工資集體協商制度對企業雇傭量影響的實證研究——來自杭州市企業的證據

姚先國，焦曉鈺，樂君杰

(1.浙江大學公共政策研究院，浙江 杭州 310058;2.浙江大學公共管理學院，浙江 杭州 310058)

一、引 言

20世紀90年代以來，中國就業增長與經濟增長的非一致性態勢凸現［1］。金融危機之后，局部用工需求下降與勞動力結構性短缺并存更加劇了就業形勢惡化。與此同時，中國在基層產業領域推行工資集體協商制度①根據《工資集體協商試行辦法》，“工資集體協商”是指“職工代表與企業代表依法就企業內部工資分配制度、工資分配形式、工資收入水平等事項進行平等協商，在協商一致的基礎上簽訂工資協議的行為”。。截至2013年6月，該制度已覆蓋全國324萬家企業和1.5億名職工。然而，在就業問題凸顯背景下，這個以工資調整為核心，進而對企業雇傭決策和勞動就業不可避免產生影響的集體議價制度究竟發揮怎樣的實際作用似乎尚未得到足夠關注。

現有關于中國工資集體協商制度的文獻大多是對其實施現況、障礙、改進措施等問題的規范性分析，少數實證研究也主要考察其工資效應，鮮少論及對勞動用工或就業的影響。縱觀西方集體談判制度就業效應研究②在西方，工會與雇主就工資等雇傭條件進行平等磋商的制度通常稱為“集體談判”或“工會談判”。，雖較為豐富卻未有定論。理論研究上，管理權談判模型發現隨著工會議價實力增強，談判工資上升，擁有管理權的雇主將以削減雇傭維持利潤最大化［2］，而效率合同模型則表明厭惡風險型工會成員的就業水平與談判工資一道隨工會議價實力提升而上漲［3］。這兩種反向的就業效應均得到了經驗證據支持。英、美等國研究顯示，工會談判使工人就業和工作小時數下降［4］，尤其對低技術、年輕男性就業有較大負效應［5］。也有研究發現，集體談判可促進女性和年輕、年老男性在公共部門就業［6］，增加中低技術分布上工人的持續雇傭［7］。可見，集體議價對用工就業的影響可能因實施環境、對象、模式不同而有所差異。

鑒于此，本文利用2012年杭州市企業調查數據，評估工資集體協商制度對企業雇傭量的影響，并揭示該效應在不同類別企業可能呈現的差異，以期為從勞動就業保護視角評價該制度提供地區性的經驗證據。由于杭州民營經濟發達、勞動就業問題突出，同時較早出臺了地方工資集體協商條例且該制度發展到一定規模①2005年9月杭州市人民政府審議通過《杭州市企業工資集體協商試行辦法》。截至2012年上半年，全市簽訂工資集體協議16689份，涵蓋企業44468家，占全市企業的15.24%，覆蓋職工194萬。，故采用杭州數據研究上述問題具有較強的典型意義。

二、數據來源與研究方法

(一)數據來源

本文所用數據來自浙江大學勞動保障與社會政策研究中心2012年末對杭州地區503家企業的問卷調查。調查采用等比例隨機抽樣，即先根據擬調查樣本總量和各地人口相對比例確定各地調查樣本數，再從企業名錄中隨機抽取相應數量企業，調查收回有效問卷473份②本文實證研究所用樣本數因相關變量數據缺失而略有差異。。

(二)統計性描述與變量說明

由表1可知，此次調查以民營企業(82.45%)、制造業企業(57.72%)和主城區企業(46.93%)居多。其中，309家企業已與員工簽訂工資集體協議，工資集體協商制度覆蓋率達65.33%。進一步地，國有、集體企業和外資、港澳臺資企業的制度覆蓋率均高于民營企業;制造業和高利潤行業的制度覆蓋率均高于服務業等其他行業;而因產業布局調整聚集了大量藍領工人的城郊區和技術經濟區的制度覆蓋率，則均高于勞動法規執行狀況相對較好的主城區③傳統和高新技術制造業分別向城郊區和技術經濟區集聚，主城區則以發展旅游、貿易等服務業為主。。

表1 調查企業工資集體協商開展情況

表2是變量的統計性描述。企業總體平均雇傭規模為119.35人，本科及以上學歷員工占比14.95%，黨組織組建率不足50%。可見，調查企業整體上員工人力資本水平不高、黨建工作相對滯后。進一步比較已實施與未實施工資集體協商制度的兩組子樣本企業，前者平均雇傭人數更多，主營業務收入更大，黨組織組建率更高，高學歷員工占比略低，故實施企業除雇員素質相對略低外，其他狀況均好于未實施企業的平均水平，但內部差異相對較大。此外，在樣本分布上，前者非民營企業、制造業企業、城郊區企業和技術經濟區企業的占比均略高于后者。

表2 主要變量描述統計

(三)模型設定與變量選取

假設生產函數為Y=AKαLβ。其中，Y為產出，K和L分別代表資本要素與勞動要素投入量，α和β為相應要素的產出彈性，A為希克斯中性因子。由完全競爭市場下企業利潤最大化條件——邊際產出等于邊際成本可得MPL=βAKαLβ－1=βY/L=w，即L=βY/w。其中，w為支付給最后一單位雇傭勞動力的實際工資，一般由企業平均工資表示。由于該工資與企業工資決定方式、員工結構、市場地位等特征密切相關，故建立如下的企業雇傭量決定方程:

其中，因變量lnlaborij為調查時點j地區i企業雇員總數，εij為隨機擾動項。解釋變量包括:

(1)核心解釋變量wcbij，表示j地區i企業調查時點是否與員工簽訂工資集體協議并已執行，其系數即為本文關注的制度效應。(2)主營業務收入對數lnmbiij，它是企業主要生產經營活動所得，可反映其在競爭性產品市場的產出水平。由于技術制約下物質資本邊際替代率下降，故在中國產業升級尚未完成、企業融資難、廉價勞動力仍是諸多企業首要生產資料的背景下，資本與勞動要素可能呈吸納關系，即企業收入越高，資本積累越多，生產需雇傭的勞動力越多。(3)Xij代表企業其他特征變量。“本科及以上學歷員工占比(pblab)①該變量可能非嚴格外生，但基于兩方面考慮將其引入模型:第一，引入它不會使工資集體協商制度這一核心變量與企業雇傭量之間的顯著關系發生根本改變;第二，它可反映企業知識或技術密集度，與雇傭量呈替代關系，故在受數據所限未找到代表企業技術特征的外生變量時，去掉可能導致遺漏變量的問題。”，該比例越高，企業往往越偏向于知識或技術密集型企業。由于他們生產率較高且人力資本只能被激勵的屬性，會引導企業以人力資本投資與生產效率間的良性循環，而非一味增加勞動投入來擴大生產，故推測該變量可能與雇傭量負相關。“是否成立黨組織(party)”，它在某種程度上反映了企業的政治關系。由于政治關系不僅會給企業帶來非市場化關系貸款和財政補貼的好處［8］，從而節約其經營成本，為增加雇傭創造條件，還會密切企業與地方政府聯系，促使其積極配合包括擴大地區就業在內的政府工作，故預期建立黨組織的企業的雇傭量會相對更大。“所有制性質(own)”、“所屬行業(ind)”等反映企業市場勢力、生產特性等非觀測因素對雇傭決策影響的控制變量。(4)企業所在地區Dij，反映當地社會經濟發展對企業雇傭量的集合效應。

三、實證研究結果

(一)工資集體協商制度與企業雇傭量

表3報告了基于回歸方程(1)，使用OLS評估工資集體協商制度對企業雇傭量的總體影響的結果。在僅控制地區效應的模型1中，工資集體協商制度變量系數為0.71且在1%水平上顯著，這表明其他變量保持不變，實施該制度的企業雇傭量較未實施企業多104.28%。引入反映企業經營水平、員工結構、政治關系的變量后(如模型2所示)，該系數大幅下降為0.26，依然在1%水平上顯著。同時，與預期一致，主營業務收入和建立黨組織均呈擴大企業雇傭的效應，高學歷員工占比則與雇傭量顯著負相關。在進一步引入企業所有制性質和所屬行業變量的模型3、4中，制度系數分別為0.27和0.22，顯著性水平下降為5%。綜上可知，逐步引入企業特征變量未改變該制度對企業雇傭量的顯著正效應，但效應大小有明顯波動。

表3 工資集體協商制度對企業雇傭量的影響

(二)內生性問題探討

OLS估計結果表明，實施工資集體協商有利于擴大企業雇傭量。但若企業實施該制度與否具有自選擇性，即實施企業正是對用工關系、組織效率等非觀測因素敏感的雇員龐大的企業，則OLS估計的制度效應將有偏差。因此，我們需對核心解釋變量(wcb)可能存在的內生性加以探析。

本文使用工具變量(IV)法處理內生性問題。首先，由方程(1)構建雇傭量決定結構型方程:

這里，Xij代表方程(1)等號右邊除wcbij外的各解釋變量。接著，建立可能存在內生性問題的核心解釋變量wcb與其工具變量Z之間的誘導型方程:

其中，Z要同時滿足Cov(Zij，εij)=0和Cov(Zij，wcbij)≠0兩個條件，E(vij)=0，Cov(Xij，vij)=0，Cov(Zij，vij)=0。若估計結果表明δ2顯著不為零，則Z為wcb一個可行工具變量。

本文擬以“工會主席是否由民主方式產生”作為企業實施工資集體協商制度與否的工具變量，理由是法律賦予了基層工會作為雇員方代表與雇主進行工資集體協商的權利，但在其經費、干部構成、活動權限或多或少受資方制約的客觀現實下，基層工會能在多大程度上獨立于資方、為職工利益最大化服務就與其主席產生方式密切相關。目前，基層工會主席產生方式主要有民主和非民主兩種，前者由工會會員推舉表決產生，后者則由上級組織委派或企業資方任命產生。顯然，工會主席由民主方式產生的工會向雇主發出協商要約并努力使其接受的可能性較后者更大，但對雇傭量這一生產性決策的影響可能與后者并無顯著差異。

令Z=ucp，若企業工會主席由民主方式產生，則ucp=1，否則ucp=0。表4是IV法的2SLS估計結果。基于誘導型方程的第一階段估計結果顯示，工會主席是否由民主方式產生(ucp)與企業是否實施工資集體協商制度顯著正相關，但對其雇傭量沒有顯著影響①將ucp直接放入結構方程(2)回歸顯示，ucp系數僅為0.036(t值為0.35)且未通過顯著性檢驗。，故ucp可視為wcb的一個可行工具變量;第二階段的IV回歸結果則顯示，實施該制度對企業雇傭量影響為正(0.43)，但不顯著。換言之，處理可能存在的內生性后該制度對企業雇傭量的影響變得不明確。那么，這一結果是否比OLS估計結果更可靠?由于不存在內生性時，OLS估計量不僅一致且比2SLS估計量更有效，故有必要進一步通過計量方法對wcb是否存在內生性做一檢驗。本文采用伍德里奇的方法②解釋變量較多、樣本量相對較小會導致Hausman檢驗失效，故本文使用Jeffrey M．Wooldridge在其《計量經濟學導論:現代觀點(第一版)》一書提出的在結構型方程中加入殘差的方法進行內生性檢驗。，令 εij=θ3νij+μij，則上述結構型方程可寫為:

其中，v^ij為誘導型方程(3)中殘差的擬合值，μij為誤差項且與v^ij不相關。若顯著性檢驗表明無法拒絕v^ij系數θ3為零的原假設，則νij與εij不相關，wcb自然也與εij不相關，故不存在內生性;反之亦然。表4檢驗結果顯示無法拒絕零假設，即企業實施該制度與否不存在統計上顯著的自選擇性，故可接受表3報告的OLS估計結果。之所以出現該結果，一方面可能由中國工資集體協商制度的發展主要依靠自上而下的行政推動所致，另一方面也與有關企業開展集體協商的法律規定從“可以”改為“應當”以及越來越多的地方政府將其納入企業考評體系，使企業實施該制度的強制性明顯增強不無關系。

表4 工資集體協商制度對企業雇傭量的影響(2SLS)

(三)不同類別企業中工資集體協商制度對雇傭量的差異化影響

鑒于逐步引入企業特征變量后，工資集體協商制度系數有明顯波動，本文將從企業所有制、所屬行業、經營績效三個維度比較分析在不同環境下實施該制度可能產生的差異化影響。

表5估計結果顯示:(1)在民營企業，實施工資集體協商制度的企業雇傭量比未實施企業顯著多18.89%，小于表3模型4報告的基于全樣本的估計結果(24.36%)，在國有、外資等非民營企業中則未有顯著影響;(2)在制造業，實施該制度的企業雇傭規模較未實施企業大22.86%且在5%水平上顯著，在建筑等其他行業，該制度亦在10%顯著性水平上擴大企業雇傭，但在高利潤行業并未發現類似影響;(3)將樣本企業按主營業務收入從低到高排序，以0.20、0.50、0.80三個分位數將其分為績效最低、中等偏下、中等偏上、最高四組，分別估計各組的制度效應發現，僅在績效最低企業組中該制度顯著擴大其雇傭量。綜上可知，該制度擴大雇傭的作用主要表現在員工素質、勞動關系或盈利欠佳的“弱勞動與弱資本”相結合的領域。

表5 工資集體協商制度與企業雇傭量:基于不同類別子樣本的比較

四、結論與啟示

本文研究發現工資集體協商制度對擴大企業雇傭規模有穩健作用，且內生性檢驗表明企業實施該制度與否不存在統計上顯著的自選擇，這也佐證了OLS回歸結果的可靠性。進一步分類別考察顯示，這一效應主要集中在民營、制造業和低經營收入企業，在其他類別企業均未發現類似顯著影響。對此，我們的解釋是:

第一，該制度是勞資雙方以較低成本化解利益分配糾紛(不管結果是否合理)的手段，有助于減少工人過激行為和單個工人維權招致報復的風險，進而鞏固企業內部用工關系，縮減管理費用，并激勵雇主加大對穩定下來的員工隊伍的人力資本投資，提高生產率，增加資本盈余，為吸納更多雇員、擴大生產創造條件。

第二，該制度在提高基層員工工資上發揮的作用不盡理想，甚至對人力資本相對較高的員工工資有顯著負效應［9］。也有學者批評指出，基層工會非獨立、監管不嚴使集體協商或流于形式或成為雇主壟斷定價的隱蔽手段，所謂“協商”提升的工資幅度可能還不及勞動效率提高或宏觀經濟回暖帶來的工資漲幅，因而該制度擴大雇傭的作用很可能是犧牲員工部分工資福利的結果。

第三，該制度擴大雇傭的作用主要集中在民營、制造業和低經營收入企業，可能與這些企業普遍延續低端勞動力投入生產模式、用工關系脆弱、熟練工頻頻短缺有關。因為該制度的實施不僅在形式上傳遞出雇主對話解決糾紛、挽留員工的誠意，也為雇主利用勞資雙方信息不對稱，而后在集體協商中以細枝末節(如承諾按時支付工資、支付縮水的加班費等)的退讓穩定用工、保障生產創造了契機。正如第一點所述，這有利于擴大企業雇傭。反觀其他企業，大多高學歷員工占比較高，這類勞動力供求通常短期都相對缺乏彈性，主要取決于其人力資本能否與企業生產技術相匹配及其勞動生產力能獲得多少補償，故強調保障基本勞動權益的該制度在其中發揮的作用可能很有限。

綜上所述，全面推進工資集體協商制度不僅應結合企業異質性細化目標，提高針對性，避免追求廣覆蓋而使實施效果弱化，還要給予企業自主選擇、靈活實施該制度的一定權限，防止形式化。同時，引入工會代表資格競選制，提升勞方議價能力，對推動集體議價從穩定用工向勞動者維權機制轉變至關重要。此外，在依靠集體協商擴大勞動就業的同時，要加強員工人力資本投資，加快企業技術改造，以促進高等人力資本與高端技術和資本相匹配的高質量就業。

［1］王翔．就業吸納、產業集聚與生產者服務業發展 ［J］．財經論叢，2011，(1):15－19．

［2］Nickell S．J．，Andrews M．Unions，Real Wages and Employment in Britain 1951 －1979 ［J］．Oxford Economic Papers，New Series 35，Supplement:The Causes of Unemployment，1983，pp．183 －206．

［3］McDonald I．＆ Solow R．Wage Bargaining and Employment［J］．The American Economic Review，1981，71(5)，pp．896 －908．

［4］Slichter S．H．Union Policies and Industrial Management［M］．Institute of Economics Washington，DC:The Brookings Institution Publication，1941．

［5］Kahn L．M．Wage Inequality，Collective Bargaining and Relative Employment from1985 to1994 Evidence from Fifteen OECD Countries［J］．The Review of Economics and Statistics，2000，82(4):564 －579．

［6］Kahn L．M．The Impact of Wage-Setting Institutions on the Incidence of Public Employment in the OECD:1960－1998［J］．Industrial Relations，2008，47(3):329 －354．

［7］Frandsen．Why Unions Still Matter:The Effects of Unionization on the Distribution of Employee Earnings［Z］．Working Paper，2012，pp．1－45．

［8］潘紅波，余明桂．政治關系、控股股東利益輸送與民營企業績效［J］．南開管理評論，2010，(4):14－27．

［9］姚先國，焦曉鈺，張海峰，樂君杰．工資集體協商制度的工資效應與員工異質性——對杭州市企業調查數據的分析［J］．中國人口科學，2013，(2):49－59．