59．