中國農民工參與工會的收入溢價效應

李國正 韓文碩

摘 要：與國外工會不同，中國工會具有維護國家穩定發展和保障勞動者權益雙重職能定位，因此，進城農民工參與工會是否存在收入溢價效應還有較大爭議。本文基于國家衛生健康委員會2017年流動人口動態監測數據，綜合運用普通最小二乘法（OLS）和兩階段最小二乘法（2SLS）分析農民工參與工會對工資性收入及福利性收入的影響。研究發現：（1）參與工會的農民工月工資收入高出未參與者28.7%，可見，中國農民工參與工會存在收入溢價效應。（2）中國農民工參與工會的收入溢價效應存在地區差異，其中，北方地區收入溢價效應比南方地區高14.9%;西部地區收入溢價效應比中部地區高29.2%，比東部地區高31.9%。（3）參與工會農民工的福利性收入顯著高出未參與工會者的35.8%，且地區差異也較為顯著，北方地區比南方地區高6.6%。進一步分析發現，農民工參與工會收入溢價效應主要是通過工資集體協商、合同保護、提高維權意識及提高職業技能等運行機制實現的。

關鍵詞：農民工參與工會;收入溢價效應;工資性收入;福利

中圖分類號：F243.1 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）02-0118-10

一、問題的提出

城鄉居民收入差距是當前中國經濟發展不平衡、不充分的重要表現。研究發現，城鄉居民人均收入絕對差距不斷擴大，人均收入相對差距雖呈減小趨勢但城鄉差距仍在2.500倍以上[1]。改革開放以來，伴隨城鄉二元體制逐漸放松，農村剩余勞動力開始大規模進入城鎮務工經商，截至2018年，中國農民工總量已經達到2.880億人。農村剩余勞動力在城鄉之間的流動改變了中國農村家庭的收入結構和農村地區的資源配置，工資性收入逐漸成為農村居民收入的主要來源。國家統計局數據顯示，2018年農村居民人均工資性收入5 996元，占比為42.0%，外出打工顯著增強了農村居民增收與脫貧致富的能力[2-3]。因此，增加農民工工資性收入對于縮小城鄉收入差距、實現全面小康社會具有重要的現實意義。然而，與城鎮居民相比，農民工的人力資本和社會資本等個體稟賦處于劣勢，加之受戶籍制度等宏觀因素影響，中國勞動力市場分割問題較為突出、農民工就業能力較低[4-5]。與此同時，農民工大多在非正規部門就業，維權意識不足，議價能力較差[6-7]，嚴重制約了農民工工資性收入的增加。那么，如何改變農民工所面臨的諸多困境，從而提升農民工工資性收入呢？已有文獻大多聚焦于三個方面：一是制度變革的路徑，如戶籍改革和最低工資制度[8-9];二是人力資本提升的路徑，如職業教育和技能培訓[10];三是社會資本培育的路徑，如同學會和老鄉會[11]。

工會是維護勞動者合法權益的主要組織。在西方，工會的職能以經濟利益訴求為主，通過集體合同和集體談判等方式參與企業的工資決策，提高工會成員的勞動收入，即工會存在顯著的工資溢價效應[12]。與西方國家成熟市場化的工會運行機制有所不同，中國工會是由中國共產黨和政府主導，而非完全自發維護職工權益的組織，具有雙重角色定位，即在維護國家穩定發展的同時盡可能保障勞動者權益[13]，因而中國工會是否和國外工會同樣有效一直備受質疑。一方面，中國工會的工資溢價效應是否存在還未取得一致性的研究結論。有學者認為，參與工會對工資性收入的增加并沒有顯著影響[14]，勞動者存在工資差異的主要原因并非取決于是否參與工會，而取決于其擁有的資源稟賦和工作特征[15-16]。但是一些學者通過實證研究發現，在考慮勞動者異質性的情況下，參與工會確實可以有效維護工會會員的勞動權益，提高會員的工資性收入[17]。另一方面，由于中國城鄉二元結構，工會效應對不同群體、行業之間的影響各有差異[18]，這種差異與國外是否不同也值得進一步探討。林海[19]指出，與城鎮職工有所不同，農民工具有更強的流動性、文化素質普遍不高，因而農民工參與工會的原動力主要是經濟性的，以維權為宗旨，以利益最大化為目標。而當前關于農民工參與工會對其收入影響的研究還較少，其中，孫中偉和賀霞旭[20]使用2010年珠三角和長三角地區19個城市外來務工人員調查問卷數據研究指出，中國工會對外來務工人員的最低工資率有顯著保障，但是不僅僅只針對工會參與人員，對于未參與工會的外來務工人員也具有一定的保障作用。陽玉香等[21]基于2014年國家衛生健康委員會（以下簡稱“國家衛健委”）流動人口社會融合專題的8個城市數據進行研究發現，與城鄉流動人口相比，城城流動人口在參與工會的工資溢價方面更具優勢。李龍和宋月萍[22]使用2013年國家衛健委8個城市數據進行研究，結果表明，參與工會提升了農民工的議價能力，正向影響了勞動合同的簽訂，進而顯著提升了參與工會農民工的工資率。

以往文獻大多采用非全國層面的數據進行研究，難以有效代表全國農民工參與工會對收入影響的真實情況，忽略了區域經濟發展差異下南北地區與東中西部地區之間農民工參與工會的異質性，因而得出的結論存在局限且缺乏代表性。此外，以往研究大多關注工資性收入，忽略了社會福利（社會保險、住房補貼等），對于農民工而言，增加工資性收入固然重要，但是社會福利能夠一定程度上降低在流入地的生活成本，因而研究農民工參與工會對其福利待遇的影響也是研究工會收入溢價效應中的重要部分。總體而言，當前國內外的研究主要側重靜態的制度層面和農民工個體層面，較少涉及動態的組織層面。雖然，國內外相關研究發現工會存在收入溢價效應，即工會會員比非工會會員收入高。但由于中國工會具有雙重角色，與國外工會相比存在較大差異，中國農民工工會是否存在收入溢價效應還有待進一步驗證。本文基于國家衛健委2017年全國流動人口動態監測數據，運用IV方法，分析參與工會對農民工工資性收入的影響，一方面有助于深化對中國工會職能與作用的認識，另一方面有助于明晰中國農民工參與工會的收入溢價效應。

綜上所述，本文可能的學術貢獻在于：第一，基于2017年全國流動人口動態監測數據，以全國農民工作為研究對象，系統分析農民工參與工會對工資性收入和福利性收入的影響，對于驗證中國農民工參與工會的收入溢價效應具有一定的理論價值。第二，由于中國區域發展的不平衡特征，基于東中西部地區和南北地區進行分樣本對比研究，探究不同區域間農民工參與工會收入溢價效應的差異性，有助于進一步豐富和深化工會收入溢價效應的研究。第三，對于農民工參與工會收入溢價效應的發生機制學術界鮮有研究，本文在經驗研究的基礎上，結合以往文獻研究及對現有政策分析，嘗試探究工資集體協商制度

工會對工資分配及標準等問題與企業代表進行合法平等地協商，進而簽訂工資集體協議。等工會作用的發生機制，進一步補充農民工參與工會收入溢價效應的發生機制。

二、研究設計

（一）數據來源

本文數據來源于國家衛健委2017年中國流動人口動態監測調查數據，目標總體為全國在調查前的一個月前來本地居住、非本區（縣、市）戶口且2017年5月年齡在15周歲及以上的流入人口，以按照多階段、分層、與規模成比例的PPS方法進行抽樣，對受訪者家庭成員與收支、就業、流動及居留意愿與社會融合等情況進行調查。研究樣本戶籍身份限定為農業及農轉居戶口，處于就業期，有收入的雇員，在計量時剔除缺失值及極值樣本，最終得到的樣本量為113 973個，調查采用了多項措施控制抽樣誤差和非抽樣誤差。問卷中含有本研究中的被解釋變量（月工資、每月包吃包住合算工資）、解釋變量（是否參與工會）、工具變量（是否簽訂合同，是否有社會保障卡）及控制變量等，數據具有較好的代表性。

（二）變量選取及說明

1.被解釋變量

月工資（wage）： 用調查問卷中個人上月工資收入表示，可以更直觀地對比工會參與對工資性收入的影響。小時工資（hwage）：由于高工資可能是工作時間更多導致的結果，為了更好地體現勞動生產率，本文在問卷設置基礎上借助周工作時間得到小時工資，以此剔除時間因素的影響。

2.解釋變量

工會參與：通常認為工會可以依法維護勞動者權益，進而提高工會參與者薪酬。本文將工會參與設置為二元虛擬變量，用被訪者是否參與工會表示，其中，參與工會取值為1，未參與工會取值為0。

3.工具變量

是否簽訂合同和是否有社會保障卡：相比反向因果問題，工會參與的內生性問題主要來自遺漏變量偏誤[23]。由于工會具有一定的選擇機制，個體本身能否成為工會會員與其自身的人力資本稟賦密切相關，同時個人能力也是影響個體收入的重要因素，但農民工自身條件無法被準確地觀測和衡量，也就是說，個體自身條件同時作用于工會參與和收入，因而工會參與這一變量存在不可避免的內生性問題。因此，本文選用是否簽訂合同和是否有社會保障卡這兩個外生性較強的變量作為工具變量。一方面，是否簽訂合同代表了所在單位是否正規，而是否正規與企業是否設立工會組織密切相關;另一方面，社會保障卡用于人力資源和社會保障各項業務領域，是否辦理社會保障卡代表了地方政府工作的有效性以及對農民工的重視程度，而政府對農民工的重視程度與所在地區是否存在農民工工會息息相關。前者是所在單位存在工會組織的代理變量，后者是所在地區存在工會組織的代理變量。

4.調節變量

區域：本文劃分南北地區及東中西部地區，南北地區采用傳統劃分方式即以秦嶺—淮河線作為中國南北地區的分界線，東中西部地區按全國三大經濟帶進行劃分。

5.控制變量

國外學者在研究工會工資收入溢價時，發現勞動者的不同情況會導致工會效應存在差異，弗里曼和梅多夫[24]進一步指出，工會參與對薪酬影響的程度與個體特征和就業特征密切相關，因而本文的控制變量按照影響農民工的個體特征和就業特征進行分類。

從個體特征方面考慮選取以下5個變量：（1）年齡（age），用農民工實際年齡表示。（2）性別（gender），男性為1，女性為0。（3）婚姻狀況（marriage），已婚為1，未婚為0。（4）工作經驗（expr），用當前工作年限表示。（5）受教育程度（edu），用受教育年限表示。

從就業特征方面選取以下兩個變量：（1）單位性質（owner），對數據中12類單位類型劃分為公有和非公有，并將其處理為啞變量，以控制單位性質。（2）行業背景（ind），對數據中31類工作行業按照國家統計局2018年《農民工監測調查報告》中行業分類進行劃分，大類劃分為第一產業、第二產業和第三產業，將第一產業作為控制組，以控制行業背景。

（三）描述性統計

從表1的描述性統計中可以發現：第一，參與工會組農民工比未參與工會組農民工的小時工資高3.415元，月工資高315.069元。，而未參與工會組農民工的月工作時間卻高出參與工會組30.594小時，也就是說參與工會的農民工具有更高的小時工資和月工資，同時其工作時間更短。第二，參與工會組的農民工簽訂合同及辦理社會保障卡的比率高于未參與工會組，一定程度上說明參與工會組的農民工在工作和生活上具有更好的保障。第三，不同地區間農民工參與工會程度有一定差異，其中南方地區參與工會的農民工所占比重多于北方地區，東部地區參與工會的農民工多于中西部地區。第四，參與工會的農民工普遍具有更低的年齡、更高的教育水平以及更多的工作經驗，一般情況下，當員工的學歷越高，工作經驗越豐富時，其擁有越強的資源稟賦，談判力量也越強，對于工會組織的依賴就相對更弱些，但是表1數據表明，資源稟賦更強的農民工反而更易入會。第五，農民工所選擇的工作行業比率從大到小排序依次是制造業，批發和零售業，居民服務、修理和其他服務業，住宿和餐飲業，建筑業，公共管理、社會保障和社會組織，交通運輸、倉儲和郵政業，農林牧漁業;其中工會參與率較高的行業分別是批發和零售業，制造業，居民服務、修理和其他服務業，而工會參與率較低的行業分別是農林牧漁業，交通運輸、倉儲和郵政業，表明行業一定程度上影響了農民工的工會參與，但本文數據尚不足以提供足夠證據進行解釋，因而行業對工會的影響有待進一步驗證。

總的來說，通過表1描述性統計的直接對比，結果顯示參與工會的農民工具有更高的小時工資和月工資，同時其工作時間更短，即參與工會能提高農民工的工資性收入。但是由于工會參與具有選擇效應，也就是說在未控制相關個體及就業特征變量的情況下，我們不能確定是否由于個體及就業特征差異決定了其是否參與工會進而影響了工資性收入，因而本文將通過工具變量法控制工會參與這一變量的內生性，通過進一步計量分析以得出更準確的結果。

三、模型構建與回歸分析

（一）模型構建及基本回歸結果

本文在Mincer[25]工資決定方程基礎上構建如下模型：

其中，lnwage和lnhwage分別為農民工月工資自然對數和農民工小時工資自然對數，union為工會參與情況的虛擬變量，X為農民工個體特征和就業特征控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、工作經驗、受教育程度、單位性質和行業背景，α為常數項，ε為隨機誤差項。

本文關注的解釋變量工會參與可能是內生的，其內生性主要來自農民工收入和工會參與可能受到其他不可觀測因素的影響。本文用簽訂合同和是否有社會保障卡這兩個指標作為工會參與的工具變量進行估計，通過了過度識別檢驗、豪斯曼檢驗，并且通過使用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）進行估計，LIML估計值與2SLS非常接近，側面印證不存在弱工具變量，證明了其作為工具變量的合理性。

表2報告了工會參與對農民工月工資及小時工資影響的估計結果。其中，列（1）進行OLS估計，考察在加入控制變量情況下工會參與對被解釋變量農民工月工資和小時工資的影響，可以看出，工會參與者的月工資比非參與者月工資高3.1%（e0.031-1），小時工資高11.7%（e0.111-1）。OLS回歸結果表明農民工參與工會確實存在工會收入溢價效應，即參與工會可以顯著提高農民工月工資和小時工資。

由于解釋變量工會參與存在內生性，如果直接使用OLS回歸，結果可能會有偏差，因此，本文將是否簽訂合同和是否有社會保障卡作為工具變量，通過IV回歸解決內生性問題。將列（1）作為比照，加入合同和社會保障卡這兩個工具變量后，進行兩階段最小二乘（2SLS）回歸。從列（2）2SLS回歸結果可以看出，工會參與對農民工的工資性收入具有顯著正向影響。與未參與工會的農民工相比，參與工會的農民工月工資高28.7%（e0.252-1），小時工資高1.50倍（e0.929-1），且在1%水平上顯著。與列（1）相比，OLS方法一定程度上低估了工會參與對農民工收入拉動的正向效應。除了解釋變量工會參與外，影響農民工工資性收入的因素還包括其個體特征及就業特征等控制變量。男性的月工資和小時工資分別比女性高28.2%（e0.282-1）和23.7%（e0.237-1），表明中國農民工收入存在明顯的性別差異;受教育程度對農民工工資性收入有顯著正向影響，與已有研究結論較為相似。

（二）分樣本的地區差異影響分析

表3給出了南北地區工會參與對工資性收入影響差異的OLS及2SLS回歸結果。

將OLS結果作為對比，通過2SLS回歸可以看出：南北不同地區的工會參與對農民工的工資性收入均有顯著的影響，對于南方農民工，相比未參與工會，參與工會的農民工月工資高11.5%（e0.016-1），小時工資高0.930（e0.085-1）倍;對于北方農民工，參與工會的農民工月工資高26.4%（e0.045-1），小時工資高2.190（e0.144-1）倍;再次證實了工會參與對農民工工資性收入有顯著正向影響，但是南北地區之間存在較大差異，北方的工會收入溢價效應比南方地區高14.9%，表明南北不同地區的工會參與對農民工工資影響存在一定差異。

表4給出了東中西部地區農民工工會參與對工資性收入影響差異的OLS及2SLS回歸結果。以OLS回歸結果作為對照，通過ZSLS回歸結果對比東中西部地區的工會參與對農民工工資的影響。從表4可以看出，對于東部地區，相比未參與工會，參與工會的農民工月工資高23.7%（e0.213-1），小時工資高1.090（e0.739-1）倍;對于中部地區，參與工會的農民工月工資高26.4%（e0.270-1），小時工資高2.190倍（e1.203-1）;對于西部地區，參與工會的農民工月工資高55.6%（e0.442-1），小時工資高3.410（e1.484-1）倍，再次證實了工會參與對農民工工資性收入有顯著正向影響，同時東中西部地區之間存在較大差異，西部地區的工會效應比中部地區高29.2%，比東部地區高31.9%，表明東中西部不同地區工會參與對農民工工資影響存在一定差距。

從個體特征和就業特征來看，雖然南北地區、東中西部地區的農民工年齡、性別、婚姻狀況、工作經驗、受教育程度以及單位性質和行業背景等控制變量對工資性收入的影響均表現為統計意義上的顯著，但是從實際對比來看并無較大差距。本文將結合分樣本數據結果及以往文獻，進一步探究不同地區農民工參與工會收入溢價效應存在差異性的原因。

（三）工會收入溢價效應存在地區差異的原因分析

國外學者對參與工會是否有助于提高農民工工資進行了大量研究，得出了較為一致的結論。其中，Lewis[12]發現，工會存在工資溢價效應，并進一步指出，工會效應對低收入群體的作用更明顯。農民工工會的收入溢價效應存在地區差異，北方農民工工會的收入溢價效應顯著高于南方，西部地區顯著高于中部和東部地區這一現象的存在或許同南北地區、東中西部地區經濟水平密切相關。胡建國和劉金偉[26]發現，經濟相對欠發達地區勞動密集型企業的工會化水平相對較高，并指出不同地區的產業結構差異對工會效應有一定影響。對于中國的農民工群體來說，不同地區之間的經濟水平有較大差距，因而不同地區間農民工收入也有較大差異，可能是工會收入溢價效應存在地區差異性的重要原因。對比南北、東中西部地區人均GDP可以發現，北方地區農民工的人均GDP低于南方地區2 377.84元，西部地區人均GDP低于中部地區4 724.67元，低于東部地區41 472.42元。結合上述分析結果中北方地區的工會效應高于南方地區，西部地區的工會效應高于中部和東部地區，證實了工會效應不僅對低收入群體的作用更明顯，而且對經濟水平相對更低的地區作用也更為顯著。

農民工工會的組建過程是自上而下還是自下而上，或者說是由政府主導、企業主導還是農民工主導，一定程度上決定了工會的立場和作用，進而工會的收入溢價效應也會存在一定的差別。以中國南北地區為例，南北地區工會的模式具有較大差異，葛江[27]曾介紹了南北地區工會的兩個模式：南方地區以湖北黃石為例，建設人才庫，同企業、員工協商建立工會并選舉產生工會主席;而北方地區以遼寧鞍山為例，采用專職工會干部下派在非公企業組建工會的方式。盧建鋒和張艷[28]介紹了典型的農民工工會模式：魯園模式和廣東模式，其中，魯園模式均由地方工會部門進行主導，對保護農民工的社會權益等產生良好影響;但是由企業主導的老板工會，即廣東模式，使工會名存實亡。陳建勝和劉志軍[29]指出，浙江寧波通過自下而上組建同鄉會等自組織維護自身權益，自組織是農民工作為個體時由于自身具有較高替代性，議價能力較低，處于雇傭關系中的弱者時所尋求的庇護，并非是規范的自治組織，也不是正規的維權組織。這些典型的工會模式對于南北地區工會的差異具有一定的代表性，即南方存在更多的自組織或者由企業組建的工會，而北方則更偏向于由以地方工會部門為代表的政府組建工會。通過自組織或企業組建工會：一方面，雖然由農民工自下而上建立自組織具有一定的優勢，但是存在產生沖突、不利于社會穩定等各種風險，且不利于國家對于農民工群體的管理和規制;另一方面，類似廣東模式的這種老板工會，無法有效保證企業組建工會的自由，對于農民工群體沒有實質性的幫助效果，也就更難以存在收入溢價效應。北方通過以地方工會部門為代表的政府組建工會，提高了農民工工會的組織程度，同時也提高了運作的效率，從而可以有效改善農民工的弱勢狀況。這種由政府組建的工會具有制度性，一方面，可以通過工會這一正規渠道，在一定程度上維權，防止利益沖突所產生的群體性事件;另一方面，政府可以更為有效和全面地管理農民工，使勞動關系更加穩定和諧。因而不難發現，工會效應存在地區差異性與不同地區間農民工工會的組建過程有不可分割的聯系。

（四）穩健性檢驗

通過上述實證研究結果明確論證了農民工參與工會對其工資性收入存在顯著溢價效應，且地區之間存在較大差異，北方農民工參與工會的收入溢價效應高于南方，西部地區的收入溢價效應高于中部和東部地區。在此基礎上，由于工資性收入涵蓋范圍有限，本文將農民工福利性收入（welfare）作為工資性收入的一種替代，研究參與工會對福利性收入的影響，有助于對工會的收入溢價效應做進一步探究。因而本部分將調查問卷中就業單位的每月包吃、包住總共折算錢數作為每月福利，同工資整合為含福利的月總收入，構建如下模型：

作為一種穩健性檢驗，對式（2）進行OLS及2SLS回歸，進一步探究工會參與對農民工福利的影響。表5給出了全樣本及南北地區分樣本的工會參與對含福利的月總收入影響的回歸結果。將工會對含福利的月總收入與表2、表3中工會對月工資的OLS與2SLS回歸結果進行對比，發現工會參與的系數均有明顯提升。全樣本2SLS回歸結果顯示，參與工會的農民工含福利的月總收入比未參與者高64.5%（e0.497-1），與表2中月工資高28.7%相比有明顯提升，表明和未參與工會的農民工相比，參與工會的農民工福利高35.8%，工會參與對福利的影響顯著。分樣本2SLS回歸結果以南北為例，南方地區參與工會的農民工福利高出未參與者29.5%（e0.458-1），北方地區高36.1%（e0.343-1），表明北方地區農民工參與工會的福利收入溢價效應比南方地區高6.6%，且更為顯著。與前文工會參與明顯提高了農民工的收入，且南北地區之間存在差異的結論一致，證實了工具變量回歸的穩健性，也進一步發現，工會參與不僅提升了農民工的月工資收入，也提高了參與者含福利的月總收入，即工會參與對福利性收入有正向影響，表明進城農民工參與工會不僅存在工資溢價效應，而且福利收入作為農民工總收入的重要組成部分，也具有福利收入溢價效應。

四、工會收入溢價效應發生機制分析

上述實證結果表明，農民工工會確實存在收入溢價效應，但是由于中國工會的特殊性，西方的工會理論不能很好地解釋中國農民工工會收入溢價效應的具體機制，因而研究農民工工會的收入溢價效應機制如何運行具有重要意義。

根據勞動力市場分割理論，勞動者工資的差異不僅僅源于市場競爭，也包括制度因素，在考慮了勞動者個人特征與就業特征的異質性后，工會作為一種非競爭性的制度安排將市場中的企業劃分為有無工會，參與工會的農民工具有更高的工資和更好的福利，打破了勞動力市場的均衡，導致市場的分割進而阻礙了勞動力的自由流動，為達到新的均衡，整體工資就會上升，進而循環往復。

實際上，當農民工未參與工會時，個人直接與企業談判，由于農民工在人力資本和社會資本等方面相對不足，加之受戶籍制度等宏觀因素影響，導致農民工議價能力和就業能力較低，因而其直接談判后的工資可能會比較低;當農民工參與工會后，工會作為維護職工權益的組織，通過有效的制度安排提高了農民工的議價能力，進而使談判的工資提高，使工會具有收入溢價效應。那么工會具體是如何通過有效的制度安排影響參與工會農民工收入的呢？主要是由于工會的工資集體協商、合同保護、提高維權意識及提高職業技能這四種路徑實現，如圖1所示。

（一）工會的工資集體協商作用

中國工會結合國情，在借鑒西方工會集體談判制度上形成了獨特的工資集體協商制度，通過企業、農民工、政府與工會的集體協商不斷提高勞動者權益，改善勞資關系;工會組織與企業進行工資協商，并簽訂集體工資協議，是一個更加有效且提高農民工議價能力的方法。盡管中國工會與政治相關聯，具有維護全國總體利益和國家穩定發展的功能，但通過采用平均化工資的工會與企業的集體協商為農民工與企業之間建立了有效的溝通平臺，可以切實維護農民工權益，提高其工資性收入和福利性收入。

（二）工會的合同保護作用

通過表1描述性統計部分的詳細分析，我們發現參與工會的農民工，其勞動合同簽訂率也相對較高。勞動合同作為維護和保障農民工利益的具有法律效力的文件，通過參與工會提高農民工勞動合同的簽訂率[30]，雖然不能直接提高工資水平，但是保護了農民工的合法權益，間接提高了農民工的工資性收入和福利性收入。

（三）工會可以提高維權意識

工會通過集體協商及合同保護效應，提高了農民工的維權意識和談判能力，同時工會作為維權代表，是農民工維權的主要工具。而工會維權的目的在于保護參與工會農民工的勞動權益，提高工資性收入和福利性收入。研究發現，通過提高農民工的維權意識，可以促進平均工資的上漲，同時縮小行業間平均工資的差距[31]，因此，提高農民工的工會參與度，在一定程度上可以提高該群體的維權意識，進而提高收入。

（四）工會可以提高職業技能

由國務院頒發的《職業技能提升行動方案（2019—2021年）》明確指出，職業技能培訓不僅能促進勞動者更高質量就業，同時也為實現經濟高質量發展提供了有力的人才支撐。而工會具有同企事業單位教育業務培訓，組織職工開展技術革新活動，進行業余文化學習和職工各類素養培養的作用。

《中華人民共和國工會法》2009修訂版第三章第三十一條內容。工會可以參與甚至組織培訓，為農民工提供職業學習和培訓活動，進而提高農民工的人力資本存量。也就是說，工會通過為農民工提供培訓，可以提高其職業技能并使其具有更高的議價能力，使參與工會的農民工擁有更高的人力資本，從而更易獲得高的工資性收入。

五、結論與政策建議

通過研究進城農民工參與工會的收入溢價效應，不僅有助于深化對中國工會職能與作用的認識，而且對于進一步明確工會是否是提高農民工收入水平的合適路徑，具有較強的現實意義。本文利用國家衛健委2017年全國流動人口動態監測數據進行實證研究，通過OLS和2SLS回歸法進行分析，結果表明：第一，參與工會可以切實提高農民工的工資性收入，參與者月工資高出未參與者28.7%，即農民工參與工會存在收入溢價效應。第二，農民工工會的收入溢價效應存在地區差異性，一方面，北方地區農民工參與工會的收入溢價效應高出南方地區14.9%;另一方面，西部地區的工會效應比中部地區高29.2%，比東部地區高31.9%，這一結論與不同地區的經濟水平有不可分割的聯系。第三，參與工會農民工的福利性收入高于未參與工會者35.8%，表明參與工會對作為工資性收入替代的福利性收入也具有溢價效應;同時不同地區的福利收入也存在差異，以南北地區為例，北方地區參與工會農民工的福利性收入高于南方地區6.6%。在此基礎上，本文對進城農民工參與工會的收入溢價效應發生機制進行了更為系統地分析，認為工會主要通過工資集體協商、合同保護、提高維權意識及提高職業技能這四種路徑實現工會的收入溢價效應。，并進一步分析工會的收入溢價機制，尋求使工會發揮有效作用的方法，提高農民工參與工會的積極性，進而提高其工資水平與社會福利，具有較強的政策含義。

基于以上研究結論，本文提出以下政策建議：第一，明確中國工會的性質，堅持從各地工會實際情況出發，正確處理好工會與政府和企業的關系，使工會更好地扮演構建和諧勞動關系的角色。第二，增強工會收入溢價效應發生機制的有效性，使工會切實發揮作用，維護農民工勞動權益，提高工資性收入。第三，推進工會的建設，積極引導地方工會部門建設工會，發揮好農民工工會的收入溢價效應，切實提高農民工工資和福利水平。第四，在農民工聚集的地方堅持宣傳工會的重要作用，提高農民工的組織意識和參與意識，進而提高農民工工會參與率。

參考文獻：

[1] 李國正.城鄉二元體制、生產要素流動與城鄉融合[J].湖湘論壇，2020，（1）：24-32.

[2] 都陽，樸之水.勞動力遷移收入轉移與貧困變化[J].中國農村觀察，2003，（5）：2-9+17.

[3] 孫文凱，路江涌，白重恩.中國農村收入流動分析[J].經濟研究，2007，（8）：43-57.

[4] 蔡昉.中國城市限制外地民工就業的政治經濟學分析[J].中國人口科學，2000，（4）：1-10.

[5] 姚先國，賴普清.中國勞資關系的城鄉戶籍差異[J].經濟研究，2004，（7）：82-90.

[6] 杜鵬程，徐舒，吳明琴.勞動保護與農民工福利改善——基于新《勞動合同法》的視角[J].經濟研究，2018，（3）：64-78.

[7] 梁海兵.議價行為與農民工工資增長：“技能資本—社會關系”替代視角[J].農業經濟問題，2018，（12）：66-76.

[8] 寧光杰，段樂樂.流動人口的創業選擇與收入——戶籍的作用及改革啟示[J].經濟學（季刊），2017，（2）：771-792.

[9] 何凌霄，吳海江，張忠根.外地農民工與本地農民工的收入差異分析——基于戶籍地差異視角[J].農業技術經濟，2015，（6）：15-26.

[10] 魏萬青.中等職業教育對農民工收入的影響——基于珠三角和長三角農民工的調查[J].中國農村觀察，2015，（2）：33-43+95-96.

[11] 武巖，胡必亮.社會資本與中國農民工收入差距[J].中國人口科學，2014，（6）：50-61+127.

[12] Lewis，H.G. Unionism and Relative Wages in the U.S.：An Empirical Inquiry[J].University of Chicago Law Review，1966，32（2）：49-64.

[13] 紀雯雯，賴德勝.工會能夠維護流動人口勞動權益嗎？[J].管理世界，2019，（2）：88-101.

[14] Zhu，Y.， Taylor，B.， Kai，C.， et al. Industrial Relations in China[J]. The China Journal， 2006，66（40）：210.

[15] Metcalf，D.，Li，J.Chinese Unions：An Alice in Wonderland Dream World[J]. Advances in Industrial & Labor Relations， 2006，15（6）：213-268.

[16] 易定紅，袁青川.中國工會存在工資溢價嗎——基于控制樣本選擇性偏差的Blinder-Oaxaca回歸分解[J].經濟理論與經濟管理，2015，（2）：31-39.

[17] 莫旋，唐成千.工會提高了職工收入嗎？[J].財經論叢，2017，（1）：12-18.

[18] 李明，徐建煒.誰從中國工會會員身份中獲益？[J].經濟研究，2014，（5）：49-62.

[19] 林海.農民工工會和結社自由[J].法治研究，2009，（4）：10-17.

[20] 孫中偉，賀霞旭.工會建設與外來工勞動權益保護——兼論一種“稻草人機制”[J].管理世界，2012，（12）：46-60+81.

[21] 陽玉香，莫旋，唐成千.工會的“收入溢價”效應研究——基于中國流動人口動態監測數據的分析[J].財經理論與實踐，2018，（5）：141-147.

[22] 李龍，宋月萍.工會參與對農民工工資率的影響——基于傾向值方法的檢驗[J].中國農村經濟，2017，（3）：2-17.

[23] Ashenfelter，O.，George，J. Unionism， Relative Wages， and Labor Quality in U.S. Manufacturing Industries[J]. International Economic Review， 2001，13（3）：488-508.

[24] 理查德·B. 弗里曼，詹姆斯·L. 梅多夫.工會是做什么的？美國經驗[M].陳耀波譯，北京：北京大學出版社，2011.

[25] Mincer，J.A.Experience and Earnings[M].Columbia：Columbia University Press， 1974.

[25] Lewis，H.G.Unionism and Relative Wages in the United States [M].Chicago：Chicago University Pres，1963.32-43.[32] 孫中偉，賀霞旭.工會建設與外來工勞動權益保護——兼論一種“稻草人機制”[J].管理世界，2012，（12）：46-60+81.

[26] 胡建國，劉金偉.私營企業勞資關系治理中的工會績效[J].中國勞動關系學院學報，2006，（3）：17-20.

[27] 葛江.南北兩模式[J].當代工人，2007，（21）：29.

[28] 盧建鋒，張艷.農民工工會的外部人控制[J].中國農村經濟，2011，（11）：74-81.

[29] 陳建勝，劉志軍.加入工會抑或成立自組織——關于農民工組織權的思考[J].人文雜志，2010，（5）：147-154.

[30] 姚洋，鐘寧樺.工會是否提高了工人的福利？——來自12個城市的證據[J].世界經濟文匯，2008，（5）：5-29.

[31] 李光勤，曹建華，邵帥.維權、工會與工資上漲[J].經濟學動態，2017，（5）：41-52.

（責任編輯：巴紅靜）