加入工會是否促進了農民工就業穩定？*

鐘沛鈺，胡南燕，方聰龍

( 1.福建農林大學 經濟與管理學院，福建 福州 350002；2.中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083 )

一、引言

隨著黨的十九大報告提出促進農民工群體更高質量和更充分就業，農民工就業再次成為我國政策層面的研究焦點。新冠肺炎疫情的暴發使中國經濟受到了較大沖擊，農民工就業不穩定的問題更加凸顯。農民工作為我國高質量發展的重要支撐力量，其面臨的欠薪、社會保障水平低以及過度勞動等諸多方面的現實問題在短期內卻難以解決[1-3]。農民工的失業會導致收入的下降，進而引起消費需求萎縮，并傳導至勞動力市場上，產生周期性失業。為此，2020 年全國兩會在“六穩”的基礎上又提出了“六保”的新要求，而作為“六穩”“六保”之首的穩定就業則顯得尤為重要。

中華全國總工會于2016 年提出，2020 年力爭實現全國55%以上的農民工入會[4]。然而截止到2020 年底，農民工14.3%的入會率遠低于預期[5]。眾多研究表明，中國工會具有雙重責任，既能維護社會的總體穩定，又能保障職工的就業權益[6]46-60[7]。那么，工會對農民工群體而言，其作用有何特殊性呢？多數農民工因受教育程度低、專業技能相對匱乏而從事各種又臟又累且報酬低的非正式工作[8]，他們長期處于城市邊緣，常常受到歧視，融入城市更是遙不可及[9]50。與此同時，在居住場所和工作類型的限制下，農民工的交際圈仍然以血緣和地緣等形式的同類群體為主，缺乏因友緣、業緣等產生的社交關系[10]。毋庸置疑，工會將成為農民工在城市中拓展社會交友圈和實現社會融合的主要社會資本，這意味著加入工會的農民工群體能夠得到更好的權益保護[11]。

必須指出，頻繁的工作轉換不利于農民工收入的增加，而穩定的工作不僅是農民工獲得持續收入的主要途徑，更是農民工人力資本積累的有效途徑[12]49。對于農民工而言，與教育投資相比，工作經驗的積累更有助于促進其人力資本的提升，而就業的流動則意味著工作經驗積累的中斷，這將導致其工作經驗和通過技能培訓積累的專用性人力資本的嚴重浪費。因此，大多數農民工只能依靠通用性人力資本來獲取新的工作，而通用性人力資本往往面臨著低工資的困境，這將不利于農民工收入的提升[13]。此外，農民工的就業穩定性不僅決定著他們自身的生存狀態和職業發展，還決定著用工單位和社會的健康穩定發展，頻繁的就業流動會降低單位的生產效率，增加單位的用工成本，阻礙社會經濟的穩定增長[12]50。倘若加入工會能有效提高農民工的就業穩定性，那么這將有利于農民工就業質量的提高，更有利于經濟的穩定增長，對實現穩定就業的政策目標具有重要現實意義。

二、文獻綜述

目前國內外學術界還未對就業穩定性的概念進行統一界定，因而沒有一套衡量就業穩定性的相對固定的標準。從宏觀的角度來看，就業穩定性是指在一定范圍內勞動力的勞動參與量在短期內能夠總體保持穩定；從微觀的角度來看，就業穩定性是指勞動者在特定的時期內能夠在某個崗位上持續就業，同時這份工作能夠維持勞動者的基本生活水平[14]35。已有研究主要采用主觀法[14]35-36、比值法[15]176-177以及綜合指標法[16]這3 種方法對就業穩定性進行衡量，其中采用比值衡量就業穩定性的做法尤為普遍。采用比值衡量的方法可以對就業穩定的程度作出劃分，由此更有助于解釋就業穩定性的本質內涵。國內學者在吸收借鑒國外已有的關于就業穩定性的 研究成果[17-19]的基礎上，根據我國國情和農民工就業現狀，針對就業穩定性的現狀、影響因素等多方面展開了研究。已有研究表明，中國特殊的勞動力市場和戶籍制度等客觀因素，以及農民工自身人力資本與所擁有的社會資本等個人因素，導致其大多從事體力勞動，并且常常被城鎮居民當成“外來人”，進而在就業、生活等方面遇到一些困難。因此，農民工在勞動群體中的就業穩定性最差[20]。部分學者對我國農民工就業穩定性的影響因素進行了探究，得出了較為一致的結論，認為年齡、婚姻狀況、受教育水平、收入、職業性質等是主要因素[15]176-177[21-23]。除此之外，也有學者通過實證研究的方法，從新生代農民工的婚戀問題、家庭儲蓄率入手來研究農民工就業穩定性[24]。綜上所述，諸多文獻從多個角度對農民工就業穩定性的相關問題進行了分析，但是鮮有文獻從工會角度對農民工的就業穩定性進行研究。

總體而言，工會作為“代言人”[25]，是黨聯系職工群眾的橋梁和紐帶，作為組織依托成為農民工的“娘家”（尋求各類工會組織、培訓機構、慈善機構的多方合作，進行技能培訓，組織文娛活動等），為農民工合法權益提供支持和保障（如集體協商、法律維權等）[26]21[27]。當前農民工加入工會的途徑主要是由現有工會直接吸納，或以行業或企業為依托組建新工會。

通過文獻梳理發現，工會對農民工發揮作用的方式成為學者們的研究重點。一些學者認為，工會不僅可以通過帶領會員簽署工資協議以及簽訂正規的勞動合同，有效地提高工人每小時的平均工資、縮短工作時間、提高養老保險的覆蓋率[26]8-21，而且可以通過集體協商對外來工的最低工資符合率、勞動工時、社會保險（工傷保險、養老保險、醫療保險）等方面起到保障作用[6]49。這些都有利于提高農民工的社會融入感。隨著社會融入感的增強，農民工留在城市的意愿也更為強烈。另一些學者則認為，工會未能對農民工的權益起到有效的保護作用。在有關工資集體協商的研究中，謝玉華等通過實地調查發現，簽訂集體合同的顯著效果在于對工人進行了相關普法教育，但對工資增長的作用不足[28]，且強制簽訂集體協議或是由外部力量促使企業成立工會，在中國現有的體制和制度框架下，并不能保證工人通過集體議價的方式實現工資水平的提高[29]。雖然目前相關研究的結論還未完全達成一致，但是已有的研究成果仍然為本研究提供了思路借鑒。

有鑒于此，本研究利用2017 年全國流動人口動態監測調查（China Migrants Dynamic Survey，以下簡稱CMDS）數據，構建分數反應回歸模型，從工會角度對我國農民工的就業穩定性進行分析。與已有研究相比，本研究的貢獻主要體現在以下兩個方面：第一，研究視野的拓寬。本研究從工會角度對農民工群體的就業穩定性進行了研究。第二，在研究內容上探究不同群體的異質性。從技能水平（低中技能和高技能）、性別以及單位性質角度進行異質性分析，為提高農民工的就業質量提供實證依據。

三、理論分析與研究假說

傳統的勞動經濟學理論認為，勞動者決定其是否從事某項工作的效用水平的衡量標準主要由兩部分構成：一是該項工作的工資性報酬，二是與該項工作相關的非工資性福利待遇（如工會福利等）[30-31]。基于此，本研究假設農民工就業流動的決策是對其不同就業帶來的效用水平差的反映。為研究方便起見，僅考慮未加入工會的農民工更換工作且加入工會的情況。

首先，將農民工在A 企業工作且未加入工會時的效用函數表達為：

其中，U（iLA） 表示農民工在A 企業工作時的效用；WA表示其在A 企業工作時的工資性收入；α 表示工資性收入的單位效用水平，且大于0。

其次，將農民工在B 企業工作且加入工會的效用函數表達為：

最后，假設農民工從A 企業到B 企業的更換工作成本為C，基于上述邏輯，農民工從A 企業更換至B 企業的凈效用水平表達式為：

（3）式表明，農民工就業的決策不僅取決于工資性報酬，還受制于工會組織帶來的額外福利和更換工作帶來的成本。工會福利在一定程度上改變了農民工更換工作的意愿，促進了農民工穩定就業。

一般而言，H 表示的收益包包含以下內容：首先，可能來自工會組織對農民工勞動權益的保護，如增加工資性收入、簽訂正規的勞動合同、集體協商等；其次，也可能來自工會的各種福利，如節日慰問品、生日慰問品等；最后，還可能來自工會扮演的“娘家”角色，即在農民工的工作和生活中作為他們的組織依托，成為他們遇到困難時的求助對象，以及通過工會舉辦的各種活動，如技能培訓、文娛活動等為他們帶來社會融入感。毋庸置疑，工會在以上方面起到的作用越大，農民工的收益包也將越大，工會對農民工就業穩定性的影響程度也越大。

基于上文分析，本研究提出假設：加入工會將降低農民工的流動意愿，進而促進其就業穩定。

四、研究設計

（一）數據來源

本研究使用2017 年CMDS 數據，CMDS 是原國家衛計委以31 個省（區、市）和新疆生產建設兵團中人口流動較為頻繁的地區的流動人口為基準樣本，采取按概率比例抽樣方法進行的調查。2017 年的數據調查對象為：截至調查時點（2017 年5 月1 日零時），居住在流入地1 個月及以上、擁有非流入地區（市、縣）戶口的15 周歲及以上流入人口，即2002 年4 月及以前出生的流入人口，但不包括流入地（市、縣）的流出人口 。此次數據調查采取個人問卷和社區問卷的方式進行。個人問卷主要內容包括以下4 項：家庭成員與收支情況，就業情況，流動及居留意愿，健康與公共服務。

基于研究目的，本研究采用2017 年CMDS 數據中的流動人口問卷（A 卷）。首先，根據國家統計局對農民工的定義只保留了具有農村戶籍的樣本，剔除了非農戶籍的樣本；其次，考慮到工會的特殊性，不考慮就業身份為自雇、雇主，以及健康狀況為不能自理的樣本，僅保留了有固定雇主的雇員、無固定雇主的雇員，以及健康、基本健康和生活能自理的樣本；再次，研究還剔除了未簽訂勞動合同的樣本，只保留了處于受雇狀態且已簽訂勞動合同的樣本；最后，在剔除缺失值和異常值后（共剔除9060 份樣本），獲得28,090 份樣本。

（二）實證模型

為反映農民工的就業穩定性，研究選取被解釋變量（就業穩定性）的數值區間為0 到1，故采用分數反應回歸模型進行估計，具體的模型設定為：

被解釋變量Yi為就業穩定性，變量Unioni表示農民工是否加入工會，Xi表示控制變量，εi表示回歸中的隨機誤差項，β 表示待估參數。

（三）變量說明與描述性統計

1.被解釋變量

現有文獻普遍將就業穩定性定義為二值變量，即就業穩定與否，這種方式雖然解釋了農民工就業穩定的狀況，但并未對就業穩定的程度作出劃分，因而無法詮釋加入工會對農民工就業穩定的影響程度。本研究參考石智雷和朱明寶對就業穩定性的定義方法[9]52，使用農民工從事目前工作的時間與外出務工時間的比值作為就業穩定性的代理變量，進而詮釋加入工會對農民工就業穩定的影響程度。農民工從事目前工作的時間用問卷中的“您從什么時候開始這項工作”來測量，外出務工時間用問卷中“您第一次離開戶籍地（縣級）是什么時候”且第一次離開戶籍地（縣級）的原因是“務工/工作”來測量。

2.核心解釋變量

研究的核心解釋變量為是否加入工會，根據受訪者對問卷問題“2016 年以來您在本地是否參加過工會”的回答來確定其加入工會的情況。將回答“參加過工會”的變量取值為1，將回答“未參加過工 會”的變量取值為0。

3.控制變量

在借鑒已有文獻的基礎上，研究選取性別、婚姻狀況、年齡、收入水平（月收入）、家庭規模、受教育程度、醫療保險（是否參加城鎮職工醫療保險）、住房性質、流動范圍、技能水平、健康狀況、行業性質、單位性質、勞動合同性質（是否有固定期限的合同）等一系列影響農民工就業穩定性的變量作為控制變量。

根據樣本的分布情況來看：農民工整體受教育程度較低，平均受教育年限為初中及以下的農民工樣本占總樣本量的58.90%；從事第二、第三產業農民工的數量占總體樣本量的99.05%。這與前文關于農民工現狀的描述相吻合。被解釋變量以及控制變量的定義及其描述性統計結果如表1 所示。在就業穩定性上，加入工會組的農民工就業穩定性的均值為0.591，比未加入工會組高出0.089，初步判斷加入工會能夠促進農民工的就業穩定性。描述性統計中，對樣本均值的描述并沒有控制其他可觀測因素，也沒有排除加入工會過程中選擇性偏誤的影響。因此，加入工會對農民工就業穩定性的實際效應有待進一步檢驗。

表1 主要變量的描述性統計

五、研究結果分析

（一）基準回歸結果

研究采用分數反應回歸模型對（4）式進行回歸，表2 報告了加入工會對農民工就業穩定性影響的基準回歸結果。結果顯示，加入工會顯著促進了農民工的就業穩定性，且在1%的水平上顯著，驗證了假設。這一結果表明，農民工加入工會以后，可能通過工會組織的集體協商等，保障了其工資性收入、福利水平、生活救助等“底線型權益”，通過參與各項工會活動（如文娛活動、技能培訓等）提高了自身社會融入感，繼而更愿意留在原崗位工作。

表2 基準回歸結果

控制變量對農民工就業穩定性的影響結果基本符合預期。例如：總體而言，受教育程度的提

高對農民工就業穩定性產生了顯著的正向影響；從行業性質來看，與從事農林牧漁業的農民工相比，從事非農就業的農民工就業穩定性更低；從就業流動范圍來看，相較于跨省的農民工，跨市或跨縣就業農民工就業穩定性更高。

（二）穩健性檢驗

以上回歸結果表明，加入工會對農民工的就業穩定性具有顯著的促進作用。但是這一結果未能排除農民工加入工會行為的自選擇問題引發的估計偏誤，即可能存在某些不可觀測的因素，會影響農民工加入工會的決策。為了解決這一問題，保證研究結果的穩健性，研究分別使用近鄰匹配（K=1，K=4）、核匹配以及半徑匹配方法來測算加入工會對農民工就業穩定性的平均處理效應，結果如表3 所示。采用上述方法測算出就業穩定性的平均干預效應ATT 值分別為0.057、0.053、0.056、0.056，且均在1%的統計水平上顯著。同時，如圖1 所示，通過繪制匹配前后主要變量標準化偏差圖（以近鄰匹配K=4 為例）可以發現，大多數變量的標準化偏差在匹配后明顯縮小，表明傾向得分匹配的效果是比較理想的。

表3 PSM 匹配結果

圖1 匹配前后協變量標準偏差的對比

（三）異質性檢驗

1.基于農民工技能水平的異質性檢驗

為了反映加入工會對不同技能水平農民工就業穩定性的影響，將其劃分為“中低技能農民工”和“高技能農民工”兩組分別進行回歸，結果如表4 所示。

由表4 可知：加入工會能促進中低技能農民工的就業穩定性，且在1%的統計水平上顯著；加入工會也能促進高技能農民工的就業穩定性，但僅在5%的統計水平上顯著。這意味著加入工會對中低技能的農民工就業穩定性的影響更大，而對高技能農民工的就業穩定性影響較小。這一結果可能的原因在于大多數工會只起到了保護成員“底線型權益”的作用，而對“增長型權益”則作用不明顯。對于中低技能的農民工而言，其追求的是工資的提高、福利的提升，以及生活救助等“底線型權益”，這類權益普遍存在法律方面的保障，這使得工會開展集體協商等工作，通過組織介入就業維權的作用較為明顯。但對于高技能的農民工而言，他們更關注的則是“增長型權益”，這類利益訴求來自職工待遇與企業利潤不能同步增長的不滿，也來自與其他企業待遇對比產生的不公平感[6]46-48[32]，此時工會組織對其利益訴求的滿足程度則較低。這表明加入工會對中低技能農民工的就業穩定性的促進作用更大。我國應積極促進工會組織建立農民工技能培訓機制，通過培訓提高中低技能勞動者的技能水平，從而提高其就業穩定性。

表 4 基于農民工技能水平分組的異質性響應回歸結果

2.基于農民工性別的異質性檢驗

農民工加入工會對其勞動合同的簽訂以及工資的提升存在正向影響。已有研究表明，相較于男性農民工，簽訂勞動合同對女性農民工工資的提升效果更大[33]55-56。因此，為了比較男性農民工與女性農民工加入工會對其就業穩定性的影響程度，研究依據性別分成兩組，分別對其進行回歸，實證結果如表5 所示。

表5 基于農民工性別分組的異質性響應回歸結果

由表5 可知，兩組農民工加入工會都在1%的統計水平上顯著提高了其就業穩定性。尤其對女性農民工群體而言，加入工會對其就業穩定性的影響程度更大。可能的原因在于：在“重男輕女”思想的影響下，擁有較少受教育機會的女性農民工的人力資本水平偏低，加之在勞動力市場上的性別歧視和“生育懲罰”造成其頻繁更換工作。此時假設其他條件不變，女性農民工照料家庭的時間較多，當女性農民工加入工會后，工會將成為改變其被動就業的重要因素，因此加入工會對女性農民工的就業影響程度更大[33]61[34]。這表明工會組織加強對女性農民工的關注，能在一定程度上讓女性農民工避免遭受“生育懲罰”和性別歧視，進而提高其就業穩定性。

3.基于農民工單位性質的異質性檢驗

我國勞動力市場中勞動合同期限的縮短以及用工的不規范極大地降低了就業的穩定性。因此，為了比較不同單位性質農民工加入工會對其就業穩定性的影響程度，研究依據單位性質將樣本分為國有企業組與非國有企業組，分別對其進行回歸，實證結果如表6 所示。

表6 基于農民工單位性質分組的異質性響應回歸結果

由表6 可知：加入工會使得在非國有企業的農民工的就業穩定性在1%的統計水平上顯著提高了12.5%；同時，加入工會使得在國有企業的農民工的就業穩定性在5%的統計水平上顯著提高7.8%。引起上述結果的原因在于：首先，與國有企業的農民工相比，非國有企業的農民工勞動權益保護主要來源于工會組織，因此其對工會所帶來的福利待遇需求強度更大，依賴程度也更高；其次，國有企業優厚的福利待遇、人性化的管理以及行業政策支持,使得農民工就業狀態相對穩定，因此加入工會給國有企業的農民工帶來的邊際影響較小。

基于上述研究結果，對于如何通過工會組織進一步提高農民工就業穩定性，提出以下建議：第一，政府應積極引導相關單位為農民工加入工會提供平等的機會。首先，豐富入會渠道，簡化農民工入會程序；其次，積極創新工會的活動形式，通過喜聞樂見的活動提升農民工的組織歸屬感；最后，通過通俗易懂的宣傳方式，增強農民工對工會的了解。第二，關注農民工群體的異質性，為不同訴求的農民工提供形式多樣的工會服務。首先，建立有效的農民工培訓機制，通過培訓提高中低技能農民工的知識文化水平和技能水平；其次，工會組織在提供福利時，應加強對女性農民工群體的關注，進而改善勞動力市場的性別不平等現象；最后，積極促進工會組織在非國有企業的發展，提高農民工的入會率。