在職培訓對工會工資效應的影響研究
——基于工會教育職能的視角

潘文慶, 張宇平

(華南師范大學 經濟與管理學院,廣州 510006)

技術變革、疫情反復以及外部市場不確定等不利因素綜合疊加形成勞動力市場沖擊,在此背景下,有效吸納就業、構建和諧勞動關系并充分釋放人力資本成為實現經濟高質量發展的重點與難點。習近平總書記在黨的十九大報告中指出:“提高就業質量和人民收入水平。就業是最大的民生。”現階段我國企業內普遍存在重使用輕培養甚至只使用不培訓的現象[1]。長此以往,將會加劇國內勞動供給的結構性矛盾,對社會收入分配與人力資本積累造成難以逆轉的損害。提高勞動人口素質、保障勞動權益便成為破題的關鍵。作為與學校教育同等重要的人力資本投資方式,在職技能培訓需要得到重視。

工會作為黨和勞動人民聯系的紐帶,具有維護員工權益、提高員工收益、維系勞動穩定等作用,是現階段政府發揮作用的重要抓手。2021年《中華人民共和國工會法》(簡稱《工會法》)指出,我國工會需要基于維穩職能“動員和組織職工積極參加經濟建設,努力完成生產任務和工作任務”。《工會法》中規定,我國工會具有維護、參與、建設和教育四項職能,其中又以維護員工權益為基本職能。現有文獻大多聚焦于分析工會前三項職能的作用,認為工會能夠通過集體協商、集體合同、黨政發聲等手段維護員工合法權益,對于工會教育職能的探究較少[2-5]。值得重視的是,工會教育職能與員工在職培訓密切相關,在為企業提供對口人才、提高勞動者收益、穩定企業勞動關系等方面,有著天然的優勢[6-7]。現有研究多將接受培訓視為員工基本權利之一,(1)《中華人民共和國勞動法》(簡稱《勞動法》)中規定的勞動者權益主要有:平等就業的權利;選擇職業的權利;取得勞動報酬的權利;獲得勞動安全衛生保護的權利;享有社會保險和福利的權利;接受職業技能培訓的權利;提請勞動爭議處理的權利;休息休假的權利。探討工會教育職能的表現,認為工會能夠影響員工在職培訓的經歷或經費[8-10]。若進一步從在職培訓的角度進行識別,將目光投向工會教育職能可否且如何促進員工參與培訓并提高勞動收益的問題,可以結合工會工資效應與其教育職能進行深入探究。考察我國工會教育職能的影響,能夠與現有相關研究互補,更全面地考察工會作用,同時促推國內在職培訓活動的開展,強化人力資本的積累。歐美學者將提供培訓活動視為發達國家工會復興的重要手段,將發展中國家視為工會研究的下一個重點[11-12]。對于我國工會教育職能作用的分析,能夠深化工會相關研究,為全球工會發展提供中國經驗。

李博文等在研究中指出,廣東南海是重要的制造業基地,此地勞動關系領域所發生的事件,如 2010 年本田停工事件等,曾成為全國關注的焦點。通過該地樣本調查可以發現勞動關系轉型的信號,對解決廣東及其他地區的勞動關系問題具有重要的參考價值[5]。本文基于2016年廣東省佛山市南海區“雇主-雇員”匹配調查數據,對工會及其教育職能的工資效應作出分析,并進一步探究工會教育職能工資效應的作用機制與經濟結果。本文可能的創新點在于:一是強化對于工會教育職能的理解與分析,基于工會會員身份與在職培訓的探討在一定程度上支撐了我國工會“有用論”,為有效構建和諧勞動關系、促進多方協同發展提供了新思路;二是使用勞動關系轉型關鍵地區的數據研究工會與在職培訓的工資效應,并結合工具變量法、處理效應模型等估計方法減緩潛在內生性問題,作出翔實的實證分析;三是在工會影響員工在職培訓的基礎上,進一步探究工會教育職能的作用機制與經濟結果,檢驗了該職能的存在性、凈效應以及其他影響,為工會推動員工主動融入社會建設提供佐證,豐富現有的工會研究。

一、文獻綜述與理論分析

(一)相關文獻綜述

作為工會研究的分支,本文嘗試結合在職培訓考察工會教育職能對工會工資效應的影響,與研究內容密切聯系的文獻主要為聚焦于工會及在職培訓的工資效應的研究。

關于工會工資效應,現有理論認為發達國家的工會通常基于“壟斷”與“代言”兩副面孔發揮作用[3,13-14]。而我國工會在黨的領導下“自上而下”推動組建而成,因此通常缺乏獨立的“壟斷”面孔,主要通過“代言”面孔和“黨政發聲”面孔發揮作用[3,8]。具體而言,“壟斷”面孔下的工會類似于勞動供給的“卡特爾”組織,通過壟斷勞動力供給,扭曲勞動要素價格[15]發揮作用;“代言”面孔下的工會是員工的代表,充當員工集體呼吁的工具,促進勞資雙方交流協商[16];而“黨政發聲”面孔則強調工會與黨的協同作用,體現了我國工會在黨組織的領導下實現“維權”與“維穩”雙重定位的事實[3,17]。國外對于工會工資效應普遍達成了“劉易斯共識”,認為工會能夠為員工帶來工資增益[18]。由于我國工會需要兼顧員工與社會利益,同時代表員工與政府,當個人和集體利益沖突時,可能難有作為[14];加之工會常依附于企業而組建,職能發揮的局限性常引發對我國工會實際作用的質疑[19]。近年來,隨著《工會法》《勞動法》《中華人民共和國勞動合同法》(簡稱《勞動合同法》)等法律法規的逐年完善與落實,我國工會“自上而下”的建設特點為工會切實發揮作用、維護員工權益提供了更廣闊的舞臺。得益于此,國內已有豐富的實證文獻對工會積極影響的存在性作了檢驗,學術界逐步對其工資效應與維權作用的有效性形成共識[5,17]。

關于在職培訓的工資效應,本文聚焦于員工參與在職培訓所產生的工資效應,當培訓與工會相關,便存在工會教育職能發揮作用的空間。教育經濟學和勞動經濟學的研究多在人力資本理論分析框架內討論在職技能培訓,且聚焦于培訓需求與培訓供給兩個角度[1]。勞動力作為一種生產要素,其價格由單位投入的邊際產品價值決定,當勞動的邊際生產率越高,其所得工資也就更高。而決定勞動邊際生產率的核心因素是人力資本,在職培訓作為人力資本投資的重要方式之一,可能影響到員工的人力資本存量,從而提高其工資報酬[7,20]。就在職培訓的工資效應而言,國內外相關研究所得結果大多與理論預測相符,只是數值大小存在差異[7,20-21]。無論是發達國家還是發展中國家,企業在職培訓確實能夠為員工帶來工資增益[20]。國內的多數研究也證明了這個結論,而且該效應對農民工群體更為顯著[7,21-22]。

無論是出于維權需求或是生產需要,在職培訓對于員工匹配工作、爭取權益與企業高效經營、擴大生產都意義重大。因此,理想中的工會有理由且有必要通過發揮教育職能,促進企業在職培訓活動的開展,從而促成員工與企業雙贏的局面[23]。現有研究已考慮到工會的作用并不止于員工工資增益,我國工會所具有的教育職能可保障員工培訓、發展的權益,提高員工參與在職培訓的概率[24]。如果工會和在職培訓均能為員工帶來工資增長,那兩者之間存在的互動關系對工會工資效應有何影響?前人對于工會、在職培訓、員工工資三者之間多展開兩兩研究,僅將培訓作為工會作用的衡量指標[9,24],或是作為影響工會作用的外生因素,未能考察教育職能的潛在工資效應[14]。因此,有必要從在職培訓的角度考察工會教育職能的工資效應,豐富現有研究。

(二)理論分析

現有實證研究一般基于員工在職培訓情況,從兩個方面展開工會教育職能的分析。一是將在職培訓視為員工權益,考察工會能否保障員工受訓權益,促進員工參與在職培訓[9,24];二是以員工在職培訓作為工會教育職能的衡量指標,考察其對企業業績、企業勞動關系的影響[6]。《工會法》總則第七條規定:“工會需要教育職工……投入到經濟建設當中。”在職培訓作為教育員工的主要手段之一,與工會教育職能的發揮息息相關。諸如中鐵五局一公司工會組織職工開展“八段錦”培訓、首都機場保安公司工會舉辦防雷擊教育、山丹馬場有限責任公司工會舉辦企業職工技能培訓班等活動,均是企業工會教育職能發揮的生動案例。

工會工資效應源于工會四項職能協同發揮作用,其中教育職能的影響也應得到重視。工會教育職能包含思想政治教育與文化技術教育,前者能夠端正員工工作態度,在穩定企業內部勞動關系的同時,使員工在工作中更具積極性,從而使生產效率得到提高,員工與企業的收益得以增加[23,25];而后者能夠直接提高員工人力資本水平,改善其生產效率,進而提高員工工資議價能力,并間接推動企業業績改善,實現雙方互利。由此可知,工會發揮教育職能培訓員工,能夠端正員工工作態度、提高員工技能水平,從而通過改善企業業績或增強員工議價能力等途徑,放大工會工資效應[16-17]。得益于員工生產率的提高與企業總產出的增加,工會教育職能的積極影響將反映在初次分配上。

結合相關理論對上述兩種機制展開分析。工會可以基于傳統的“壟斷”面孔,在同等大小的利潤蛋糕中為員工爭取更大的份額。此時的工會既可能通過拒絕參與培訓來獲取員工工資的短期上漲,也可能基于在職培訓所具備的潛在議價能力作出要求,通過壟斷勞動供給與企業分庭抗禮,最終將無益于雙方[17]。工會也可以基于“代言”“黨政發聲”面孔,協調做大利潤的蛋糕。工會充當企業與員工的橋梁,在確保穩定勞動關系的前提下安排員工有序參與在職培訓,通過協商與妥協換取長遠利益,教育職能將促成員工工資的長效增長機制[1,5]。

一般認為我國工會在黨組織的領導下不具備第一副面孔,因此可以推測,僅具有后兩副面孔的我國工會更可能選擇以提升企業業績的方式,做大企業利潤的蛋糕,保障員工在其中獲取應得的收益,從而提高其工資報酬。從工會的定位出發,工會通過發揮教育職能使企業業績得到改善,為員工帶來工資增益的做法,更符合我國工會雙重角色的身份定位,能夠實現企業與員工協調發展的愿景,達成同時維護員工個人利益與集體利益的目標。而通過增加員工議價能力的強硬手段雖然可能有效,卻容易造成消耗,影響企業的經營效率,故難以被工會接受。

基于上述分析,可以得出以下假說:

假說1:其他條件一定的情況下,工會具有工資溢價效應,且在職培訓能夠放大該效應。

假說2:工會教育職能可以通過增大企業利潤為員工帶來工資增益。

假說3:工會教育職能并非通過提高員工議價能力為其帶來工資增益。

二、模型設計與數據分析

(一)模型設計與變量定義

本文實證分析的基準模型為:

Yij=β0+β1TRAINij+β2UNIONij+β3UTij+ζXij+σEj+ηINDUSTRYj+λSOEj+μij

(Ⅰ)

其中,i為員工編號,j為企業編號。核心被解釋變量Yij為j企業i員工的工資收益,以小時工資來衡量。核心解釋變量TRAINij為員工在職培訓的虛擬變量,當員工回答“經常參加在職培訓”時取1,否則取0。(2)考慮到員工回答“偶爾參加”時,表示員工培訓無計劃、無周期或無規律,培訓效果較差,因此僅考慮其經常參加企業培訓的情況,從而保障培訓的質量與數量,避免培訓不規范、不足夠而導致無影響的問題。雖然單獨的一次培訓也可能對員工產生改變工作態度、點明工作方式等重要作用,但僅為少數。通過員工問卷可以反映更為正式的培訓情況,減輕非正式培訓的干擾[26]。另一核心變量UNIONij則為員工工會會員身份虛擬變量,取1時員工為企業工會會員,反之取0。同時構造二者的交互項UTij,以考察工會教育職能的工資效應。

控制變量包括員工特征(Xij)、企業特征(Ej)、該企業所屬行業固定效應(INDUSTRYj)以及該企業所有制固定效應(SOEj),μij則為隨機擾動項。

個體層面的控制變量包括:(1)員工年齡,是員工資歷、經驗等不可觀測能力的識別指標;(2)員工婚姻狀況,間接體現其個人情況,是勞動市場上的重要信號;(3)員工受教育年限,是其能力的信號,直接關系員工的工資待遇;(4)員工戶籍,是衡量員工社會關系的指標之一;(5)員工職位,關系其工資收益及參與培訓的可能性。

除企業行業效應與所有制效應外,企業層面變量還包括:(1)企業年齡,一定程度上能夠識別企業的不可觀測能力;(2)企業凈利潤,能夠代表企業規模和經營情況,從而影響員工工資;(3)企業培訓經費,能夠反映企業在職培訓情況,經費的多少與企業培訓的次數、質量等直接相關;(4)企業基層黨組織建設,可衡量政治因素的影響,識別基層黨組織的作用。

β1、β2、β3是研究所關注的系數,分別代表在職培訓、企業工會以及二者共同的工資效應。具體而言,當β1大于0時,說明在職培訓能夠提高員工工資,小于0則反之;當β2大于0時,說明工會對員工工資存在正向影響,小于0則反之;當β3大于0時,說明工會教育職能可以放大工會工資效應,小于0則反之。根據上文論述,預計上述估計系數均顯著為正。

(二)數據來源與變量描述性統計

本文使用2016年廣東省佛山市南海區“雇主-雇員”匹配調查數據進行研究,其中涵蓋近150家企業近3 000名員工的數據。需要說明的是,實證中剔除了變量缺失的觀測值和異常值,并對連續數據在1%和99%分位數上進行縮尾處理后取對數進行回歸,以減輕極端值、單位差異等因素的影響。

上述相關變量的具體設定及統計特征見表1。

從原始數據來看,員工樣本中僅有19%的員工回答經常參與員工培訓,所有員工中約有37%的員工為企業工會會員。對于其他控制變量,樣本中約70%的員工已婚,員工平均受教育水平為高中水平(約12年),近60%的員工為廣東戶籍,國有企業員工僅占4%,68%的員工所處的企業中未設立中共黨支部。

(三)均值檢驗

為掌握原始數據特征,對員工工資、在職培訓情況按工會會員身份分組進行均值檢驗,所得結果見表2。

表1 描述性統計

表2 員工權益差異均值檢驗

表2結果與前人研究相符,初步說明工會存在工資溢價效應和培訓促進作用[14,18]。進一步分析工會教育職能的工資效應,按員工在職培訓和工會會員身份進行分組均值檢驗,結果如表3所示。結果顯示,工會會員身份與在職培訓均能為員工帶來工資增益。具體而言,當工會會員經常參與培訓時,其小時工資均值最高;未經常參加在職培訓的工會會員次之;再次是經常參與培訓的非工會會員;最低的是未經常參加培訓的非工會會員。

表3 工會會員與員工培訓工資差異均值檢驗

結合表2、表3的結果可知,在職培訓與加入工會均能夠為員工帶來工資增益,而接受在職培訓的工會會員能夠得到更大的工資增幅,可見工會教育職能同樣可能存在工資效應。下文基于上述數據,結合計量方法進一步展開實證分析。

三、企業工會與在職培訓的工資效應檢驗

(一)基準回歸

本文基于模型(Ⅰ)分析在職培訓對工會工資效應的影響,所有回歸均采用異方差穩健標準誤進行估計,結果如表4所示。

表4 基準回歸:工會及其教育職能對員工工資的影響

表4列示了逐步加入各變量后所得的估計結果,在檢驗工會工資效應的基礎上,加入在職培訓、交互項的影響,進而再控制企業、員工層面的特征變量。結果中三個核心解釋變量的正向工資效應保持顯著且一致。第(6)列結果顯示,在保持其他條件不變的情況下,工會能提高會員約7.25%(=e0.07-1)的小時工資;普通員工經常參與在職培訓能提高自身約5.13%(=e0.05-1)的小時工資;而經常參與企業在職培訓的工會會員,能在工會工資溢價的基礎上進一步獲得更多的工資增益(約7.25%,=e0.07-1)。

在職培訓的估計結果說明,經常參與在職培訓能提高員工工資收入。其原因可能是培訓能提高員工生產率和生產積極性,使之獲得更高的工資收益。會員身份對員工工資存在顯著正向效應,可以認為工會確實能夠維護員工權益,提高員工工資收益。而員工培訓與會員身份交互項的正向估計系數則說明在職培訓的工資效應與工會相關,參與在職培訓能夠提高工會的正向工資效應,可視為工會教育職能的工資效應。與工會相關的在職培訓除了提高員工生產效率,還可能增進員工的企業歸屬感,從而提高企業收益,使員工工資增加,放大工會工資效應,假說1得以驗證。

對于控制變量,員工個人的年齡、學歷、婚姻狀況與工資正相關。前兩者說明員工能力是影響工資的重要因素;已婚員工能夠得到更高的工資,則可能是其婚姻狀況充當了能力與工作穩定性的信號。此外,廣東戶籍的員工所得工資相對較低,可能是由于高能力者能夠更好地流動,在本地工作的廣東戶籍的員工被認為能力較低;低職位的普通員工工資相對較低。

就企業特征而言,企業年齡與員工工資負相關,凈利潤則與之正相關。結果說明,企業年齡越大,企業內結構可能更為復雜,管理成本更高,從而影響員工工資。而凈利潤的估計系數表明企業經營情況越好,員工所得收益也隨之提高。此外,企業培訓經費與員工工資關系不顯著,這可能是由于企業培訓經費所占份額較小,因此不會影響員工工資決定。由于控制變量的估計結果差異不大,下文匯報的表格中將省略該部分結果。

(二)穩健性分析

本文通過改變估計方法、增加控制變量、子樣本回歸進行穩健性檢驗。

第一,考慮到個體異質性的問題,當員工個體存在異方差時,OLS便不滿足基本假設。雖然上文已使用了異方差穩健標準誤進行估計,為了檢驗結果穩健性,采用更有效率的加權最小二乘法(WLS)進行回歸分析。WLS是GLS的特例,該方法會根據數據信息量的不同而賦予其對應的權重,從而緩解異方差的影響。WLS回歸的結果如表5第(1)列所示,系數保持一致。

第二,考慮到員工小時工資與其月工資和社保金額相關,本文借鑒前人研究中所采用的似不相關回歸(SUR)方法,基于模型(Ⅰ)對員工月工資、小時工資、員工報酬(3)員工報酬為員工月工資與其社保金額之和。在對月工資和員工報酬進行回歸時,將員工月工作時數納入控制變量。聯立進行估計[19,27]。具體結果如表5第(2)至(4)列所示,系數也保持一致。

表5 穩健性分析A:工會教育職能的工資效應分析

第三,由于個體與組織的選擇受到多種因素影響,員工加入工會和進行培訓的決策可能與其工資互為因果,導致回歸存在內生性問題。本文在此通過處理效應模型(TEM)減輕員工培訓的內生性,再結合工具變量法(2SLS)減緩會員身份的內生性,對各個核心解釋變量的內生性進行處理。

對于在職培訓,當員工參與培訓的選擇存在潛在機制時,則認為其中存在自選擇問題,那么文中“在職培訓”變量的估計系數可能不一致,而采用TEM可以解決該問題。具體而言,當主體依據不可觀測變量進行選擇時,處理效應模型直接對處理變量Di(此處為二值虛擬變量,員工是否經常參與培訓)進行結構建模,相應的思路如下:

基準方程:

Yij=β0+β1TRAINij+β2UNIONij+β3UTij+ζXij+σEj+ηINDUSTRYj+λSOEj+μij

(Ⅰ)

處理方程:

D*=a+γZ+ν

(Ⅱ)

如果D*>0,則TRAINij=1,否則TRAINij= 0。

Prob(TRAINij=1|Z)=Φ(γZ)

(Ⅲ)

Prob(TRAINij=0|Z)= 1-Φ(γZ)

(Ⅳ)

其中,式(Ⅱ)為描述員工作出選擇的處理方程,式(Ⅲ)(Ⅳ)為員工經常培訓的自選擇方程,Z為影響選擇的工具變量集合,D*則為連續潛變量,即識別員工作出選擇的不可觀測變量。通過Z來控制不可觀測因素的影響,基于Probit模型考察員工自選擇的概率。處理效應模型中假定上述μ、v兩個隨機誤差項服從二元正態分布,且假定Var(μ)=σ2,Var(ν)=1,Cov(μ,ν)=ρσ2,ρ是二者的相關系數。針對H0:ρ=0可以進行似然比檢驗以確定是否需要采用處理效應模型。當ρ=0時,說明μ、ν間相互獨立,可直接使用OLS進行估計;反之則說明回歸方程和處理方程間存在聯系,員工培訓的虛擬變量TRAINij存在內生性,需要采用處理效應模型進行估計。

本文從現有控制變量及企業、個人特征中選取影響員工選擇的工具變量,包括企業主政治面貌、企業是否為高新技術企業、員工發展機會、員工年齡、員工職位以及員工日均工作時間。參考前人經驗,其中原因可以從企業與員工兩個層面分析[14,21,28]。在企業層面,企業主政治面貌、企業行業差異會影響員工參與培訓的必要性與可能性,從而影響員工的選擇;在員工層面,員工自身發展機會、年齡大小和工作時長則是員工作出培訓選擇的重要影響因素,前一個因素決定了其預期的培訓收益,后兩個因素則決定了培訓的個人成本。此外,員工是否參與培訓除了受企業因素和主觀選擇的影響之外,還受到被動選擇,員工職位便是其中的重要因素。

估計處理效應模型的估計方法包括兩步法(Two-Step)和最大似然法(MLE),本文僅匯報更有效率的MLE估計結果[28]。由表5第(5)列結果可知,兩個方程擾動項之間的相關系數ρ在統計意義上顯著不為0,因此有必要采用TEM進行檢驗;所得結果與上文相近,且與現有結論吻合,員工自選擇問題可能會低估在職培訓的工資效應[21]。

更進一步,本文納入TEM所計算的逆米爾斯比控制在職培訓的自選擇效應后,選取會員身份的工具變量,使用2SLS對上文結果進行檢驗。

對于工具變量的選擇,需要滿足相關性和外生性。現有研究對此作出了許多嘗試,其中較為常見的是以區域層面的工會情況加總指標作為企業工會作用的工具變量[15,26,28]。因此,本文延續前人的做法,以除企業自身外同行業企業集體合同簽訂人數的占比作為工會會員身份的工具變量。原因有二:一是員工主觀匯報的工會身份與實際可能有所出入,使用集體合同簽訂情況作為工具變量,可對工會作用進行更為準確的衡量,且通過加總可以減緩個體測量誤差[29];二是該變量能夠在一定程度上識別我國社會的人際關系、工會制度要求和整體工會意識等因素的影響[15]。此外,由于我國工會的特殊性,我國工會作用的內生性問題會因黨政影響得到緩解,企業內集體合同簽訂情況可以視為外生變量[8];工會覆蓋率還能夠減輕工會對優秀員工的選擇效應,以及員工入會自選擇效應的影響[26]。由此推測,外部集體合同密度是合適的工具變量。

2SLS所得估計結果如表5第(6)列所示,與上文保持一致,且與國外學者基于20世紀90年代初英國家庭調查數據估計的結果相近,只是我國工會作用的估計系數更大[26]。

除上述穩健性檢驗外,為保證研究的謹慎性,本文進一步展開如下穩健性檢驗。其一,考慮到私營企業可能更能反映出工會維護員工權益的作用,故進一步選取非國有企業子樣本重復基準回歸[10]。其二,考慮到工會主席的身份、專職化情況以及任命方式均會對工會作用產生影響,故同時加入識別上述因素的變量進行回歸[19,30-31]。其三,考慮到企業政治關聯的影響,本文以企業主人大代表身份、人大代表級別作為識別變量,引入基準回歸中[3-4,13]。其四,員工的合同時長也會影響其培訓的概率,因此引入員工有無簽訂勞動合同、勞動合同時長、有無簽訂集體合同、有無簽訂無固定期限合同四個識別指標,進行回歸分析[32]。其五,針對員工的維權意識,引入員工維權次數與工作年限作為識別變量,重復基準回歸[33]。無論是單獨或綜合考察上述因素,結果均保持穩健(見表6)。

表6 穩健性分析B:工會教育職能的工資效應分析

四、工會教育職能的進一步探討

(一)工會教育職能的效應分析

交互項的估計結果說明在職培訓能夠放大工會的工資效應,其中工會教育職能的工資效應是否真的存在?其凈效應又是多少?對不同員工群體的作用是否存在差異?

針對第一個問題,工會教育職能更可能與構建和諧勞動關系相關,即與構建和諧勞動關系相關的培訓,應該與工會相關或由其負責。故以“企業認為行業協會或商會在構建和諧勞動關系的主要方式”為參考,設置對應的虛擬變量,當其回答中包含“開展勞動相關的教育培訓”時,取值為1,反之為0。如果選擇通過培訓構建和諧勞動關系,工會便有發揮教育職能的空間,該分組中工會及培訓的工資溢價效應便會因為工會教育職能而出現差異。基于該變量,將樣本分組進行回歸,結果如表7前兩列所示,可見在重視培訓構建和諧勞動關系的分組中,工會的工資效應更大,即工會教育職能及其工資效應確實存在。

針對第二個問題,基于模型(Ⅰ),刪去其中員工培訓與會員身份的交叉項后,使用溫忠麟、葉寶娟的中介效應三步法對工會教育職能的凈工資效應進行檢驗[34]。結果如表7第(3)至(5)列所示,可見在職培訓的中介效應顯著,且結果通過了Sobel-Goodman檢驗與自助法抽樣檢驗,中介效應約占8.52%,即在工會工資溢價效應中約有8.52%是由工會教育職能實現的。結合上述兩個問題的結果可知,工會對員工培訓具有積極影響,而該培訓效應則存在進一步的工資溢價效應,與現有結果相一致。

表7 工會教育職能的具體效應分析

對于第三個問題,考慮到工會效應可能存在“加總謬誤”,不同技能水平的員工有不同程度的工資效應[28],故采用綜合技能分組方法(GSG),將樣本分為高技能員工和低技能員工兩組進行分組回歸,考察在職培訓和工會對不同員工的影響差異[15,28-29]。具體而言,首先根據非工會會員子樣本,使用模型(Ⅴ)估計出各變量的系數,將其視為無工會條件下勞動力市場中員工各稟賦特征的價格;然后根據所得的工資回報率,估計所有員工的無偏工資;最后將無偏工資視為員工自身的綜合技能值,按照其中位數,將樣本分為高技能組和低技能組,分別進行回歸。

Yij=β0+ζXij+σEj+ηINDUSTRYj+λSOEj+μij

(Ⅴ)

模型(Ⅴ)中各變量設置與模型(Ⅰ)保持一致。考慮到李博文等所提及的工會覆蓋效應與會員效應,本文借鑒孫兆陽的識別方式,從“企業認可”“員工認同”與“員工認知”等方面考察工會的影響[5,35]。當員工與其所屬企業均否認工會的存在時,將員工歸入非工會會員組。回歸結果如表7后兩列所示,可知工會對所有員工均有工資溢價效應,而其教育職能主要作用于低技能員工群體。工會教育職能更注重培訓低技能水平的員工,故低技能員工所得工會工資效應更大,與前人研究結論一致并為其提供了解釋[15,18,28]。由此推測工會教育職能更可能是關于基本技能的一般培訓,旨在幫助低技能員工應對工作需要,提高企業效率。

(二)工會教育職能對員工工資的作用機制

現有研究認為,工會提高員工工資的途徑有二:其一是增加員工的議價能力,通過集體談判、集體合同等方式在確定大小的利潤蛋糕中瓜分到更大收益[4,13,27];其二是使企業所賺取的蛋糕變大,從而提高員工收益[2,8,10]。為了探究上述效應的具體作用機制,本文設置模型(Ⅵ),以企業總產值和回報率為被解釋變量,考察不同培訓情況下工會對企業“蛋糕”的影響。

Yj=β0+β1UNIONj+σQj+ηINDUSTRYj+λSOEj+εj

(Ⅵ)

模型(Ⅵ)中的被解釋變量Yj為企業總產值與回報率。工會效應(UNIONj)和企業回報率(Yj)分別用“企業內工會會員的比例”與“企業凈利潤占企業總產值的比例”來衡量[8];控制變量(Qj)為模型(Ⅰ)中的企業層面特征變量(Ej)加上企業出口活動虛擬變量、高新技術企業虛擬變量和企業開工率三個變量。

而對于員工議價能力的檢驗則通過員工勞動合同和集體合同簽訂情況考察。處于弱勢的員工群體相對而言更需要合同保障,因此相關合同的簽訂可視為員工爭取利益的結果,與員工議價能力相關。基于模型(Ⅰ),本文剔除員工培訓變量、員工培訓與會員身份的交互項,以工會會員身份作為工會效應衡量指標,以員工個人勞動合同、集體合同簽訂情況為被解釋變量,通過Probit回歸考察培訓對員工議價能力的影響。實證中無論是否控制員工工作時長,結果一致,表8僅匯報控制員工工作時長的結果。

表8前四列是以企業業績為被解釋變量的估計結果,后四列是以員工議價能力為被解釋變量的估計結果。

表8 工會教育職能的作用機制分析

從表8第(1)至(4)列結果可知,工會對企業總產值有促進效應,但可能會抑制企業盈利能力。具體來說,工會對企業總產值的促進效應在經常參與培訓的員工分組中更大;而工會對企業盈利能力的抑制效應在經常培訓組則不再顯著。這個現象可以看作企業人力資本培訓的投入和產出,盈利能力減少可能是由于企業、工會以及員工需要花費精力與成本在培訓上;產值的增加則得益于效率的提高,所得結果表明企業培訓所得收益大于成本[20]。總體來說,工會通過員工培訓,做大了企業的利潤蛋糕,使得員工的工資收益因此增加,假說2得以檢驗。

從表8第(5)至(8)列結果可以發現,就個人勞動合同而言,對于未能經常參與培訓的員工群體,工會能夠提高他們勞動合同簽訂的概率;對于經常參與培訓的員工群體,工會會員的估計系數為負,但不顯著。對于集體合同,兩個分組中的員工均能因工會會員身份而提高簽訂集體合同的概率,而對于經常培訓分組的員工促進效用更大。合同方面的影響差異值得我們深思,集體合同相對而言涵蓋的內容可能多為大而廣的“底線型”權益,反映更多的是員工整體對于底線權益的議價能力[5];對于更能表現員工議價能力的勞動合同簽訂而言,工會重點保護由于未能經常參與企業培訓,因而相對較為弱勢的員工——這部分員工可能多為非工會會員,工會會促進其簽訂個人勞動合同。結果表明,我國工會注重保障員工“底線型權益”,同時致力于提高企業效率,假說3得到檢驗。

由此可知,相對于提高議價能力,我國工會可能更注重于做大整個企業利潤的蛋糕,從而提高員工工資[8]。本節估計結果具有我國工會的特色,這一增加企業產值的結果也與Ge的結論吻合,契合我國工會維權與維穩的雙重角色定位,能夠兼顧勞資雙方的利益[10]。正如Mcilroy所強調的,工會教育職能對于我國工會建設也有重要意義[12]。

(三)工會教育職能對員工其他權益的影響

考慮到工會還會影響員工參加社會保險的概率、得到企業勞動保護用品的概率以及員工工作時長[19,24],本文基于模型(Ⅰ)探究在職培訓、工會會員身份對員工參保情況、勞保用品接收和工作時長的影響。對于前兩類福利采用Probit模型進行估計,其中無論是否控制員工工作時長,結果均一致,表9匯報控制員工工作時長的結果;而對月總工時則用OLS進行估計。由表9可知,工會能夠增加員工參與各類社會保險、得到勞保用品的概率,同時還能夠縮短員工月工作時長;在職培訓對于員工參保情況無顯著影響,但能夠提高員工獲得勞保用品的概率,并縮短員工月總工時;而兩者的交互項對于各類福利的影響均不顯著,可能是其中存在的聯系較弱。

表9 工會教育職能的其他效應分析

在職培訓的估計結果說明,員工社保參與的決策受到許多因素影響,接受培訓對其干預不大。至于工作時間與勞保用品的獲取,在職培訓使員工能夠更高效地完成更多工作,故提高了獲得勞保用品的概率并降低了工作時間。

考慮到培訓的效果,員工需要在實際工作中表現出高效,工會才能憑借員工參與培訓的情況要求更大的增益,而非像工資一樣可以提前決定。因此,工會難以僅憑員工經常參加培訓的表現,向企業要求發放勞保用品、縮短工作時間、增加員工參保的概率,故交互項不顯著。

五、結論與建議

為了進一步分析我國工會教育職能的影響,深化工會相關研究,本文基于2016年廣東省佛山市南海區雇主-雇員匹配調查數據,以員工參加工會與在職培訓的情況識別工會及其教育職能的工資效應。研究發現,工會與在職培訓均能提高員工小時工資,且結果穩健;兩者交互項的估計結果與工會教育職能效應的檢驗結果表明,在職培訓可以放大工會工資效應,即工會教育職能存在工資溢價效應。機制分析表明,這種工資效應源于在職培訓提高了生產率,為企業帶來了更大的收益,員工因而獲得更高的工資。本文還進一步分析了工會與在職培訓對不同員工群體的差異影響,發現工會能夠為所有員工帶來工資溢價,但其教育職能的工資效應主要集中于低技能員工群體。關于其他福利,工會能夠促進員工參與醫療、養老等各類社會保險,提高員工獲得勞保用品的概率,縮短其月工作時間;在職培訓雖對員工參與社會保險的概率無顯著影響,但能夠提高員工獲取勞保用品的概率,縮短員工的月工作時間;工會教育職能則無上述影響。

基于上述研究結果,本文提出四點建議。

第一,宣傳工會教育職能,強化工會建設。對于企業與工會的關系,應加強雙方相互理解并尋求合作共識,企業可以加強與工會的合作,通過發揮工會教育職能,促進員工參與在職培訓,提高員工勞動生產率,幫助企業做大利潤蛋糕,從而實現勞資雙方互惠雙贏;工會自身則不應局限于強硬維權的一面,而應合理發揮其教育職能的特殊作用,促進員工、企業乃至社會的穩定發展。

第二,擴大工會覆蓋程度,落實教育職能。對于員工與工會的關系,應加強雙方的溝通并落實職能發揮,員工需要了解工會各項職能的作用,明白教育職能同樣能夠如同其他三項職能一般維系企業勞動關系,維護全體員工的權益,為勞動者爭取工資增益;工會則應妥善運用自身教育職能,提高員工人力資本水平,使其更好地勝任現有工作,在工作中更具主動性。

第三,推動工會直選,加強工會監督。推動工會直選有助于推舉出合適的工會管理者,關注員工諸如培訓、發展、工作環境等更多權益需求[31]。監督工會運作,一是能夠保障工會工作的落實,保障工會的運轉,使其四項職能都得以有效發揮;二是可以監督工會的運轉,把握工會實際情況;三是可以提高員工對工會工作的感知與認可度,強化工會建設。

第四,加強勞動立法,提高法治意識。隨著工會的普及,相關法律法規也應該隨工會的發展而不斷完善。加強法律體系建設的同時,還需要推動法律知識的宣傳,強化基本權益意識,弘揚法治精神。加強企業法治教育,建立員工權益保護體系,呼吁企業重視權益保護,號召員工依法維權,讓工會充分發揮應有的作用。