劳工代表、发展型政府治理工具
【摘 要】本文从三方面探讨工会对劳工权益的保护作用：作为工人代表的组织，积极维护劳工权益。作为影子政府的组织，体现了发展型政府在劳工与资本之间的平衡术：基于效率机制，不支持劳工增长权益，降低企业用工成本；基于合法性机制，维护劳工底线权益。并基于代表性问卷调查数据对相关机制与假设进行验证。与以往研究不同的是，本文引入了企业是否有党组织作为政府的代理变量，分析工会、政企关系对劳工工资获得、工资水平的影响，其中政企关系起着中介作用、抑制作用双重效应。而分位数回归结果，不仅展示了工会、政企关系影响的异质性，也进一步支持了关于工会代表性作用、影子政府治理作用的假设。
【关键词】工会；发展型政府；劳工权益；工资效应
【中图分类号】C912.2；D41 【文献标识码】A【文章编号】1009-4997（2016）05-0103-11
收稿日期：2016-09-20
作者简介：魏万青（1977-），男，湖南隆回人，博士，广西大学公共管理学院副教授，研究方向：发展社会学、社会组织与社会治理；刘庄（1990-），广西贵港人，广西大学公共管理学院社会学硕士研究生。
基金项目：广西高校人文社会科学重点研究基地“区域社会管理创新研究中心”资助课题“组织化路径与农民工权益保护研究”（编号：JDKF201501005）成果。
一、问题的提出
如何维护城市化进程中劳工（农民工）权益，是新城镇化过程中必须面对的重要问题。工会被视为劳工权益保护的重要途径，但国内关于工会的实证研究非常少，且侧重定性分析。大部分研究者依然强调工会对国家的依附性——工会存在与运作依赖于国家行政权力与资源，扮演着国家控制的工具。在发展主义导向下，“资本与国家结盟”使得工会对劳资关系平衡的影响非常有限。相比于官方地位的工会行政组织，企业工会往往受制于资本与企业高层，这种政府与资本的双重依赖使得工会在劳工权益维护中碌碌无为，[1]工会组织的不作为被视为是劳工权益受损的重要原因。另一些研究者则注意到了收入分配格局恶化与劳动争议逐步激烈的背景下，工会作为改进劳资关系平台的作用，指出中国工会已发挥了积极作用。[2][3]
仔细梳理工会与劳工权益研究的相关文献，发现诸多令人困惑与矛盾之处。大多数研究支持了工会在维护职工底线权益方面的作用，但对工会是否提高职工工资存在争议。且关于工会工资效应的研究，大多基于企业层面考察工会的平均影响，缺少大样本个体层面的数据，无法克服估计中的“加总谬误”及“选择偏误”。[4]少有几篇基于雇员-雇主匹配数据的研究，在具体研究结论上也存在较大差异。李明、徐建炜发现中国工会不仅提高了会员职工的工资率，还降低了他们的工作时间。[4]而孙中伟等基于珠三角、长三角农民工19个城市调查数据研究发现，工会对农民工最低工资符合率、强迫劳动、社会保险等底线型权益有显著影响，但对增长型权益（工资水平）并无显著影响，并从政府经济发展与稳定目标出发，提出了工会对劳工权益影响的安抚机制和稻草人机制，前者促进工会维护底线权益，达到维稳目的，后者促进工会抑制薪资增长，达到降低企业成本目标，促进经济发展。[5]但这两篇论文均存在较大遗憾。李明、徐建炜研究没有回答工会为什么会影响工资效应，其影响机制与途径是什么？如果工会在维护会员底线权益发挥作用而在维护增长权益（工资水平）方面无所作为，孙中伟、贺霞旭研究也没回答，国家是如何深入企业内部，达到抑制工资增长目的，更为重要的是，虽然研究者将工会视为政府治理工具，但具体研究中，并未纳入相关变量，忽视政府角色对工会效应的影响，与中国具体经验不符，研究结论难以令人信服。
总之，研究劳动权益中的工会效应，必须考虑政府角色的影响，并分析政府角色如何影响工会效应的实现与结果。本文在综合以往研究成果上，从经济发展中政府角色出发，分析工会对劳工权益的作用机制，以及结果的复杂性，并基于一个代表性的企业-员工匹配数据进行检验。在具体分析中，本文聚焦工会的工资效应，同时，引入企业是否有党组织作为政企关系代理变量。研究发现，工会对劳工权益保护发挥着积极作用，不仅保护劳工的收入获得权，降低欠薪概率，同时，也对劳工工资收入有着显著的正向影响。具体而言，在维护工资获得权益方面，作为工人权益代表，工会不仅直接维护劳工获得报酬权益，同时也通过企业党组织为中介，降低企业欠薪概率。在维护工资增长方面，工会的工资效应非常显著，而以往研究之所以得出工会工资效应并不显著，其原因是忽视了政企关系变量的抑制效应。基于分位数回归进一步分析发现，工会在维护工资增长方面具有显著的异质性，体现出其有所为有所不为，具体而言，工会工资效应主要体现在中低收入分布部分，在高收入分布部分，工会工资效应并不显著。
二、发展主义政府与劳工权益保护
在我国，工会一直扮演着政府治理工具角色，理解工会的工资效应必须考虑到政府的影响。一般认为，中国的经济增长与社会转型过程中，政府发挥着至关重要的作用，学术界往往以“地方法团主义”、“政府即厂商”、“经营型政府”、“发展型政府”等概括国家与地方政府的角色。[6 ][7]钱颖一等人提出的“中国特色的联邦主义”假说指出，行政分权与财政分权两方面的激励使得中国地方政府有热情去维护市场，推动地方经济增长，[8]而锦标赛体制假说指出，从官员升迁角度解释了地方政府寻求一切可能的来源进行投资、推动地方经济发展的热情。[9] [10]在财政与升迁激励下，地方政府官员把招商引资作为工作的核心，通过各种途径与手段，改善基础设施、负地价出让土地，加大对企业优惠力度，通过补贴工商业吸引资本，成就中国经济奇迹。[11]
然而，这种发展主义模式对劳工权益增长是不利的。无论是东亚地区增长奇迹，还是后来中国增长奇迹，发展主义国家模式均是建立在有限制的工资和福利基础上的发展模式，“出口主义”把工资视为国际性生产成本而不是国内需求的源泉,因此国家常常要迫使工资关系屈从于“出口主义”和工作福利的指向，[12]其结果是劳动者工资份额在整个社会财富分配中所占比重较低。在中国经济发展模式中，正是依赖“低成本、低工资”的劳动力大军形成了中国经济在世界经济格局中的比较优势，这也被称为“人口红利”。外来投资的增加，外资、民营企业等新型经济部门兴起，使得农村“闲置”人口不断被卷入工业生产。与此同时，在户籍制度的限制下，农村转移人口（即农民工）往往被隔绝在城市福利体系之外，无法平等享受教育、住房等基本公共服务。[13][14]在强资本、强国家结盟条件下，在全球资本逻辑的“逐底竞争”中，中国劳工（农民工）权益状况堪忧。[15][16]
在波兰尼看来，大转型中伴随着市场的扩张与社会保护的双向运动，国家承担着双重角色，既要推动市场化转型，促进经济增长，又要针对市场扩张带来的风险不断建立保护制度，防止社会陷入动荡与骚乱。[17] [18]但在发展主义导向下，我国市场化转型过程中的国家主要围绕市场化而进行的单向运动，“只有经济政策，没有社会政策，[19]缺少社会保护的单向运动也造成了诸多严重的社会后果，导致国民的工资收入和生活水平并未随着高速的经济增长而相应提高，并且缺少基本的社会保障和社会福利，影响到政府合法性。体现在劳资关系层面，就是劳资冲突日益凸显。诸多学者呼吁加强社会建设，特别是建立与完善国民基本公共服务体系。[20]
三、工会的多重脸孔：资本与劳工之间的发展型政府的治理平衡术
从自身合法性角度而言，工会理应是劳工权益的代表，但从社会发展中政府角色去理解工会，中国企业工会呈现更为复杂的特点：体现了政府在资本与劳工之间的治理平衡术。
一方面，在经济中心话语下，招商引资、发展经济成为政府工作基本中心点。在这种情况下，作为维护工人权益的组织——工会——如致力于工人工资增长的目标，必然与地方政府招商引资大力发展工商业的目标，存在一定的紧张关系。维护工人权益——增加福利、提升工资，必然给企业带来更多的劳动成本，降低地方对资本的吸引力。因此，本应代表和维护工人权益的工会组织，在相当长一段时间里，“没有按它应有的社会职能发挥作用，实际上成了党委的一个工作部门或行政的一个从属机构”。[21]工会依附性特征，使得其在劳工权益维护中，所发挥作用极为有限。
另一方面，政府还肩负社会保护的功能。在市场化转型中，形成了强资本与强政府结盟，缺少社会保护的劳工权益状况让人堪忧，引发一系列社会问题，诸如欠薪、留守儿童、劳资冲突等，影响社会稳定与和谐的同时，也影响到政府权威与合法性。因此，基于合法性与社会稳定角度，政府同样需要将风险控制在一定范围，对激烈抗争的劳工权益作出回应。由于欠薪现象严重损害劳工权益并激起民工反馈与舆论批评，工会组织开始强调“组织起来，合法维权”，但其工作定位主要是“围绕中心、服务大局”，坚持“党委领导、政府重视、各方支持、工会运作、职工参与”的工会社会化维权模式”。这种工会社会化的维权模式，“主要是出于维护社会稳定、发展经济、改善投资环境、解决‘民工荒’等问题的考虑，才从上至下、大张旗鼓地开展社会化维权活动。”[21]
总之，基于效率机制，经营型政府强调低成本优势，抑制劳工工资“快速”增长，吸纳全球资本，基于合法性机制，“安抚型国家”强调代表工人阶级利益，维护劳工底线权益。前者与工会自身角色相冲突，在效率机制作用下，作为政府影子与工具，工会另一面角色——为工人代言与维护工人权益的功能并未充分发挥甚至被压制。后者由于工会角色与定位相一致，在合法性机制作用下，工会积极介入劳工欠薪问题，发挥着“安抚型国家”功能。以往关于工会与劳工权益的研究在一定程度支持了上述论述。在关于工会效益的研究中，诸多文献肯定了在讨薪、最低工资、基本福利方面工会维护劳工底线的作用，但关于工会的工资效应方面或劳工的发展权益方面的作用，很难达成一致意见。“如果说中国工会有什么作用的话，一般也只能维持一些‘底线型权益’，很难从实质上改善职工劳动权益如提高工资薪金”。[22]
基于上述梳理，工会效应体现在如下方面：一是工会自身作为工人组织代表所发挥的作用，致力于提升劳工的工资福利水平，维护劳工权益；二是工会作为政府组织所发挥的作用，这体现在两个方面，（1）作为经营型政府治理工具的工会，强
调效率机制，对劳工工资快速增长保持谨慎；（2）作为安抚型政府的治理工具的工会，强调合法性机制，维护劳工的底线权益，如获得基本报酬，保障最低工资水平等。而以往研究中，要么强调企业工会作为工人代表的作用，强调工会对劳工工资权益的提升作用，忽视了其作为官方组织的复杂性，要么强调企业工会是政府机构的延伸，认为工会仅能维护底线权益，无法实质上提升劳工工资等权益。考虑到工会组织的复杂性脸孔，在研究工会作用时，必须考虑到政府角色及其影响，厘清工会影响、工会作为政府治理工具的影响、企业工会组建的选择性影响。
综上所述，由此可以形成关于本文的研究假设。一个是作为劳工代表的工会，积极维护劳工利益；一个是作为政府影子的工会，在劳工权益维护方面“有所为有所不为”。
假设1：作为工人的组织代表，企业工会对劳工权益有着积极作用，不仅能提升劳工的底线权益，同时也能提升劳工的增长型权益。
假设2：作为政府治理机构，企业工会的作用受政府角色影响，体现政府治理术与平衡术。作为经营型政府治理工具的工会，基于效率机制为降低企业用工成本不会实质性的支持劳工工资增长；作为安抚型政府的治理工具的工会，基于合法性机制，维护劳工的底线权益。
那么，如何厘清工会影响与政府角色的影响呢？虽然，从政府与工会关系来说，大多强调工会是政府的治理工具，即政府是以工会为中介影响工人与企业，但在企业内，相关问题则更为复杂。一方面，在外资、民营等新兴经济组织党建工作的大力推进，政府与企业可以通过企业党组织进行直接对接，企业是否有党组织是政企关系的直接体现；另一方面，也使得企业工会的诉求更多通过企业党组织渠道进行。因此，在具体研究中，本研究将引入企业是否有党组织作为政企关系的代理变量。一方面能一定程度分离出工会效应中的政府效应；另一方面还能削减工会效应估计中的样本选择性偏误。企业工会组织的建立并非一个随机事件，从工会组织的稳定、组织效果来说，地方政府更倾向于在大型的、有影响力、效益较好的企业优先建立工会。因此，工会效应（如工会对工资的影响）很有可能是样本选择性导致的结果。同样，党建工作（企业是否有党组织）也并非随机事件，也是选择在规模大、影响力强、效益好的示范性企业进行，因此，引入企业是否有党组织作为政企关系这一代理变量，能降低工会效应估计的选择性偏误。
由此，基于假设1与假设2的合法性机制可预期：企业工会不仅对劳工底线权益发生直接影响，同时也以企业党组织为中介维护劳工底线权益（下文简称中介作用）。基于假设1与假设2的效率机制可预期，虽然企业工会能提升劳工的增长型权益，但政企关系抑制了企业工会这一作用的发挥（下文简称抑制作用）。
四、数据、变量与样本基本情况
（一）数据介绍
本文所使用的数据来自教育部重大招标课题“农民工权益保护理论与实践研究”外来务工人员调查数据。调查于2010年暑假在上海、广东珠三角、江苏、浙江等19个城市进行，调查对象是大专学历及以下的外来工。调查中根据各城市年鉴中外来人口比例作为样本分配根据，控制了性别、行业和地区分布，共发放问卷4254份，回收有效问卷4152份，广东珠三角9市样本2046份，长三角10市样本2106份。在具体调查过程中，本次调查4152个有效样本，分布在3241家企业，同时，在具体调查问题上，问卷不仅涉及劳工者个体特征，同时也对企业层面的信息进行了系统的收集，这意味着调查情况能很好地反映企业层面的差异，该数据很好地体现了企业-员工匹配情况，符合进行企业内部组织化对劳工权益影响的研究需要。
（二）变量测量
因变量劳动权益：劳工权益内容广泛，本研究主要工资收入问题——工资获得权与月均工资水平。从以往研究来看，虽然关注劳工权益保护中工会角色存在诸多争议，但研究者基本同意工会在维护劳工福利等方面起到积极作用，争议主要是在工会的工资效应方面。从劳工权益核心来看，以工资为核心的经济待遇问题依然是劳工权益中的核心问题，也是社会关注的焦点问题。具体而言，本研究对工会的工资效应主要关注两个方面：一是关注工资获得权，即是在目前工作企业是否遭遇欠薪，以往研究对此关注较少；二是月均工资，与以往研究不同的是，本研究不仅关注工会对月均工资的均值影响，同时也关注影响的异质性问题，即工会对不同部分的收入分布产生不同的影响。从劳工的劳动权益来说，工资增长和工资获得权，分别体现了当下关于劳工权益研究关注的权益层次问题，前者体现发展型权益，后者体现底线型权益。[23]
关键自变量：工会的测量即是否组建企业工会，因此本研究分析中的工会即企业工会。在成熟市场国家的工会研究中，工会呈现为垄断的脸孔与代表的脸孔，在研究中不仅关注劳资双方关系也关注工会对劳工者内部的影响，但在我国更强调工会对全体工人的代表性与权益维护的普惠性，因此，本研究重点关注的是企业是否组建工会而不关注个体是否工会成员。
为更好地分析企业工会影响机制，本文引入企业党组织变量，主要通过是否组建党组织进行测量，作为政商关系的代理变量，同时也能降低工会效应估计的选择性偏误。同样，作为全民党代表，党组织对劳工权益的影响也不以是否党员身份进行识别。另外，值得指出的是，以往研究中关于政企关系的测量，大多以企业领导、企业主是否在政府部门（人大、政协）任职进行测量。[24]但这种测量依然是在企业外部进行，关注的是企业如何渗透政府部门，获得政治权益与回报，而本文测量是在企业内部进行识别，关注的是政府角色如何嵌入企业内部。
控制变量包括：企业规模、是否上市、企业性质以及所处行业等，另外，还控制了个体特征：性别、年龄、教育等。
（三）样本基本情况
基本情况见表1，月均工资为2005.01元，（表中报告对数，剔除了月均工资为零的情况）有4.1%的劳工所在企业发生了欠薪事件。从组织化程度来看，劳工组织化水平较低，超过半数（51.3%）的劳工反映其所在的企业没有建立企业工会，有工会的不到1/4（22.2%）。从企业党组织建立情况来看，只有13.7%的劳工反映所在企业建有企业党组织，近6成（56.7%）的企业尚未建立企业党组织，另外，还有29.4%的劳工不清楚所在企业是否建立有党组织。
表1样本基本情况
|
变量名 |
变量涵义 |
均值 |
标准差 |
最大值 |
最小值 |
N |
|
月均工资 |
发展型权益，月均工资对数 |
7.510 |
0.403 |
5.298 |
10.60 |
4129 |
|
欠薪 |
底线权益，企业是否拖欠工资 |
0.0410 |
0.198 |
0 |
1 |
4149 |
|
企业党组织 |
|
|
|
|
|
|
|
|
无党组织 |
0.569 |
0.495 |
0 |
1 |
4146 |
|
|
有党组织 |
0.137 |
0.343 |
0 |
1 |
4146 |
|
|
不清楚 |
0.294 |
0.456 |
0 |
1 |
4146 |
|
企业工会 |
|
|
|
|
|
|
|
|
无工会 |
0.513 |
0.500 |
0 |
1 |
4146 |
|
|
有工会 |
0.222 |
0.416 |
0 |
1 |
4146 |
|
|
不清楚 |
0.265 |
0.441 |
0 |
1 |
4146 |
|
性别 |
女=1，男=0 |
0.458 |
0.498 |
0 |
1 |
4152 |
|
年龄 |
年 |
31.43 |
9.508 |
16 |
68 |
4152 |
|
教育 |
受教育年限 |
10.21 |
2.760 |
6 |
16 |
4152 |
|
是否上市公司 |
上市=1，非上市=0 |
0.155 |
0.362 |
0 |
1 |
4142 |
|
企业规模 |
|
|
|
|
|
|
|
|
规模100人以下 |
0.231 |
0.422 |
0 |
1 |
4106 |
|
|
规模100-299 |
0.204 |
0.403 |
0 |
1 |
4106 |
|
|
规模300-999 |
0.125 |
0.331 |
0 |
1 |
4106 |
|
|
规模1000-2999 |
0.118 |
0.322 |
0 |
1 |
4106 |
|
|
规模3000以上 |
0.322 |
0.467 |
0 |
1 |
4106 |
|
企业性质 |
|
|
|
|
|
|
|
|
国有集体 |
0.0970 |
0.295 |
0 |
1 |
4121 |
|
|
股份有限公司 |
0.0840 |
0.278 |
0 |
1 |
4121 |
|
|
港澳台资 |
0.105 |
0.307 |
0 |
1 |
4121 |
|
|
欧日美外资 |
0.0720 |
0.258 |
0 |
1 |
4121 |
|
|
私营企业 |
0.573 |
0.495 |
0 |
1 |
4121 |
|
|
个体及其它 |
0.0700 |
0.255 |
0 |
1 |
4121 |
|
所在行业 |
|
|
|
|
|
|
|
|
重工业 |
0.362 |
0.481 |
0 |
1 |
4123 |
|
|
轻工业制造业 |
0.265 |
0.441 |
0 |
1 |
4123 |
|
|
生产性公共性服务业 房地产金融业 |
0.0410 |
0.199 |
0 |
1 |
4123 |
|
|
建筑业 |
0.0800 |
0.271 |
0 |
1 |
4123 |
|
|
生活服务业 |
0.0950 |
0.294 |
0 |
1 |
4123 |
|
|
其他服务业 |
0.156 |
0.363 |
0 |
1 |
4123 |
另外，从就业部门来看，外来劳工主要是在私营企业与外资企业等新兴经济部门就业，其中私
营企业就业所占比例为57.3%，外资所占比例约为18%。从行业分布来看，绝大部分劳工在工业就业，重工业与轻工制造业合计占比62.3%。
五、数据分析结果
为更清楚阐述工会工资效应及其作用途径，下文将从两方面分别相关假设进行检验。一是基于企业工会与企业欠薪行为分析企业工会对工资获得的影响，二是企业工会对工资水平的影响。在分析中，均引入政企关系关键变量——企业是否有党组织。
（一）底线型权益：工会、政商关系与劳工工资获得
中国语境下工会对劳工权益的影响，是工会自身社会职能与作为治理工具的影子政府职能的体现。在维护劳工报酬获得等底线权益方面，两者是一致的。因此，直接评估企业工会对劳工报酬获得的影响，很可能高估了工会的作用，必须引入政府角色的代理变量，即本研究中的政企关系变量——企业是否有党组织。
表2工会、政商关系与企业欠薪行为的logit回归结果
|
|
模型1 |
模型2 |
模型3 |
|
|
是否欠薪 |
企业党组织 |
是否欠薪 |
||
|
有VS无 |
不清楚vs无 |
|||
|
企业工会（无工会=0） |
|
|
|
|
|
有工会 |
-1.3098*** |
3.2448*** |
2.5220*** |
-0.8985** |
|
|
(0.328) |
(0.150) |
(0.155) |
(0.357) |
|
不清楚 |
-0.7192*** |
2.1672*** |
5.2706*** |
-0.2933 |
|
|
(0.218) |
(0.224) |
(0.156) |
(0.363) |
|
政商关系（无党组织=0） |
|
|
|
|
|
有党组织 |
|
|
|
-1.0387** |
|
|
|
|
|
(0.506) |
|
不清楚 |
|
|
|
-0.5238 |
|
|
|
|
|
(0.362) |
|
性别（女性=1） |
-0.3266* |
-0.4265*** |
-0.1828 |
-0.3436* |
|
|
(0.179) |
(0.137) |
(0.127) |
(0.179) |
|
年龄 |
-0.0094 |
0.0322*** |
0.0018 |
-0.0083 |
|
|
(0.009) |
(0.007) |
(0.007) |
(0.009) |
|
教育 |
-0.0078 |
0.1620*** |
-0.0018 |
-0.0025 |
|
|
(0.033) |
(0.026) |
(0.024) |
(0.033) |
|
是否上市公司（是=1） |
-0.5923 |
-0.0863 |
0.1888 |
-0.5883 |
|
|
(0.365) |
(0.172) |
(0.168) |
(0.366) |
|
企业规模（100人以下=0） |
|
|
|
|
|
规模100-299 |
-0.5229** |
0.1411 |
0.3105* |
-0.5029** |
|
|
(0.256) |
(0.181) |
(0.170) |
(0.256) |
|
规模300-999 |
-0.6602* |
0.5851*** |
0.3423* |
-0.6124* |
|
|
(0.349) |
(0.203) |
(0.200) |
(0.350) |
|
规模1000-2999 |
-0.9868** |
0.4295** |
-0.1223 |
-0.9447** |
|
|
(0.457) |
(0.207) |
(0.212) |
(0.458) |
|
规模3000以上 |
-0.1044 |
-0.6634*** |
-0.4068** |
-0.1277 |
|
|
(0.198) |
(0.195) |
(0.169) |
(0.199) |
|
企业性质（国有集体=0） |
|
|
|
|
|
股份有限公司 |
0.5377 |
-1.2324*** |
-0.5283* |
0.4568 |
|
|
(0.497) |
(0.253) |
(0.275) |
(0.499) |
|
港澳台资 |
0.6751 |
-1.9847*** |
-0.5480** |
0.5563 |
|
|
(0.477) |
(0.276) |
(0.267) |
(0.479) |
|
欧日美外资 |
-0.8225 |
-1.7088*** |
-0.5035* |
-0.9244 |
|
|
(0.816) |
(0.270) |
(0.281) |
(0.817) |
|
私营企业 |
0.5479 |
-1.3447*** |
-0.3452 |
0.4621 |
|
|
(0.409) |
(0.198) |
(0.217) |
(0.410) |
|
个体及其它 |
-0.2758 |
-0.8258*** |
-0.6479** |
-0.3618 |
|
|
(0.557) |
(0.309) |
(0.327) |
(0.558) |
|
行业（重工业=0） |
|
|
|
|
|
轻工业制造业 |
0.1049 |
-0.1983 |
-0.4490*** |
0.0946 |
|
|
(0.207) |
(0.169) |
(0.152) |
(0.207) |
|
生产性公共性服务业 房地产金融业 |
-0.1412 |
0.3747 |
0.3445 |
-0.1226 |
|
|
(0.485) |
(0.292) |
(0.299) |
(0.485) |
|
建筑业， |
0.5839** |
0.0728 |
0.1834 |
0.5815** |
|
|
(0.291) |
(0.254) |
(0.243) |
(0.291) |
|
生活服务业, |
-0.1699 |
-0.1449 |
0.0790 |
-0.1709 |
|
|
(0.323) |
(0.240) |
(0.216) |
(0.323) |
|
其他服务业, |
0.0135 |
0.4374** |
-0.0482 |
0.0328 |
|
|
(0.264) |
(0.185) |
(0.189) |
(0.264) |
|
月均工资 |
-0.0583 |
-0.2157 |
-0.2378 |
-0.0695 |
|
|
(0.216) |
(0.170) |
(0.163) |
(0.217) |
|
截距 |
-2.0578 |
-2.8373** |
-0.8145 |
-1.9242 |
|
|
(1.703) |
(1.321) |
(1.269) |
(1.706) |
|
样本量 |
4,025 |
4,025 |
4,025 |
4,022 |
注： *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，系数下面括号内为标准误
表2很好地展示了工会对劳工底线权益的影响，因变量是企业是否有欠薪行为，即劳工工资获得权益维护状况。相对于模型1，模型3纳入了政企关系代理变量——企业是否有党组织。模型1的统计结果显示，有工会的企业劳工遭遇欠薪侵权的概率要显著低于无工会的企业劳工遭遇欠薪侵权的概率（系数为-1.3098，在1%的水平上显著），模型3的统计结果显示，即使是控制了政企关系（有无党组织）变量后，这种差异依然显著，在其它条件相同的情况下，有企业工会组织的劳工，欠薪侵权的发生率比无企业工会的劳工要低60%（系数为-0.8985，在5%的水平上显著）。总之，无论是模型1、还是模型3均支持了相关假设：工会对劳工底线权益的维护发挥着重要作用。而模型1和模型3中企业工会系数差异显示，不控制政府角色的影响会导致对工会作用的高估。
那么，企业工会又是如何影响劳工工资获得权益的呢？前文部分，我们根据相关理论与经验，认为企业工会不仅直接影响劳工工资获得，同时还以企业党组织为中介，通过企业党组织维护劳工权益，降低企业欠薪概率。
从模型1到模型3也较好地展示了政商关系在维护劳工底线权益的中介机制。所谓中介变量是联系两个变量之间关系的纽带，在理论上，中介变量意味着某种内部机制，自变量X的变化引起中介变量M的变化，中介变量M的变化引起因变量Y的变化。中介效应分析的前提是变量间存在明确的（理论上或事实上的）因果关系。根据检验中介变量的通常方法，（[25][26][27]）相关检验分四步，第一步即模型1，检验了工会对劳工底线权益的维护作用，如前所述，在底线权益维护中，工会效应非常显著。第二步检验了企业工会与企业是否建立党组织（政企关系）之间的关系，模型2显示，建有工会的企业也更可能建立企业党组织，说明企业工会的建立与企业党组织的建立显著相关。第三步在模型1基础上纳入了政企关系变量（是否建有党组织），统计结果显示，在纳入政企关系变量后，工会对劳工被欠薪侵权的影响依然非常显著，但相对模型1，工会效应下降了。
第四步，比较模型1和3的工会效应系数差异是否显著，根据科勒、霍尔姆提供的方法，[28]检验结果发现，工会效应系数差异在5%的水平上显著（模型1和模型3系数差异为-.485，标准误为0.228）。这说明，政企关系是影响工会维护劳工权益的中介机制，但这种中介效应是部分中介效应，即便不通过政企关系途径，工会依然能对劳工底线权益产生直接的、非常显著的影响。最后，基于比伊斯提供的ldecomp命令对工会效应进行了进一步分解，[29]结果显示，工会总效应中，间接效应为17.2%，即通过政企关系发生作用。占总效应的17%，直接效应近83%。从这个意义而言，至少在维护劳工工会获得等底线权益而言，工会并非是政府的附庸，发挥着积极的作用。
模型1和模型3中，还显示了其他控制变量对劳工底线权益的影响。从个体特征来看，女性相对于男性，更可能遭遇欠薪侵权。从企业特征来看，企业规模与所处行业是影响劳工是否遭遇欠薪风险的重要因素。其中，建筑行业相对与重工业行业，企业工人遭遇欠薪侵权风险更大。值得注意的是从模型1与模型3，企业性质变量在系数与方向方面的变化，当控制了政企关系后，国有集体企业（国有企业、国有控股、集体企业）对民工是否遭遇欠薪风险的影响变得显著（模型1中，均不显著，到模型3，企业性质变量中，除私营企业外，其他类型的企业对应系数均为负值，且在10%或5%的水平上显著），这说明，政企关系（是否建立党组织）对国有企业的侵犯民工底线权行为（欠薪）起到了显著的抑制作用。也就是，正是因为有企业党组织的存在，才抑制了强势国企与集体企业侵害民工底线权益的发生率，降低社会风险，提升政府合法性。
（二）增长型权益：工会、政企关系与劳工工资水平
如果说，在维护劳工底线权益方面，无论是工会，还是体现政企关系的企业党组织，都发挥着积极的作用，那么，在劳工的增长型权益方面，即本文研究的工资水平方面，工会又有怎样的影响呢？
表3企业工会、政企关系与劳工工资水平的OLS回归结果
|
|
模型4 |
模型5 |
|
|
月均工资 |
月均工资 |
|
企业工会（无工会=0） |
|
|
|
有工会 |
0.0225 |
0.0378** |
|
|
(0.0158) |
(0.0187) |
|
不清楚 |
-0.0349** |
-0.0117 |
|
|
(0.0141) |
(0.0220) |
|
政企关系（无党组织=0） |
|
|
|
有党组织 |
|
-0.0249 |
|
|
|
(0.0217) |
|
不清楚 |
|
-0.0289 |
|
|
|
(0.0209) |
|
性别（女性=1） |
-0.213*** |
-0.214*** |
|
|
(0.0120) |
(0.0120) |
|
年龄 |
0.00109 |
0.00113* |
|
|
(0.000675) |
(0.000677) |
|
教育 |
0.0327*** |
0.0328*** |
|
|
(0.00230) |
(0.00231) |
|
是否上市公司（是=1） |
0.0349** |
0.0359** |
|
|
(0.0176) |
(0.0176) |
|
企业规模（100人以下=0） |
|
|
|
规模100-299 |
0.0182 |
0.0179 |
|
|
(0.0175) |
(0.0175) |
|
规模300-999 |
0.0273 |
0.0277 |
|
|
(0.0207) |
(0.0208) |
|
规模1000-2999 |
0.0348 |
0.0338 |
|
|
(0.0221) |
(0.0221) |
|
规模3000以上 |
-0.0104 |
-0.0124 |
|
|
(0.0161) |
(0.0162) |
|
企业性质（国有集体=0） |
|
|
|
股份有限公司 |
0.0384 |
0.0356 |
|
|
(0.0273) |
(0.0275) |
|
港澳台资 |
0.0302 |
0.0265 |
|
|
(0.0266) |
(0.0269) |
|
欧日美外资 |
0.0485* |
0.0465 |
|
|
(0.0290) |
(0.0293) |
|
私营企业 |
0.0258 |
0.0234 |
|
|
(0.0212) |
(0.0214) |
|
个体及其它 |
-0.0141 |
-0.0165 |
|
|
(0.0299) |
(0.0300) |
|
行业（重工业=0） |
|
|
|
轻工业制造业 |
-0.0275* |
-0.0275* |
|
|
(0.0148) |
(0.0148) |
|
生产性公共性服务业 房地产金融业 |
0.0463 |
0.0475 |
|
|
(0.0300) |
(0.0300) |
|
建筑业 |
0.163*** |
0.163*** |
|
|
(0.0239) |
(0.0239) |
|
生活服务业 |
-0.0866*** |
-0.0852*** |
|
|
(0.0212) |
(0.0212) |
|
其他服务业 |
-0.149*** |
-0.148*** |
|
|
(0.0181) |
(0.0181) |
|
截距 |
7.233*** |
7.236*** |
|
|
(0.0455) |
(0.0455) |
|
观察值 |
4,028 |
4,025 |
|
R2 |
0.193 |
0.194 |
注： *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，系数下面括号内为标准误
表3统计结果很好地展示了企业工会、政企关系与劳工增长型权益三者之间的关系。模型4统计结果显示，在控制企业特征、个体特征，而不控制政企关系（企业是否建立党组织），企业工会对农民工工资影响不显著（系数为0.0225，但在10%的水平上不显著）。当引入政商关系的代理变量——企业是否建有党组织后，企业工会对工资影响变得非常显著了。与企业无工会的劳工相比，有企业工会的工资要高出3.78%，且在5%的水平上显著。在变量分析中，直接检验工会与工资关系，工会效应不显著，但引入政企关系变量（企业是否建立党组织）后，工资增长的工资效应会变得显著。这说明政企关系变量抑制了工会在劳工增长权益（工资增长）方面的作用。正如前文分析所指出的，在中国社会具体情境中，工会被定义为政府治理的工具，是政府职能扩展的具体手段。在竞标赛体制下，地方政府从招商引资角度考虑，如致力于工人工资增长必然提升企业用工成本，进而影响地方投资环境。因此，面对工人的增长型权益诉求，特别是工资增长诉求，政府（企业党组织）有可能会抑制劳工工资增长要求，至少不会积极支持工会促进劳工工资增长的诉求。当然，这依然只是本文初步假设与研究，考虑到近年来“用工荒”问题，劳动力供给出现拐点，抑制劳工工资增长无疑无助于这一问题的解决，因此，背后具体原因仍需进一步探究。这种抑制效应，并不能视为作为政府之手的党组织直接干预的结果，也有可能是企业工会与企业党组织建立背后的选择性导致的。
表3模型统计结果也很好地展示了其他因素对劳工工资的影响，在其他条件相同的情况下，女性工资要显著低于男性工资，教育对工资有着显著影响，教育每增加一年，月均工资会增长约3.5%。从企业特征来看，上市公司工资显著高于非上市公司，建筑行业工人工资要显著高于重工业以及其他行业工资，除建筑行业与生产性服务行业、房地产金融行业外，其他行业的工资均显著低于重工业行业。另外，企业性质与规模对工资影响并不显著，但外资企业要显著高于国有控股与集体企业。
（三）工会工资效应的异质性：分位数回归结果分析
正如前文所指出的，工会对工资水平的影响，仍需进一步分析。从经验上来看，这是以往研究中焦点与矛盾之所在。以往研究发现，提升底薪，但是总体没有影响（如，孙中伟、贺霞旭的研究[5]）这意味着原文结论工会“对工资增长无显著作用”与统计发现事实是不一致的，工会对最低工资符合率有显著影响，至少意味着在低收入分布部分，工会是有着显著作用。这意味着，对工会工资效应的研究，必须考虑到其异质性影响。由此，本文基于分位数回归，对此进行深入分析。
正如前文所指出的，与工会一样，新型经济组织中的企业是否有党组织（党建工作）也并非随机事件，也是选择在规模大、影响力强、效益好的示范性企业进行，这意味着，政企关系代理变量企业是否有党组织对工会工资效应的抑制效应，很可能是因为选择性所导致的结果。而基于分位数回归分析工会工资效应的异质性，除了对以往研究的回应，更为重要的是，还能进一步厘清政企关系对工会工资效应的抑制效应究竟是政府出于效率机制抑制工资增长，还是因为样本选择性导致的结果。如果这种抑制效应来自于“选择性”，那么无论在工资分布哪一分位，这种选择性都应该存在。如果是政企关系而导致的抑制效应，那么，在工资不同分位，抑制效应是不一样的。其理由在于，从作用机制来看，虽然本研究参照以往研究，将工资水平视为劳工的增长权益，既与工资水平（增长型权益）有关，也与底线权益有关，如工资是否符合最低工资标准，这意味着至少在工资分布的低收入部分，无论是出于工会自身社会责任还是政府职能，均应有所作为，那么，政企关系导致的抑制效应不存在，即无论是否控制政企关系，工会的工资效应均显著。而在工资分布的高收入部分则更为复杂。工会积极促进工资增长是与招商引资目标相冲突的，对高收入部分进行“限高”似乎更符合招商引资的需要。但从现实经验来看，对以农民工为主体的劳工收入进行“限高”并不可行，考虑到近年来“用工荒”问题，劳动力供给出现拐点，抑制劳工工资增长无疑无助于企业解决劳工荒问题，限制企业发展，同时，也会对政府形象或合法性产生负面影响。总之，无论从哪方面看，均应对工会效应的异质性进一步考虑。从理论而言，基于合法性机制，意味着在维护底线权益上，两者并不矛盾。
在具体分析中，基于研究需要，主要研究工资分布的低端（25分位）、中间（50分位，中位数）与高端部分（75分位）工会与政企关系变量的影响。统计结果如表4所示。
表4企业工会、政企关系与工资水平的分位数回归结果
|
|
模型5 |
模型6 |
|||||
|
|
q25 |
q50 |
q75 |
q25 |
q50 |
q75 |
|
|
企业工会（无工会=0） |
|
|
|
|
|
|
|
|
有工会 |
0.0376** |
0.0292 |
0.0336 |
0.0560** |
0.0362* |
0.0365 |
|
|
|
(0.018) |
(0.019) |
(0.024) |
(0.025) |
(0.021) |
(0.024) |
|
|
不清楚 |
-0.0217 |
-0.0372** |
-0.0523*** |
-0.0093 |
-0.0168 |
-0.0442* |
|
|
|
(0.015) |
(0.016) |
(0.017) |
(0.024) |
(0.022) |
(0.027) |
|
|
政商关系（无党组织=0） |
|
|
|
|
|
|
|
|
有党组织 |
|
|
|
-0.0338 |
-0.0273 |
-0.0033 |
|
|
|
|
|
|
(0.029) |
(0.028) |
(0.029) |
|
|
不清楚 |
|
|
|
-0.0189 |
-0.0286 |
-0.0091 |
|
|
|
|
|
|
(0.024) |
(0.019) |
(0.028) |
|
|
性别（女性=1） |
-0.1533*** |
-0.1877*** |
-0.2364*** |
-0.1558*** |
-0.1905*** |
-0.2387*** |
|
|
|
(0.013) |
(0.012) |
(0.018) |
(0.013) |
(0.014) |
(0.016) |
|
|
年龄 |
-0.0015* |
0.0012 |
0.0020* |
-0.0013* |
0.0013 |
0.0021* |
|
|
|
(0.001) |
(0.001) |
(0.001) |
(0.001) |
(0.001) |
(0.001) |
|
|
教育 |
0.0233*** |
0.0311*** |
0.0349*** |
0.0236*** |
0.0307*** |
0.0350*** |
|
|
|
(0.003) |
(0.003) |
(0.004) |
(0.003) |
(0.003) |
(0.004) |
|
|
是否上市公司（是=1） |
0.0596*** |
0.0574*** |
0.0363 |
0.0580*** |
0.0612*** |
0.0366* |
|
|
|
(0.022) |
(0.018) |
(0.022) |
(0.022) |
(0.018) |
(0.022) |
|
|
企业规模（100人以下=0） |
|
|
|
|
|
|
|
|
规模100-299 |
0.0105 |
0.0271 |
-0.0052 |
0.0066 |
0.0300 |
-0.0061 |
|
|
|
(0.018) |
(0.019) |
(0.020) |
(0.018) |
(0.019) |
(0.018) |
|
|
规模300-999 |
0.0339* |
0.0144 |
-0.0001 |
0.0268 |
0.0146 |
0.0022 |
|
|
|
(0.020) |
(0.021) |
(0.029) |
(0.025) |
(0.021) |
(0.026) |
|
|
规模1000-2999 |
0.0310 |
0.0288 |
0.0328 |
0.0238 |
0.0305 |
0.0354 |
|
|
|
(0.023) |
(0.024) |
(0.027) |
(0.022) |
(0.022) |
(0.024) |
|
|
规模3000以上 |
-0.0155 |
-0.0116 |
-0.0135 |
-0.0243 |
-0.0127 |
-0.0151 |
|
|
|
(0.019) |
(0.017) |
(0.022) |
(0.018) |
(0.020) |
(0.024) |
|
|
企业性质（国有集体=0） |
|
|
|
|
|
|
|
|
股份有限公司 |
0.0441 |
0.0273 |
0.0327 |
0.0335 |
0.0218 |
0.0346 |
|
|
|
(0.033) |
(0.028) |
(0.026) |
(0.035) |
(0.029) |
(0.030) |
|
|
港澳台资 |
0.0164 |
0.0247 |
0.0300 |
0.0094 |
0.0165 |
0.0335 |
|
|
|
(0.037) |
(0.027) |
(0.031) |
(0.037) |
(0.032) |
(0.036) |
|
|
欧日美外资 |
0.0404 |
0.0517* |
0.0477 |
0.0323 |
0.0462 |
0.0492 |
|
|
|
(0.036) |
(0.028) |
(0.033) |
(0.037) |
(0.030) |
(0.038) |
|
|
私营企业 |
0.0015 |
0.0286 |
0.0495* |
-0.0076 |
0.0250 |
0.0500* |
|
|
|
(0.030) |
(0.024) |
(0.026) |
(0.029) |
(0.027) |
(0.029) |
|
|
个体及其它 |
-0.0290 |
0.0092 |
0.0210 |
-0.0388 |
0.0085 |
0.0218 |
|
|
|
(0.040) |
(0.031) |
(0.036) |
(0.036) |
(0.034) |
(0.045) |
|
|
行业（重工业=0） |
|
|
|
|
|
|
|
|
轻工业制造业 |
-0.0131 |
-0.0188 |
-0.0095 |
-0.0117 |
-0.0194 |
-0.0118 |
|
|
|
(0.016) |
(0.016) |
(0.017) |
(0.015) |
(0.016) |
(0.022) |
|
|
生产性公共性服务业 房地产金融业 |
-0.0142 |
0.0019 |
0.0664 |
-0.0145 |
-0.0006 |
0.0653 |
|
|
|
(0.046) |
(0.038) |
(0.052) |
(0.050) |
(0.040) |
(0.045) |
|
|
建筑业 |
0.1553*** |
0.2303*** |
0.2212*** |
0.1511*** |
0.2301*** |
0.2205*** |
|
|
|
(0.043) |
(0.031) |
(0.023) |
(0.041) |
(0.032) |
(0.029) |
|
|
生活服务业 |
-0.1316*** |
-0.1007*** |
-0.0557* |
-0.1281*** |
-0.1051*** |
-0.0460 |
|
|
|
(0.027) |
(0.023) |
(0.031) |
(0.030) |
(0.026) |
(0.032) |
|
|
其他服务业 |
-0.1544*** |
-0.1653*** |
-0.1686*** |
-0.1558*** |
-0.1643*** |
-0.1699*** |
|
|
|
(0.025) |
(0.020) |
(0.026) |
(0.021) |
(0.021) |
(0.024) |
|
|
截距 |
7.1655*** |
7.2122*** |
7.3819*** |
7.1756*** |
7.2194*** |
7.3810*** |
|
|
|
(0.062) |
(0.050) |
(0.067) |
(0.055) |
(0.059) |
(0.076) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
观察值 |
4,028 |
4,028 |
4,028 |
4,025 |
4,025 |
4,025 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
注： *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，系数下面括号内为标准误
表4中模型5统计结果很好地展示了工会的异质性影响，在收入分布低端（25分位），工会有着显著的影响，在更高分为（50、75分位）虽然系数为正但并不显著。在模型6中纳入了企业是否有党组织这一关键变量，统计结果更为清晰地支持了前文假设。在收入分布的25、50、75分位，工会工资效应显著度不断下降，在中低分位，工会工资效应显著，到高分位即75分位，即使控制了政企关系与选择性效应，工会工资效应也不显著。对比模型5和模型6的结果可发现，政企关系变量对工会工资效应的抑制作用，在收入分布低端（25分位）并不存在，无论是否控制政企关系，工会工资效应均显示为正。在收入分布高端（75分位），政企关系对工会工资的抑制效应同样不存在，但具体作用方式不同：无论是否控制政企关系，工会的工资效应均不显著。这一结果也进一步支持了相关假设，在发展型政府背景下，工会作为政府治理工具，体现着资本与劳工两者之间的平衡。
六、小结：从市场化单向运动到双向运动——大转型中的政府与工会脸孔
基于波兰尼思想，大转型中国家承担着双重角色——推动市场化转型与社会保护。但在发展主义国家“以经济建设为中心”背景下，中国政府更多基于“效率优先、兼顾公平”而大力促进市场化转型，“亲市场”的官员与政策，带来了经济高速增长也带来了诸多社会问题，导致政府合法性基础受到冲击。对此回应，近年来中国政府开始大力推进社会建设，加强社会保护。面对日益凸显的劳资矛盾与社会批判，中国劳资关系与工会角色也正在深刻调整。[30]工会组织力图改变“空壳型”、“娱乐型”工会形象，开始大力改革并加强基层工会的组织建设，有限度地代表工人争取权利，在工人的集体行动中代表国家在劳资之间进行斡旋调解，垄断工会组织空间并限制工人组建独立工会的诉求。[31]国内相关研究亦指出，面对劳资冲突，“任何倒向资本的企业工会或工会领导人都会面临着合法性危机”，推动工会转型，而国家各种法律、制度关于维护工人权益的条例与措辞，为工会转型提供了巨大空间。[32]这使得大转型中工会脸孔更为复杂。一方面，作为名义上的群众性组织，工会的合法性必然以工人支持为基础；另一方面，在发展主义国家背景下，作为政府治理工具，工会又发挥影子政府的作用。因此，在当下评估工会对劳工权益的影响，必然修正“国家统合主义”视角，重新定位工会角色进行评估。[33]
正是基于上述视角，本研究一方面从工会社会职能出发，提出工会作为劳工代表必然积极维护劳工各种权益，即工会作为劳工权益代表性脸孔。同时，又从工会作为政府治理工具出发，基于效率机制与合法性机制分析工会在劳工权益中的“有所为有所不为”。在理论上，工会的多幅脸孔与作用机制，解决了以往研究中自相矛盾的结论问题。在具体方法上，本研究又引入政企关系代理变量——企业是否建有党组织，分析劳工权益保护中的企业工会、政企关系的影响。
与以往研究不同的是，本研究不仅分析了工会的工资效应，同时，也分析了工会对劳工工资影响的机制。更为重要的是，以往研究要么仅从工会代表性脸孔，分析工会的工资效应；要么仅从政府治理工具分析工会的安抚效应，实证分析中忽视了政府变量的影响。本研究尝试以企业是否建有党组织，作为政企关系代理变量，使得研究更符合理论与中国具体实际。研究发现，作为工人代表的工会，无论是在劳工底线权益还是增长权益方面，均发挥着积极作用，但这种作用受到政企关系的影响。在维护劳工报酬获得等底线权益方面，作为工人代表的工会，与作为政府治理工具的工会，两者是一致的，工会既直接维护劳工报酬获得权，也以企业党组织为中介，间接维护劳工报酬获得权。在维护劳工发展权益方面（即工资水平），工会的作用更为复杂。在收入分布低端部分，工会有着显著的正向工资效应，但在高分位部分，工会的工资效应不显著。这意味着，在收人分配格局恶化、劳资争议渐次增加的背景下，国家尝试以工会为平台，改进劳资关系，正发挥着积极作用。然而，本研究也发现，目前我国企业工会依然存在定位不清与含混的情况，作为劳工权益代表与作为政府治理工具等多重角色，使得工会对劳工权益的维护主要是底线权益方面，虽然工会对提升劳工工资水平有着积极效应，但维护重点依然是低收入劳工，凸显的依然是底线正义，而对其他高收入劳工，工会的影响不显著，这也影响着工会作为劳工权益代表功能的发挥。
参考文献：略
中国乡村发现网转自：甘肃行政学院学报 201605期
(扫一扫，更多精彩内容！)
