工会组织对工资收入的影响:基于制度因素视角

来源:用户上传      作者: 陈诚 陈福中

　　摘要:经济规模、劳动者自身素质及制度等异质性因素，引致劳动力市场具有非完全竞争性的特征，在一定程度上解释了劳动者的工资差异现象。以英国1996和2001年数据为例，在考虑行业与劳动者素质异质性等控制变量情况下，从制度因素视角就工会组织对工人工资的影响进行考察。结果表明，工会成员身份对工人工资作用显著，能产生超过10%的溢价。因此，工会组织的社会生活中的地位与影响力，及其增强工人对雇主议价能力的作用应予重视。
　　关键词:工资溢价；工会组织；制度因素；劳动力市场分割；人力资本
　　中图分类号: F244 ［文献标识码］ Ａ 文章编号: １６７３－０４６１（２０11）04－０００5－０6
　　
　　一、文献回顾
　　劳动者间工资的差异可由诸多因素进行解释，在积聚经济情形下，如大中城市，经济交易主体较为集中，以较高生产力从事生产，对应的工资水平也较高（Henderson，2003[1]；黄枫和吴纯杰，2008[2]），在企业级水平，规模较大或经营绩效较好企业的员工较之规模较小企业也会形成工资溢价（El Badaoui, Strobl et al.，2009；Martins，2008）[3][4]。而劳动者自身的能力异质性，也是导致工资差异及工资溢价最为主要的原因（Yankow，2006）[5]，劳动者素质越高，对应之工资收入也越高（MacLeod and Malcomson, 1993）[6]。研究表明，当劳动者的素质异质性被控制后，工资差异及相应的工资溢价现象将会消失（Yankow，2006），因此，在某种程度上大部分的工资溢价现象都可由劳动力素质的差异进行解释（Wheeler，2001）[7]。对于提高劳动者素质的企业培训等行为，尽管工资保持不变，但工人实际的劳动所得，如自身能力的提高等，也可能产生溢出[8]。除上述因素外，不同部门的职工工资也有不同（Blanchflower，1996[9]；Borland et al.，1998[10]）。Blanchflower（1996）的研究表明，多数国家的公有部门享有3%到11%不等的工资溢价，如美国联邦政府雇员的工资溢价达到9.75%，而州和地方政府的工资溢价则为-1.94%到-2.88%，在采用同样方法对英国和澳大利亚进行研究的时候也得到了一致的结论。值得注意的是，工资差异在部分程度上也可由雇员的性别不同所解释（Lewis，1996）[11]。Lewis（1996）的研究表明，美国州级公有部门和地方级公有部门的性别工资差异小于国家级公有部门，并且相对于私有部门的性别工资差异，公有部门的性别工资差异随时间变化而减少[12]。对于特殊的事业部门，如学校与机关（Averett and Burton，1996）[13]以及国有企业（夏庆杰等，2010）[14]等，也可能由于性别的差异而导致工资收入的差异。直觉地，超时工作（Overtime Working）也是形成工资溢价的主要原因（Hart and Ma，2009），但这是由于劳动者提供更多的劳动所得，属于正常性收入溢出[15]。
　　综上所述，除超时工作外，经济规模、劳动者自身素质、所有制部门（包括本国与外国（Girma and Gerg，2007[16]）及劳动者性别等因素可在一定程度上为解释工资差异提供部门证据。然而，工资的差异以及由此而引致的特殊的工资差异集合中的工资溢价现象，可归结为劳动力市场非完全竞争的市场结构（Bratsberg and Ragan，2002）[17]，如积聚经济现象可认为是生产经营达到一定规模后在部门范围内形成了对资本及劳动力资源的垄断使用，而劳动者自身的素质和性别可看作是劳动力需求部门所采取的差异化用工策略[18]，对应的不同所有制结构部门的工资差异可看作不同部门劳动者福利的非竞争性分配与工资议价能力的不同等，如中国国有部门相对于非国有部门明显存在工资溢价等（薛欣欣，2008）[19]。特别地，对于劳动者的工资议价能力的讨论（Veugelers, 1989）[20]，除可从不同所有制结构部门差异视角进行考察外，被关注的还有劳动者自身所在组织（如工会等）相对于雇主讨价还价能力差异等方面（Bratsberg and Ragan，2002；Blanchflower and Bryson, 2004[21]）。特别地，对于劳动者工会成员身份的工资溢价问题，一方面是形成劳动力市场非完全竞争的主要因素（Rosett，1990）[22]；另一方面对维持劳动者收入稳定（Teachman and Tedrow，2004）[18]，保障工人生活水平具有重要作用。
　　鉴于劳动者工会成员身份在工资差异及由之产生的工资溢价问题的重要性，本文以1996和2001年英国为例，从工人的工会成员身份角度对其工资的影响进行分析。主要结构如下：第一部分，回顾相关理论及研究，并对工会成员身份在影响工人收入的重要性进行说明；第二部分，对相关理论进行回顾，并提出研究假设；第三部分建立研究模型，并对变量及抽样数据进行说明；第四部分，对建立之模型进行检验，并对研究结果进行讨论；第五部分，总结研究结论与局限。
　　二、理论模型与假设
　　1. 劳动力市场分割理论
　　劳动力市场理论所关注的引起部门分割的因素主要包括市场与制度两个方面（苏永照，2010）。其中，市场因素主要基于市场信息的非充分性及市场进入渠道的多样性，从而造成劳动力市场存在性别、种族以及移民与否的差异，即形成所谓的市场分割；而制度因素，如内部劳动力市场和工会组织等，都会形成劳动力市场的分割。而劳动力市场的分割状态，是形成非完全竞争的结构最为直接的原因（Bratsberg and Ragan，2002）。结合本文所关注的问题视角，劳动力市场运作过程决策机制与内部管理组织结构（如内部劳动力市场和工会等）分不开，特别地，大公司和联合体常内生出几乎完全独立于外部劳动力市场的内部市场（Dunlop，1957）[23]。内部劳动力市场和工会组织，改变了劳动力市场的结构，劳动者不能在劳动力市场中完全流动，原有的劳动力市场供求均衡将被打破。
　　2. 人力资本差异理论
　　人力资本理论认为，个人收入的差异主要来源于个人能力的不同，而个人能力则决定于受教育的程度（刘社建和徐艳，2004）[24]。人力资本的差异以及间接由之决定的人力资本存量结构，主要受先天禀赋及所受教育程度所决定（薛欣欣，2008）。从一定意义上，人力资本的差异，主要是由于劳动者自身素质的不同所导致。劳动产出主要由劳动时间和单位劳动产出所决定。在单位劳动时间给定的前提下，劳动生产率越高，对应的单位劳动产出也越高，加总后的劳动产出也将越高。在完全竞争市场条件下，劳动生产率的差异往往决定了劳动者不同的工资水平，即使在不完全竞争市场前提下，较高的劳动生产率也与较高的工资水平相对应。拥有较高劳动生产率的劳动者，其与一般劳动者的工资差异，可以从各自所拥有的工作经验，所受教育的程度得到解释（Yankow，2006）。正如前文所提及的那样，多数工资溢价现象都可从人力资本差异角度进行解释（Wheeler，2001）。实际上，企业也愿意支付超出市场均衡水平的工资以激励工人努力工作，而衡量工人努力工作与否的关键在于工人劳动的产出水平。基于人力资本视角，工人工资的差异，主要可从工人的劳动经验（Hart and Ma，2009）和所受教育的程度（Koevoets，2007）两个方面进行解释。基于直觉的考虑，同时结合劳动者工作经验和所接受教育的程度两个维度，本文推导出假设H3和H4，即劳动者工作经验越丰富，劳动力素质越高，对应的工资溢价水平越高（H3）；劳动者所接受的教育程度越高，人力资本价值越高，对应的工资收入也越高（H4）。

　　值得说明的是，本文将性别也界定入劳动者素质异质性范畴，即构成了人力资本的差异。因为性别在一定程度可以影响劳动生产率，对于一些特定的行业和部门，如私有和公有部门的差异等，由性别差异所引起的工资差异更为显著（Averett and Burton，1996；夏庆杰等，2010）。并且，性别也是传统的影响劳动者收入的最为主要的因素之一（Lewis，1996）。因此，在回归建模过程中，对样本的性别进行控制，同时提出研究假设H5：工人性别对与工人收入影响显著，特别地，男性相对于女性劳动者存在明显的工资溢价。
　　三、模型设定与数据说明
　　1. 模型设定
　　为考察工人是否参加工会组织对其雇佣工资的影响，研究的主体框架即为分析劳动者收入及其是否具备工会身份二者之间的关系。因此，可建立以下包括控制变量在内的回归模型：
　　log payment=α0+α1union+βiDi+ε （1）
　　其中log payment表示工人平均小时收入（取自然对数），union为被观察人员是否是工会成员的虚拟变量，union=1表示该职工是工会成员，若union=0则说明该职工不具有工会成员身份。Di表示第i个控制变量，βi表示对应控制变量的系数。结合假设H2，研究中，需对观察样本所在的行业进行控制，因此可对方程式（1）进行改写，即：
　　log payment=α0+α1union+βi ind+ε （2）
　　其中，ind为表示行业种类的虚拟变量。人力资本的差异来自于劳动者自身素质的差异，因此在研究工会组织制度因素对劳动者工资收入影响时，需对劳动者素质类变量进行控制。依据前文的分析，主要对劳动者的性别、劳动经验及劳动者的教育程度进行控制。性别对于雇佣工人的薪酬同样影响显著（Lewis, 1996；Teachman and Tedrow，2004）[11][18]，因此引入表示性别的虚拟变量 （男性=1，女性=0）作为控制变量。工人的工资在很大程度上受工人的工作经验所决定，直觉地，工作经验越丰富，对应的工资越高（Kurokawa，2010）[25]。因此，设定 为工人工作经验变量，用工人工作的劳动时间表示（Hart and Ma，2009）[15]（取自然对数），用以对原有回归模型进行控制。教育程度对于工人收入的影响也是工资差异所需虑及的一个重要方面（Koevoets，2007）[26]，因此模型中设定acd为表示教育程度的虚拟变量。因此，模型（2）可进一步扩展为：
　　log payment=α0+α1union+β1ind+β2male+β3exp
　　+ β3acd+ε （3）
　　由于ind对应该组控制变量组数数目较大，为便于表达，将方程式（3）进一步改写为
　　log payment=α0+α1union+β1male+β2log exp
　　+ β3acd+ β4ind+ε （4）
　　综上所述，本文构建了劳动者工会身份对其工资收入影响的分析模型，模型中对劳动者自身素质及行业类别等因素进行控制，所涉及的变量包括工人收入水平、工会成员身份虚拟变量、性别虚拟变量、工作经验、教育资格与行业类别虚拟变量（见表1）。
　　2. 数据来源与说明
　　基于数据的可获性，本文数据主要采用1996年和2001年的英国数据。之所以选取英国的数据，原因在于英国是老牌发达资本主义国家，工会的发展具有长期的历史，且发展较为成熟。因此，利用其数据进行研究，具有代表性且能够较为准确的探究工会组织对劳动者工资收入的影响。样本数据包含工人性别、月度工资、每周工作时长（小时）、工会成员或非工会成员身份、受教育资格类型及行业类别（四位数SIC）等信息。在数据抽样过程中，主要遵循以下规则：（1）对于观察样本收入未知或不可观察的样本予以剔除；（2）对于是否是工会成员鉴别的抽样数据中，若未明确说明是与不是的样本予以剔除；（3）对于工作劳动时间无法确定或不可观测的样本予以删除；（4）对于职业类别与教育资格类别缺失与不可观察的样本予以删除；（5）对于存在数值非正或缺失的统计错误和不符合研究要求的样本（如65岁以上的男性和60岁以上的女性，个体经营者）予以剔除。综合上述抽样规则，1996年和2001年分别可得研究样本2，115个与2，127个。在1996年和2001年抽样样本中，是工会成员的分别1，354例和1，306例（64.02%和61.40%），不是工会成员的有761例和821例（35.98%和38.60%），性别比例为男性997人和970人（47.14%和45.60%），女性1，118人和1，157人（52.86%和54.40%）。
　　四、实证检验与分析
　　1. 模型设定检验
　　以英国1996年和2001年数据为例，就工会组织对工人工资的影响构建回归模型进行实证分析。在分析之前，须结合抽样数据与模型设定的正确性进行检验。模型设定偏误可依据偏误基于的对象分为：（1）关于解释变量选取的偏误，即遗漏变量或冗余变量；（2）模型形式偏误；（3）测量误差偏误与（4）模型随即误差项设定形式偏误等。此处主要对模型变量选取偏误与否进行检验，采用之检验方法为常用的Ramsey Reset 回归设定误差检验。以因变量幂的拟合值进行检验，检验结果接受零假设，且对应概率分别为0.1747和0.6632，表明原模型不存在遗漏相关变量的设定偏误，为原模型构建的合理性提供了有力证据（见表2）。
　　2. 异方差检验
　　异方差的存在，改变了残差的分布，将使OLS估计得方差偏大，对应的置信区间过大，对应的t检验与F检验的结果不再准确，可能导致回归系数在统计上变得不显著。因此，在初步回归的基础上，需对原有模型是否存在异方差性进行检验。采用White异方差检验，对模型初步回归的残差进行检验（见表3）。依据检验结果，1996年样本拒绝同方差的零假设，即说明模型存在异方差性。尽管2001年样本的White检验结果表明，模型残差为同方差，但接受该假设的概率值较小，为0.1121。基于此，本文对1996年和2001年样本所建立的回归模型均采用稳健方差估计方法（Robust Variance Estimation）对模型进行修正。
　　表3模型异方差检验结果
　　注：表中数据经作者整理White异方差检验的结果而来。其中*，**，***分别表示10%，5%和1%的显著性水平。White异方差检验的零假设为：模型残差为同方差。
　　3. 结果讨论
　　根据模型的设定及异方差性进行检验结果，模型不存在遗漏变量的设定偏误，但存在较为明显的异方差（接受同方差性的概率分别为0.0000和0.1121）。采用White方法，计算出模型的稳健方差（Robust Variance），对原有模型的异方差进行修正（见表4）。根据回归结果，工人的工会身份将会对其工资产生明显的溢价效应，即参加工会的工人工资收入将比非工会工人产生超过10%的溢价（1996年和2001年样本回归模型中系数分别为12.46%和11.47%），对应的显著性水平为1%。基于研究结果稳健性视角，本文和Blanchflower（1999）[27]、Swaffield（2001）[28]以及Blanchflower与Bryson（2002）[29]的研究结果一致。Blanchflower（1999）采用英国1993年与1994年数据，两年的面板回归结果表明工会工资溢价为 9.43%，如果在回归模型中加入性别和部门的控制变量，得到工会工资溢价为9.8%。Swaffield（2001）使用BHPS（British Household Panel Survey）1991年～1997年数据，采用OLS估计方法得出女性雇员（包括体力和非体力劳动，全职和兼职）的工会工资溢价为9.8%，男性（仅为全职的体力劳动）的工会工资溢价为11.6%。Blanchflower和Bryson（2002）使用英国LFS（Labor Force Surveys）1993年到2000年数据，分别得出各年的工会工资溢价水平在10%到17.5%之间，其中1996年溢价水平为14.8%，2000年为10.3%；对LFS数据1993年～2000年的总体回归结果得出工会工资溢价为13.3%，由BSAS（British Social Attitudes Survey）1985年～2001年的数据总体回归结果得出工资溢价为9.1%。因此，结合本研究的结果，本文主要的研究假设1成立，工会组织这一制度性因素在形成劳动力市场分割方面具有重要作用，工会身份对于保障工人权益，形成相对于外部劳动力市场工人雇佣工资溢价具有显著作用。
　　其次，性别也是影响工人工资的重要因素。从回归结果看，对应系数显著为正，对半对数模型系数进行变换可知，男性的工资收入较女性溢价超过20%（1996年和2001年样本回归模型中系数分别为24.85%和20.52%），研究假设H5成立。依据模型中行业类别与教育资格类别对应的回归系数，发现二者对工人工资影响都较为明显，研究假设H2和H4成立。但是，尽管模型回归结果显示工作经验对于工人工资收入具有正向显著性，但影响的作用非常低，即单位工作经验变动仅仅会带来不超过0.05%的工资差异，不能为研究假设H3提供有力证据。综上所述，工人性别在决定工人工资方面具有显著作用，由男性与女性不同的性别特征与所面对的不同外部环境共同决定。但工会组织在决定工人工资收入的影响因素中扮演着极为重要的角色，工会成员较之非工会成员会产生超过10%的工资溢价。
　　五、研究结论与局限
　　以英国1996年和2001年相应数据为例，分别对劳动者和行业异质性所涉及的性别、工作经验、教育资格以及行业类别等方面变量进行控制，并在此基础上就工会组织对工人工资收入的影响进行实证分析。研究发现，除性别这一传统因素具有显著影响外，工会成员身份对工人工资收入也具有显著作用，均能产生超过10%的工资溢价。虽然工作经验对工人工资收入有影响，但作用较小。而职业类别与教育资格类别对工人工资的影响较为显著。因此，工会组织对于保障工人工资水平，稳定工人收入具有重要作用，应充分予以重视。在排除性别及工作经验等不可控系统影响因素的前提下，可考虑提升工会组织在社会生活中的地位与影响力，使其在维护工人合法权益，增强工人与雇主议价能力。
　　但值得注意的是，尽管我们在研究中得到了部门差异对工资收入异质性的较为显著的证据，但是不同部门对劳动者收入的影响不同，表现在研究结果上为系数的符号及显著性水平的差异。部门的差异对劳动者收入的影响机制，有待在进一步研究中加以关注。此外，由于数据的局限，本文选取了工会组织较为发达的英国作为研究对象，探究工会组织对劳动者收入的影响。在未来的研究中，应通过搜集发展中国家的相关信息，开展跨国和跨文化的比较研究，进一步挖掘该领域研究的应用价值及意义。
　　

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