加入工会能有效改善职工工作条件吗*

李后建

(重庆大学经济与工商管理学院，重庆，400044)

工会制度是有关改善职工工作和生活条件的一项重要制度安排，在当下中国现实中，工会制度的重要功能之一就是维护职工的合法权益(祁毓、李祥云，2011)。工会作为劳动力市场的一个重要经济组织，它能够提高劳动合同的签约率和履约率，大力推动平等协商、同工同酬和集体合同制度的完善，进一步提高维权工作的实效。更为重要的是工会通常扮演着垄断角色(monopoly power)和集体表达角色(collective voice)，从而使得加入工会的职工能够获得高于个体谈判或市场自由确定的工资水平(Freeman，2005)。时至今日，随着中国市场经济体系的逐步确立，中国工会在社会经济中的功能和地位也在发生变化，从传统计划经济时期的功能逐步向市场经济所要求的功能进行演化(易定红、林江，2012)。然而，由于中国正处于经济转轨的关键时期，正式制度并未完全确立，工会组织的形式和作用与资本主义市场经济中的工会组织有着较大的差异。在此种情境下，中国工会究竟扮演着何种功能，国内经济学者对此着墨颇少。这不仅造成关于中国工会对中国劳动力市场影响具有重要意义的共识缺乏科学根据，而且导致如何有效完善劳动力市场机制的解决手段无法进行恰当评判，最终可能影响转轨时期政府对劳动力市场政策的制定与完善。

然而，我们探讨工会的在劳动力市场上的功能时，有一个基本问题尚需回答:如果加入工会，职工的工作条件会有多大程度上的改善?其背后的政策内涵是，加入工会，切实维护职工合法的劳动权益，对职工工作状况到底有多大程度的改善?以往研究要么缺少经验数据的支撑，要么在方法上存在着重大缺陷。有鉴于此，本文基于2008年中国社会综合调查数据，采用倾向得分匹配的方法(Propensity Score Matching，PSM)来控制样本选择偏误，并采用自抽样法进行统计判断，以克服小样本偏误。与以往研究相比，本文的主要贡献有以下几点:首先，在劳动经济学领域，处于经济转轨时期的发展中国家的工会对职工工作条件的影响长久以来缺乏研究(易定红、林江，2012)，本文为丰富这一主题的研究做出了探索性的尝试;第二，我们探讨了不同体制部门以及不同地区的工会对职工小时收入、劳动时间和劳动合同的影响，为深层次理解中国工会制度对职工工作条件的影响提供了经验证据，同时也是对姚洋、钟宁桦(2008)和杨继东、杨其静(2013)研究的重要补充和拓展;第三，我们通过夏普利值过程的回归分解方法，清晰了呈现了中国工会对职工小时收入和年收入差异的贡献率，为进一步理解中国收入分配的影响机制提供了新的思路。

一、计量估计方法与变量说明

(一)计量估计方法

本文将考察加入工会对职工工作条件的影响，因变量为职工的工作条件，包括劳动合同、劳动时间和工资水平。为了最大限度地降低不可观测因素的干扰，减少因遗漏关键变量而导致的估计偏误，我们将样本分为两组来进行比较，其中一组为加入工会的职工，而另一组则为没有加入工会的职工。另一个需要注意的问题是，职工的异质性可能成为影响其加入工会的重要因素，因为教育年限越长、收入水平越高和社会网络关系越强的职工可能有更多的机会加入工会。因此，两组样本之间存在着明显的禀赋差异和能力差异。如果我们直接将两组样本通过最小二乘法回归进行相关工作条件的比较，那么我们很难判断出工作条件的改善究竟来自个体的异质性抑或工会，这将导致极大的估计偏误:一是因为残差项中可能包含了与加入工会影响因素有关但无法通过可观测变量控制的因素;二是因为即使可观测的变量可以用来解释未观测的变量，但两者之间的关系并非线性的，也会导致残差项中存在白噪音。为了合理解决上述问题，我们基于倾向值匹配的思想，通过引入一个代理变量将不可观测的因素提取出来，从而使得残差与因变量之间呈现出相互独立的关系(陈炜、刘阳阳，2010)。在倾向得分的估计过程中，仔细选择条件变量和Logit回归的正确设定对于倾向值匹配来说十分关键。尽管在这一领域的学者提出了众多规则与方法，但我们仍未发现有确定无疑的方法。普遍的做法是根据Rosenbaum and Rubin(1984)的建议，应用逐步Logit回归来选择变量，根据Wald统计量来决定纳入或者排除条件变量。因此，我们在估计倾向值得分时采纳Rosenbaum and Rubin(1984)的建议。

根据研究目的，本文采用的代理变量为是否加入工会的概率，通过将加入工会的倾向得分加入方程中后进行估计，这就是倾向得分的线性匹配。倾向得分是指在给定样本特征X的情况下，职工加入工会的条件概率，即:

其中W是一个虚拟变量，如果职工加入了工会，则W=1，否则W=0。由于倾向得分是潜在不可观测的，因此，通常需要利用Logit概率模型进行估计。

对于个体i而言，假定其倾向得分已知，那么其加入工会限制条件下的平均处理效应(average treatment effect，ATE)为:

其中，Y1i和Y0i分别表示同一职工在是否加入工会的两种情况下的工作条件。在现实中，由于Y1i和Y0i不能被同时观测到，因此在考察加入工会对职工工作条件影响时，如果直接比较加入和没有加入工会的职工之间工作条件差异，将导致选择性偏误。由于代理变量的方法无法克服样本选择性问题，因此本文摈弃代理变量的回归方法而采用倾向值匹配的方法。具体做法是尽量将加入和没有加入工会的职工进行匹配，估计平均处理效应(average treatment effect，ATE)，从而达到降低选择性偏误的目的。因此，本文将根据各种常见的匹配方法来估计加入工会对职工工作条件的影响效果。

(二)数据来源与变量说明

1.本文数据来源

本文所使用的数据来源于2008年的中国社会综合调查数据(CGSS)。本文之所以使用中国综合社会调查数据而不是国内其他微观数据，其主要原因在于:一是中国社会综合调查数据满足所研究问题之需要。本文试图考察中国工会对职工工作条件的影响，而该数据提供了较为完整的职工加入工会和工作条件的相关信息，因此这样的数据难能可贵;二是该数据具有较高的权威性，并且得到了大多数学者的认可(胡蓉，2012);三是中国社会综合调查采用的是四阶段分层不等概率抽样，通过这种抽样方式搜集的数据资料具有更好地代表性。在本文中，我们根据受访者的工作状况，摘取了受雇于他人(有固定雇主)、劳务工/劳务派遣人员以及零工、散工(无固定雇主的受雇者)等职工样本的数据，一共得到了2553个职工样本并用于实证分析。其中加入工会的职工样本为794份，未加入工会的职工样本为1759份。

2.变量选择与测量

(1)因变量的选择与测量

本文研究的工作条件包括三个:第一是被调查者的小时职业收入，用被调查者的全年职业收入除以52周以后再除以平均每周大约要工作时间;第二是被调查者平均每周的工作时间;第三是被调查者与工作单位是否签订了正式合同，倘若职工签订了正式合同则赋值为1，否则为0。

(2)自变量的选择与测量

本文的自变量为职工是否加入了工作，在调查问卷中的问题为“您是否是工会会员”，被调查者的选项有“是”、“以前是，现在不是”和“从来都不是”，若被调查者选择了“是”则赋值为1，否则为0。

表1 主要变量统计性描述

(3)其他控制变量的选择与测量

根据以往的研究经验，我们控制了其他可能影响职工工作条件的因素(陈炜、刘阳阳，2010)。包括性别、年龄、教育年限、婚姻状况、政治身份、户籍状况、健康状况、家庭负担、社会关系网络、单位所有制性质和企业规模等。其中教育年限的度量是被调查者从小学开始算起，一共接受学校教育的年数;婚姻状况分为已婚和其他，需要说明的是，我们根据将初婚有配额和再婚有配偶合并为已婚，而将未婚、同居、分居未离婚、离婚和丧偶归为其他;政治身份分为党员和非党员;户籍状况分为农村户口和非农村户口;健康状况为调查者的自评健康状况，分为很不健康、比较不健康、一般、比较健康和很健康，依次赋值为1、2、3、4、5;家庭负担用未分担生活费开支的人数除以家庭人口总数，这是因为家庭负担会激励职工去改善工作条件以降低家庭经济压力(陈钊等，2009);对于社会关系网络，我们主要考虑了拜年网中的网络差异，网络差异为每位被调查者所拜访的各类人员的职业类型的数量。①在本研究中，被调查者所拜访的各类人员的职业类型分为产业工人、大学教师、中小学教师、医生、护士、厨师和炊事员、饭店餐馆服务员、营销人员、无业人员、科学研究人员、法律工作人员、经济业务人员、行政办事人员、工程技术人员、政府机关负责人、党群组织负责人、企事业单位负责人和家庭保姆、计时工等18类。需要说明的是，用“拜年网”作为自变量解释工作条件既有理论依据又有经验研究支持(边燕杰，2004)。从理论逻辑上而言，工作条件并不决定行动者的社会关系网络，而职业阶层和社会交往才是行动者社会关系网络的主要来源(边燕杰，2004)。单位所有制性质分为国有、集体所有、私有/民营、港澳台资、外资所有、中外合资所有和其他。企业规模为职工所占单位或公司的员工总数，在回归模型中，我们将其取对数后再纳入回归项。各个变量的统计性描述如表1所示。

二、实证结果与讨论:工会对职工工作条件的影响以及这种影响在不同体制部门和地区中的差异

(一)加入工会对职工小时收入影响的处理效应估计

如前所述，由于职工的异质性会影响职工对工会的选择性偏好从而带来样本选择性偏误。为此，本文根据Rosenbaum and Rubin(1984)提出的“倾向值匹配”的方法来克服样本选择性偏差。

1.样本匹配效果

为了说明使用倾向值匹配方法在实证上的重要性与合理性，我们绘制了核匹配法的匹配效果图。图1显示了处理组和控制组倾向得分在匹配前后的核密度分布。可以看出，在匹配前，处理组和控制组加入工会的倾向得分密度分布呈现出明显的差异性，如果直接比较这两组之间的小时收入，那么所得到的统计推断结果就是有偏的。而以往的研究可能忽视了该问题的严重性而导致了内生性问题的存在。相比之下，在匹配后，处理组和控制组加入工会的倾向得分密度分布几乎是一致的，这表明经过匹配处理之后，两组之间的特征差异得到了有效的削减，匹配效果令人满意。同样，我们采用其他的匹配方法也得到了类似的效果，不再赘列。

图1 匹配前后“处理组”和“控制组”倾向得分概率分布(小时收入)

2.倾向匹配模型估计结果

为了检验倾向匹配模型估计结果的稳健性，我们采用了常用的匹配方法对处理组和控制组进行匹配，包括最近邻匹配法、核匹配法、分层匹配法和半径匹配法。最近邻匹配法是最简单的匹配估计方法。它的基本思想是以样本的倾向得分值为依据，前向或后向搜寻出与处理组样本的倾向得分值最接近的控制组样本，作为处理组的匹配对象。表2的结果显示，在5%的水平上，即使我们控制了样本选择性偏误，加入工会对职工小时收入仍具有非常显著的正向影响。另外，我们发现在不同匹配方法下我们得到的因果关系系数不完全相等，这是因为加入工会的职工在不同的匹配方式下可能和不同的未加入工会的职工进行了匹配。然而这些不同的匹配方法得到的结论基本一致(系数在1.247到1.730之间)。这些系数表示的是加入工会的小时收入回报。其可以解释为与没有参加工会的职工相比，参加工会可以使得小时收入增加的幅度，即加入工会使得职工每小时工资可增加的幅度范围为1.247元到1.730元之间。

上述结果反映出中国确实会显著影响职工的工资水平。事实上，工会在劳动力供给市场上扮演着垄断者的角色，为了确保效用最大化，工会的作用在于确定最优的工资水平。这是因为工会代表了绝大多数职工的意见，向企业以讨价还价的集体谈判形式要求高于个体谈判或市场出清水平的工资(Freeman，2005)。因此，工会的力量在于使得单个劳动者形成整体，从而增加集体谈判的力量以确保单个劳动者获得相对公平的工资给付标准。

表2 各种匹配方法结果(小时收入)

(二)加入工会对职工劳动时间影响的处理效应估计

表3汇报了加入工会对职工劳动时间影响的各种匹配方法结果。这些结果显示，在5%的水平上，即使我们控制了样本选择性偏误，加入工会对职工每周劳动时间仍具有非常显著的消极影响。具体地，加入工会可以使得职工每周劳动时间降低2.169小时到3.794小时之间。这表明工会会员可以有效地利用工会的力量，或者利用集体表达角色以正确反映职工的劳动状况，从而要求合理的劳动时间。注:(1)*P＜0.1，＊＊ p＜0.05，＊＊＊ p＜0.01;(2)标准误采用Bootstrap估计，重复抽样次数为500。

表3 各种匹配方法结果(劳动时间)

(三)加入工会对职工劳动合同影响的处理效应估计

表4汇报了加入工会对职工劳动时间影响的各种匹配方法结果。这些结果显示，在5%的水平上，即使我们控制了样本选择性偏误，加入工会对职工签订正式劳动合同仍具有非常显著的积极影响。具体地，加入工会可以使得职工签订正式劳动合同的概率增加8.2%到14.3%之间。这表明加入工会可以提高职工主动维权的意识，并通过提高签订正式劳动合同的概率以为实现自己的劳动权益提供重要保障。

表4 各种匹配方法结果(劳动合同)

(四)工会在不同体制部门中的作用差异

为了深入分析加入工会对职工工作条件的改善，我们将总体样本分为体制内和体制外企业样本。相对于体制内部门而言，体制外部门意味着市场化程度更高。在本研究中，我们将私有/民营、港澳台资、外资所有、中外合资所有等视为体制外部门，我们将国有企业和集体所有制企业视为体制内部门。在本研究中，来自体制内部门的样本有1588份，而来自体制外部门的样本有965份。体制内部门中加入工会的样本有668份，体制外部门中加入工会的有126份。表5汇报了加入工会分别对体制内外部门职工工作条件影响的平均处理效应估计结果。估计结果显示，加入工会对体制内部门职工的工作条件有显著的改善(包括小时收入、劳动时间和劳动合同)，而仅对体制外部门职工签订正式合同的概率有显著提高作用，但对体制外部门职工的小时收入和劳动时间并未有明显的改善作用。这意味着在不同体制部门，工会对职工工作条件的改善作用是有明显差异的。一个可能的解释是，与体制外部门不同的是，体制内部门企业通常在市场上处于垄断地位，它们一般会通过提高垄断产品的价格来弥补工会给职工带来的工作条件改善而由此导致的利润损失，因此工会对垄断企业的利润是没有影响的，它通常会导致产品市场效应。相反地，体制外部门企业通常面临激烈的市场竞争，它们自身的产品价格通常是由市场决定的，因此工会所要求的高于市场出清水平的工资会导致这些企业成本增加，利润压缩。为此，体制外部门会采取各种策略来抵制工会的作用，从而弱化了工会对体制外部门职工工作条件的改善效果。另外，体制外部门工会参与比率要明显低于体制内部门，体制外部门工会参与率较低表示体制外部门工会力量弱化的趋势。根据Filer et al(1996)等人的总结，我们认为体制外部门工会力量弱化主要有以下三点原因。首先，体制外部门工会并不能真实地表达职工的需求和意愿，这使得体制外部门职工认为意识到工会带来的效用甚微;其次，体制外部门的企业规模通常在缩小，为了应对激烈的市场竞争，这些企业倾向于在无工会组织的情况下运作，这使得体制外部门的职工难以通过工会组织来表达需求和意愿;最后，在市场竞争加剧和企业利润空间压缩的情况下，体制外部门越来越难以承受工会带来职工高于市场出清水平的工资和相关福利，这使得体制外部门的企业倾向于拒绝设置企业工会。

表5 加入工会对体制内外部门职工工作条件影响的处理效应估计

(五)工会在不同地区的作用差异

为了分析加入工会对不同地区职工工作条件的改善，我们将总体样本分为东部、中部和西部样本。在本研究中，来自东部、中部和西部的样本分别为1197份、836份和520份，加入工会的样本分别为379份、211份和204份。表6汇报了加入工会对不同地区职工工作条件影响的平均处理效应估计结果。估计结果显示，加入工会对中部地区小时收入的影响幅度最大，即在1.929元～2.325元之间。而给东部和西部地区小时收入的增加幅度几乎相等。有趣的是，加入工会对职工劳动时间和劳动合同的改善效果随着东部、中部和西部的顺序呈现出依次递增的趋势。通常而言，东部、中部和西部地区的市场化程度是依次递减的，这意味着市场化程度弱化了工会对职工劳动时间和劳动合同的影响程度。对此，一个可能的解释是，在市场化程度较高的地区，企业面临的市场竞争压力较高，利润空间较低，在这种情况下，企业需要较大的组织弹性来规避市场变化对企业不利的影响，同时把握市场变化对企业带来的商机，以维持企业的市场竞争地位。而工会通过参与管理使得企业的工作制度僵化，从而使得企业难以应对市场变化而做出合理的制度调整，弱化了企业在市场上的竞争优势。例如，当经济景气处于低迷，市场陷入疲软状态时，某些企业可能要立即做出裁员的决策，以缓解企业面临的危机。而当企业出现大规模裁员时，被裁者被要求立即与企业解除雇佣关系，而裁员幸存者则可能面临着延长劳动时间，甚至降低工资的风险。如果工会介入企业的这些决策行为，那么企业做出上述调整将要付出巨大的代价。为了在激烈的市场竞争环境中生存下去，企业通常会抵制工会的干预，从而弱化了工会对职工工作条件的改善效果。

表6 加入工会对不同地区职工工作条件影响的处理效应估计

(六)加入工会对职工收入差距影响的回归分解

在这部分，我们利用夏普利值过程的回归分解来清晰地呈现各种因素对职工收入差距的影响。在本研究中，我们将年龄、教育年限、婚姻状况、政治身份、户籍状况、健康状况和家庭负担并为个体特征，将企业规模、所有制性质并为企业特征。表7的结果显示了各个因素影响对职工收入差距的贡献率。其中加入工会对职工小时收入差距的贡献率达到4.53%，对职工年收入差距的贡献率为9.77%。由此可见，中国工会对职工收入差距的影响不可小觑。对此一个可能的解释是，工会能够产生溢出效应，即在工会力量较强的企业里，由于工资被抬高了，为了降低成本，企业的通常做法就是裁员，被裁掉的员工为了再次就业，他们会到非工会成员的劳动力市场上参与竞争，从而降低了非工会成员劳动力市场上的工资水平，拉大了工会会员和非工会会员之间的收入差距。

关于其他因素对职工收入差距的贡献率，首先，社会关系网络对职工小时收入差距和年收入差距的贡献率分为17.54%和12.67%。由此可见，职工可以通过社会网络获得相关的社会资源以获得更高的收入。这是因为社会关系网络既能够提供非重复信息，又能够传递实质上的人情与帮助，从而为职工带来更多的经济回报(张顺、程诚，2012)。因此，职工之间的网络差异拉大必然会带来更大的收入差距。

其次，个体特征分别能够解释职工之间小时收入差距和年收入差距的51.41%和55.38%。事实上，竞争性理论对此给出了合理的解释，即职工之间的收入差距主要源于未被观测到的员工异质性和工作特征(Martins，2004)。

最后，企业差异和地区差异分别能够解释职工小时收入差距的11.05%和15.46%，同时也分别能够解释职工年收入的10.24%和11.95%。对此的一个可能的解释是，当前我国劳动力市场仍处于分割状态:不同经济部门职工的收入决定机制差异显著，职工在不同所有制和不同地区之间的流动性较差，使得整个劳动力市场难以得到均衡，从而导致企业差异和地区差异能够较大程度地解释职工的收入差距(Li and Bai，2005;Dénurger et al.，2007)。

表7 影响因素的贡献率:基于夏普利值过程的回归分解

三、结论与政策内涵

本研究认为现有的关于中国经济转型研究虽然从理论上预见了中国工会在劳动力市场的地位和职能，但并未进行理论导向的实证研究。中国社会经济的转型并非仅仅是由市场来决定职工的工作条件，工会组织也在中国劳动力市场转型中扮演着非常重要的角色，因此整个劳动力市场上既充斥着市场的力量，又嵌入了非市场力量。在具体研究策略上，以往的实证研究方法普遍忽视了估计偏误问题，即忽略关键变量导致的偏误和样本选择性偏误。从以往研究的经验来看，采用普通回归方法研究工会对职工工作条件影响的一个可能的后果是，将不可观测变量所导致的工作条件差异归结为工会的影响，从而影响了研究的可靠性。为了避免这两种偏误，本文利用倾向值匹配方法尽可能地消除加入工会和未加入工会这两个子样本之间的各类差异，从而最大限度地消除估计偏误，以明确工会和职工工作条件之间的因果关系。研究结果显示，总体而言，中国工会对职工工作条件存在着明显的改善作用，即加入工会为职工带来了每小时1.247元到1.730的工资溢酬;减少了职工每周2.169小时到3.794小时的额外劳动时间;提高了职工8.2%到14.3%的正式劳动合同签订率。

在此研究基础上，我们将样本分为体制内部门和体制外部门两个子样本，分别检验了不同体制对工会作用机制的影响。结果发现，在不同体制部门，工会对职工工作条件的改善作用是不同的，具体表现为工会对体制内部门职工的工作条件有着显著的改善作用，而对体制外部门的改善作用并不明显，这一结果显示出体制内部门可以凭借垄断优势通过产品市场效应来弥补工会的威胁效应，使得工会的作用得以发挥。而体制外部门却面临着近乎完全竞争的市场，它们有强烈抵制工作的动机，从而弱化了工会在体制外部门的地位和功能。

为了深入分析工会对职工工作条件的影响，我们又将样本分为东、中和西部三个子样本，分别检验了市场化程度不同的地区对工作作风机制的影响。结果发现，除小时收入外，加入工会对职工劳动时间和劳动合同的改善效果随着东部、中部和西部的顺序呈现出依次递增的趋势。由于东、中和西部地区的市场化程度是依次递减的，因此上述研究结果显示出企业在市场化程度较高的地区所面临的市场竞争程度更加激烈，外部环境变化更加剧烈，为了因应市场竞争和外部环境变化对企业可能造成的影响，企业需要较大的组织弹性来规避市场变迁所带来的风险。而工会通过参与管理使得企业的工作制度僵化，会给市场化程度更高地区的企业带来较大的风险，因此，这些企业会抵制工会对企业决策的干预，弱化了工会在市场化程度较高地区的功能和地位。

上述研究结果亦显示出，工会具有“溢出效应”，即工会可以通过改善职工工作条件而起到扩大收入差距的功能。为此，我们通过夏普利值过程的回归分解方法发现，工会对职工小时收入差距和年收入差距的贡献率分别为4.53%和9.77%。由此可见，工会对收入分配机制的影响亦不可小觑。

在当前背景下，本研究结果也有一定的政策内涵。目前我国工会组织的职能正处在转变的过程中之中，虽然工会对劳动力市场具有一定的调节功能，但是工会组织的转型离理论上的目标仍有一定的距离。对于体制外部门，工会组织在调整劳动关系中的地位和职能并不明确，并且集体合同和集体协作作用大多流于形式，尚未触及协调用功分配问题。由于体制外或市场化程度较高地区企业为因应市场竞争和外部环境变化而抵制工会对组织制度灵活性的干预以维护企业的目标，同时牺牲职工的利益，这使得工会组织在代表职工和维护职工经济权益方面所发挥的作用并不强，隐含了工会制度建设和执行的必要性和紧迫性。

[1]边燕杰:《城市居民社会资本的来源及作用:网络观点与调查发现》，载《中国社会科学》，2004(4)。

[2]陈钊、陆铭、佐藤宏:《谁进入了高收入行业?——关系、户籍与生产率的作用》，载《经济研究》，2009(10)。

[3]陈炜、刘阳阳:《劳动合同对于进城务工人员收入影响的有效性分析》，载《经济学季刊》，2010(1)。

[4]胡蓉:《市场化转型下的住房不平等——基于CGSS2006调查数据》，载《社会》，2012(1)。

[5]祁毓、李祥云:《财政分权、劳动保护与劳动收入占比——基于省级面板数据的分析》。载《南方经济》，2011(11)。

[6]易定红、林江:《市场经济下公会对劳动市场的影响之文献回顾》，载《就业与劳动关系季刊》，2012(1)。

[7]姚洋、钟宁桦:《工会是否提高了工人的福利?——来自12个城市的证据》，载《世界经济文汇》，2008(5)。

[8]杨继东、杨其静:《工会、政治关联与工资决定——基于中国企业调查数据的分析》，载《世界经济文汇》，2013(2)。

[9]张顺、程诚:《市场化改革与社会网络资本的收入效应》，载《社会学研究》，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.，Fournier，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.