工会是否提高了工人的福利？——来自12个城市的证据，本文主要内容关键词为：证据论文,工会论文,福利论文,提高了论文,工人论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
中国的工会组织在近几年中取得了巨大的成就。根据全国总工会《2006年中国工会维护职工合法权益蓝皮书》（以下简称《2006蓝皮书》），截至2006年9月，基层工会组织数已达到了132万个，比2003年同期增长了近50%（见图1）；全国工会的成员达到了近1.7亿人，其中，农民工会员4097.8万人①。与此同时，一些著名的外资企业，如沃尔玛，最终同意在其中国的总部以及分支中建立工会组织。而在美国，沃尔玛依然保持着坚决抵制工会的传统。
图1 近年来中国工会组织的发展
然而，伴随着这些成就的获得，越来越多的人开始怀疑，中国的工会究竟能否有效地提高工人的福利？在西方媒体看来，中国工会与美国工会在职能上有着明显的差异。2004年12月1日，《华盛顿邮报》上刊登了一篇题为“沃尔玛喜欢中国工会”的文章，文中提到：“隶属于中国政府的工会很少会致力于提高工人的工资和劳动生产安全。事实上，基层工会是由企业的某些管理层人员领导的”②。不仅国外观察者持有这样一种观点，国内工人对于工会的作用亦有颇多争论。一些工人认可工会在组织集体谈判以及争取工人福利上的能力和愿望，而另外一些工人则认为工会的作用仅限于在春节等节假日前发放一些生活日用品。
中国的工会究竟能否提高工人的福利？本文将借助实证研究来回答这个问题。最近一次覆盖全国12个城市1268家企业的调查为我们提供了这样一个机会。初步的数据分析有力地支持着工会能够提高工人福利的观点。表1中的前4项显示，工会企业组支付的小时平均工资比没有工会的企业组高出了0.94元，而所要求的每月平均劳动时间少了约10个小时。在养老保险以及失业保险方面，两组企业的表现差异更大。相比无工会企业组，有工会的企业组平均养老保险覆盖率高出了20%，而平均失业保险覆盖率高出了近25%。
工会提高工人福利的论断还能得到另外一些间接证据的支持。如表1中的第5、6项显示，工会企业组中，工人在企业的平均工作时间为7.7年，职员在企业的平均工作时间为8.5年，分别是无工会企业组平均工作时间的2倍多。员工较长的工作时间至少部分是由于与周边其他企业相比，其所在的企业提供的福利更令人满意。而这间接地反映了工会所起到的改善福利的作用。
对于样本企业进一步的分析还揭示了工会提高工人福利的作用途径。表1的第7项给出了两组企业过去三年内发生的员工就待遇等方面的问题与企业交涉的次数，工会企业组的平均次数是0.81次，远高于无工会企业组的平均次数0.44。此外，第8项显示，在工会企业组中，“允许集体工资谈判”的企业比例为57%，高于无工会企业组的10%。类似的，第9项显示，在工会企业组中，“有集体工资协议”的企业比例为35%，超过无工会组的15%。而最后两项显示，在工会企业组中，签订劳动合同的比例达到83.5%，比无工会组高出近20%。
以上这些分析都支持这样一个论断：即中国的工会能够通过组织工人与企业交涉、组织集体谈判、签订集体工资协议以及劳动合同等方式来提高工人的福利。然而，已有的关于工会作用的文献提醒我们，在建立工会与工资之间因果关系时需要更多的谨慎。当观察到有工会的企业支付给员工更高的工资时，一种可能的解释是工会的努力推动了工人福利的改善。然而，存在着另一种解释，即那些经营状况良好、能够支付较高工资的企业更有可能允许工会的建立，更愿意接受集体工资协议以及劳动合同。图2支持了这样一种可能性的存在。我们首先按小时工资将样本企业分为3组，每组企业数约占到总数的1/3，左图显示，小时工资越高的企业中工会的比例越高。类似的，我们按每周工作时间将样本企业分成3组，每组企业数分别占总数的44%、38%和18%。右图显示，随着工作时间的上升，工会的比例显著下降。由于工会与福利之间存在反向因果关系的可能性，长久以来，经验研究文献一直将工会视为工资方程中的一个内生变量③。
图2 按工资和工作时间分组的工会比例比较
国外对于工会作用的研究源于Lewis(1963)的经典论文。在那篇文章中，Lewis估计，工会将工人的工资提高了10%到15%。在这一研究之后，Rosen(1969)估计，工会企业与无工会企业的工资差在16%到25%左右，而在Rosen的另一项研究(1970)中，估计的差异达到35%。这些研究的结果受到了Ashenfelter and Johnson(1972)的质疑，他们在文中问道：如果工会的作用确实如此之大，为何那么多企业中的工人仍然没有组织起来？他们指出，之前的这些研究都没有考虑工资与工会之间的共生性(simultaneity)④。当考虑了共生性之后，工会变量之前的系数变小并且不再显著。之后的研究使用不同的模型和方法来控制工会的内生性⑤。譬如，Lee(1978)这篇开创性的文章使用一个“转换回归模型”(Maddala,1983)来研究工会与工资的交互作用，并估计了工会组与无工会组在平均工资上的差异⑥。Perloff and Sickles(1987)使用FIML方法估计了一个由三个方程组成的联立方程组⑦。在这个系统中，工会的状态、工资以及每月工作时间同时决定。他们估计出的建筑业工会的工资溢价(wage markups)达到了58.2%，工作小时溢价为-4.0%。Booth and Chaterji(1995)使用三阶段最小二乘估计(3SLS)估计了由工会密度方程和工资方程组成的系统，Lanot and Walker(1998)使用“半参数”(semi-parametric)方法克服由“自选择”带来的内生性问题，他们都得出了工会对工资有显著的正向作用的结论。
此外，也有些文章关注于工会在诸如医疗保险等额外福利(fringe benefits)上的影响。Freeman(1981)以及Freeman and Medoff(1984)提出，在没有工会的企业中，进入和退出是主要的调节机制，雇用的人数以及工人的福利是由年青的、流动性高的“边际”工人决定的；反之，在有工会的企业中，工会会考虑年长的、流动性较低的工人的偏好，进而通过集体谈判提高企业在“额外福利”上的支付。他们和后来Buchmueller et al.(2002)等的研究都得出结论：工会能够显著地、大幅度地提高工人获得养老、医疗等保险的概率。
国外关于工会作用的经验研究已非常丰富。然而，国内有关工会的经济学文献很少。赵忠义(2000)讨论了工会对于经济效率的整体影响；陆铭(2001)讨论了国外市场经济和转型经济中工会参与率下降背后的原因，并进一步分析了中国工会转型的制度条件。可能是由于相关数据采集上的困难，就我们所知，国内尚未有关于工会的实证研究。估计工会作用最理想的数据是个人—企业匹配的观测数据，如同国外大部分相关研究所使用的。然而，受限于个人层面数据的不可得，本文使用企业层面的平均数据来做估计。
本文考察工会在事关工人福利的三个主要方面上的影响，包括企业支付的小时平均工资、企业要求工人每月工作的小时数，以及养老保险的覆盖率。自20世纪90年代末以来，中国政府开始了养老保险的改革。在这个新的体系中，雇主需要为员工支付一部分养老保险，而这部分金额占到了工资相当大的一个比例。近几年中，养老保险覆盖率提高的速度有所减缓。作为社会保障体系的重要组成部分，养老保险制度能否顺利展开并严格执行直接关系到中国社会的稳定与发展。因此，我们将企业养老保险覆盖率纳入到分析对象中，以考察工会能否在这一额外福利上有所作为。
本文首先使用SUR方法估计工会在三个福利方面上的作用，然后，使用工具变量两阶段最小二乘以及三阶段最小二乘的回归方法来控制工会的内生性。最后，我们建立起两组关联来确定工会作用于工人福利的途径：第一组关联是有工会的企业更有可能组织起集体工资协议并督促劳动合同的签署；第二组关联是集体工资协议和劳动合同能够显著地提高工人的福利。基于这两组关联，我们提出，中国的工会能够通过签订集体工资协议以及劳动合同来改善工人的福利。
本文余下的内容依次是：第二部分介绍了研究使用的数据和主要变量；第三部分介绍了使用的计量方法，并讨论了回归结果；第四部分做了稳健性检验；第五部分对工会作用的可能途径做了考察；第六部分总结全文。
二、数据与变量
（一）数据来源
本文使用的数据来自于两个方面。第一部分是国际金融公司(IFC)和北京大学中国经济研究中心(CCER)组织的一项关于企业社会责任的调查。此次调研在2006年春季对全国12个城市的1268家企业进行了问卷调查，问卷的内容涉及劳动保护、企业管理、市场环境、政府监管等方面。另一部分数据来自于由国家统计局提供的这些样本企业在2000年到2005年的财务人员信息，包括雇用人数、总利润、税收、总销售额等信息。
调查的城市包括（从北至南）：长春、丹东、赤峰、北京、石家庄、西安、淄博、重庆、十堰、吴江、杭州和顺德。从经济指标和地理分布来看，这些城市都构成了中国城市的一个代表集合。其中，北京和重庆为省级城市；长春、石家庄、西安、杭州为省会城市；丹东、赤峰、淄博、十堰为地级城市；吴江和顺德为中等县级城市。从地区分布来看，沿海、中部和西部地区各有4个城市。
调查的企业是随机抽取的。不过，是从一个年销售额大于500万元的企业全集中抽取的，原因是统计局只保存着500万元年销售额以上企业的数据。我们预期，这并不会影响分析结果，因为年销售额小于500万元的企业规模非常小。为了保证该样本代表了真实的企业分布状况，我们采取了两层的抽样策略。首先，将企业分成四种主要的类型，即国有企业、国内私营企业、港澳台企业和外资企业⑧。按各样本城市中每类企业的份额来抽取企业。在我们的样本中，68.7%是国内私营企业，其余的三种类型的企业大致各占10%。其次，将企业按规模分成三类，即，大型企业、中等规模企业以及小企业。分类的标准为国家统计局通常的划分标准。各样本城市中三种规模的企业所占的份额同样被用于企业的随机抽取之中。在我们的样本企业中，大部分为中小规模的企业。
（二）工人的福利与工会组织
本文关注于事关工人福利的三个方面，即工人的小时平均工资，每月的平均工作小时数，以及企业的养老保险覆盖率。
《劳动法》对于工资和工作小时有着明确的规定。包括：“劳动者每日工作时间不超过八小时、平均每周工作时间不超过四十四小时”；“经与工会和劳动者协商后可以延长工作时间，每日不得超过一小时；在保障劳动者身体健康的条件下延长工作时间每日不得超过三小时，但是每月不得超过三十六小时”；“安排劳动者延长工作时间的，支付不低于工资的百分之一百五十的工资报酬”；以及，“未按照劳动合同的约定或者国家规定及时足额支付劳动者劳动报酬的，由劳动行政部门责令限期支付劳动报酬、加班费或者经济补偿；劳动报酬低于当地最低工资标准的，应当支付其差额部分；逾期不支付的，责令用人单位按应付金额百分之五十以上百分之一百以下的标准向劳动者加付赔偿金。”⑨
虽然有着法律上的明确规定，然而，由于执法上的缺陷，无论是工资、工作时间还是养老保险支付都在很大程度上是由雇主决定的。样本企业中，这三个变量较大的方差在一定程度上反映了这一点。在1268家企业中，企业支付的最低小时工资是1.19元，而最高工资是51.25元，平均工资是5.90元。在每月（以每个月四周来计算）工作时间上，最苛刻的企业要求其雇员每月工作336个小时，或每周工作超过80个小时，这无疑会加大发生安全事故的概率，并在长期中对工人的健康带来严重的损害。相反，工作时间最短的企业每月要求员工工作仅80个小时。平均的每月工作时间为181个小时，即每周45.25小时，超过国家规定的每周44小时的上限。养老保险覆盖率是一个指数变量，从1到5，分别表示低于20%，20%-40%，40%-60%，60%-80%以及80%-100%，平均的养老保险覆盖率为3.89，或77.8%。值得注意的是，本地员工获得养老保险的比例远超过了外地员工，在样本企业中，有63.7%的企业为大部分（60%以上）本地员工提供了养老保险，而只有47.6%的企业为大部分外地员工提供了养老保险。
这些数据说明，在中国，法律体制尚不能够切实地保护工人的合法权益。而在这种情况下，工会组织能否在企业中起到积极的作用对于工人的福利而言就显得尤为重要。并且，在法律体系不健全的环境下，中国工会有着很大的作为空间，它们可以借助于法律，通过维护工人合法权益的努力来有效地改善工人的福利。事实上，随着国有企业与社会保障体系的改革，以及随之劳资关系发生的深刻变化，中国的工会组织在不断地转换着它的职能。从一个为职工提供辅助福利的半政府机构向着一个独立的代表工人利益的机构转型，并将维护工人的权力作为其工作的核心。
根据《2006蓝皮书》，“中国工会是中国共产党领导的工人阶级群众组织，是党联系职工群众的桥梁纽带，是国家政权的重要社会支柱，是职工利益的代表者、维护者。”中国工会的主要职能是：“推进工会组建，完善工会维权机制，维护农民工合法权益，加强企业工会工作，维护职工的经济、政治、文化和社会权利，推动构建和谐劳动关系、和谐企业、和谐社会。”具体来说，“各级工会积极配合有关部门加大对企业工资支付的监督检查执法力度，开展工资清欠工作，积极推动最低工资保障制度的完善”；“积极参与推进社会保障制度改革，加强对社会深险的群众监督，大力发展职工互助合作保险事业，促进职工社会保障权利的实现”；以及“积极推动工会与政府联席（联系）会议制度和劳动关系三方协调机制建设⑩，代表职工参与社会事务管理和社会利益关系协调。”
据全国总工会统计，截至2006年9月底，全国参加同级政府设立的社会保障监督机构的省级地方工会23个，地级244个，县级1149个；全国建立三方协调机制8213个，县及县级以上地方建立三方协调机制2452个；全国开展职工互助活动的基层工会5.0万个，覆盖职工1725.8万人，参加活动的职工人数1136.0万人；其中，参加养老互助活动的213.2万人。2005本年度享受职工医疗、养老互助活动资助的72.2万人，职工医疗、养老互助活动提供资助金额9.3亿元（《2006蓝皮书》）。这些数据凸现了总工会在保障工人福利上的重要作用。而本文将利用企业层面的数据对工会的作用做出更为精确的估计。
（三）控制变量
我们以上述三个反映工人福利的变量作为被解释变量。在同质企业以及竞争性市场的假设下，不同企业在工人福利上的差异反映了企业所处的行业以及所在地区的特性。然而，在现实中，企业并不是同质的，因此，均衡的工资以及其他福利还取决于企业自身独特的性质。Andrews et al.(1998)发现，在估计工会的作用时，一些变量的控制与否会对估计结果有很大影响，而当这些核心变量被控制之后，其他变量对于估计结果不是非常的重要(11)。由此，我们尽可能利用调查提供的数据，控制与工人福利可能相关的变量，以期得到稳定的估计结果。
工会
工会企业和无工会企业在福利支付上的差异是本文关注的焦点。Perloff and Sickles(1987)指出，在无工会的企业中，工资和工作时间主要是由竞争压力决定的；而在工会企业中，工资、工作时间和其他福利将在一定程度上是集体谈判的结果(12)。我们用一个二值变量“工会”来表示一个企业有工会与否（1表示企业有工会，0表示没有工会）。这个变量将会出现在工资等方程中，以考察其系数的大小与显著性。在我们的样本中，69%的企业中有工会组织。而根据《2005蓝皮书》，截至2005年9月，全国职工入会率为69.2%。
员工与管理层的教育水平
员工的素质是决定他们工资和工作小时的重要因素。虽然，确切地度量一个企业中工人的能力和技术是不可能的，我们使用企业工人中“初中以上学历的比例”作为工人能力的代理变量。我们预期工人教育水平较高的企业会支付更高的报酬，并且，由于高教育程度和技能的工人有着更强的谈判能力，他们的工作时间可能会较短。“管理层学历水平”（管理层包括企业层次经理和董事会成员）与“总经理学历水平”会通过影响企业的绩效来影响工人的福利。根据“信号”理论，接受高等教育是较强能力的体现。基于此，我们预期，较高教育水平的管理者能带来员工福利的提高。
流动人口
我们以企业全部员工中“外地员工的比例”来控制流动人口对于企业福利的影响。人们普遍相信，在工资和工作时间等方面，外来劳工是受到歧视的。与一个拥有相同的教育、技术、能力水平的本地劳动力相比，一个外来劳动力会得到较低的工资，并且工作更长的时间。此外，在与劳保部门的访谈得知，事实上，外来工人自身可能希望工作更长的时间——由于没有家人在身旁，并且希望能多寄一些钱回家，外来工人很少消费非生活必需的物品与服务，并愿意工作更长的时间以得到一些额外的收入。若企业是按边际生产力支付工资的话，长时间的劳动会带来边际劳动生产力以及收入的下降。在养老保险支付方面，由于雇主预期外来工人不会在他的企业中长久地工作，以及由于现行的养老保险政策(13)，通常他们不愿意为外来员工支付养老及其他保险(14)。由此，我们预期，在外来劳动力比例较高的企业中，工资率和养老保险覆盖率会较低，而劳动时间会较长。
企业规模
我们使用企业“从业人员”和“人均固定资本量”两个变量来控制企业规模对于工人福利的影响。一些文献(Andrews et al.,1998)指出，在对于工会作用的估计中，企业规模是一个非常重要的变量。大企业往往会支付更高的福利，且更有可能建立工会。此外，雇用着成千上万名员工的大型企业直接关系到一个地区的社会稳定，所以更有可能从政府处得到优惠政策，并受到媒体和社会的更多关注。另一方面，高人均资本存量能够提高工人的边际生产力，并带来回报上的提高。并且，拥有较高的人均资本存量的企业往往在重工业等资本密集型的行业中生产，而资本密集型的企业同样更容易得到地方政府的优惠政策。因此，我们预期，较之于劳动密集型的中小企业，资本密集型的大企业在工人福利上的表现会更好。
企业绩效
我们以“人均销售额”和“税前利润率”来控制企业的绩效因素，其中，“税前利润率”是以企业利润总额与税金总额之和除以产品销售收入来计算的。这两个值较高可能是企业有效管理以及明智经营的体现。我们预期同等教育水平和能力的工人在绩效较好的企业中能获得较高的产出和待遇。
市场力量
我们以该企业主要产品所在“市场的竞争程度”以及该企业主要产品在“全国同行业的市场份额”来反映该企业在国内的市场力量。市场竞争程度越低、一个企业在行业中的市场份额越高，它越有可能获得一定的垄断收益，从而提高企业中工人的福利。我们用企业“出口额占总销售额的比例”来控制出口对于企业的影响程度。这个变量作用的方向并不是十分确定的。一方面，作为一种限制，进口国会对出口企业在劳工标准上提出要求，诸如SA8000等的标准和条款对工作时间、加班、工资等做出了明确的规定。另一方面，国外市场激烈的竞争对企业施加了一个向下的压力，使中国企业的生产成本接近于最穷国家的劳动力成本，从而迫使这些企业削减它们的成本，而这会导致较低的工资支付以及低养老保险覆盖率。一个企业的出口占总销售额的比重越高，受到国外市场的影响就越大。对于样本简单的统计分析显示，出口企业的工作时间较长，但小时工资和养老保险覆盖率也较高(15)。
改制与上市
我们控制两类所有制方面特殊的企业。一类是改制企业，自20世纪90年代中期，中国开始了大规模的私有化进程，大量的国有和集体企业改制。在我们样本的1268家企业中，有120家改制企业。一些初步的分析表明，改制企业可能继承了原国有企业的一些特征，与同等绩效的私营企业相比，它们为工人提供了更好的福利(16)。我们加入这一二值变量，以控制这部分企业与其他企业（尤其是国内私营企业）在工人福利上的差异。
由于受到公众的监督，上市企业可能在遵守《劳动法》和保障工人合法权益方面投入更大的注意力。因而，其中的工人可能会获得更高的福利。同样，正在上市过程中的企业也需要向公众披露部分信息，并受到公众的监督。我们以“上市”变量来控制企业上市对于工人福利的影响，该项的数值由高到低分别表示为：上市企业、正在上市的过程中、将来要上市以及不准备上市。初步的统计分析表明，这四组企业在工人福利上的表现是依次递减的(17)。当然，这可能是由上市与将要上市企业较好的经营绩效造成的。
上述控制变量之间可能存在着相关性。在本文中，我们并不关注工会变量以外的其他控制变量。而仅把它们放入方程作为可能影响工人福利的重要变量加以控制。表2（见附录）给出了上述变量的构建以及统计描述。除了以上这些刻画单个企业特性的变量之外，我们还使用了城市、行业和企业类型三组虚拟变量，目的是控制不同城市之间、不同行业之间以及不同类型的企业之间与福利支付有关的不可观察的因素。城市虚拟变量有11个，基准城市为北京，这些变量的系数反映了该城市与北京相比在工人福利上的差异；我们根据样本企业的行业代码将它们分为5类：农业企业，采掘、地质勘查、水利管理业企业，制造业企业，电力、煤气及水的生产和供应业企业，与批发零售、餐饮、金融、保险业企业，以农业企业为基准组，我们设置了四个虚拟变量；我们按样本企业的注册类型将企业分成国有企业、国内私营企业、港澳台企业和外资企业四类，以国有企业为基准，设置其他三种所有制企业的虚拟变量。图3（见附录）给出了按城市、行业和所有制分组的样本企业的工会比例。
三、计量模型与回归结果
（一）SUR估计
我们首先估计由方程(3.1)、方程(3.2)，以及方程(3.3)组成的联立方程组，将工会视为外生变量。由于一些不可观察的变量会同时影响这三个被解释变量，三个方程的残差项之间的协方差可能非零。我们使用似不相关回归(SUR)的方法来利用这一非零协方差以提高估计的渐进效率。
SUR估计的结果报告在表3中。三个方程中工会变量的系数分别为0.056、-0.014和0.615。这意味着，在保持其他因素不变的条件下，相比没有工会的企业，有工会企业的工资要高5.6%，每月工作小时数低1.4%，并且养老保险覆盖率高12.3%。工资和养老保险方程中工会变量的系数在1%的水平下显著，而工作时间中工会变量的系数并不显著异于零。
三个方程的残差项协方差矩阵报告如下：
估计的残差之间的协方差非零，这意味着SUR模型确实能够提高渐进效率。
若条件
0成立，则以上对于工会变量系数的估计是无偏的。然而，如同引言中所讨论的那样，那些支付高工资的企业会有更大的可能性来建立起工会组织。而相反，那些支付较低工资的企业可能不愿意有工会组织来为工人争取更高的福利。考虑到工会与工人福利之间可能的共生性，上述条件不一定能够成立。而克服内生性需要使用工具变量的估计方法。
（二）2SLS估计
根据《工会法》，每个工人都有组织和参与工会的合法权利。虽然有这一法律规定，企业是否建立工会是员工和雇主谈判的结果，也部分取决于周边企业中工会的作用以及来自于地方、行业工会组织的压力。从图3（见附录）对于样本企业工会比例的描述中，我们可以发现：在国有企业以及大型企业比重较高的城市中，以及在制造业企业中，工会的比例较高。我们使用两个变量来分别刻画一个企业受到的来自于周边企业以及地区、行业工会组织的影响。
第一个工具变量反映了工会在当地同行业企业中的作用。问卷中有一项为：“在本地同行业其他企业中，请给下列处理劳动纠纷方式的普遍性打分（1：很普遍；2：一般；3：不普遍）：企业管理层的决定__；企业内部工会协商__；当地劳动仲裁__；当地政府其他部门__；法院__”。我们称“企业内部工会协商”项的分值为变量“工会的普遍性”。图4的左图对这个变量做了描述，在我们样本中，大约有36%的企业在该项上汇报1,33%的企业汇报2,31%的企业汇报3。这个变量的值越小，说明当地同行业企业在调解劳资纠纷中对于工会组织的依赖程度越高，而企业雇主就越有可能建立工会以借此来调和与工人间的关系。因此，我们预期该变量与工会变量是负相关的。图4的右图支持了这个观点，随着“工会普遍性”的降低，企业中成立工会组织的概率变小。另一方面，不同地区、行业在处理劳动纠纷上采用的方法上的差异可能仅仅是一种“路径依赖”或是“网络效应”的体现。其他企业模仿并延续着早期同行业、周边企业使用的调解方法，并形成了这个地区、行业的一个惯例，而与特定企业的工人福利无关。因此，我们估计，除了通过工会这一途径外，使用不同的调解方法不会对工人的福利产生影响。这是一个候选的工具变量。
图4 “工会普遍性”变量描述以及与工会比例的关联
在我们的样本中，工会企业中70%在“工会是否参加了任何行业或地区性工会”一项上回答“是”。该比例非常高，意味着基层工会和更高级别的工会联系很普遍。这暗示行业或者地区性的工会组织在企业组建工会中可能会起到一定的作用。事实上，组织工人入会、建设基层工会是各级工会组织的重要任务。根据《2005蓝皮书》，“各级工会需认真贯彻《中华全国总工会关于进一步加强基层工会工作的决定》，大力加强基层工会组织建设，突出抓好非公有制经济单位工会组建和发展农民工入会工作，建立健全保障职工参加和组织工会权利的长效机制”。基于此，我们构建一个变量来反映特定地区、特定行业工会组织的力量。我们从《中国工会年鉴2004》中得到了“按地区、登记注册类型分组的基层工会组织数”，又从《中国经济普查年鉴2004综合卷》中得到了“按地区、登记注册类型分组的企业法人单位数”。我们将两者相除，从而得到了工会组织数与企业数的比例，我们将其称之为“工会密度”变量。我们的样本覆盖了12个城市，4种类型的企业，所以这个变量有48个值(18)。“工会密度”变量反映了特定地区、特定类型的企业中工会组织的力量。地区工会组织的力量越强，工作越积极，这一变量的值就越大，而所辖范围内的一个无工会企业建立起工会的可能性就越高。由此，我们预期该变量与工会变量有着正的相关性(19)。另外，这一变量来自于普查得到的数据，与样本中特定企业的福利支付应该没有工会途径以外的关联。所以，它同样是一个候选的工具变量。两个变量的统计描述汇报在表2中(20)。
以此，我们建立工会方程：
参照Buchmueller et al.(2002)等文章，我们使用线性概率模型。其中，
和
分别表示上述“工会的普遍性”以及“工会密度”两个工具变量。如同Perloff and Sickles(1987)，我们使用简约式(reduted form)，而非Lee(1978)等研究中使用的结构式(structural form)(21)，并且允许上面提及的所有其他控制变量和虚拟变量与内生的工会变量交互作用(22)。
我们使用两阶段最小二乘的方法来估计由工会方程(3.4)和工资方程(3.1)组成的联立方程组。做这一回归的主要目的是为了考察上述两个变量是否为合适的工具变量。
回归的结果报告在表4（见附录）中。在第一阶段的回归中，“工会的普遍性”和“工会密度”两个变量的系数在5%的水平下都是显著的，且符号与我们预期的一样，说明两个变量与工会变量间存在着足够高的相关性。在其他变量上：工人教育水平的提高和企业规模的扩大(23)都会显著地提高工会建立的概率；而外来人口比例的上升和人均销售额的提高会降低工会成立的可能性；此外，制造业企业中成立工会的概率显著高于农业企业。
在第二阶段回归中，工会变量在1%的水平下显著。但与SUR估计的回归结果相比，工会变量的系数变大(24)。注意到估计的方差同时大了近6倍，这是为了得到一致的估计，使用工具变量方法所带来的效率损失。在SUR估计中，工会变量系数的95%置信区间为[0.006,0.107]，而在2SLS回归中，95%的置信区间为[0.005,0.605]，后者覆盖了前者。因此，我们不能得出两组回归的结果有着显著差异的结论。2SLS估计没有否定SUR估计回归的结果，并进一步支持了工会能够显著地提高工人工资的论断。
由于使用了两个工具变量，我们借助过度识别检验(overidentification test)来判断两个工具变量是否外生。几个不同的检验得到的P值都在0.80左右，这些检定的原假设为“工具变量是适合的”，即在控制了其他变量之后，两个工具变量联合与残差项无关。这使我们有较大的信心不拒绝原假设。这意味着，除了影响企业组建工会这一途径之外，这两个变量不会通过其他途径作用于工人的福利。
最后，可以用内生性检验(endogeneity test)来判断工具变量回归与普通OLS回归在结果上是否有着显著的差异。该检验得到的P值在0.09左右，即在一个较高的显著性水平下，拒绝“工会变量是外生的”这一原假设。从而说明使用工具变量法可以得到更为准确的估计。
（三）3SLS估计
在确定了合适的工具变量之后，我们使用三阶段最小二乘(3SLS)的方法来估计由工会方程(3.4)、工资方程(3.1)、工作时间方程(3.2)以及养老保险覆盖率方程(3.3)组成的联立方程组。在三阶段回归中，四个方程是同时决定的。由于（在对工会状态方程的估计中）利用了四个方程残差项间的相关性，相比2SLS的估计方法，3SLS的估计是更为有效的。其含义为，3SLS能得到更为准确的方差估计。
回归的结果汇报在表5（见附录）中，在工会方程中，两个工具变量仍是高度显著的，这再次说明两个变量与工会变量之间存在着足够高的相关性。其他变量的显著性与2SLS估计回归的结果没有差异。
在工资方程中，与2SLS估计结果相比，工会变量的方差变小而显著性提高，这是三阶段回归提高效率的一个反映。95%的置信区间为[0.008,0.596]，比两阶段回归得出的区间要窄，并同样覆盖了SUR模型回归得出的置信区间[0.006,0.107]，即不能否定SUR模型的结论。
工作时间方程中工会的系数发生了显著的变化。在SUR模型回归中，该系数并不显著异于零，95%的置信区间为[-0.035,0.008]；而在三阶段回归中，工作时间变量在1%的水平下显著为负，95%的置信区间为[-0.362,-0.796]。其含义为，保持其他因素不变，工会能够有效地降低工人每月的工作时间。
在养老保险的方程中，与SUR模型相同，三阶段回归得出的结果仍在5%的水平下显著。SUR模型得出的95%的置信区间为[0.391,0.840]，即工会提高养老保险覆盖率的幅度介于7.8%到16.6%之间。三阶段回归得到的置信区间为[0.134,2.674]。同样覆盖了前者，即没有否定SUR模型的结论。
最后，在其他控制变量上，由于变量间存在着相关性，回归结果可能是有偏的。在此仅汇报结果，而不做细致的讨论。保持其他因素不变，管理层和总经理学历水平的提高能够显著地改善工人的福利；外来员工比例与工人教育程度的提高并未显出对于工人福利的显著影响；人均固定资本量的提高能带来小时工资与养老保险覆盖率的提高；而从业人员的增加在提高工资的同时增加了工作时间，在养老保险方面没有显著影响，这可能是由于从业人员规模较大的企业集中在纺织等劳动密集型行业，其中工人以较长时间的劳动换得了一些加班补贴，即边际收入的提高；人均销售额和税前利润率的提高带来了小时工资的提高，对其他两个方面没有影响；市场竞争程度和国内同行业市场份额对于工人福利的作用都不显著，而出口显示出了降低小时工资的作用；改制企业的养老保险覆盖率高于非改制企业，而控制了企业规模、绩效因素后，上市对于工人福利没有显著的影响。在控制了以上变量之后，国内私营企业在小时工资和养老保险覆盖率上显著低于国有企业。
四、稳健性分析
本节先加入与工会可能相关的变量以检验工会变量的回归估计结果的稳定性。特别地，我们放入行业协会变量来控制协会对于工会与工人福利的影响。另外，我们对国内私营企业中工会的作用做单独的回归。
（一）行业协会
行业协会在近几年中发展迅猛，其主要目的之一是推进行业内生产的标准化以及企业社会责任标准的施行(25)。对于上述工会与工人福利之间的正向关联，存在着一种可能的解释，即是由于行业协会同时与工会和工人福利正相关。由于在一些诸如实施劳工标准等职能上的相似性，行业协会可能会推动工会的建立，因此，它与工会可能是正相关的。同时，由于一些协会致力于比法律要求更高的劳工标准的执行，它能够促进工人福利的改善。
我们将一个“行业协会”变量放入以排除这种遗漏变量的可能性(26)。这个变量来自于问卷中的一项：“企业是否参加了行业或商业协会？”。该二值变量的统计描述汇报在表2中。
设置了“行业协会”变量的回归结果汇报在表6中，在工会方程中，“行业协会”变量在1%的水平下显著，支持了其与工会的建立正相关的猜测。然而，在事关福利的三个方程中，“行业协会”变量在10%的水平下都不显著。这说明，在控制了其他变量之后，行业协会没有显著地改善工人福利的作用，即排除了上述遗漏变量的可能性。三个方程中的工会变量都在5%的水平下显著，事实上，在工资和工作时间方程中，工会变量的系数比未设置“行业协会”时还略有上升，养老保险覆盖率方程中的系数稍有下降，但总体上没有很大的差异。
（二）国内私营企业
一个普遍的观点是：在不同的所有制企业中，工会的作用是不同的。国有企业由于保留了某些计划经济下的特征，会更关心工人的利益，所以其中的工会是能够发挥作用的；而国内私营企业的雇主以盈利为重，即便设置了工会，也只是一个形式上的机构，并没有实质的作用。我们的数据允许对国内私营企业进行单独的回归(27)，从而可以将国内私营企业工会的作用与全部样本下得到的结果做一比较。
回归的结果汇报在表7中。工会状态方程中，由于此时“工会密度”变量反映的是不同城市国内私营企业中建立工会的比例，而这些信息包含在城市的虚拟变量中，所以“工会密度”变量被略去了。这套带来估计有效性的降低。在工会方程中，“改制”变量非常显著。这一结果是由于改制企业原为国有或集体企业，这些企业中工会的比例要高于国内私营企业。
与全部样本的回归结果相比，三个方程中工会的系数和显著性都有所下降，但都保持在10%的水平下显著。这一变化部分是由于缺少了一个工具变量而使回归的有效性降低，部分是由国内私营企业在福利方面的表现远不如其他三类企业所造成的(28)。整体上，工会在事关工人福利的三个方面上的作用并没有因限制在子样本中而有所改变。
五、作用机制
以上这些回归结果有力地说明，中国的工会能够显著地改善工人的福利，即提高工人的小时工资，降低每月工作时间并提高养老保险的覆盖率。在本节中，我们考察工会作用的途径，具体来说，工会能否通过组织签订集体工资协议以及劳动合同来改善工人的福利。为了考察这两个作用的机制，需要建立起两项关联：第一是有工会的企业更有可能签订集体工资协议和劳动合同，第二是集体工资协议与劳动合同有助于改善工人的福利。
（一）集体工资协议
集体协商和集体合同制度的建设是全国总工会工作的重点，总工会要求“各级工会认真贯彻落实《集体合同规定》，注重总结经验，推广典型，加强指导和服务，创新集体合同建制形式，大力推动集体合同的签订和落实，努力发挥平等协商和集体合同制度在协调企业劳动关系、维护职工合法权益中的基础作用。”“在小型企业比较集中和行业集群的工业园区和乡镇（街道）、村（社区），大力推进区域性、行业性集体合同工作。”“地方工会在综合性、区域性、行业性集体合同基础上，分别就工资报酬等方面的突出问题，签订专项集体合同。积极推广工资集体协商要约行动，大力推进工资集体协商工作”（《2006蓝皮书》）(29)。据全国总工会统计，截至2006年9月，全国企事业单位已签订集体合同共86.2万份，比上年增加10.8万份，增长14.3%；覆盖企业153.8万个，覆盖职工1.1亿人。全国签订工资专项集体合同30.5万份，比上年增长21.1%；覆盖企业52.6万个，覆盖职工3714.6万人。”
我们根据问卷中“企业是否有集体工资协议”一项来构建“集体工资协议”变量
（变量描述见表2）。为了考察工会与“集体工资协议”之间的关联，我们建立“集体工资协议”方程：
其中
为“工会”二值变量，
为上文已提及的所有外生变量，
为三组虚拟变量。我们用概率模型(Probit)来估计上式，估计的系数以及边际效应汇报在表8中。其中，工会的边际效应在1%的水平下显著，相比无工会企业，工会企业中员工与雇主签订集体工资协议的概率要高12%。这样，我们便建立起了第一项关联，即工会能够促进集体工资协议的签署。
为了考察集体工资协议与工人福利之间的关联，我们将工资、工作时间、养老保险三个方程中工会变量替换为“集体工资协议”变量：
其中，为其他控制变量，为虚拟变量。与工会变量相似，在估计“集体工资协议”对于工人福利的作用时遇到了相似的内生性问题。即能够支付工人较高福利的企业可能更易接受集体工资协议。为了解决这一内生性问题，我们的策略是：既然已经找到了工会的合适工具变量，而工会又是推动集体工资的主要原因，那么先以上述两个工具变量来剥离出与工人福利不相关的那部分“工会”变量，再以这部分“工会”变量作为“集体工资协议”变量的工具变量来估计其对于工人福利的作用。这样，我们就克服了“集体工资协议”变量与工人福利之间的内生性。在这个策略下，我们估计由工会的状态方程：
以及方程(4.1)、(4.2)、(4.3)和(4.4)这五个方程构成的联立方程组，并用三阶段最小二乘法进行估计。回归的结果汇报在表9中。在三个有关工人福利的方程中，“集体工资协议”变量都在10%的水平下显著，且符号与估计出的“工会”变量作用方向一致，说明“集体工资协议”能够显著地带来小时工资的提高、每月工作时间的缩短以及养老保险覆盖率的扩大。由此，我们建立起了工会作用的第一条途径，即通过集体工资谈判和集体工资协议的签订来改善工人福利。
（二）签订劳动合同
劳动合同是工人确保他们合法权益的主要方式，劳动合同提醒雇主违反约定所可能带来的法律后果。并且，当双方产生劳动纠纷并请求仲裁机构或者法院仲裁时，劳动合同能够为工人提供一定的支持与保障。实施劳动合同制度同样是全国总工会工作的重点。2005年全国总工会下发《关于进一步推进劳动合同制度实施的通知》，提出5项工作重点和任务；会同劳动和社会保障部、建设部联合下发了《关于加强建设等行业农民工劳动合同管理的通知》，提出以农民工为重点，加强劳动合同管理、提高合同签订率、规范合同签订行为、完善合同内容和加强监察执法与劳动争议处理等措施（《2005蓝皮书》）。2006年，全国总工会下发《关于做好帮助和指导职工签订劳动合同工作的意见》，进一步明确和规范了工会劳动合同工作，要求各地基层工会积极帮助和指导职工签订劳动合同。截至2006年9月，全国已建工会企事业单位中签订劳动合同的职工达7592.3万人，其中农民工1954.5万人（《2006蓝皮书》）。
我们采取类似的策略来考察“劳动合同”(30)。“劳动合同”变量C[,i]来源于问卷中“企业和普通工人是否签订劳动合同？1＝是；2＝有些签，有些不签；3＝否”一项。变量的统计描述汇报在表2中。同样，我们建立“集体工资协议”方程：
由于该变量为三个有序的数值，我们使用有序概率模型(Ordered Probit)来估计。估计的结果汇报在表8中。其中，“工会”变量仍然在1%的水平下显著，这说明，工会能够促进劳动合同的签订。
“劳动合同”对于三个福利方面作用的回归结果汇报在表10中。在工资等三个方程中，“劳动合同”都在10%的水平下显著。这显示了签订劳动合同在帮助工人获得合适的收入、防止超长时间加班以及获得养老保险上的重要作用。由此，我们建立起了工会作用的第二条途径，即通过劳动合同的签订改善了工人福利。
六、总结
随着社会保障体系的改革，工人与企业和雇主之间的关系发生了深刻的变化。与原来基于国有企业的社会保障体系不同，现在的体系中，工人在工资、工作时间以及各项社会保险上的合法权益并不能得到有效的保护。在法律体系尚不足以保护“弱势”工人的情况下，中国工会能否起到积极而切实的作用对于工人的福利而言显得尤为重要。随着中国工会在近几年中的迅猛发展，各界对于它能否有效地提高工人的工资、制止超长时间工作以及提高社会保险覆盖率有着颇多的质疑。本文通过数据分析与实证检验估计了工会的作用，并回答了这些疑问。
我们借助工具变量控制了工会与工人福利之间的共生性。在小时工资和养老保险覆盖率方面，三阶段最小二乘回归得出的估计结果并没有否定不控制内生性（SUR估计）的回归结果，工会在这两方面有着显著的正的作用。而在每月工作小时数方面，控制了内生性之后，工会的系数显著为负，即工会能够降低工人的工作时间。稳健性分析显示，工会在这三方面上的作用和显著性并不因相关变量的加入或者限制在子样本中而发生较大的变化，从而提高了结论的可信度。进一步，我们建立起了工会作用的两条途径，即工会能够通过组织集体谈判和集体工资协议以及签订劳动合同改善工人的福利。
在法律制度不健全的环境下，中国工会有很大的作为空间。借助于法律并以维护工人权力为工作核心，中国工会向着一个独立的代表工人利益的组织转型。我们的研究显示了这一转型对于工人福利的意义和价值。此外，鉴于集体工资协议与劳动合同在国内企业中的覆盖率仍然较低，而它们在改善工人福利方面的作用非常显著，我们强调工会应继续加大在这两方面的工作力度，以有效地保护工人、尤其是农民工的合法权益，提高他们的福利。
注释：
①中国工会的迅猛发展与世界上主要市场经济国家以及其他转型国家中出现的工会力量的下降趋势截然相反。陆铭(2001)讨论了全球工会参与率下降背后的制度原因。
②Meyerson,H.,2004,"Wal-Mart Loves Unions(In China)，" Washington Post,Wednesday,December 1,p.25.
③之前许多有关工会的研究使用的都是个人层面的数据，这些数据会有另一种产生内生性问题的可能，即不可观察的员工的能力变量同时与工会的状态以及工资相关(Gittleman and Pierce,2007)。这是由遗漏变量导致的内生性问题，主要解决的方法为工具变量、选择性纠正以及通过面板技术来处理。我们使用的数据是企业层面的，因此刻画的不是工人个体的选择行为。
④共生性是内生性问题的一类，指一个（或多个）解释变量与被解释变量一起同时由其他解释变量确定，共生性主要发生在均衡系统（联立方程组）中。详细的讨论参见J·M·伍德里奇著的《计量经济学导论：现代观点》，中国人民大学出版社。
⑤Lanot and Walker(1998)将内生性定义为由各种原因引致的不可观察变量同时与工资变量和工会变量相关。
⑥"switching regression model",详见Maddala(1983)第8章。
⑦FIML即完全信息最大似然法，与诸如传统的工具变量等有限信息的方法相比，FIML方法能够获得更大的渐进效率。本文中使用的3SLS估计也是一种充分信息的估计方法。
⑧国有企业是指政府控制了大部分股权的企业。国内私营企业包括私人所有的企业，也包括由私人持有大部分股份的混合所有制企业。港澳台企业指香港、澳门、台湾公司控股的企业。而外资企业是除了港澳台以外的外资控股企业。
⑨出自《中华人民共和国劳动法》，1994年第八届全国人大常委会第八次会议通过。
⑩指政府—工会—雇主这三方。2005年10月，中华全国总工会与劳动和社会保障部、中国企业家联合会／中国企业家协会在福建省福州市召开国家协调劳动关系三方机制工作会议，明确要以加强社会主义和谐社会建设为统领，以促进劳动关系和谐稳定为目标，进一步建立健全协调劳动关系三方机制，充分发挥三方机制在促进社会公平和正义、维护社会稳定中的作用。
(11)Andrews et al.(1996)使用的数据是个人层面的，他们的研究发现，工作期限、企业规模和工作经验对于估计结果有显著的影响。其中，工作期限同时与个人的工会状态以及工资相关。本文使用的是企业层面的数据，所以在控制变量上有所不同。
(12)赵忠义(2000)考察了工会对于人力资本投资和经济运行的综合作用，并以模型证明工会有可能在整体上提高经济效益。若这一理论适用于单个企业，则提供了另一条工会提高工人福利的途径。
(13)在现有的政策下，如果农民工转到另一个省工作，他们不能轻易地带走在原省的养老保险金。通常的情况是，他们只能带走他们自己支付的8%那部分，而留下其余的部分。这意味着原省份的雇主为他们支付的养老保险都将丢失，而他们在新的省份不得不重新开始他们的退休金支付。
(14)在我们样本中，“本地员工参加养老保险或年金的比例”平均为74%，“外地员工参加养老保险或年金的比例”平均为60%。相似的，“本地员工参加政府医疗保险或年金的比例”平均为68%，“外地员工参加养老保险或年金的比例”平均为56%。
(15)在我们样本1268家企业中，有524家企业有产品出口，744家企业没有出口。出口企业的平均工资为6.1元，平均工作时间为182个小时，养老保险覆盖率为80%。非出口企业在这三项上的值分别为5.78元，180个小时以及75%。
(16)诸如，改制企业中的70%为所有员工提供了养老保险，62%提供了医疗保险；作为对比，其他国内私营企业在这两项上的比例为40%和35%。而且这并不是由于企业绩效上的差异带来的，改制企业的平均利润率为7.2%，人均销售额为363元；而其他国内私营企业的平均利润率为7.9%，人均销售额487元。
(17)我们的样本中这四类企业分别有56、25、311和876家。它们支付的小时工资分别为7.6元、6.2元、5.9元和5.8元。每月工作小时数分别为171、180、180和181个小时。养老保险覆盖率分别为91%、94%、80%，以及75%。
(18)在2SLS第一阶段的回归中，工会方程中设置了城市与所有制两套虚拟变量，分别包含了一些特定城市与特定类型企业中有关工会成立的不可观察的因素。“工会变量”反映了特定城市特定类型企业，诸如北京市国有企业中，工会的比例。因此，它比两套虚拟变量更为细致地反映了地方工会组织的力量。
(19)“工会密度”变量与工会变量的相关系数为0.1925。
(20)“工会密度”得出的工会比例要比样本中的工会比例低很多，原因是分母包括了所有“法人单位”，包括很多个体经营者。而样本覆盖的都是年销售额超过500万元的企业。
(21)在Lee(1978)以及随后的一些文章中，工会方程中包括有工会企业和无工会企业在工资（或工作时间）差异。并且，Lee(1978)的回归结果显示，这一工资差异解释了很大一部分工会状态上的差异。
(22)在Schmidt(1978)的研究中，工会方程中没有包括所有的外生变量，而有选择地设置了几个变量。我们如此设置的一个目的是，与Perloff and Sickles(1987)一样，希望在一个最一般的模型设定下做出估计。此外，如此设置使得我们可以考察这些外生变量对于工会成立的影响。
(23)Lee(1978)同样发现了企业规模与成立工会的概率之间的正相关性，原因是“成立工会的平均成本在规模较大的企业中会更低些”。
(24)不少研究在控制了内生性后得到了更高的工会的作用。如Lanot and Walker(1998)使用“半参数”方法得到的工资差为25%，远高于不考虑内生性的OLS回归得到的10%的估计值。
(25)一个例子是中国纺织工业协会发展起了中国纺织企业社会责任管理体系，目的在于“要在工厂内部建立和完善企业社会责任的管理系统。”
(26)工具变量方法是能够克服遗漏变量问题的。我们通过比较放入前后工会变量的系数和显著性可间接判断工具变量与工会变量是否高度相关。
(27)我们的数据中近70%的为国内私营企业，其余三类企业各约10%。由于数据量不足，我们无法对其他三类企业做三阶段最小二乘估计。
(28)国有、内资、港澳台、外资企业的平均工资分别为（元）：7.8、5.4、7.1和6.7。每月平均工作时间为162、184、183和176个小时。国内私营企业的平均养老保险覆盖率为72%，而其余三类企业平均在90%左右。
(29)其中涉及集体谈判的层次（行业一级迹是企业以及）的问题，陆铭(2001)对该问题做了介绍讨论。
(30)由于集体工资协议和劳动合同高度相关，若一起放在工资等方程的右边回归的话，会有严重的共线性问题。所以我们选择分别回归。