中国工会会员效应下的工资溢价实证研究——来自2012年雇员雇主匹配数据的经验

袁青川

一、引言

中国经济面临结构调整和转型升级的困境,劳动力就业结构矛盾凸显,劳动者的收入分配差距日益扩大。为解决上述问题,政府通过《劳动合同法》加强了对工会的建设,赋予其更多的权利和义务,工会对工资的影响从隐性转为显性。因此,中国工会的工资溢价问题成为当前劳动经济学和劳动关系学界关注的焦点。

根据2012年雇员雇主匹配数据,工会企业占所有被调查企业总数的45.1%,工会密度平均比例为37.65%,我国并非所有企业都组建了工会,也并非工会企业中的所有劳动者都加入了工会。目前,工会企业的非工会会员即使没有缴纳会费,同样可以获得工会与企业进行集体谈判所获得的权利,但由于工会企业的工会会员和非工会会员在福利方面存在明显差异,尤其是国有企业福利在工资总额中所占比重相对偏高,私营企业为避税将工资总额的一部分以福利形式发放给员工,从而出现工会企业中工会会员和非工会会员之间的工资由于会员身份不同而产生差异(袁青川,2015a)［1］。基于上述情况,本研究主要围绕工会会员效应,探讨工会具体影响雇员工资的路径和机制,并在此基础上进一步探讨工会会员与非工会会员是否因工会身份而存在工资差异,以及工会对工会会员和非工会会员工资影响的路径和机制又存在着何种差异问题?

二、文献回顾

工资溢价是测量工会会员实际拿到的工资和如果其不加入工会拿到的工资差异。现实情况是,工资数据要么是工会会员的工资,要么是非工会会员的工资,反事实情况下的工资是不存在的。因此,在研究中一般采用工会会员和非工会会员的工资差异来估计工资溢价。在较早的研究中,Duncan和 Leigh(1980)［2］、 Robinson 和 Tomes(1984)［3］、 Robinson(1989)［4］采用能够解决选择性偏差造成的工人入会内生性问题的联立方程函数法来研究工会的工资溢价。 随后,Lemieux(1993)［5］、 Lemieux(1998)［6］、Card(1996)［7］、 Hildreth(1999)［8］、 Blanchflower,Bryson(2004)［9］等采用面板数据,以在工会部门和非工会部门之间进行跳槽的那部分雇员为研究对象估计工会工资溢价。与此同时,为克服选择性偏差造成的统计问题,倾向值匹配 (PSM)估计方法也被运用在工会工资溢价研究中 (如 Rosenbaum和 Rubin,1983［10］； Heckman 等,1999［11］； Bryson,2006［12］)。上述文献均集中于研究工会的平均工资溢价问题,且研究结论表明工会对工资水平产生正向影响。

从国内研究来看,工会对工资影响的实证研究近年来呈现递增趋势,且研究范围不断扩大。其中一个重要研究主题是工会对工资水平的影响。易定红、袁青川 (2015)［13］借助工具变量方法控制了工会会员的选择性偏差效应,并利用Blinder-oaxaca分解发现工会的工资溢价不明显；袁青川 (2015b)［14］利用中国综合社会调查数据,采用倾向值匹配法控制个体特征差异之后,得出了类似的结论,上述研究成果也印证了姚先国、 李敏和韩军 (2009)［15］、 Lu(2010)［16］、张原和陈建奇 (2010)［17］等学者关于中国工会对工资没有显著性影响的研究结论。然而,姚洋和钟宁桦(2008)［18］、 杨继东和杨其静 (2013)［19］、 孙兆阳(2014)［20］、 袁国敏和熊海珠 (2017)［21］等学者则认为工会对工资水平和福利均有显著的提升作用。由此可见,目前关于工会对工资水平的影响问题还存在争论和分歧。随着研究的深入,有些学者探讨了工会对工资收入分布的影响。袁青川 (2015a)［1］通过雇员雇主匹配数据,采用无条件分位数回归法并结合Blinder-Oaxaca分解,研究发现工会覆盖效应和工会会员效应均呈现粘地板效应；袁青川、易定红(2017)［22］利用中国综合社会调查数据,运用再中心化影响函数进行最小二乘法估计,并在此基础上采用Blinder-Oaxaca分解方法,发现工会降低了工会会员的工资不平等。此外,还有学者研究了工会对性别工资的影响。袁青川 (2015a)［1］认为工会有利于缩小性别工资差距,毛学峰、刘靖、张车伟 (2016)［23］也得出了类似的结论。

上述研究采用了简单的线性回归方法,从工资水平和工资分布两个视角研究了工会的工资溢价,但普遍存在的问题是没有考虑异方差问题,且研究结论存在较大分歧。另外,上述文献集中研究了工会的总体平均工资溢价或收入分配问题,但并没有考虑到工会的会员效应、覆盖效应等具体影响。袁青川(2015a)［1］的研究曾涉及到工会会员效应,但该研究并没有考虑收入的异方差和工会会员入会的选择性偏差问题,也没有进行稳健性检验。基于上述文献,笔者以工会企业中工会会员和非工会会员为研究对象,分别采用普通最小二乘法 (OLS)、克服异方差的加权最小二乘法 (GLS)、克服选择性偏差的逆米尔斯比率加权最小二乘法 (GLS＋IM),回归估计工会会员和非工会会员的工资方程,以克服袁青川(2015a)［1］的相关研究缺陷,并在此基础上进行Blinder-Oaxaca分解,系统研究工会会员效应下的工资溢价问题。

三、数据及分析

（一）数据及变量选择

本研究采用2012年中国人民大学劳动人事学院的雇员雇主匹配数据。2012年雇员雇主调查数据包含了雇员所在企业是否组建工会的变量,这为本研究提供了数据来源。具体而言,本研究中的因变量为雇员小时工资对数。解释变量为工会企业中雇员是否为工会会员 (工会会员为1,非工会会员为0)。控制变量为:婚姻状况 (已婚为1,未婚为0)、是否为党员 (党员为1,非党员为0)、是否为农业户口(农业户口为1,非农业户口为0)、是否为汉族 (汉族为1,少数民族为0)、性别 (男性为1,女性为0)等人口统计变量；教育年限、经验、经验的平方、健康水平 (1～4等级变量)、英语水平 (1～5等级变量)等人力资本变量；工作沟通程度 (1～5等级变量)、基于绩效付酬程度 (1～5等级变量)、工作自主性 (1～5等级变量)、是否签订劳动合同(签订劳动合同为1,未签订劳动合同为0)、是否签订集体合同 (签订集体合同为1,未签订集体合同为0)等工作特征变量；企业人数、企业人均利润、国有控股、集体控股、私人控股、港澳台商控股、外商控股等企业特征变量；以及企业所处的行业、城市等控制变量。在进行实证分析之前,对这些数据进行试分析,发现如果完全把调查的行业变量、城市变量带入会产生较高的共线性。因此,在进行数据处理时,先根据城市等级将其划分为四类城市①雇员雇主调查数据中调查了十个城市,为了避免共线性问题,将其按照我国目前的城市级别划分为第一类城市、第二类城市、第三类城市和第四类城市,分别将这四类城市设置为0～1的虚拟变量。其中第一类城市包括北京。第二类城市包括:长春、济南、郑州、成都、福州、苏州。第三类城市包括:齐齐哈尔、咸阳。第四类城市包括:襄阳。,然后依据调查企业所在行业的18种类型,将其按照雇员所在行业中的平均工资进行聚类分析,以减少实证部分估计的共线性问题,在综合权衡以及结合实证部分数据的试探性分析后,将这18类行业分为两大类行业控制变量 (见图1)。

图1 聚类分析系统图

（二）样本均值描述及均值检验

利用2012年雇员雇主匹配数据,对相关数据的统计结果见表1。从表1中可以看出,工会企业中工会会员的平均小时工资对数为2.575,非工会会员的平均小时工资对数为2.506,二者相差0.069,且在Z值检验下两个群体之间的工资差异显著。与此同时,工会会员比非工会会员在集体合同和劳动合同签订率方面分别提高17%和9.2%,在经验方面则高3.77年。工会会员党员比高于非工会会员12.5%,非工会会员未婚比则高于工会会员13.3%。国有控股企业工会会员比高于非工会会员14.6%。外商控股企业非工会会员比高于工会会员3.85%。在城市方面,第二类城市中工会会员比高于非工会会员16%。第三类城市中非工会会员比高于工会会员17.1%。由此可见,为获得工会会员身份对工资的影响,有必要对这些影响工资的变量进行控制。

表1 工会企业中非工会会员与工会会员各变量描述性统计及均值差异检验

四、实证模型设定

（一）样本选择性偏差的二阶段估计

1.回归方程。

根据明瑟方程,分别针对工会企业中的工会会员和非工会会员列出两个群体的工资回归方程:

其中,lnWu、lnWn分别表示工会企业中工会会员和非工会会员的小时工资对数。Xu、Xn分别代表工会企业中工会会员和非工会会员的资源禀赋。βu、βn表示工会企业中工会会员和非工会会员资源禀赋相对应的回报系数。μu、μn分别代表两个工资回报方程式的残差项。

2.选择方程。

以工会企业中雇员是否加入工会为因变量建立Probit模型:

其中Xi代表能够影响雇员是否加入工会的变量。ui＝1代表雇员是工会会员,ui＝0代表雇员不是工会会员。

3.估计程序。

从上面简约的probit模型中估计出π∧,通过下列两个方程式分别计算出衡量工会会员和非工会会员选择性偏差的逆米尔斯比率λu、λn:

利用计算出来的逆米尔斯比率λu、λn作为回归方程中的一个自变量,分别对工会会员和非工会会员的工资回归方程式纠正选择性偏差,即将λu、λn分别带入工会与非工会会员的工资等式中:

λu为控制工会会员的选择性偏差,λn为控制非工会会员的选择性偏差。实际上,加入逆米尔斯比率是为分离残差项期望值不为零的部分,即σεuλu表示E(ηui｜union＝1),σεnλ∂n表示E(ηni｜union＝0),进而使得工会会员和非工会会员的工资等式中残差项期望值为零,达到符合采用OLS回归的基本条件,形成一致估计量。

在进行OLS估计中,采用加权最小二乘法来克服异方差。为进一步探讨工会会员的单变量工资溢价,分别对纠正了选择性偏差的工会会员和非工会会员工资方程式进行Blinder-Oaxaca分解,并检验其显著性。

（二） Blinder-Oaxaca分解

工会企业中工会会员和非工会会员之间的小时工资对数差异为:

(βu－βn)表示工会会员的工资溢价。 (表示由于选择性偏差而造成的工资差距。该项对分析工会与非工会的工资差距非常关键,因为其不可解释部分不仅包含不可观测的特征变量影响,而且也包含了潜在的工资歧视和工会组织为保护其会员而产生的工资溢价。由于不可解释部分中工会作用无法与其他方面作用分离开,因此估计出来的工资差距仅能代表工会工资溢价的上限。

五、实证结果

第 (1)、(2)列表示最小二乘法估计出的工会会员和非工会会员小时工资对数回归方程中各个变量的系数。在进行最小二乘法估计之后,对两个方程采用BP检验,发现两个线性方程均存在明显异方差。为提高参数估计的有效性,利用加权最小二乘法对异方差问题进行纠正,第 (3)、(4)列表示加权最小二乘法估计出的两个群体回归方程的变量系数。第(0)列表示probit模型估计出入会倾向的各变量回归系数,进而计算出工会和非工会会员的逆米尔斯比率,将其分别代入工会和非工会会员的工资回归方程式中,得到第 (5)、(6)列的估计结果 (见表2)。

（一）工资方程各变量系数结果

总体上来看,劳动合同和集体合同的签订都显著性地提高了工会会员的工资水平。在其他条件相同的情况下,OLS估计结果表明工会企业中签订集体合同可以提高工会会员8.3%的工资水平,签订劳动合同可以提高工会会员42.1%的工资水平。在GLS估计下也出现了类似的效果。IM＋GLS估计结果表明,工会企业中工会会员和非工会会员均没有因为签订集体合同而促使工资得到显著的提高,但签订劳动合同却导致工会会员的工资水平上升。

另外,工会会员和非工会会员不论在何种估计方式下,均存在性别工资歧视问题。根据OLS估计结果,工会会员中男性雇员工资比女性雇员工资高11.1%,非工会会员中男性雇员工资比女性雇员工资高18.5%；在GLS估计下,工会会员和非工会会员的性别工资差距分别为10.4%和18.2%；在GLS＋IM估计下,二者性别工资差距为11.2%和24.2%。由此可以说明在非工会会员中性别歧视更为严重。该结论不仅说明了性别工资歧视的存在,而且还说明了工会会员身份可减少性别工资歧视。同时,在婚姻方面也存在类似的情况,不管是在OLS估计下,还是在GLS以及GLS＋IM的估计之下,未婚工会会员与已婚工会会员的工资差异均小于工会企业中的非工会会员。

教育年限方面,不管在何种估计方法之下,工会会员的教育年限回报率均高于非工会会员。这说明了工会可以有效提高雇员的教育投资回报率；在经验方面也存在工会会员身份可以有效地提高经验的回报率类似情况；工作特征方面,工会会员身份对绩效付酬程度回报有着较大的影响。基于绩效付酬回报率,非工会会员要高于工会会员,说明基于绩效付酬方式对非工会会员更加有利。沟通方面,工会企业工会会员沟通工作特征回报率高于非工会会员,说明工会会员的沟通更容易获得较高的回报,也进一步说明了企业管理方与工会会员之间是一种合作和双赢的博弈,管理方更倾向于激励工会会员对工作任务发言、提出意见和建议。这种沟通的高回报率可以有三种解释:一是工会会员通过工会加强与管理方的沟通和信息交流,说服管理方给予较高的回报；二是管理方通过加强与工会会员的沟通,主动承担了工会的一些责任和义务,进而弱化了工会在企业中对雇员的代表性,将工会为雇员的福利代表功能边缘化。三是工会与管理方为一种合作模式,这种合作既可以使工会促进企业生产效率,又可以使工会达成代表雇员利益的代表功能。根据我国的《工会法》,工会既具有促进生产发展,维护稳定的作用,又具有代表雇员利益的义务,因此第三种解释具有较强的现实性和合理性。

（二）选择性偏差

工会会员工资方程式中的逆米尔斯比率估计系数不显著说明观察到的平均工资并没有超过与之具有相同个体特征的非工会会员的平均工资,这与工会会员没有特殊信息来源左右其是否加入工会具有一定的联系。如果工会会员样本足够大,这种选择性偏差倾向可能得到更好的解释。所以收入可能不是影响雇员是否加入工会的先决条件。

非工会会员的工资方程中逆米尔斯比率系数是正号,且统计结果显著,这说明非工会部门的就业存在正的选择性偏差。为理解这一结果,可以将具有相同个体属性特征的工会会员和非工会会员群体都认为是非工会会员,正的选择性偏差意味着实际观察到的非工会会员的工资分布要高于不存在工会时与之具有相同特征的工会会员的平均工资。

逆米尔斯比率的回归结果与之前的类似研究结果有着相似性。Lee(1978)［24］对个体属性一致的操作进行研究发现,工会工资等式中的逆米尔斯比率系数是正号且显著,在非工会的工资等式中估计的逆米尔斯比率系数是正号且显著。Duncan和Leigh(1980)［2］利用National Longitudinal Surveys(NLS)数据,分析表明工会和非工会的逆米尔斯比率估计系数都是正号,但是在5%的水平上,只有非工会的逆米尔斯比率系数显著。这说明在非工会部门存在着正的选择性偏差,而工会部门不存在选择性偏差,至少不存在正的选择性偏差。另外一项关于喀麦隆的研究,Tsafack-Nanfosso(2002)［25］的估计结果为工会部门逆米尔斯比率虽然是正号,但不显著,非工会部门的逆米尔斯比率显著且为正号。

（三）入会倾向估计结果

显而易见,雇员入会倾向具有明显的群体性,这种群体性在一定程度上和特定属性背后的制度有着明显的关联。具有典型性代表意义的是有党员身份的雇员入会倾向高于没有党员身份的雇员,这与目前我国的一些显性和隐性制度有很大关系:工会是我国政府政体中的一部分,接受中国共产党的直接领导,党员的先进示范作用要求他们主动加入并对工会工作进行宣传,进而发挥工会的积极作用。因此,对具有党员身份的雇员加入工会在某种程度上是一种制度性的安排,是党员和工会会员身份的强关联性造成的。

根据实证结果,港澳台控股企业、私营控股企业、集体控股企业等雇员入会倾向均明显低于国有控股企业。这是因为目前虽然国有企业实行了政企分开,但由于受到原有制度和改革成本等原因的影响,使得以国有企业为代表的国有控股企业受到行政干预力度还比较明显。因此,具有强政治关联的工会更有利于在国有企业中推动工作,进而促使雇员更愿意加入工会。

另外,在城市方面,入会倾向也有着显著性的不同。工会的入会倾向在一类城市最高,其他城市相对较低。这说明工会工作在不同地区存在着较大差异。本样本中一类城市为北京。北京是我国的政治、经济中心,作为政体的一部分,工会更有利于在政治中心推动工会工作,实证结果与我国的现实背景相符。

然而,在经验、教育等方面,工会入会倾向系数并不显著,这说明雇员是否加入工会与这些生产力因素没有直接的关联,这在一定程度上也说明了雇员入会并不是完全出于自愿做出的选择,而是通过一定的制度因素推动的,这可以在雇员所在的企业、城市、行业等属性上反映出来。

表2 OLS、GLS、Inverse Mill Ratio可观测变量的估计结果

续前表

（四）Blinder-Oaxaca分解结果

不论是基于OLS估计,还是采用GLS以及GLS＋IM估计下的Blinder-Oaxaca分解,不可解释部分在10%的错误概率下均没有通过Z检验,说明工会会员和非工会会员之间工资差异的系数效应并不明显,总体上工会并没有产生工资溢价。工会会员和非工会会员之间工资对数差异主要是由于特征效应或禀赋效应造成的。在基于OLS估计下的Blinder-Oaxaca分解中,二者的工资差异为0.069 5,其中由于禀赋效应或特征效应带来的差异为0.786,不可解释部分导致工会会员的工资比非工会会员总体低0.009 04。在GLS和GLS＋IM的估计结果Blinder-Oaxaca分解中,均得出了不可解释部分导致了工会会员工资低于非工会会员,但不显著这样的类似结果 (见表3)。从总体上来讲,工会会员身份并没有给其带来明显的工资溢价。

表3 基于OLS、GLS、GLS+IM估计结果的Blinder-Oaxaca分解

续前表

在OLS估计下,工会企业中由于禀赋或特征不同而造成显著性差异的变量包括劳动合同、集体合同、人口特征、企业类型和城市类型等5项。在控制异方差和选择性偏差之后,集体合同、企业类型和城市类型成为显著影响特征效应的主要变量。值得关注的是,人力资本特征变量,在三种估计下的分解结果均不显著,说明工会会员和非工会会员在人力资本特征方面不存在明显差异；同时,工会企业所在的行业、公司利润、公司规模均没有显著影响到工会会员和非工会会员之间的工资差异。

三种估计下的分解结果均表明人力资本特征系数和劳动合同特征系数的显著差异造成了工会会员和非工会会员之间的工资差异,由此说明工会通过影响劳动合同的回报率以及人力资本的回报率扩大了两个群体之间的工资差距,而像城市类型、行业类型以及企业类型等变量却没有因雇员是否成为工会会员而对工资差异产生明显的影响。

六、结论与讨论

OLS、GLS、GLS＋IM 的 Blinder-Oaxaca分解结果均显示工会会员和非工会会员工资差异不可解释部分并不显著,说明二者工资水平的差异没有受到工会身份的直接影响。在我国,当工会与雇主协商达成一致协议后,则无论雇员是否属于工会会员,最终工作条件或工资条款等均适用所有雇员。因此,在某种程度上造成了工会企业中工会会员和非工会会员之间的工资差异大大降低,甚至造成会员的工资溢价消失。由此导致的结果是,当非工会会员也可以享受工会会员的待遇后,他们为什么还要向工会支付会费来加入工会呢?为解释这一现象,下列三个结论给出了答案。

首先,工会会员在劳动合同签订和集体合同覆盖前提下受到劳动法律法规的严格保护而具有较高的工资优势。工会企业中,不管是否为工会会员,都具有较高的劳动合同签订率,在劳动合同禀赋效应方面虽没有明显差异,但在劳动合同系数效应方面却存在显著性差异。由此可见,工会通过影响劳动合同的回报率产生了工资溢价,这种溢价主要通过工会监督,工会会员签订劳动合同后会受到更加严格的劳动法律法规保护而形成。同样,在工会企业中,工会会员签订集体合同的数量要明显高于非工会会员,从而产生集体合同禀赋效应,这种优势主要得益于劳动法律法规在集体合同方面赋予了工会诸多权利,他们可以借此权利来保护工会会员,进而形成工会会员的工资优势,只不过上述的工资优势被其他变量的影响给掩盖掉了。

其次,工会加强了会员自身的谈判能力,通过提高人力资本回报率形成了一定的工资优势。通过对人力资本回报率的分解结果可发现,工会通过提高雇员的人力资本回报率改变工会会员和非工会会员之间的工资差距,这种结果充分表明当受教育程度较高的雇员加入工会后,会借助工会组织加强自身的谈判能力,降低其被替代的可能性,进而表现出人力资本回报率的优势；工会在提升工会会员人力资本回报率的同时,也加剧了工会会员和非工会会员的工资差距,这无疑促使二者收入分配更加不均等。工会对工资影响的主要途径可通过图2来进行解释。

与此同时,工会还可通过纠正市场失灵,减少工会会员的工资歧视。在工会效应下,研究结论表明工会降低了工会会员在性别、婚姻方面的工资差异。不论是性别,还是婚姻状况都与生产力没有直接关联,这些因素都可归为由于与生产力因素没有关系的歧视特征。在工会会员效应下,工会可利用劳动法律法规所赋予的权利,纠正劳动力市场的歧视、不公平等局部失灵现象,以解决企业中由于劳动力人身属性而演化出的各种劳动问题,进而以更加有效的方式促进劳动力市场效率的提高。由此可见,工会可通过纠正市场失灵进一步减少雇员因性别、婚姻状况而产生的工资差异。

图2 各变量关系结果图

最后,工会的入会倾向是一种制度推动,而非自我选择的结果。在入会倾向方面,能够对雇员入会选择产生显著性影响的变量均具有一定的制度背景属性。而像经验、教育等与制度关系不大的工会入会倾向系数并不显著,说明雇员是否加入工会与这些生产力因素没有直接关联,在一定程度上也说明了雇员入会是由制度推动的,这可以通过雇员所在的企业性质、城市、行业等属性反映出来。

总之,工会不论是通过改变劳动合同回报率、集体合同的签订率、人力资本回报率影响工资水平,还是通过减少工资歧视,促使雇员收入更加均等化,研究结果均表明工会可通过劳动合同、集体合同等严格执法手段有效地保护雇员的劳动收入,提高会员的谈判能力,有效解决局部劳动力市场失灵,减弱会员性别工资歧视受歧视的程度。但当前我国的工会建设还处于制度推动阶段,劳动法律法规所赋予的监督职能主要靠工会组织来完成,而非工会会员的积极践行。

基于上述情况,为加强工会经济功能建设,首先需要提高雇员入会的自我选择性,以增强工会会员的自主维权意识,进而提升工会组织的监督执行力,形成在党领导下以工会会员为事务主导的工会组织；其次,为避免集体合同签订落入形式化,促进集体合同对雇员的保护力度,提高集体合同签订的回报率,政府应加强雇员诸如社会保险、失业救济等的替代资源建设,进而增强工会基于微观层面的工资谈判力量；最后,工会应加强集体协商组织建设,构建包括产业关系专家、谈判专家、有威望的雇员在内的集体协商团队,提高工会的谈判协商能力和对劳动法律法规的监督执行力。

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