阳玉香 莫旋 唐成千

摘 要：基于中国流动人口动态监测数据（2014），实证分析流动人口工会的“收入溢价”效应。研究发现：工会能显著提升流动人口的收入，但工会的“收入溢价”效应具有异质性，城城流动人口高于乡城流动人口、签订合同者高于未签订合同者，个体私营企业的表现要优于国有集体企业和外资企业；分位数回归结果显示，随着分位数水平的上升，流动人口工会的收入效应呈倒“U”型，对中等收入者的作用最大，其次是低收入者，对高收入者的作用最小；采用倾向得分匹配法解决自选择问题，发现我国流动人口仍存在明显的工会“收入溢价”效应。

关键词： 工会；流动人口；收入溢价；分位数回归；倾向得分匹配

中图分类号：F428 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2018）05-0141-07

一、引 言

随着改革的发展，经济实力的日益增强，流动人口的收入不断提升，但流动人口在劳动力市场仍处于相对弱势地位[1]，收入分配呈现出向资本倾斜的新特征，劳动收入份额显著下降，形成了“资强劳弱”的局面[2]，传统的企业与职工关系逐渐被新的劳资模式所取代，导致频繁发生劳资冲突和劳动争议，从而破坏了社会的和谐稳定。工会作为维护劳动者合法权益的群众性組织，但在实际中面临劳资冲突时，工会的作用与职能并未真正发挥出来，受到人们的普遍质疑[3]。流动人口作为劳动力市场的弱势群体，应当更需要工会组织，但在较大规模的劳资冲突与群体事件面前，如南海本田工人罢工和深圳富士康“N连跳”等，工会应有的作用与职能并未有效体现，这引起了人们对工会的广泛关注 [4]。工会对于提升流动人口收入是否有作用？究竟有多大作用？对于工人阶级领导的社会主义中国显得尤为重要。收入分配事关民生改善与社会稳定，流动人口的劳动收入不仅是其收入的主要来源，也是其在流入地立足的经济基础。因此，研究工会与流动人口收入的关系，不仅有助于提高流动人口的收入水平，还有助于深化对工会职能与作用的认识，因此，具有非常重要的现实意义。

在西方社会工会不仅历史悠久，且对政治与经济都有较大作用，因此，引起了学者们的关注，他们对工会是否提高职工的收入进行了大量的研究，最具代表性的是Lewis（1963）的文献，他基于美国数据得出结论，工会显著提高了职工的收入[5]。其他学者利用他国数据进行研究，也发现了工会的“收入溢价”效应 [6，7]。由于研究数据和方法都比较成熟，欧美国家在有无工会“收入溢价”问题上，研究结论也较为一致，即欧美国家工会成员的收入比非工会成员高，工会“收入溢价”效应明显。

国内对工会的研究，定性分析较多，定量分析较少，对工会是否提高职工收入水平方面的研究更是缺乏，由于选用不同的数据和研究方法，从而得到不一致的研究结论，即工会“收入溢价”效应并没有得到普遍验证。Y. Lu等（2010）研究发现工会不能提高职工的工资[8]，袁青川（2015） 认为工会成员与非工会成员工资差距不明显[9]。易定红等（2015）认为工会成员与非工会成员工资差异的主要原因是其拥有的资源禀赋与工作特征，工会对劳动者收入并无明显的直接影响[10]，但杨继东（2013）的研究表明工会能普遍地提高工人工资[11]；王鸣（2014）的研究发现工会成员身份能提高员工工资，但对工作时间无显著影响[12]；李龙和宋月萍（2017）也认为工会参与显著提升了农民工的工资率[13]；莫旋（2016，2017）基于中国工业企业数据库，采用不同的研究方法，研究发现工会“收入溢价”效应显著存在[14，15]。

本研究讨论的核心问题是：工会是否存在“收入溢价”效应。流动人口是否参加工会组织并非是随机事件，而是在效用最大化框架下理性选择的结果，因此，流动人口是否参加工会组织可能存在样本自选择问题，忽视自选择问题可能导致估计结果有偏误。为探究流动人口工会的收入效应，需要解决样本选择性偏误问题，通常采取工具变量法和倾向得分匹配法（PSM），但工具变量法在选择合适的替代变量时主观随意性较大，有时恰当的工具变量很难找到，而且，回归结果可能随工具变量选取的不同而不同。倾向得分匹配法是当前经济学界比较流行的一种处理样本自选择方法，可在很大程度上减少观测数据的偏差。

二、数据、变量与描述性统计

（一）数据来源

本文的数据来源于2014年中国流动人口动态监测调查社会融合专题数据。调查以年龄在16～60岁，非本市（区）户口，且在流入地居住一个月以上的流入人口为对象。每个城市抽样调查的样本量为2000个，抽样方法按照多阶段、分层、与规模成比例的PPS方法进行。研究样本就业身份限定为“雇员”，且处于就业状况的流动人口。剔除收入变量数据缺失的样本，为减少极端值的影响，对该变量作截尾处理，同时删除其它变量观察值缺失的样本，最终得到的样本数为9892个。

（二）变量选择

1.工会组织（union）。

通常认为，工会组织依法维护劳动者的权益，流动人口工会成员身份有利于其合法权益的维护，从而会提升其收入水平。设定二元虚拟变量表示工会成员身份，是工会成员的取值为1，不是工会成员的取值为0。

2.小时收入[ln（hwage）]。

以工资、奖金、津贴、加班费和单位包吃住折算的金额之总和作为流动人口的收入。为了考虑到个体工作时间上的差异，取小时收入来衡量，并对小时收入取对数。

3.个体特征。

选择如下影响流动人口收入的个体特征变量：（1）性别（gender）。流动人口的收入具有明显的性别差异，一般认为，男性要优于女性，设定二元虚拟变量，男性取1，女性取0。（2）婚姻状况（marriage）。婚姻状况是收入决定的重要影响因素，通常来说，在婚者的收入高于其他群体。设定虚拟变量，取1表示在婚者，取0表示其它群体。（3）户籍身份（urban）。由于城城流动人口和乡城流动人口在人力资本和社会资本等诸多领域存在明显差异，城城流动人口的平均收入通常要高于乡城流动人口。设定虚拟变量，取1表示城城流动人口，取0表示乡城流动人口。（4）工作经验（exp）。工作经验用工龄来衡量，个体的平均收入通常随工作经验的累积先增加后减少，并引入其平方项以考察他们之间的非线性关系。（5）受教育程度（edu）。根据调查问卷中受教育程度的七个阶段（未上过学、小学、初中、高中、大学专科、大学本科与研究生）依次取值为1～7。通常认为收入水平随受教育程度的提高而提升。

4.就业特征。

影响流动人口收入的就业特征变量主要有：（1）是否签订合同（contract）。签订劳动合同能够促使劳资双方建立规范的劳动关系，從而有利于流动人口合法权益的维护，进而提升其收入水平。用虚拟变量衡量，签订劳动合同者取1，未签订劳动合同者取0。（2）外出务工时间（floyear）。外出务工时间用2014减去第一次外出务工年份来表示，一般认为，收入会随着外出务工时间的延长而提高。（3）单位类型（owner）。构造单位类型虚拟变量，以反映企业所有制差异对流动人口收入的影响，单位类型为分类变量，分为外资企业、国有集体企业和个体私营企业。（4）行业（ind）。通常认为，流动人口的收入会因行业而异，构造行业虚拟变量，行业为分类变量，可分为高端服务业、商务服务业、社会服务业、制造采供业和建筑农牧业。（5）城市（city）。流动人口收入的城市差异非常明显，为反映经济发展不平衡所导致的流动人口收入区域性差异，构造城市虚拟变量。

（三）描述性统计

从表1中主要变量的描述性统计结果可以发现，个体特征在工会组和非工会组间表现出较明显的差异。流动人口的小时收入变量工会组比非工会组高2.929元。工会组中男性和在婚者占比、受教育程度都更高，城镇户籍者和签订合同者的比例明显偏高，外出务工时间也更长；但非工会组的平均工龄更长。这从侧面反映了流动人口在选择是否参加工会组织时，可能存在样本自选择问题，并不是随机选择的结果。

（四）工会“收入溢价”的典型化事实

从表2可以看出，流动人口工会组与非工会组之间的收入差异较明显。全样本中工会组的平均收入比非工会组高出17%，存在约2.929元的工会“收入溢价”，工会成员占流动人口总数的11.76%，工会组织的覆盖面偏小。城城流动人口的平均收入明显高于乡城流动人口，且工会成员占比高出乡城流动人口6.42%，城城流动人口和乡城流动人口中工会组的平均收入比非工会组分别高出13%和12.8%。签订合同者的平均收入明显高于未签订合同者，且工会成员占比高出未签订合同者14.65%，签订合同者和未签订合同者中工会组的平均收入比非工会组分别高出9.6%和5.1%。就单位类型而言，国有集体企业流动人口平均收入最高，个体私营企业最低；但工会成员占比，外资企业最高，为29.57%，个体私营企业最低，仅为7.02%；工会“收入溢价”在国有集体企业中最大，为19.7%，在外资企业中最少，仅为3.5%。

收入差异的典型化事实表明工会的“收入溢价”效应普遍存在，但工会组织对流动人口收入的提升作用具有异质性，“收入溢价”效应会因户籍身份、是否签订劳动合同和单位类型而异，为了得到较为精准的分析结果，还须通过更为严谨的实证分析进一步验证。

三、工会“收入溢价”效应的实证分析

（一）OLS回归

基于扩展的明瑟收入方程研究流动人口工会“收入溢价”效应，建立如下计量模型：

式（1）中，ln（hwage）为流动人口小时收入的对数，union为工会成员，edu为受教育程度，exp为工作经验，X为其它个体特征和就业特征变量，μ为随机误差项。表3显示的是（1）式模型的全样本和分样本OLS回归结果。

在OLS全样本回归分析中，控制其它特征变量不变，相比于非工会组，流动人口工会组的小时收入要高出5.5%，且在1%的统计水平上显著，这一结果表明，流动人口存在明显的工会“收入溢价”效应。男性的小时收入较女性高出16.7%，这表明我国流动人口的收入存在明显的性别差异。工作经验的估计结果与明瑟收入方程相符，流动人口的工作经验与收入水平呈倒“U”型关系，小时收入最高时的工龄约为18.123年。城城流动人口较乡城流动人口小时收入高6.6%，这表明户籍制度是影响流动人口收入的重要因素。是否签订合同变量、外出就业时间和婚姻状况的系数均为正，这意味着他们对流动人口收入的提升都具有明显的作用，与经济预期相符。

对于乡城流动人口而言，工会组的平均收入比非工会组高出4.6%，而城城流动人口工会组的平均收入比非工会组高出9.1%，其他变量的系数显著且符合经济预期，但性别和是否签订合同对流动人口收入的提升作用，在乡城流动人口中更明显。这表明工会的存在确实提升了流动人口的收入，但对城城流动人口收入的提升作用要远大于乡城流动人口。

对于未签订劳动合同者而言，工会组的平均收入比非工会组高出4.3%，但在统计上不显著，而签订劳动合同者中工会组的平均收入比非工会组高出5.2%，其他变量的系数显著且符合经济预期，但性别、户籍制度和婚姻状况对流动人口收入的提升作用，对未签订劳动合同者更明显；外出就业时间对未签订合同者不显著，这可能源于未签订合同者大多是候鸟式迁徙。这表明工会的存在确实提高了流动人口的收入，但对已签订劳动合同者收入的提升作用要大于未签订劳动合同者。

从表3可以看出，对于个体私营企业与国有集体企业而言，工会组平均收入比非工会组分别高出6.5%和5.8%，而在外资企业中，工会组平均收入比非工会组高出1.6%，且在统计上不显著。其他变量的系数大多显著且符合经济预期，性别与外出务工时间对流动人口收入的提升作用，在个体私营企业中更明显；婚姻状况和是否签订合同对流动人口收入的提升作用，在外资企业中更大；国有集体企业中户籍制度对流动人口收入影响最大，而婚姻状况、外出务工时间和是否签订合同对流动人口收入的影响不显著。这表明工会的存在确实提高了流动人口的收入，但在个体私营企业中的作用最大，而在外资企业中作用不明显。

（二）分位数回归

分位数回归是均值回归的拓展，采用加权残差绝对值的最小化来估计参数，不易受极端值影响，结果更为稳健，且能够提供条件分布上的全面信息。假设Y是连续型随机变量，FY（.）为累积分布函数，yq为被解释变量Y的“总体q分位数”，满足以下定义式：

表4为流动人口小时收入的分位数回归结果。分别报告了10、50和90分位数水平上的回归结果，为了便于比较分析，我们还报告了OLS回归结果。

工会“收入溢价”效应平均为5.5%，相比于平均水平，工会的“收入溢价”在低分位数和高分位水平上要低些，在中分位数水平上要高些，即随着分位数水平的上升，工会“收入溢价”效应先上升、后下降，呈倒“U”字型；在10分位数上，工会“收入溢价”效应为5.2%，在50分位数上，工会“收入溢价”效应高达5.7%，但到90分位数上，工会“收入溢价”效应仅为3.5%。这表明工会对中等收入者的作用最大，其次是低收入者，对高收入者的作用最小。其他变量的系数大都符合人们的经济预期且较显著；性别和外出务工时间对提升流动人口收入的作用，随着分位数的上升而提高，相比于平均水平，在低分位数上要低些，而在高分位数上均要高些；是否签订合同对提高流动人口收入的作用，随着分位数水平的上升而降低，相比于平均水平，在低分位数上要高些，而在高分位数上要低些。

（三）倾向得分匹配估计

工会组织影响流动人口的收入，但流动人口是否成为工会成员，是对收入等诸多因素的适应性反应，本身就是一种自我选择的行为；换言之，我们观察到流动人口是否具有工会成员身份这一现象，并不是一种随机行为，而可能是遵循了某种选择机制，因此可能存在样本自选择问题。直接采用OLS会导致系数估计有偏且非一致，我们选用倾向得分匹配方法（PSM）[16]来弥补，全面分析流动人口工会“收入溢价”效应。

式（5）中，D是一个示性变量，取值为1，表示个体进入处理组；取值为0，表示个体进入控制组；P（X）表示在特征变量X给定的情况下，个体处于处理组的概率。

处理组平均处理效应ATT为：

式（6）中，Y0i为非工会成员的收入，Y1i为工会成员的收入，由于个体i只能是一种身份，要么是非工会成员，要么是工会成员，因而无法同时观测到Y0i和Y1i，只能观测到Y0i或Y1i。但可以通过倾向得分匹配法得到Y0i的估计值0i，从而得到处理组平均处理效应（ATT）的估计量AT[17]。

为保证匹配结果的稳健性，同时选用半径匹配法、最邻近匹配法与核匹配法，通过计算处理组平均处理效应（ATT）对工会“收入溢價”效应进行倾向得分匹配分析。半径匹配法的卡尺参数选取为0.01，进行一对四匹配，因为使用了更多的信息，可以降低方差，但由于使用了更远的信息，偏差可能增大；最邻近匹配法进行一对一匹配，所以偏差较小，但方差可能较大；核匹配法的核函数使用二次核，带宽设定为0.06。

从表5可以看出，经过倾向得分匹配后，半径匹配法、最邻近匹配法和核匹配法下处理组的平均处理效应分别为4.66%、 6.09%、5.39%，且在1%的统计水平上显著，这与OLS分析结果基本一致，即解决了样本选择性偏误后，工会的收入效应仍然存在。这表明我国流动人口确实存在着明显的工会“收入溢价”效应。

四、研究结论与政策启示

改革开放以来，经济的转型带来了劳动关系的巨变。当前，我国正处在经济转型和构建和谐社会的关键时期，工会的“收入溢价”效应研究就具有重要的现实意义。目前国内鲜有文献通过微观数据的实证研究来回应这一问题。

本文基于中国流动人口动态监测调查数据，对流动人口工会的“收入溢价”效应进行实证分析。第一，运用OLS回归，研究发现工会能显著提升流动人口的收入水平，但工会的“收入溢价”效应具有异质性，城城流动人口高于乡城流动人口，签订合同者高于未签订合同者，个体私营企业的表现要优于其他单位类型企业。第二，运用分位数回归发现，随着分位数水平的上升，工会“收入溢价”效应先上升、后下降，呈倒“U”型，对中等收入者的作用最大，其次是低收入者，对高收入者的作用最小。第三，采用PSM法以解决OLS方法可能存在的样本选择性偏误问题，工会“收入溢价”效应仍然存在。

基于上述研究结论，可以得到一些政策启示：第一，让更多的流动人口了解工会的作用，以吸引他们积极加入工会；严格执行《工会法》，鼓励更多企业建立工会组织。同时，工会组织要创新工作方式，更好地维护劳动者合法权益。第二，积极推进户籍制度改革，逐步建立城乡统一的劳动力市场。鉴于流动人口工会收入效应的户籍差异，工会要积极帮助流动人口，尤其是乡城流动人口维护其合法权益，提升他们的劳动技能，使他们有序向城镇转移，快速融入城市，从而提升其收入水平。第三，鼓励企业和流动人口签订劳动合同，积极推进劳动合同法的落实，从而建立规范有效的劳动关系，鉴于劳动合同对工会收入效应的影响，工会要针对未签订合同者积极开展工作，扩大工会组织的覆盖面，维护劳动者的合法权益，以促进劳动力市场的公平，进而提升流动人口的收入水平。第四，需要加强外资企业工会建设，推行工资集体协商制度，推进工会组织转型，使其能独立代表劳动者的利益，在切实维护劳动者合法权益的同时，要充分保障和尊重投资者的利益，以实现劳资双方的利益最大化。

参考文献：

[1] 阳玉香，莫旋.流动人口获得了公平的劳动收入吗？[J].华东经济管理，2017（6）：31-37.

[2] 张杰，黄泰岩.中国企业的工资变化趋势与决定机制研究[J].中国工业经济，2010（3）：42-53.

[3] 王永丽，郑婉玉.双重角色定位下的工会跨界职能履行及作用效果分析[J].管理世界，2012（10）：130-145.

[4] 孙中伟，贺霞旭.工会建设与外来工劳动权益保护[J].管理世界，2012（12）：46-60.

[5] Lewis H G.Unionism and relative wages in the United States[M].Chicago： Chicago University Press，1963：32-43.

[6] Booth L，Bryan L.The union membership wage-premium puzzle： there is free rider problem[J].Industrial & Labor Relation Review，2004（3）：174-186.

[7] Blanchflower D，Bryson A.The wage impact of trade unions in the UK public and private sectors[J]. Economica，2010（7）： 92-109.

[8] Lu Y，Tao Z，Wang Y.Union effects on performance and employment relations： evidence from China[J].China Economic Review，2010（1）： 202-210.

[9] 袁青川.基于傾向值匹配估计的工会工资溢价研究[J].经济经纬，2015（5）：114-119.

[10]易定红，袁青川.中国工会存在工资溢价吗[J].经济理论与经济管理，2015（2）：31-39.

[11]杨继东，杨其静.工会、政治关联与工资决定——基于中国企业调查数据的分析[J].世界经济文汇，2013（2）：36-49.

[12]王鸣，李永杰.中国工会是否改善员工工资福利？——来自2013年广东佛山南海企业—员工匹配数据的证据[J].华南师范大学学报（社会科学版），2014（6）：113-120.

[13]李龙，宋月萍.工会参与对农民工工资率的影响——基于倾向值方法的检验[J].中国农村经济，2017（3）：2-17.

[14]莫旋，刘杰.中国是否存在工会“工资溢价”效应？[J].商业研究，2016（6）：50-58.

[15]莫旋，唐成千.工会提高了职工收入吗？[J].财经论丛，2017（1）：12-18.

[16]Wooldridge J.Econometric analysis of cross section and panel data[M].Cambridge Massachusetts： MIT Press，2008：603-621.

[17]陈强.高级计量经济学及Stata应用（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2014：537-554.

（责任编辑：铁 青）