中国是否存在工会“工资溢价”效应?，本文主要内容关键词为：溢价论文,中国论文,是否存在论文,工会论文,效应论文，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。
中图分类号：F428 文献标识码：A 文章编号：1001-148X(2016)06-0050-09 改革开放以来，随着经济的快速发展，居民的收入水平迅速提升，但收入差距也日益扩大，因而恶化了劳动关系，影响社会的和谐稳定。工会本应代表职工利益，在维护职工权益中扮演重要角色，然而在重大劳资冲突发生时，工会并没有有效代表和维护职工利益，因此工会的作用常常受到人们的质疑。近年来发生的数起较大规模工人集体行动，更是激发了人们对工会作用与职能的讨论[1-2]。工会对于提高职工工资有无作用?有多大作用?这个问题对于社会主义中国尤为重要。因此，研究工会与职工工资的关系，有助于深化对工会作用与职能的认识，具有重要的现实意义。 欧美发达国家的工会不仅拥有悠久的历史，而且对经济和政治都有较大的影响力，因而工会组织的作用一直备受经济学家的关注。对欧美发达国家工会作用的研究源于Lewis(1963)的经典文献。Lewis利用美国数据发现工会将职工工资提高了10%到15%，即存在明显的工会“工资溢价”[3]。这一研究结论得到其他学者的证实，即欧美发达国家工会工人的工资比非工会工人的工资高，存在较明显的工会“工资溢价”效应[4-6]。与国外研究结论较为一致不同，国内对工会“工资溢价”的实证研究还不多见，且研究方法和研究数据等方面还存在诸多缺陷，研究结论也不一致，即工会“工资溢价”是否存在，还在争论之中。例如，姚洋和钟宁桦(2008)的研究结果表明工会能够显著地提高工人的平均工资[7]，魏下海等(2013)研究结果表明工会导致企业工资率显著提升[8]，二者均支持了工会“工资溢价”效应的存在。但Y.L等(2010)研究发现工会对于工资和奖金没有显著性的影响[9]；易定红等(2015)进一步研究认为工会工人的资源禀赋和工作特征禀赋等是造成工资差异的主要原因，工会对工资没有明显的直接影响[10]。 针对以上分歧，本文以中国工业企业微观数据为基础，以对样本的典型化事实分析为依据，利用logit模型计算选择性偏误，在OLS回归中加入选择性偏误项以解决样本“自我选择”问题，然后基于Blinder-Oaxaca方法，对职工收入差异进行分解，最后对“活跃工会”样本作进一步分析，以期为工会组织的收入分配效应研究提供新的证据，并对构建和谐劳资关系和改善收入分配提供相关政策建议。 二、数据、变量与典型化事实 (一)数据来源与处理 本文所使用的数据均来源于中国工业企业数据库，样本范围为全部国有工业企业以及规模以上非国有工业企业，其中，“规模以上”要求企业每年的主营业务收入在500万元及以上，2011年该标准改为2 000万元及以上。这里的“工业”统计口径包括“国民经济行业分类”中的“采掘业”、“制造业”以及“电力、燃气及水的生产和供应业”三大门类，但主要是制造业，占企业总数的90%以上[11]。 由于模型的估计需包含样本个体特征，而只有2004年数据包含职工性别、学历、职称等个体特征信息，所以，我们选取2004年数据作为研究的原始样本，并根据以下原则对样本进行处理：删除职工工资对数观察值缺失的样本，剔除职工工资对数变量处于第1分位数以下和第99分位数以上的极端值，剔除其他变量的极端值和观察值缺失的样本，最终得到261 320个样本企业。 (二)变量选取与描述性统计 为了实证分析我国工会的“工资溢价”效应，我们选取职工工资对数作为被解释变量，是否有工会、职工特征变量和企业特征变量等为解释变量。 1.职工工资(wage)。以本年应付工资总额、劳动及待业保险费、住房公积金及补贴、养老和医疗保险费、福利费用总额五项总和作为职工工资总额，用职工工资总额与企业从业人数之比来衡量职工工资。 2.是否有工会(union)。一般认为工会的存在有利于维护和保障职工合法权益。是否有工会为二元虚拟变量，取值为1，认定为工会企业，否则，认定为非工会企业。 3.职工特征变量。我们选取如下职工特征变量：(1)性别变量(male)，用男性员工占比来表示。一般认为男性员工占比越高的企业，职工的平均工资就越高。(2)学历变量(edu)，用本科及以上学历员工占比来表示。一般认为较高的学历有利于职工工资的提升。(3)职称变量(pro)，用中级及以上技术职称的员工占比来表示。一般认为职称越高，职工平均工资也越高。(4)工作经验(exper)，用企业年龄作为工作经验的代理变量[12]。一般认为工作经验越丰富，职工平均工资会越高。其中，大于10年的取值为3，大于4年、小于等于10年的取值为2，小于等于4年的取值为1，分别对应于职工“高、中、低”三种工作经验状态。 4.企业特征变量。影响职工工资的企业特征变量有：(1)企业规模(size)，为控制企业规模对职工工资的非线性影响，我们用企业营业收入对数值的平方来度量。(2)企业业绩(ep)，企业业绩是影响职工工资的重要因素，用企业利润总额与企业从业人数之比衡量。一般认为企业业绩越好，职工工资就越高。(3)资本密集度(ci)，用资本劳动比表示，即企业固定资产净值年平均余额与全部从业人员年平均人数之比。一般认为资本密集度高的企业倾向于支付更高的职工工资。(4)出口状态(export)，为二元虚拟变量，以企业“出口交货值”来识别，“出口交货值”为0，认定为非出口企业，否则，认定为出口企业。 5.其他控制变量。影响职工工资的因素还有企业所有制、区域和行业等，具体包括：(1)是否是外资企业(foreign)。由于部分企业为享受外资企业的各种税收优惠会通过填报“登记注册号”来变更企业类型，所以，我们未根据工商登记注册号来识别企业所有制，而是根据实收资本比例来确定企业所有制性质，即以外商资本与港澳台资本总和占实收资本的比例来分类，低于25%认定为内资企业，用0表示，大于等于25%认定为外资企业，用1表示。(2)是否是国有企业(state)。如果企业实收资本中国有资本为零，则取值为0，表示为非国有企业，否则，取值为1，表示国有企业，以反映由于企业所有制的不同对职工工资的影响。(3)行业虚拟变量(ind)。工业行业分成采掘业、制造业和公用事业，我们根据工业行业代码的前两位数来识别(其中工业行业代码为06-11划分为采掘业，13-43划分为制造业，44-46划为公用事业)，构造行业虚拟变量，以反映职工工资的行业性差异。(4)地区虚拟变量(prov_e)。本文样本企业共涵盖31个省、市和自治区，我们构造地区虚拟变量，取1表示东部，取0表示中西部，以反映我国不同区域经济发展不平衡所导致的区域性工资差异。 表1给出了主要变量的描述性统计。
(三)工会“工资溢价”的典型化事实 我们根据样本中“是否有工会”变量来识别工会企业。表2显示了企业的平均工资状况和工会企业在经济中的贡献度。虽然工会企业只占企业总数的46.34%，但统计数据显示，工会会员占总就业人数的67.71%，工会企业的工业产值占工业总产值的69.03%①，这表明工会企业在国民经济中扮演着重要角色，对于增加居民就业和促进经济发展都起到了重要的作用。 从表2工资差异的典型化事实可知，工会企业的平均工资比非工会企业高出16%，存在2 300元左右的工会“工资溢价”，这表明工会组织的存在提高了职工的平均工资。进一步，我们根据实收资本将企业分为内资企业与外资企业，结果发现内资企业工会企业占比较外资企业要高出5.53%；内资企业中工会企业的平均工资比非工会企业高20%，外资企业中工会企业的平均工资比非工会企业高11%。这表明：(1)无论内资企业还是外资企业，工会企业的平均工资均高于非工会企业；(2)虽然内资企业的职工工资水平要远低于外资企业，但是其工会企业占比以及工会与非工会企业工资比高于外资企业。
考虑到我国区域经济发展的不平衡，我们根据企业所在的区域将其划分为东部和中西部，结果发现，中西部企业工会企业占比较东部企业高出11.77%；中西部企业中工会企业的平均工资比非工会企业高30%，东部企业中工会企业的平均工资比非工会企业高16%。这表明：(1)无论东部企业还是中西部企业，工会企业的平均工资均高于非工会企业；(2)虽然中西部企业职工工资水平要远低于东部企业，但其工会企业占比与工会与非工会企业工资比均高于东部企业。 工资差异的典型化事实表明，工会企业支付高于非工会企业的“工资溢价”效应普遍存在，但内资企业工会对职工工资水平的提升作用要远大于外资企业工会，中西部企业工会对职工工资水平的提升作用要远大于东部企业工会。上述判断是基于所有制与区域划分上平均意义而言，但工会企业与非工会企业之间的工资差异并不完全是由工会因素导致的，工会企业与非工会企业之间的工资差异很大程度上是由企业特征和职工特征等方面存在的差异造成的，在研究工会“工资溢价”时，须对这些变量加以控制。因此，我们还需通过更严谨的实证分析来验证这一判断。 三、研究方法与估计结果 由于现实中的企业可以选择成立工会，也可以选择不成立工会，而是否成立工会不一定是随机的，可能与企业特征和职工特征等因素有关，因此可能产生样本选择的内生性问题。为了避免样本选择可能产生的估计偏误，我们借鉴Pak(2004)[13]的模型，采用Logit模型来分析相关变量对企业是否成立工会的影响。
表3为职工工资对数的OLS回归结果。除了对全样本进行OLS回归，表3还分别报告了内资企业和外资企业、东部企业和中西部企业的OLS回归结果。在OLS回归分析中，我们使用了稳健标准误以纠正可能存在的异方差。从表3的估计结果来看，无论是全样本回归还是分样本回归，选择性偏误项都较显著，说明模型中存在样本选择性偏误，在工资方程中利用Logit模型计算样本选择性偏误的影响是有必要的。
在全样本OLS回归分析中，控制职工特征变量、企业特征变量和其他控制变量后，工会企业的平均工资比非工会企业高出7.2%，表明我国企业中确实存在着明显的工会“工资溢价”；男性职工占比、高学历和高职称、工作经验、企业规模、企业业绩、资本密集度、是否出口等因素对提高职工工资具有明显的正向作用，这符合人们的经济预期。 分样本回归结果显示：对于内资企业而言，工会企业的平均工资比非工会企业高出7.9%，其他变量的系数为正数且显著；而外资企业中工会企业平均工资比非工会企业高出3.9%，职称因素、工作经验和是否出口对外资企业职工工资的影响不显著，其他变量的系数显著，且符合人们的经济预期。对于东部企业而言，工会企业的平均工资比非工会企业高出6.1%，而中西部企业中工会企业平均工资比非工会企业高出10.8%，其他变量的系数为正且显著。这表明工会组织的存在确实提高了职工工资，但内资企业中工会对职工工资的提升作用明显高于外资企业中的工会，中西部企业中工会对职工工资的提升作用明显高于东部企业的工会。 四、基于Blinder-Oaxaca方法的工资差异分解 (一)工资差异分解 一般来说，工会企业和非工会企业的职工工资差异来源于两个方面：一是由于企业特征、职工特征带来的工资差异，这是市场作用的结果，属于合理部分；二是由工会造成的工资差异，这部分是非市场因素造成的结果。对于不同群体之间工资差异的研究，一般采用Blinder-Oaxaca方法，将工资差异分为可由相关变量解释的部分(这是合理的差距)以及不可解释的部分。该公式一般为：
上式中，
表示工会企业与非工会企业职工工资的差异，
分别表示工会企业和非工会企业职工工资的对数，下标u=1和u=0分别表示工会企业和非工会企业，
表示平均特征向量，
表示估计的特征报酬率向量。等式右边第一项表示有无工会的企业因企业特征、职工特征等因素所导致的工资差异，第二部分表示工会的存在所导致的工资差异。 由于本文的工资支付含有选择性偏误，在分解过程中须进行特别处理。参考Neumark和Oaxaca(2003)[15]、常进雄和赵海涛(2016)[16]的方法，我们进行如下处理：
上式右边前两项相加表示市场因素导致的特征差异，后两项相加表示非市场因素导致的差异，称为系数差异。 (二)分解结果 表4是全样本和分样本的工会工资差异分解结果。从全样本分解结果可以看出，工会企业与非工会企业之间工资差异的46.3%可由特征差异来解释，但还有53.7%为不可解释部分，这说明工会在企业工资的决定方面起到了很大的作用，但并未告诉我们工会的作用在不同所有制和不同区域之间是否存在差异。由于不同所有制和不同区域的企业在产权结构、经营机制和经营目标等方面存在差异，我们认为工会在不同所有制和不同区域之间的工资决定中是有差异的。基于以上的认识，我们按照所有制和区域进一步对工会企业和非工会企业的工资差异进行了分解。
从表4全样本的分解结果可以看出：(1)在内资企业中，工会企业和非工会企业工资差异的48.7%可由特征差异来解释，但还有51.3%为不可解释部分；在外资企业中，工会企业和非工会企业工资差异的59.4%可由特征差异来解释，只有40.6%为不可解释部分，这表明外资企业工会对职工工资提升的贡献度要低于内资企业工会组织。(2)在中西部企业中，工会企业和非工会企业工资差异的52.8%可由特征差异来解释，47.2%为不可解释部分；在东部企业中，工会企业和非工会企业工资差异的52.6%可由特征差异来解释，47.4%为不可解释部分，表明东部企业工会对职工工资提升的贡献度与中西部企业工会相当。 五、基于“活跃工会”的进一步检验 表3的分析是针对所有工会企业，而现实中许多企业成立工会的目的并非为了更好地保障职工权益，因此我们需要剔除名义上的工会，将真正的活跃工会识别出来，以准确分析现实中“活跃工会”的作用[17]。 现实中成立工会的原因可能有二：其一是为应付法律制度规定。中国《工会法》第十条规定：“企业、事业单位、机关有会员二十五人以上的，应当建立基层工会委员会；不足二十五人的，可以单独建立基层工会委员会[18]。这可能导致部分企业成立工会的目的是迫于法律制度的约束，而不是想真实发挥工会的作用，这样成立的工会和自愿成立的工会混在一起，可能会低估自愿成立的工会的作用。其二是出于经济利益考量。中国《工会法》第四十二条规定：“建立工会组织的企业、事业单位、机关按每月全部职工工资总额的百分之二向工会拨缴经费”[18]。企业如果没有工会，这部分经费作为筹备费用全部上缴，而成立工会的企业，可以截取40%-60%用于工会建设，因此许多企业成立工会的目的，可能是为了截取这部分工会活动经费。 根据上述两个因素，我们设定了“活跃工会”的两个条件：其一是职工人数未达到25人却成立了工会。该部分工会是主动成立，并非迫于法律制度约束而成立，因而体现的是企业对工会的重视。其二是工会活动经费超过基准额度的工会。虽然各地规定企业截取工会会费(工资总额*2%)的比例不同，但一般以60%为上限，因此我们将“工资总额*2%*60%”设定为基准额度，如果工会活动经费超过了基准额度，说明工会在积极开展活动，就认定为“活跃工会”。根据第一个条件，我们得到4 816个“活跃工会”；根据第二个条件，得到66219个“活跃工会”，于是总共有69 097个工会被认定为“活跃工会”。为考察“活跃工会”对职工收入的影响，设定“活跃工会”虚拟变量(union_h)，取值为1，认定为“活跃工会”，取值为0，表示不存在“活跃工会”。 为研究“活跃工会”对职工工资的影响，我们建立如下线性计量模型：
其中
反映非活跃工会与非工会企业职工工资的差异，
反映活跃工会与非活跃工会企业职工工资的差异，
反映活跃工会与非工会企业之间职工工资的差异。 表5为职工工资对数的全样本和分样本OLS回归结果。我们在OLS回归分析中，使用了稳健标准误以纠正可能存在的异方差。从估计结果来看，无论是全样本还是分样本回归，选择性偏误项都较显著，说明模型中存在样本选择性偏误，在回归模型中考虑样本选择性偏误的影响是必要的。
在表5的全样本OLS回归分析中，控制职工特征变量、企业特征变量和其他控制变量后，活跃工会企业的平均工资比非活跃工会企业高出12.4%，非活跃工会企业比非工会企业职工工资高2%，活跃工会企业比非工会企业的职工工资高出14.4%，其他变量的系数为正数且显著，这符合人们的经济预期。 对于内资企业而言，活跃工会企业的平均工资比非活跃工会企业高出12%，非活跃工会企业比非工会企业职工工资高2.7%，活跃工会企业比非工会企业的职工工资高出14.7%，其他变量的系数为正数且显著。对于外资企业而言，非活跃工会企业比非工会企业职工工资低1.2%，这说明迫于法律制度约束等因素而成立的工会无助于外资企业职工工资的提升；活跃工会企业的平均工资比非活跃工会企业高出14%，活跃工会企业比非工会企业的职工工资高出12.8%，除工作经验和出口变量不显著外，其他变量的系数显著。这表明活跃工会的存在确实大幅度地提高了职工工资，但非活跃工会对职工工资的影响在内、外资企业中截然相反。 对于东部企业而言，活跃工会企业的平均工资比非活跃工会企业高出11.4%，非活跃工会企业比非工会企业职工工资高1.5%，活跃工会企业比非工会企业的职工工资高出12.9%，其他变量的系数为正数且显著；对于中西部企业而言，活跃工会企业的平均工资比非活跃工会企业高出14.3%，非活跃工会企业比非工会企业职工工资高3.9%，活跃工会企业比非工会企业的职工工资高出18.2%，其他变量的系数显著。这表明活跃工会的存在确实大幅提高了职工工资，但中西部企业中活跃工会对职工工资的提升作用明显高于东部企业工会。 对比表5与表3的分析结果，我们发现工会组织对职工工资的影响没有发生变化，其他变量对职工工资的影响也没有发生变化；不同的是，非活跃工会在外资企业中对职工工资的影响为负，而活跃工会的系数值有了较大的提高，这表明“活跃工会”对职工工资的提升力度更大，工会“工资溢价”更加明显。 本文基于中国工业企业数据库对工会“工资溢价”效应进行了分析，主要结论如下： 第一，加入选择性偏误项的OLS回归结果表明，工会企业平均工资比非工会企业高出7.2%，存在明显的工会“工资溢价”效应，且内资企业工会的“工资溢价”明显高于外资企业，中西部企业工会的“工资溢价”明显高于东部企业。 第二，基于Blinder-Oaxaca方法对工资差异的分解发现：(1)内资企业中工会企业与非工会企业的工资差异中不可解释部分所占的比例明显高于外资企业，这意味着在经营绩效方面内资企业不如外资企业。(2)工会企业与非工会企业的工资差异中不可解释部分所占的比例，东部企业与中西部企业没有明显的差异，这意味着在经营绩效方面地区差异不太明显。 第三，基于“活跃工会”的分析发现，无论是全样本还是分样本，活跃工会企业平均工资均远高于非活跃工会企业；除外资企业外，非活跃工会企业平均工资均高于非工会企业；活跃工会企业平均工资远高于非工会企业；其他结论与OLS回归结果基本相同，这表明我国企业确实存在明显的工会“工资溢价”效应。 上述结论表明，工会组织要真正起到提高职工收入、降低收入分配不平等程度的作用，一方面需要加强外资企业和东部企业的工会建设，扩大工会组织覆盖面，推行工资集体协商等制度，在切实保障和维护职工合法权益的同时，充分尊重和维护投资人的利益，实现劳资双方利益最大化。只有如此，企业才会把工会当成是提升企业绩效的重要手段，工会活动才会走上良性发展轨道。另一方面，要提升企业和职工建设工会的积极性，推进工会向一个能独立代表职工利益的组织转型。这对于收入差距悬殊、劳动关系转型的中国而言，具有重要而现实的意义。 ①作者根据中国工业企业数据库数据计算得到。
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