改制企业劳动关系的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,劳动关系论文,企业论文，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、劳动契约中的激励机制
劳动关系是一种内部化的关系性契约，不仅与市场上以特定物为交易对象的复杂契约不同，也有别于其他的长期关系性契约。重复作用、不完全性和社会嵌入性（社会交换机会）是劳动关系的主要特征。Milgrom和Roberts（1992）认为：“大部分雇佣实际上代表着雇主和雇员之间复杂的长期关系”。重复作用可以创造一次性博弈所缺少的激励，命令与被命令、监督与被监督、谈判再谈判等不断发生，人力资本与物质资本在生产中反复地发生分离与结合。其次，长期的劳动契约使双方在不确定的环境下对未来所发生的事情比短期更难以预测，契约会留下更多空白条款。再次谈判时容易引发双边的道德风险，这对双方来说成本都是很高的。Falk等（1999）试验发现，在不完全契约博弈中，互利行为在劳动关系中是占优的行为，而且它们中的大多数是内生的互利行为。如果生产力中的大部分是由互利考虑所激发，雇主可以通过改变报酬包的大度行为来改变合作的程度。然而，与其他契约不同的是，职工在契约执行过程中可以改变自己的努力行为，对此，监督和激励仍是提高雇员努力水平的手段，两者只有相容，才会达到帕累托最优（Geest，2001）。由于工人的行动对股东来说是隐蔽的，在员工行为影响公司价值的地方，激励契约应该被用来避免道德风险，期望员工承担企业价值变化的风险显然是合理的（Scholes和Wolfson，1990）。但是，有效的劳动契约需要在风险和激励之间平衡。由于员工比股东是更典型的风险规避者，如果他们暴露在超出他们控制范围的风险，就需要另外的补偿，我们认为，获得剩余权利就是职工承担更大风险的补偿。Holmstrom ＆ Milgrom（1994）把企业作为一个激励装置来看待，认为最直接的激励就是基于绩效计量之上的报酬支付，然而，由于监督的不完全，报酬支付效果有时不明显，所以资产所有权则是第二个更有力的激励装置，它使所有者可以获得剩余收益，增加谈判势力。第三个激励装置就是工作程序，包括工作描述、禁止的活动、工作纪律等。3种激励装置只有平衡使用，才能创造出最优的激励机制，这些组织的激励工资被设计出来。然而，效率工资面临着两个问题：一是所有劳动报酬体系都应该满足劳资双方的要求，特别是不确定性风险的分担问题。如果当前的工资完全根据未来产出确定，风险回避型的工人就不愿意工作；倘若雇主向雇员支付的工资与他们的产出关系不大，雇主就面临着工人的道德风险问题。二是绩效工资应该建立在能够将雇员的努力与雇主的目标很好地结合在一起的措施基础之上。Lazear ＆ Rosen（1981）曾建立了一种个人激励契约，按工人的相对产出来支付报酬。假设劳动力市场上的工人是处于互相竞争的地位，具有较高劳动生产率的工人获得较高的报酬。通过扩大收入的差距，就提供了一种增加工人努力的刺激。这种收入差距的一个原则是使工人努力的边际成本与边际收益相等，但是，它有可能破坏互相竞争的工人之间的合作，抑制那些在需求和技术快速变化的环境中日益需要的合作和团队精神，甚至会故意破坏竞争对手的工作来提高自己的劳动效率，在职的经理可能通过各种手段阻挠潜在的竞争者。为了对付这种现象，Holmstrom（1982）认为，如果产出水平能够被观察，报酬可以建立在产出的平均水平上，从而激励高效率的职工产出。然而，企业是几种要素投入所有者的联合生产组织，产品的不可分离性增加了测量这些要素的单独贡献的成本。因此，个人工资激励计划也总是面临一些普遍的问题：产品质量的维持，团队精神的培养，机器设备的合理使用，工资率的确定，以及产出的衡量等。所以，在上述一些问题变得严重时，尤其是当个人的努力对于团队工作的外部人来说非常难以监督时，使用团体激励就可以节约监督成本（FitzRoy and Kraft，1987）。这些计划将工人的工资与企业利润的某些组成部分（如集体生产率、质量与成本）联系起来，或者是直接将工资与企业的整体利润挂钩。
团队激励计划之所以被越来越普遍地采用，是因为它至少将个人工资同群体生产率的提高、成本的降低、产品质量的提高及其他衡量群体成就的标准联系起来。Cable ＆ Fitzroy（1980）调查发现，通过消除传统的工人与企业之间的冲突，利润（收益）分享和ESOPs基本上可以改善工厂的劳动关系。工人为了最大化共同财富，合作自然提高了工人的努力水平。因此，Weitzman（1984）极力提倡利润分享代替传统的固定工资，刺激工人努力和增加就业。不少实证研究发现，利润分享与红利支付可以提高公司长期业绩（Cable ＆ Wilson，1990）。Osterman（1994）进行的一项调查表明，美国有15％的雇主实行了收益分享计划，45％的雇主实行了利润分享计划。Fitzroy ＆ Kraft（1995）进而比较了不同的激励选择对生产率的影响效果，认为利润分享的影响很大程度上取决于组织无法观察到的特征，单独地实施利润分享是值得怀疑的。许多团体激励机制配套设计，效果会更好。Ohkusa和Ohtake（1997）发现引入利润分享制的企业的产量提高约9％，并且发现利润分享制对生产效率的作用由于ESOPs和信息共享的存在增强。然而，团体激励计划存在严重的“搭便车”问题：处于集体中的个人将会发现，自己努力的结果将要与其他成员一起分享，如果自己不付出任何额外的努力就可以获取别人努力的成果，而如果自己付出额外努力的成果大部分被其他人享有，他们最终会以消极怠工的方式欺骗他们的同事，导致集体激励有时根本就不会达到理想的效果（Kandel ＆ Lazear，1992）。这些搭便车问题也是以分享制的“1/n”而出名，即使工人的内疚感和互相监督压力可以改善搭便车行为。Holmstrom（1982）暗示分享制应该与小企业密切相关，因为小群体容易克服搭便车问题。事实上，即使在非常小的公司里，“1/n”问题也是不可克服的。然而，一些大公司看起来能够克服这个问题而使生产率和利润增加，日本实行的红利支付就是一项成功的利润分享制度。Weitzman和Kruse（1990）对此的解释是内部重复博弈可以创造一次性博弈所缺少的激励而部分解决“1/n”问题。
实际上，利润分享对公司绩效影响的实证分析结果也是模棱两可的。Meade（1986）认为，利润分享制的优势必须克服那些对工人生产率可能存在负面影响的努力，尤其是，与利润相关的支付必须足够大才能对工人提供诱导努力的刺激。Kruse（1993）调查了26项研究资料发现，大约10％的报告认为是显著的负相关结果，而另外30％的研究结果是显著正相关的，其他则是不显著的。这些报告所涉及的利润分享企业中，有1/4的公司绩效没有被提高。并且发现，给工人提供较大比例的利润分享的公司并不一定有较大的收益增长。Sobel和Takahashi（1983）对此解释说，利润的真正实现常常被企业私下拥有，工人是观察不到的。利润分享比例越高，企业越有动机隐藏他们的真实利润水平。因此，利润分享制同样导致企业一方的道德风险问题。Mishra和Morrissey（1990）指出，员工对分享的真正感觉将决定他们对利润分享制和分享大小的反应程度，特别是，努力水平关键依赖于员工是否被公正地对待，公平的补偿必须建立在公司真正的会计利润基础之上。不幸的是，上述大部分实证研究的确发现，利润分享企业中的大部分员工认为他们没有被公平地对待。我们认为，主要原因在于这些企业仍然实行传统的单边治理模式，职工没有参与到企业的治理中，其人力资本产权的剩余控制权利无法实现，就有可能导致他们的剩余索取权遭到侵害。Chang（2003）等发展了一个包含双边道德风险问题的效率工资模型对此问题进行分析，得出以下几个有趣的结果：第一，如果工人的努力是不可观察的，并且企业能够隐藏真实利润，较高的利润分享既可以提高也可以降低努力水平。然而，如果公司是诚实的，分享系数的上升将清晰地提高努力水平。第二，由于双边道德风险问题的存在，利润分享对就业有一个模糊的影响，它取决于利润分享对努力水平的影响。如果企业一方的道德风险问题不存在，较高的利润分享将刺激企业雇佣更多的工人，失业率就会下降。因此，为了获得利润分享的生产率增长和就业提高，企业与工人之间相互信任是必要的。特别是，管理层的诚信是利润分享制影响生产率和就业的决定性因素。两个实际的方法能够缓解这个问题：一是让工人代表参加董事（监事）会可以诱导企业遵守利润分享承诺，例如德国的共同参与制；二是基于股份基础之上的分享制使工人的努力同企业绩效直接挂钩，例如ESOPs直接或间接地提供给雇员股份。我们认为，Holmstrom强调的资产所有权并非是组织生存的唯一要素，它必须与人力资本相结合，才能创造价值，因此，现代劳动关系的核心表现为物质资本产权与人力资本产权之间的关系。那么，在劳动契约安排中，就不但要照顾物质资本所有者的利益，也必须充分考虑到人力资本产权经济收益的重要性，给予人力资本产权所有者相应的剩余控制权和剩余索取权。结合上述两种方式的优点，我们认为，职工持股共同治理模式下的分享制，才能够真正实现人力资本产权的经济利益，满足最优契约的3个条件：首先，经营者与职工的利益更趋一致。由于工人之间人力资本的异质性，利益的一致性可能促使他们更团结地合作，形成一个紧密的团队。Lazear（2000）认为，通过允许工人积累专职的人力资本或鼓励可能对其他成员有价值的特殊信息的转移，团队可以从工人之间的互补性生产中获得利益。虽然许多人都强调团队生产中的道德风险问题，但是，实际生活中越来越多的企业运用团队激励来促进效率。对此，Hamilton等（2003）对团队的激励机制进行了实证分析，发现采用团队激励机制的企业的生产率平均提高了14％；初始小规模的团队生产率提高最大，人数越多生产率增加就越小；而且，团队的平均能力一致时，成员之间的差异性越大，生产率提高得越多，这与相互学习和知识转移的解释是一致的，最终的结论是工人之间人力资本的异质性和工人的积极参与是团队成功的基础，工人的异质性可以通过相互学习或影响群体生产的规范而增加收益。第二，共同治理可以实现各方的自我约束和相互监督，在一定程度上双方都会减少隐藏行动（Kandel ＆ Lazear，1992）。而且，由于职工之间的重复接触还能够降低机会主义行为，这种监督比单纯的经营者监督更有效率（Che ＆ Yoo，2001）。第三，报酬结构安排不仅根据人力资本的异质性使固定工资因人而异，也造成职工的持股比例不一样，从而形成两方面的收入差异。特别是经营者和职工都对剩余收益的不确定性非常敏感，对应持股比例的不同，根据边际效用理论，就可能造成大家对风险的敏感程度是相同的。由此，本文提出以下论点：基于职工持股共同治理模式下的分享制可以降低劳动契约的不完全程度，减少双边道德风险，改善劳动关系。
二、影响劳动关系的控制变量选择
企业一旦在劳动力市场雇佣了工人，隐含的劳动契约就形成了。在这个长期的博弈过程中，无论是隐藏信息还是隐藏行动，对于签约双方来说，在某种程度上都是存在的，由此造成的机会主义行为是双边的。在比较完善的劳动力市场条件下，由于劳动法的严格制约，或出于对自身利益的考虑，企业通常会遵守自己的承诺；在共同治理模式下，工人有自己的代表参与公司监事会，可以进一步限制企业一方的机会主义，与此同时，工人受到现行法律和企业规章的约束。因此，我们就可以根据工人对劳动关系的满意度来间接度量劳动契约的不完全程度。众所周知，如果签约双方对两者的劳动关系感到非常满意时，无论是否存在资产专用性，任何一方都不愿意贸然破坏一体化契约，双方的机会主义行为自然就会减少，导致交易费用的减少，劳动契约的不完全程度就会降低。反之，如果签约双方都对他们之间的劳动关系感觉很不满意时，任何一方都有破坏一体化契约的倾向，双方的机会主义行为自然增加，交易费用就会上升，劳动契约的实施难度也就提高。当然，还存在一种可能是，当双方对他们之间的劳动契约的满意度不一致时，那么，满意度低的一方，必然比满意度高的一方，存在更大的机会主义倾向。总的来说，我们认为下列因素对劳动关系的影响是至关重要的：首先，工资（含奖金）契约是劳动契约中的核心内容。工资奖金通常是工薪阶层最主要的收入来源，它的多少极大地影响着职工的劳动行为。Akerlof（1982）认为，给职工支付高的工资将激励他们按照相关的礼物交换规则行动，互惠和共同责任的意识将减少机会主义。而且实证研究发现，绩效工资与雇员生产率关系密切，也同样影响劳资之间的合作关系（Lazear，2000）。其次，职工持有股份，如果效益好，分红将是工人除了工资奖金之外从企业获得的最大收入。我们强调的是，职工股份应来自于企业的收益分享，而不是工人们自有财产的投入。只有这样，人力资本产权的收益权利才会完全得到实现。恰恰相反，在我国改制企业里，职工股份来源于工龄补偿和现金购买，职工仍然是凭借物质资本投入来获得组织剩余的，这就使得职工持股制度难以像美国的ESOPs一样，在现实中被广泛地、持久地运用，其对劳动关系的影响力也必然受到一定的限制。第三，职位是影响劳动关系满意度的一个重要因素。不仅是因为职位越高所得报酬越多，职位的作用还表现在非经济利益上，人们通常把地位、权力和荣誉作为自我价值的实现的标志。此外，在职消费是高职位的员工获得利益（效用）的一个途径，特别是在中国的改制企业里，职位高低通常会带来显著的隐性收入。第四，职工对管理层的满意度。劳动关系的实质是资方与工人之间的劳资关系，不仅表现在管理层的经营效率上，也表现在他们对职工的公正性和关心程度上。因此，经营的好坏和管理层对职工的态度，将直接影响从职工到工人的利益和感觉，进一步影响到他们的行为。传统的激励模型是建立在特殊的动机理论之上的，即职工是“理性欺骗者”，当边际收益超过边际成本时，他们能够预期到行为和偷懒的结果。但是，这种假设的合理性常常受到人力资源管理者和劳动关系专家的怀疑（Kreps，1997）。如果职工是理性的欺骗者，给定激励报酬安排的条件，监督的减少将导致偷懒的增加。Nagin等（2002）通过试验发现：当监督明显放松时，有很大一部分职工的机会主义行为增加，符合“理性欺骗者”模型。然而，也有很大比例的职工并没有对监督的放松作出任何反应。行为差异的原因在于职工对管理层的评价不同，那些机会主义行为水平高的职工通常认为管理层不公平或对其不关心。因此，Nagin等认为，一方面，监督和激励策略对于有系统地管理那些具有机会主义的职工是必要的；另一方面，管理的策略需要维持那些不偷懒职工的动机，管理层对职工的同情和公正可以在减少工厂的机会主义方面发挥重要的作用。第五，对工会的满意度。总工会在法律上仍是全体工人阶级利益的代表，企业工会是本企业范围内职工代表大会的常设机构。但是，总工会更大程度上是政府的附属机构，企业工会也只能为工人发出一丝微弱的“声音”，因为很少有工会能够同企业进行真实的集体谈判。同时，工会领导起着监督管理层的重要作用。从上述两方面来看，工人对工会信任的程度和工会组织表现的好坏，将直接影响职工对劳动关系的满意程度。第六，在本企业的工作时间。工作时间长短不仅仅对工资有重要的影响（Hutchens，1989），也会改变劳资之间的关系。一般来讲，长期在某个企业工作，无论是在同事之间还是与管理层，都会建立一种默契。例如，日本工龄较长的工人常把企业当作自己的家庭。但是，在改制企业里，工龄较长的工人利益受到损害，有可能降低他们对劳动关系的满意度。第七，对于改制为职工持股的企业，协会是企业的重要所有者，是保证职工实现人力资本产权的剩余控制权利的重要组织。因此，协会是否能够真正代表持股职工的利益，在企业决策和运营上发挥有效的作用，成为职工对劳动关系满意度评价的一个重要因素。第八，对企业发展前景的看法，将会使工人有一个理性预期。工人对管理层与企业的主观评价和认识，某种程度上决定工人的努力水平（Macleod，2003）。如果工人们对企业的发展前景感觉非常黯淡，他们就会丧失对未来的追求，也就没有动机增加自己的努力。第九，对于近两年改制的企业，改制方案公平与否，将会长期影响到工人的劳动行为，因为他们能够感觉到自己的公民权利是否得到有效的保护（Moorman，1991）。
除了上述因素，诸如福利水平，工作环境、行业性质、企业规模以及职工人数等，虽然在某种程度上会对劳动关系造成影响，但是，这些影响比上述因素处于更次要的地位。例如，传统的企业福利转为社会保障制度之后，国家鼓励各类企业都应给工人提供劳动保障，而且，福利水平基本上是与工资挂钩的；工作环境，主要有车间和办公室之分，这可以在职位中考虑，再者，由传统国有企业改制为有限责任公司，工作环境基本上没有变化，各个企业差别不大。因此，计量回归模型用到的全部变量说明如表1。其中，持股比例是持股数量的替代值，以便进行验证。
表1 模型的全部变量说明
┌─────────┬──────┬─────────────────────────────┐
│变量 │符号│变量定义 │
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│满意度│Satisfaction│虚拟变量，职工对他与企业之间的劳动关系的满意度做出的评价。│
│ ││假设完全不满意为0分，完全满意为100分，在0、10、20、30、
│
│ ││40、50、60、70、80、90、100之间进行选择
│
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│年工资奖金│Wage│指每年的工资奖金收入，不包括股票红利 │
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│持股数量 │Stock
│指职工持有本企业股份的绝对数量│
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│持股比例 │S-ratio │指职工持有本企业股份与总股本的比例，回归分析中乘以1000│
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│职位等级 │Rank│普通职工为1，技术骨干为2，中层干部为3 │
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│工龄 │Workage │职工在本企业的工作年数│
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│对管理层的满意度 │Manager │很不满意为1，较不满意为2，一般为3，比较满意为4，非常满意 │
├─────────┼──────┤为5
│
│对工会的满意度│Union
│ │
├─────────┼──────┤ │
│对改制方案的满意度│Reform │ │
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│对协会是否信任│Association │虚拟变量，0为不信任，1为信任 │
├─────────┼──────┼─────────────────────────────┤
│对长远发展的信心 │Hope│虚拟变量，0为没有信心，1为有信心 │
└─────────┴──────┴─────────────────────────────┘
三、样本数据统计分析
浙江的国有企业改制大都采用了不同类型的职工持股制度。我们调查了10家改制企业，涉及化工、仪器制造、原料销售、肉类加工、驾校培训等行业。根据各企业的职工总数，以不同的比例确定每家企业的职工调查数量。总共调查了600名不同层次的对象，包括高层管理，中层干部，技术骨干，普通职工等，收回有效问卷539份。其中高层管理人员36份，中层干部97份，技术骨干111份，普通职工295份。在初步进行回归分析测试时，并没有得出预期的效果，分析原因在于高层管理人员调查样本偏少，影响了结果。此外，高层管理人员一般被看作是企业的代表，持有本企业较多的股份，对他们的调查并不能反应职工的劳动关系状况。因此，应把高层管理从样本中删除，剩下的最终有效样本是503份。对于个别问题的调查，只有持股职工才能回答的问题，最终有效样本是466份，见表2。
表2 全部调查样本中有关模型变量的统计描述
┌──────┬───────────────────┐
│
变量 │样本数 平均值 标准差 最小值 最大值│
├──────┼───────────────────┤
│Satisfaction│ 50361.53
16.970 100 │
│Wage│ 5032.268
0.8290.6 6 │
│Stock
│ 5033.890
3.9790
29 │
│S-ratio │ 5032.952
4.297025.61 │
│Rank│ 5031.606
0.79113 │
│Workage │ 50318.34
9.1122
36 │
│Manager │ 5032.990
0.87315 │
│Uion│ 5032.876
0.92615 │
│Association │ 4660.483
0.50001 │
│Reform │ 5033.322
0.74415 │
│Hope│ 5030.706
0.45601 │
└──────┴───────────────────┘
从统计数据来看，对劳动关系的满意度均值为61.53，表明企业的劳动关系刚好“及格”，全部职工的平均工资奖金为2.27万元，平均持有股份数量3.89万股。我们增加一个持股比例的变量，便于不同企业的职工进行比较。从统计上看，其均值为2.95％，表明职工持股企业的股权是非常分散的。对于其他的变量，都比较容易理解，在此不再赘述。为了比较不同等级的职工对劳动关系满意度的差别，分析哪些因素比较显著地影响劳动关系，表3分别对普通工人、技术骨干和中层干部的统计数据进行了统计分析。从中不难发现，除了工龄之外，其他变量的平均值都随着职位等级的增加而变大，其中满意度、工资、持股数量、持股比例的平均值的变化较大。
表3 普通工人、技术骨干和中层干部各职位级别调查样本中有关变量统计描述
┌──────┬────────────┬────────────┬────────────┐
│变量│
普通工人（rank=1）
│
技术骨干（rank=2）
│
中层干部（rank=3）
│
│├────────────┼────────────┼────────────┤
││样本数 平均值 标准差 │样本数 平均值 标准差 │样本数 平均值 标准差 │
├──────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Satisfaction│ 295
54.33
16.27
│ 11166.30
10.69 │ 9777.93
10.40
│
│Wage│ 295
1.816
0.347
│ 1112.426
0.508 │ 973.464
0.909
│
│Stock
│ 295
2.202
1.321
│ 1113.582
2.536 │ 979.378
5.547
│
│S-ratio │ 295
1.764
2.820
│ 1113.498
4.790 │ 975.942
5.673
│
│Workage │ 295
18.21
10.11
│ 11117.38
7.553 │ 9719.84
7.230
│
│Manager │ 295
2.766
0.901
│ 1113.135
0.653 │ 973.505
0.752
│
│Uion│ 295
2.698
0.933
│ 1112.882
0.828 │ 973.412
0.800
│
│Association │ 264
0.333
0.472
│ 1060.604
0.491 │ 960.760
0.429
│
│Reform │ 295
3.145
0.784
│ 1113.387
0.575 │ 973.783
0.563
│
│Hope│ 295
0.610
0.489
│ 1110.766
0.425 │ 970.928
0.260
│
└──────┴────────────┴────────────┴────────────┘
四、方程的设定与分步估计分析结果的解释
我们采用分步估计分析的方法。
首先，职工对劳动关系的满意度通常取决于以下4个关键变量：工资奖金（wage）、持股数量（stock）、职位层次（rank）和工龄（workage）。见方程（1）。
y[，sat]=a[，0]+a[，1]lnwage+a[，2]stock+a[，3]rank
+a[，4]workage+a[，5]workage[2]+ε （1）
其次，在方程（1）中，增加一些影响劳动关系满意度的，虚拟变量，如对经营管理层的满意度（manager），对工会的满意度（union），形成方程（2），用来检验这些变量与劳动关系满意度的关系。
y[，sat]=a[，0]+a[，1]lnwage+a[，2]stock+a[，3]rank
+a[，4]workage+a[，5]workage[2]+a[，6]manager
+a[，7]union+ε （2）
第三，由于职工持股企业都是近3年才刚刚由国有企业改制而来，改制方案的公平与否，至今仍影响着职工对企业的看法，以至于影响双方的劳动关系，因此，在方程（2）中增加一个对改制方案的看法的虚拟变量（reform）。同时，改制公司普遍设立了协会，通常是一个法人团体。因此，协会能否真正代表持股职工的利益，参与公司的决策，监督经营者的行为，也是影响劳动关系的一个重要原因，因此，再增加一项对协会的信任程度的虚拟变量（association）。另外，原国有企业改制为公司，成为市场的独立法人。国家不再进行财政补贴，各种融资也变得困难了，企业开始独立承担风险。所以，职工们是否对改制企业的长远发展充满信心，也必然影响到职工的士气。因此，有必要再加上职工对企业长远发展是否有信心的虚拟变量（hope），而且，改变量也在一定程度上反映了企业运作的效率和竞争能力。最终形成方程（3），更符合改制不久的职工持股企业的现实状况。
y[，sat]=a[，0]+a[，1]lnwage+a[，2]stock+a[，3]rank+a[，4]workage
+a[，5]workage[2]+a[，6]manager+a[，7]union
+a[，8]association+a[，9]reform+a[，10]hope+ε
（3）
最后，我们利用Stata统计软件，对全部样本数据的Ordered Logit模型进行估计。表4是分步估计分析的结果，不难发现，模型中所有自变量都对劳动关系满意度都存在显著性的影响。此外，笔者采用Wald Test的方法对模型的整体拟合效果进行检验。结果显示，在给定的0.05的显著性水平下，从方程（1）到方程（2），以及从方程（2）到方程（3），统计量所对应的对数似和检验的显著性指标P值都小于0.05，表明新增自变量作为一个整体对因变量有显著性影响。相对前两个方程而言，方程（3）具有更优的拟合结果。
表4 职工持股企业劳动关系影响因素的估计分析结果（stock）
┌───────┬────────────┬────────────┬────────────┐
│Independent
│ Equation（1） │ Equation（2） │ Equation（3） │
│ ├────────────┼────────────┼────────────┤
│Variable │ Coef. ZP＞｜2｜│ Coef.
z
P＞｜2｜│ Coef. zP＞｜2｜│
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Lnwage│2.21630
5.55
0.000 │ 1.38250
3.42 0.001 │ 1.01290 2.40
0.017 │
│Stock │0.20616
5.77
0.000 │ 0.18360
5.28 0.000 │ 0.12979 3.77
0.000 │
│Rank │0.46864
2.66
0.008 │ 0.53125
3.07 0.002 │ 0.55094 3.05
0.002 │
│Workage
│0.21324
5.12
0.000 │ 0.17994
4.25 0.000 │ 0.12997 2.77
0.006 │
│Workage[2]│-0.0052 -4.79
0.000 │-0.00420 -3.81 0.000 │-0.00270 -2.18
0.029 │
│Manage││ 1.17610
9.20 0.000 │ 0.97384 6.63
0.000 │
│Uion ││ 0.55000
5.19 0.000 │ 0.46508 3.96
0.000 │
│Association
│││ 0.68175 3.21
0.001 │
│Reform│││ 0.47899 3.08
0.002 │
│Hope │││ 1.29210 5.25
0.000 │
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Pseudo R[2]
│ 0.181 │ 0.265 │ 0.303 │
│Observations │
503 │
503 │
466 │
│Log likelihood│-783.2 │-702.8 │-596.5 │
└───────┴────────────┴────────────┴────────────┘
注：z值是变量的显著性概率，当0.05＞｜z｜表示系数估计值是统计显著的。
借助于表4的估计结果，我们发现，职工对劳动关系的满意度与持股数量之间是显著的正相关关系，图1是这种关系的直接性描述。我们的结论同Blinder（1992）和Kaufman（1997）的研究结果一致，证明上述论点是成立的。而且，在职工对于持有股票数量多少这一问题的回答上，本次的调研结果显示，55.3％的人认为太少，41.4％的人认为适当，只有3.4％的人认为偏多。由此看来，绝大多数职工还是愿意购买较多股份的。可能的原因主要有3个：首先是职工都希望成为剩余的索取者，从而增加自己的利益和谈判势力，在竞争激烈的劳动力市场上，稳固自己的岗位；其次是职工对企业的发展前景比较看好，希望能够长远获利；第三是国有资产在转制过程中价值可能被低估。调查发现，79.9％的人表示有了股份会更努力工作，另外有20.1％的人表示不会较原来更努力工作，不会更努力的原因应该在于持股数量太少，或者是持股职工的权利可能无法保障。例如，对持股职工行使权利状况的调查表明，38.4％的人表示“是”，61.6％的人回答了“否”；对持股职工在协会是否有发言权利的调查结果，42.5％的人回答“有”，57.5％的人回答“无”，两者结果比较一致。造成此种状况的原因主要有两方面：一是传统的工业独裁仍然存在，持股职工参与企业治理的权利意识可能没有提高，即使有所提高，很多权利也无法得到保证；二是绝大部分改制企业的职工持股协会实行的是会员代表制，因此，一些不是代表的职工的权利可能无法实现。特别是前面已经提到，改制企业职工股份都来自于工龄补偿和现金购买，而不是他们的人力资本产权收益所得。既然这些股份是通过物质资本的投入所得，那么组织剩余的分享也仍然不是人力资本产权剩余索取权利的实现。虽然职工购买股份可以实现国有资本的退出，有可能增加了持股职工的谈判势力，提高他们的收入，暂时稳定了劳动关系，但是剩余往往仍是根据物质资本多少进行分配的。因此，改制企业所实行的职工持股制度不是我们认为的“职工持股共同治理模式下的分享制”，并不能从根本上解决劳动问题。在调查中发现，国有企业改制过程中存在3个突出的问题：一是许多职工是被迫购买股份的，工人不愿意购买股份的原因不外乎缺少资金或者怕承担风险。二是购买股份多少往往是根据职位高低进行的，而不是根据人力资本差异进行的。实证分析表明职工持股不能搞平均化，否则激励机制就无法发挥作用，特别是对于管理资本产权，应该配置更多的股份。三是大量的职工由于种种原因没有购买股份，他们的劳动权益如何保障？我们认为，如果组织不能保证人力资本产权的剩余权利得到实现，有效地平衡两种资本产权的利益，劳动关系就难以和谐。改制企业目前仅仅是度过了产权改革初期的难关，职工的劳动行为比原国有企业更加规范，劳动关系保持了相对稳定性，但是，共同治理机制并没有有效地建立起来，下面的调查分析也给了我们明确的答案。
图1 劳动关系满意度与持股数量之间的关系
此外，实证分析也带来了一些次要的发现：（1）劳动关系满意度与工资奖金呈现显著的正相关关系，表明工资奖金越高，职工与企业之间的劳动关系越和谐，图2直接地描述了它们之间的关系。改制企业大都沿用了原有的工资奖金结构，调查显示，有11.3％的人认为很不合理，26.2％的人认为较不合理，50.7％的人认为一般，10.9％的人认为比较合理，只有0.4％的人认为非常合理。同时，职工对于管理层工资奖金高低的态度是，18.9％的人认为太高，33.4％的人认为较高，40.6％的人认为一般，5.8％的人认为较低，只有1.4％的人认为太低。可见，改制企业面临的一项重要任务就是报酬激励的优化设计问题，如何把企业的工资水平同劳动力市场工资水平有机结合起来？（2）劳动关系满意度与职位级别存在显著的正相关关系，表明职位越高，从本企业所获得的经济利益和效用越大。职位越高，就更认同企业领导的一些做法，职工与企业高层管理人员的个人关系质量就越好。（3）职工在本企业的工作时间，同样对劳动关系影响很显著。但是，笔者发现它们之间是倒“U”型关系（图3）。可能的解释如下：理论上，职工在一个企业里工作的时间越长，不仅在工资奖金、职位层次上可能更上一层楼，他对本企业的经营管理也更熟悉，应该是对企业更有感情。然而，在改制企业里，工龄买断的补偿非常少。工龄越长的职工（管理者除外），利益损失越大。而且，工龄在30年以上的职工，人力资本存量很少，在供大于求的劳动力市场上，很难重新签约，造成工龄越长的职工对企业改制的认同度偏低。（4）劳动关系满意度与职工对管理层的态度也是正相关的，并且在所有的变量中影响是最显著的，反映了劳资冲突的核心。Blanchflower和Oswald（1988）发现，实行利润分享制企业的员工对劳动关系质量的满意程度并不高，一个主要的原因就在于管理层并没有完全获得职工的信任。对于企业一方的道德风险问题，Kelly和Kelly（1991）和Gross和Bacher（1993）研究发现，在利润分享制中，雇主与员工之间的关系只能在某些条件实现的情况下才能得到改善，对管理层的信任是一个重要的因素。然而，关于职工对管理层的态度方面的调查显示，2.0％的人表示对管理层很不满意，25.0％的人较不满意，48.9％的人认为一般，17.9％的人比较满意，6.2％的人非常满意。职工的赞同率并不高，表明高层管理人员的经营方式和对待员工的关心程度仍须提高。（5）职工对工会的态度与劳动关系的满意程度之间也是显著的正相关关系。这表明，工会是否真正代表工人的利益，也是影响劳动关系质量的一个重要因素。由于各方面的原因，转型过程中工会还缺少独立性，传统职能没有完全转变过来。本次调查显示，只有36.8％的职工认为工会真正代表了工人的利益，另外63.2％的职工做了否定的回答。在对工会运行的态度方面，有1.8％的职工很不满意，24.5％的职工较不满意，41.0％的职工认为一般，25.2％的职工比较满意，7.6％的职工非常满意。可见，我国工会的职能转型刻不容缓。（6）职工对持股协会的信任程度与劳动关系满意度之间也是显著的正相关关系。表明持股职工越是信任协会，他与企业之间的劳动关系就越好，因为协会给他发出了“维护职工利益”的信号。然而，在对466名持股职工的调查中，只有48.3％的人认为协会真正代表了持股职工的利益，稍微高于对工会的信任程度，其他51.7％的人持不信任态度。而且，在询问“职工持股协会在公司决策方面是否发挥了作用”时，只有37.3％的职工做了肯定的回答，另外62.7％的职工认为协会并没有在公司决策上发挥作用。这再次证明，职工持股共同治理机制还远远没有完善，单靠职工持股并不能有效解决治理劳资关系问题。可能的原因是，虽然协会实行的是会员制，内部的民主机制却没有建立起来。许多企业的工会主席同时兼任协会理事长，并且拥有相对多的股份，甚至也有公司董事长兼任协会理事长。这就有可能与管理层相互勾结，而无法起到制衡的作用，从而导致了协会在会员中信任程度降低。因此，如何完善协会的制度建设，将是实现持股职工共同治理的前提，也是企业劳动关系保持和谐的基础。（7）对于新近改制的企业，职工对劳动关系的评价与他对企业改制方案的态度紧密相关。对改制方案越满意，他对劳动关系的满意度越高。然而，我们发现，只有0.6％的职工对改制方案非常满意，比较满意的占13.5％，大部分职工认为一般（40.4％）和较不满意（44.1％），还有1.4％的职工表示很不满意。调查结果反映了企业内部职工利益冲突的实际情况，经济转型总是给人们带来利益上的调整和意识上的不习惯。（8）对改制企业的长期发展是否有信心是个虚拟变量，0为没有信心，1为有信心。估计系数是正值，并且影响显著。我们的调查结果非常令人兴奋，有70.6％的职工都表示对企业的长远发展充满信心，远远优于对前面的一些问题的回答。
图2 劳动关系满意度与工资奖金的自然对数值之间的关系
图3 劳动关系满意度与工龄之间的关系
此外，对比方程（1）、（2）、（3）的估计结果发现，在控制了对经营管理层的满意度、对工会的满意度、对协会的满意度和对改制方案的满意度以及对改制企业的长期发展是否有信心等5个变量后，stock的估计系数变小，但是仍是显著的。这和预测是一致的，因为对经营管理层的满意度等变量与劳动关系的满意度变量是正相关的同时，也与stock正相关。改制企业对职工持股数量通常有严格规定，根据工龄、职位级别来分配，也有极少部分企业对此无规定。表5说明它们之间的相关系数都是正的。这必然导致方程（1）中对stock系数的可能高估，对这些变量的控制将使对stock系数进行更精确的估计成为可能。而且从表5不难发现，持股数量与持股比例的关联性并不高（相关系数为0.513）。原因在于各个企业的规模不同，注册资本也不一样。为了进一步验证上述发现，我们有必要以持股比例替代持股数量来进行Odered Logit模型估计分析，表6是估计分析结果。比较表4，两者的结果是一致的，只是系数大小不同。
表5 模型中各变量的相关系数矩阵
┌─────┬────────────────────────────────────────┐
│ │ Wage Stock S-ratio Rank Workage Manager UionAssHeform Hope │
├─────┼────────────────────────────────────────┤
│Wage │1.000
│
│Stock │0.612 1.000│
│S-ratio
│0.284 0.513
1.000│
│Rank │0.756 0.651
0.362 1.000 │
│Workage
│0.105 0.098
0.114 0.046
1.000 │
│Manager
│0.354 0.364
0.220 0.348
0.004
1.000 │
│Uion │0.342 0.283
0.289 0.289
0.073
0.437
1.000 │
│Ass
│0.346 0.300
0.140 0.354
0.019
0.382
0.354
1.000 │
│Reform│0.338 0.308
0.223 0.326 -0.001
0.555
0.464
0.312
1.000 │
│Hope │0.311 0.299
0.112 0.272
0.041
0.442
0.328
0.454
0.369
1.000 │
└─────┴────────────────────────────────────────┘
表6 职工持股企业劳动关系影响因素的估计分析结果（s-ratio）
┌───────┬────────────┬────────────┬────────────┐
│Independent
│ Equation（3） │ Equation（4） │ Equation（5） │
│ ├────────────┼────────────┼────────────│
│Variable │ Coef.
Z
P＞｜z｜│ Coef.
z
P＞｜z｜│ Coef.
z
P＞｜z｜│
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Lnwage│ 2.71000
7.12 0.000 │ 1.83960
4.71 0.000 │ 1.29310
3.13 0.002 │
│Stock │ 0.07484
3.56 0.000 │ 0.05551
2.61 0.009 │ 0.05786
2.67 0.008 │
│Rank │ 0.73093
4.42 0.000 │ 0.76440
4.65 0.000 │ 0.70760
4.12 0.000 │
│Workage
│ 0.21360
5.09 0.000 │ 0.18296
4.29 0.000 │ 0.12422
2.62 0.009 │
│Workage[2]│-0.00520 -4.77 0.000 │-0.00430 -3.84 0.000 │-0.00250 -2.03 0.042 │
│Manage││ 1.23730
9.66 0.000 │ 1.00420
6.83 0.000 │
│Uion ││ 0.48041
4.49 0.000 │ 0.40456
3.41 0.001 │
│Association
│││ 0.69364
3.27 0.001 │
│Reform│││ 0.48869
3.13 0.002 │
│Hope │││ 1.43260
5.79 0.000 │
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Pseudo R[2]
│ 0.167 │ 0.252 │ 0.299 │
│Observations │503 │503 │466 │
│Log likelihood│ -796.6 │ -715.1 │ -600.6 │
└───────┴────────────┴────────────┴────────────┘
注：z值是变量的显著性概率，当0.05＞｜z｜表示系数估计值是统计显著的。
五、职工分层估计分析结果的解释
为了进一步研究分析职工持股企业中，不同职位层次内的职工对劳动关系满意度的影响因素。我们利用本次调查的样本，把职工分为3个等级（rank），分别为普通职工、技术骨干与中层干部，这也是国有企业内部职工等级划分的一个常用方法。我们已经知道，改制企业的职工股份并不是来自剩余收益，数量多少也不是根据人力资本的异质性来确定的。绝大部分的国有企业在设计产权多元化方案时，一般参照职工的职位等级和工作年龄，允许其按一定的比例购买企业股份。当然，有的国有企业资产巨大，为了实现国有资本的完全退出，政府鼓励职工买得越多越好，没有过多的限制。也有一些企业效益非常差，发展前景不好，职工不愿购买股份（调查中发现，有一家效益较差的企业，只有30％的职工持有股份，而且大部分是各级管理者）。同时，各个职位等级的职工，工资奖金差别不大，对劳动关系满意度的差异将会更真实地反应改制企业存在的问题。因此，我们可以更进一步通过分层估计分析，来研究改制企业中的劳动关系的影响因素。
从表7的数据来看，比较方程（3）估计分析的结果，我们发现：在普通职工中，除了工资奖金和对协会的满意度等两个变量的影响不显著之外，其他变量的影响都是显著的，而且，持股数量的影响显著性最高，这就说明了持有股份对普通职工来说是非常重要的，提高了普通职工对企业的认同感，改善他们与企业之间的关系。在技术骨干中，有持股数量、对管理层的满意度、对工会的满意度和对企业长远发展的是否有信心等4个变量影响是显著的，其他变量的影响是不显著的；在中层干部中，只有持股数量、对管理层的满意度和对协会的信任程度等3个变量的影响是显著的，其中对管理层的满意度的影响最显著，证明了职位越高，和企业的之间的关系就可能越好，所获得的在职消费就越多。通过比较分析，可以看出，工资奖金之所以在分层研究中的影响不显著，是与改制企业实行的工资政策有关，即各个级别内的职工的工资奖金差别不大。其他一些变量的影响也都是正相关关系，显著性的变化比较难以解释。但是，分层估计分析的一个重要发现就是，持股数量和对管理层的满意度这两个变量在各个职位级别的职工中，对劳动关系的影响都是最显著的。
表7 普通职工、技术骨干和中层干部分层估计分析结果（方程3）
┌───────┬────────────┬────────────┬────────────┐
│Independent
│
普通职工（rank=1）
│技术骨干（rank=2） │
中层干部（rank=3）
│
│ ├────────────┼────────────┼────────────┤
│Variable │ Coef. ZP＞｜z｜│ Coef. z
P＞｜z｜ │ Coef. zP＞｜z｜│
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Lnwage│ 0.75999
1.26 0.208 │ 1.65150
1.55 0.120 │ 0.60664
0.73 0.464 │
│Stock │ 0.74147
5.75 0.000 │ 0.20173
1.96 0.050 │ 0.08482
1.94 0.052 │
│Workage
│ 0.15119
2.65 0.008 │ 0.04533
0.34 0.734 │ 0.22641
1.47 0.140 │
│Workage[2]│-0.00380 -2.53 0.011 │-0.00160 -0.46 0.646 │-0.00320 -0.87 0.384 │
│Manage│ 0.81057
4.34 0.000 │ 0.90087
2.34 0.019 │ 1.09470
3.20 0.001 │
│Uion │ 0.36289
2.35 0.019 │ 0.96573
3.32 0.001 │ 0.00256
0.01 0.993 │
│Association
│ 0.38043
1.36 0.174 │ 0.57033
1.13 0.258 │ 1.29730
2.50 0.012 │
│Reform│ 0.61353
3.09 0.002 │ 0.43735
1.13 0.260 │ 0.32711
0.80 0.422 │
│Hope │ 1.38710
4.62 0.000 │ 2.02140
3.12 0.002 │ 1.03080
1.11 0.267 │
├───────┼────────────┼────────────┼────────────┤
│Pseudo R[2]
│ 0.257 │ 0.289 │ 0.196 │
│Obs
│
264 │
106 │ 96 │
│Log Likelihood│-350.4 │-103.6 -
│ 109.1 │
└───────┴────────────┴────────────┴────────────┘
注：z值是变量的显著性概率，当0.05＞｜z｜表示系数估计值是统计显著的。
六、结论
经济体制改革的本质就是系统地变革生产关系，使其适应生产力的发展，其核心则是实现人力资本产权个人所有制，在契约自由的原则下实现人力资本产权与物质资本产权的有机结合。由于企业内劳动关系的核心是物质资本产权与人力资本产权之间的利益关系，要改善劳动关系，就必须放弃传统的物质资本产权所有者单边治理和独占剩余的做法，照顾到两种资本产权的利益。从本质上说，职工持股是职工凭借其长期人力资本投入所形成人力资本与股权资本结合起来参与企业治理、分配企业剩余的一种制度安排。如果职工持股安排得当，可以改善企业内部的劳动关系。然而，我国改制企业实行的并不是我们所主张的职工持股共同治理模式，股份并非来自于人力资本产权应得的企业剩余，而是职工通过财产投入获得股权，职工实际上成为企业的“小资本家”，其人力资本产权的界定和实现问题仍然没有解决。而且许多改制企业雇有大量非持股职工，他们既不能参与企业治理，也不能够分享剩余，势必会影响到他们的努力行为。虽然实证研究发现，职工持股缓解了国有企业产权改革给劳动关系带来的潜在冲突，为经济发展提供了一个稳定的环境。但是，许多问题仍然困扰着改制企业，刚刚“及格”的劳动关系表明，这种职工持股模式并不能从根本上解决劳动关系问题。我们不仅需要从法律上保障劳动者的各项基本权利，更需要从经济运行机制上保护人力资本产权的经济利益，构建一种职工持股共同治理模式下的分享制。