工會組織對工資收入的影響基于制度因素視角

工會組織對工資收入的影響基于制度因素視角

F244A1673-0461(2011)04-0005-06一、文獻(xiàn)回顧勞動者間工資的差異可由諸多因素進(jìn)行解釋，在積聚經(jīng)濟(jì)情形下，如大中城市，經(jīng)濟(jì)交易主體較為集中，以較高生產(chǎn)力從事生產(chǎn)，對應(yīng)的工資水平也較高(Henderson，2003[1]；黃楓和吳純杰，2008[2])，在企業(yè)級水平，規(guī)模較大或經(jīng)營績效較好企業(yè)的員工較之規(guī)模較小企業(yè)也會形成工資溢價(ElBadaoui，Strobletal.，2009；Martins，2008)[3][4]。而勞動者自身的能力異質(zhì)性，也是導(dǎo)致工資差異及工資溢價最為主要的原因(Yankow，2006)[5]，勞動者素質(zhì)越高，對應(yīng)之工資收入也越高(MacLeodandMalcomson，1993)[6]。研究表明，當(dāng)勞動者的素質(zhì)異質(zhì)性被控制后，工資差異及相應(yīng)的工資溢價現(xiàn)象將會消失(Yankow，2006)，因此，在某種程度上大部分的工資溢價現(xiàn)象都可由勞動力素質(zhì)的差異進(jìn)行解釋(Wheeler，2001)[7]。對于提高勞動者素質(zhì)的企業(yè)培訓(xùn)等行為，盡管工資保持不變，但工人實際的勞動所得，如自身能力的提高等，也可能產(chǎn)生溢出[8]。除上述因素外，不同部門的職工工資也有不同(Blanchflower，1996[9]；Borlandetal.，1998[10])。Blanchflower(1996)的研究表明，多數(shù)國家的公有部門享有3％到11％不等的工資溢價，如美國聯(lián)邦政府雇員的工資溢價達(dá)到9.75％，而州和地方政府的工資溢價則為-1.94％到-2.88％，在采用同樣方法對英國和澳大利亞進(jìn)行研究的時候也得到了一致的結(jié)論。值得注意的是，工資差異在部分程度上也可由雇員的性別不同所解釋(Lewis，1996)[11]。Lewis(1996)的研究表明，美國州級公有部門和地方級公有部門的性別工資差異小于國家級公有部門，并且相對于私有部門的性別工資差異，公有部門的性別工資差異隨時間變化而減少[12]。對于特殊的事業(yè)部門，如學(xué)校與機(jī)關(guān)(AverettandBurton，1996)[13]以及國有企業(yè)(夏慶杰等，2010)[14]等，也可能由于性別的差異而導(dǎo)致工資收入的差異。直覺地，超時工作(OvertimeWorking)也是形成工資溢價的主要原因(HartandMa，2009)，但這是由于勞動者提供更多的勞動所得，屬于正常性收入溢出[15]。綜上所述，除超時工作外，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、勞動者自身素質(zhì)、所有制部門(包括本國與外國(GirmaandGerg，2007[16])及勞動者性別等因素可在一定程度上為解釋工資差異提供部門證據(jù)。然而，工資的差異以及由此而引致的特殊的工資差異集合中的工資溢價現(xiàn)象，可歸結(jié)為勞動力市場非完全競爭的市場結(jié)構(gòu)(BratsbergandRagan，2002)[17]，如積聚經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象可認(rèn)為是生產(chǎn)經(jīng)營達(dá)到一定規(guī)模后在部門范圍內(nèi)形成了對資本及勞動力資源的壟斷使用，而勞動者自身的素質(zhì)和性別可看作是勞動力需求部門所采取的差異化用工策略[18]，對應(yīng)的不同所有制結(jié)構(gòu)部門的工資差異可看作不同部門勞動者福利的非競爭性分配與工資議價能力的不同等，如中國國有部門相對于非國有部門明顯存在工資溢價等(薛欣欣，2008)[19]。特別地，對于勞動者的工資議價能力的討論(Veugelers，1989)[20]，除可從不同所有制結(jié)構(gòu)部門差異視角進(jìn)行考察外，被關(guān)注的還有勞動者自身所在組織(如工會等)相對于雇主討價還價能力差異等方面(BratsbergandRagan，2002；BlanchflowerandBryson，2004[21])。特別地，對于勞動者工會成員身份的工資溢價問題，一方面是形成勞動力市場非完全競爭的主要因素(Rosett，1990)[22]；另一方面對維持勞動者收入穩(wěn)定(TeachmanandTedrow，2004)[18]，保障工人生活水平具有重要作用。鑒于勞動者工會成員身份在工資差異及由之產(chǎn)生的工資溢價問題的重要性，本文以1996和2001年英國為例，從工人的工會成員身份角度對其工資的影響進(jìn)行分析。主要結(jié)構(gòu)如下：第一部分，回顧相關(guān)理論及研究，并對工會成員身份在影響工人收入的重要性進(jìn)行說明；第二部分，對相關(guān)理論進(jìn)行回顧，并提出研究假設(shè)；第三部分建立研究模型，并對變量及抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行說明；第四部分，對建立之模型進(jìn)行檢驗，并對研究結(jié)果進(jìn)行討論；第五部分，總結(jié)研究結(jié)論與局限。二、理論模型與假設(shè)1.勞動力市場分割理論勞動力市場理論所關(guān)注的引起部門分割的因素主要包括市場與制度兩個方面(蘇永照，2010)。其中，市場因素主要基于市場信息的非充分性及市場進(jìn)入渠道的多樣性，從而造成勞動力市場存在性別、種族以及移民與否的差異，即形成所謂的市場分割；而制度因素，如內(nèi)部勞動力市場和工會組織等，都會形成勞動力市場的分割。而勞動力市場的分割狀態(tài)，是形成非完全競爭的結(jié)構(gòu)最為直接的原因(BratsbergandRagan，2002)。結(jié)合本文所關(guān)注的問題視角，勞動力市場運作過程決策機(jī)制與內(nèi)部管理組織結(jié)構(gòu)(如內(nèi)部勞動力市場和工會等)分不開，特別地，大公司和聯(lián)合體常內(nèi)生出幾乎完全獨立于外部勞動力市場的內(nèi)部市場(Dunlop，1957)[23]。內(nèi)部勞動力市場和工會組織，改變了勞動力市場的結(jié)構(gòu)，勞動者不能在勞動力市場中完全流動，原有的勞動力市場供求均衡將被打破。圖1制度因素對勞動力市場均衡的影響假定由于勞動力市場分割，形成了特定的內(nèi)部勞動力市場和一般的外部勞動力市場，且內(nèi)、外部勞動力市場的初始均衡分別為(見圖1)。隨著生產(chǎn)的發(fā)展，企業(yè)在不斷發(fā)展壯大，但是由于內(nèi)、外部市場處于分割狀態(tài)，勞動力不能完全流動，從而形成內(nèi)部勞動市場的勞動力相對供給水平下降。假定勞動力供給曲線向左平移至，形成新的內(nèi)部勞動力市場均衡點。因此，工會組織的存在，使得勞動力市場形成了眾多的非完全流動細(xì)分市場(FragmentMarkets)，勞動力相對需求的剛性增加，促使內(nèi)部勞動市場的單位勞動價格產(chǎn)生溢價。進(jìn)一步地，企業(yè)為保證正常經(jīng)營，對勞動力的需求增加(假定勞動力需求曲線向右平移至)。但是由于勞動力市場分割引致的勞動力非完全流動性，企業(yè)在短時間內(nèi)只能通過提高勞動者工資的方式，促使勞動者愿意提供更多的勞動。此時，勞動力市場相對供給水平回到初始狀態(tài)，但形成了一個更高工資水平的均衡。同樣，工會組織的存在，增強(qiáng)了勞動者與企業(yè)主之間的工資議價能力，除非外部勞動力市場形成巨大波動，否則內(nèi)部勞動力市場溢價后的工資水平將保持較長時期。因此，可得研究假設(shè)H1：工會組織的存在，從制度層面引致勞動力市場的分割狀態(tài)，處于內(nèi)部勞動力市場的勞動者在工會組織的幫助下將形成相對于外部勞動力市場的較高工資溢價水平。此外，行業(yè)部門的差異，也在一定程度上降低了勞動力在細(xì)分市場間的流動水平，因此在分析工會組織對勞動者工資收入的影響收入時，需對其加以控制。同時，研究假設(shè)H2：行業(yè)在一定程度上促成了勞動力市場分割的形成，其對于勞動者工資收入具有顯著影響。2.人力資本差異理論人力資本理論認(rèn)為，個人收入的差異主要來源于個人能力的不同，而個人能力則決定于受教育的程度(劉社建和徐艷，2004)[24]。人力資本的差異以及間接由之決定的人力資本存量結(jié)構(gòu)，主要受先天稟賦及所受教育程度所決定(薛欣欣，2008)。從一定意義上，人力資本的差異，主要是由于勞動者自身素質(zhì)的不同所導(dǎo)致。勞動產(chǎn)出主要由勞動時間和單位勞動產(chǎn)出所決定。在單位勞動時間給定的前提下，勞動生產(chǎn)率越高，對應(yīng)的單位勞動產(chǎn)出也越高，加總后的勞動產(chǎn)出也將越高。在完全競爭市場條件下，勞動生產(chǎn)率的差異往往決定了勞動者不同的工資水平，即使在不完全競爭市場前提下，較高的勞動生產(chǎn)率也與較高的工資水平相對應(yīng)。擁有較高勞動生產(chǎn)率的勞動者，其與一般勞動者的工資差異，可以從各自所擁有的工作經(jīng)驗，所受教育的程度得到解釋(Yankow，2006)。正如前文所提及的那樣，多數(shù)工資溢價現(xiàn)象都可從人力資本差異角度進(jìn)行解釋(Wheeler，2001)。實際上，企業(yè)也愿意支付超出市場均衡水平的工資以激勵工人努力工作，而衡量工人努力工作與否的關(guān)鍵在于工人勞動的產(chǎn)出水平?；谌肆Y本視角，工人工資的差異，主要可從工人的勞動經(jīng)驗(HartandMa，2009)和所受教育的程度(Koevoets，2007)兩個方面進(jìn)行解釋?；谥庇X的考慮，同時結(jié)合勞動者工作經(jīng)驗和所接受教育的程度兩個維度，本文推導(dǎo)出假設(shè)H3和H4，即勞動者工作經(jīng)驗越豐富，勞動力素質(zhì)越高，對應(yīng)的工資溢價水平越高(H3)；勞動者所接受的教育程度越高，人力資本價值越高，對應(yīng)的工資收入也越高(H4)。值得說明的是，本文將性別也界定入勞動者素質(zhì)異質(zhì)性范疇，即構(gòu)成了人力資本的差異。因為性別在一定程度可以影響勞動生產(chǎn)率，對于一些特定的行業(yè)和部門，如私有和公有部門的差異等，由性別差異所引起的工資差異更為顯著(AverettandBurton，1996；夏慶杰等，2010)。并且，性別也是傳統(tǒng)的影響勞動者收入的最為主要的因素之一(Lewis，1996)。因此，在回歸建模過程中，對樣本的性別進(jìn)行控制，同時提出研究假設(shè)H5：工人性別對與工人收入影響顯著，特別地，男性相對于女性勞動者存在明顯的工資溢價。三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明1.模型設(shè)定為考察工人是否參加工會組織對其雇傭工資的影響，研究的主體框架即為分析勞動者收入及其是否具備工會身份二者之間的關(guān)系。因此，可建立以下包括控制變量在內(nèi)的回歸模型：其中，ind為表示行業(yè)種類的虛擬變量。人力資本的差異來自于勞動者自身素質(zhì)的差異，因此在研究工會組織制度因素對勞動者工資收入影響時，需對勞動者素質(zhì)類變量進(jìn)行控制。依據(jù)前文的分析，主要對勞動者的性別、勞動經(jīng)驗及勞動者的教育程度進(jìn)行控制。性別對于雇傭工人的薪酬同樣影響顯著(Lewis，1996；TeachmanandTedrow，2004)[11][18]，因此引入表示性別的虛擬變量(男性=1，女性=0)作為控制變量。工人的工資在很大程度上受工人的工作經(jīng)驗所決定，直覺地，工作經(jīng)驗越豐富，對應(yīng)的工資越高(Kurokawa，2010)[25]。因此，設(shè)定為工人工作經(jīng)驗變量，用工人工作的勞動時間表示(HartandMa，2009)[15](取自然對數(shù))，用以對原有回歸模型進(jìn)行控制。教育程度對于工人收入的影響也是工資差異所需慮及的一個重要方面(Koevoets，2007)[26]，因此模型中設(shè)定acd為表示教育程度的虛擬變量。因此，模型(2)可進(jìn)一步擴(kuò)展為：綜上所述，本文構(gòu)建了勞動者工會身份對其工資收入影響的分析模型，模型中對勞動者自身素質(zhì)及行業(yè)類別等因素進(jìn)行控制，所涉及的變量包括工人收入水平、工會成員身份虛擬變量、性別虛擬變量、工作經(jīng)驗、教育資格與行業(yè)類別虛擬變量(見表1)。2.數(shù)據(jù)來源與說明基于數(shù)據(jù)的可獲性，本文數(shù)據(jù)主要采用1996年和2001年的英國數(shù)據(jù)。之所以選取英國的數(shù)據(jù)，原因在于英國是老牌發(fā)達(dá)資本主義國家，工會的發(fā)展具有長期的歷史，且發(fā)展較為成熟。因此，利用其數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，具有代表性且能夠較為準(zhǔn)確的探究工會組織對勞動者工資收入的影響。樣本數(shù)據(jù)包含工人性別、月度工資、每周工作時長(小時)、工會成員或非工會成員身份、受教育資格類型及行業(yè)類別(四位數(shù)SIC)等信息。在數(shù)據(jù)抽樣過程中，主要遵循以下規(guī)則：(1)對于觀察樣本收入未知或不可觀察的樣本予以剔除；(2)對于是否是工會成員鑒別的抽樣數(shù)據(jù)中，若未明確說明是與不是的樣本予以剔除；(3)對于工作勞動時間無法確定或不可觀測的樣本予以刪除；(4)對于職業(yè)類別與教育資格類別缺失與不可觀察的樣本予以刪除；(5)對于存在數(shù)值非正或缺失的統(tǒng)計錯誤和不符合研究要求的樣本(如65歲以上的男性和60歲以上的女性，個體經(jīng)營者)予以剔除。綜合上述抽樣規(guī)則，1996年和2001年分別可得研究樣本2，115個與2，127個。在1996年和2001年抽樣樣本中，是工會成員的分別1，354例和1，306例(64.02％和61.40％)，不是工會成員的有761例和821例(35.98％和38.60％)，性別比例為男性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、實證檢驗與分析1.模型設(shè)定檢驗以英國1996年和2001年數(shù)據(jù)為例，就工會組織對工人工資的影響構(gòu)建回歸模型進(jìn)行實證分析。在分析之前，須結(jié)合抽樣數(shù)據(jù)與模型設(shè)定的正確性進(jìn)行檢驗。模型設(shè)定偏誤可依據(jù)偏誤基于的對象分為：(1)關(guān)于解釋變量選取的偏誤，即遺漏變量或冗余變量；(2)模型形式偏誤；(3)測量誤差偏誤與(4)模型隨即誤差項設(shè)定形式偏誤等。此處主要對模型變量選取偏誤與否進(jìn)行檢驗，采用之檢驗方法為常用的RamseyReset回歸設(shè)定誤差檢驗。以因變量冪的擬合值進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果接受零假設(shè)，且對應(yīng)概率分別為0.1747和0.6632，表明原模型不存在遺漏相關(guān)變量的設(shè)定偏誤，為原模型構(gòu)建的合理性提供了有力證據(jù)(見表2)。注：表中數(shù)據(jù)經(jīng)作者整理于RamseyReset模型設(shè)定檢驗結(jié)果，檢驗的零假設(shè)為：模型存在遺漏變量(OmittedVariables)。F統(tǒng)計量對應(yīng)括號中的數(shù)值為自由度。2.異方差檢驗異方差的存在，改變了殘差的分布，將使OLS估計得方差偏大，對應(yīng)的置信區(qū)間過大，對應(yīng)的t檢驗與F檢驗的結(jié)果不再準(zhǔn)確，可能導(dǎo)致回歸系數(shù)在統(tǒng)計上變得不顯著。因此，在初步回歸的基礎(chǔ)上，需對原有模型是否存在異方差性進(jìn)行檢驗。采用White異方差檢驗，對模型初步回歸的殘差進(jìn)行檢驗(見表3)。依據(jù)檢驗結(jié)果，1996年樣本拒絕同方差的零假設(shè)，即說明模型存在異方差性。盡管2001年樣本的White檢驗結(jié)果表明，模型殘差為同方差，但接受該假設(shè)的概率值較小，為0.1121?；诖耍疚膶?996年和2001年樣本所建立的回歸模型均采用穩(wěn)健方差估計方法(RobustVarianceEstimation)對模型進(jìn)行修正。3.結(jié)果討論根據(jù)模型的設(shè)定及異方差性進(jìn)行檢驗結(jié)果，模型不存在遺漏變量的設(shè)定偏誤，但存在較為明顯的異方差(接受同方差性的概率分別為0.0000和0.1121)。采用White方法，計算出模型的穩(wěn)健方差(RobustVariance)，對原有模型的異方差進(jìn)行修正(見表4)。根據(jù)回歸結(jié)果，工人的工會身份將會對其工資產(chǎn)生明顯的溢價效應(yīng)，即參加工會的工人工資收入將比非工會工人產(chǎn)生超過10％的溢價(1996年和2001年樣本回歸模型中系數(shù)分別為12.46％和11.47％)，對應(yīng)的顯著性水平為1％。基于研究結(jié)果穩(wěn)健性視角，本文和Blanchflower(1999)[27]、Swaffield(2001)[28]以及Blanchflower與Bryson(2002)[29]的研究結(jié)果一致。Blanchflower(1999)采用英國1993年與1994年數(shù)據(jù)，兩年的面板回歸結(jié)果表明工會工資溢價為9.43％，如果在回歸模型中加入性別和部門的控制變量，得到工會工資溢價為9.8％。Swaffield(2001)使用BHPS(BritishHouseholdPanelSurvey)1991年-1997年數(shù)據(jù)，采用OLS估計方法得出女性雇員(包括體力和非體力勞動，全職和兼職)的工會工資溢價為9.8％，男性(僅為全職的體力勞動)的工會工資溢價為11.6％。Blanchflower和Bryson(2002)使用英國LFS(LaborForceSurveys)1993年到2000年數(shù)據(jù)，分別得出各年的工會工資溢價水平在10％到17.5％之間，其中1996年溢價水平為14.8％，2000年為10.3％；對LFS數(shù)據(jù)1993年-2000年的總體回歸結(jié)果得出工會工資溢價為13.3％，由BSAS(BritishSocialAttitudesSurvey)1985年-2001年的數(shù)據(jù)總體回歸結(jié)果得出工資溢價為9.1％。因此，結(jié)合本研究的結(jié)果，本文主要的研究假設(shè)1成立，工會組織這一制度性因素在形成勞動力市場分割方面具有重要作用，工會身份對于保障工人權(quán)益，形成相對于外部勞動力市場工人雇傭工資溢價具有顯著作用。其次，性別也是影響工人工資的重要因素。從回歸結(jié)果看，對應(yīng)系數(shù)顯著為正，對半對數(shù)模型系數(shù)進(jìn)行變換可知，男性的工資收入較女性溢價超過20％(1996年和2001年樣本回歸模型中系數(shù)分別為24.85％和20.52％)，研究假設(shè)H5成立。依據(jù)模型中行業(yè)類別與教育資格類別對應(yīng)的回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)二者對工人工資影響都較為明顯，研究假設(shè)H2和H4成立。但是，盡管模型回歸結(jié)果顯示工作經(jīng)驗對于工人工資收入具有正向顯著性，但影響的作用非常低，即單位工作經(jīng)驗變動僅僅