陽玉香 莫旋 唐成千

摘 要：基于中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)（2014），實(shí)證分析流動(dòng)人口工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：工會(huì)能顯著提升流動(dòng)人口的收入，但工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)具有異質(zhì)性，城城流動(dòng)人口高于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口、簽訂合同者高于未簽訂合同者，個(gè)體私營企業(yè)的表現(xiàn)要優(yōu)于國有集體企業(yè)和外資企業(yè)；分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，隨著分位數(shù)水平的上升，流動(dòng)人口工會(huì)的收入效應(yīng)呈倒“U”型，對(duì)中等收入者的作用最大，其次是低收入者，對(duì)高收入者的作用最??；采用傾向得分匹配法解決自選擇問題，發(fā)現(xiàn)我國流動(dòng)人口仍存在明顯的工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)。

關(guān)鍵詞： 工會(huì)；流動(dòng)人口；收入溢價(jià)；分位數(shù)回歸；傾向得分匹配

中圖分類號(hào)：F428 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A文章編號(hào)：1003-7217（2018）05-0141-07

一、引 言

隨著改革的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)實(shí)力的日益增強(qiáng)，流動(dòng)人口的收入不斷提升，但流動(dòng)人口在勞動(dòng)力市場仍處于相對(duì)弱勢地位[1]，收入分配呈現(xiàn)出向資本傾斜的新特征，勞動(dòng)收入份額顯著下降，形成了“資強(qiáng)勞弱”的局面[2]，傳統(tǒng)的企業(yè)與職工關(guān)系逐漸被新的勞資模式所取代，導(dǎo)致頻繁發(fā)生勞資沖突和勞動(dòng)爭議，從而破壞了社會(huì)的和諧穩(wěn)定。工會(huì)作為維護(hù)勞動(dòng)者合法權(quán)益的群眾性組織，但在實(shí)際中面臨勞資沖突時(shí)，工會(huì)的作用與職能并未真正發(fā)揮出來，受到人們的普遍質(zhì)疑[3]。流動(dòng)人口作為勞動(dòng)力市場的弱勢群體，應(yīng)當(dāng)更需要工會(huì)組織，但在較大規(guī)模的勞資沖突與群體事件面前，如南海本田工人罷工和深圳富士康“N連跳”等，工會(huì)應(yīng)有的作用與職能并未有效體現(xiàn)，這引起了人們對(duì)工會(huì)的廣泛關(guān)注 [4]。工會(huì)對(duì)于提升流動(dòng)人口收入是否有作用？究竟有多大作用？對(duì)于工人階級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的社會(huì)主義中國顯得尤為重要。收入分配事關(guān)民生改善與社會(huì)穩(wěn)定，流動(dòng)人口的勞動(dòng)收入不僅是其收入的主要來源，也是其在流入地立足的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。因此，研究工會(huì)與流動(dòng)人口收入的關(guān)系，不僅有助于提高流動(dòng)人口的收入水平，還有助于深化對(duì)工會(huì)職能與作用的認(rèn)識(shí)，因此，具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在西方社會(huì)工會(huì)不僅歷史悠久，且對(duì)政治與經(jīng)濟(jì)都有較大作用，因此，引起了學(xué)者們的關(guān)注，他們對(duì)工會(huì)是否提高職工的收入進(jìn)行了大量的研究，最具代表性的是Lewis（1963）的文獻(xiàn)，他基于美國數(shù)據(jù)得出結(jié)論，工會(huì)顯著提高了職工的收入[5]。其他學(xué)者利用他國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，也發(fā)現(xiàn)了工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng) [6，7]。由于研究數(shù)據(jù)和方法都比較成熟，歐美國家在有無工會(huì)“收入溢價(jià)”問題上，研究結(jié)論也較為一致，即歐美國家工會(huì)成員的收入比非工會(huì)成員高，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)明顯。

國內(nèi)對(duì)工會(huì)的研究，定性分析較多，定量分析較少，對(duì)工會(huì)是否提高職工收入水平方面的研究更是缺乏，由于選用不同的數(shù)據(jù)和研究方法，從而得到不一致的研究結(jié)論，即工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)并沒有得到普遍驗(yàn)證。Y. Lu等（2010）研究發(fā)現(xiàn)工會(huì)不能提高職工的工資[8]，袁青川（2015） 認(rèn)為工會(huì)成員與非工會(huì)成員工資差距不明顯[9]。易定紅等（2015）認(rèn)為工會(huì)成員與非工會(huì)成員工資差異的主要原因是其擁有的資源稟賦與工作特征，工會(huì)對(duì)勞動(dòng)者收入并無明顯的直接影響[10]，但楊繼東（2013）的研究表明工會(huì)能普遍地提高工人工資[11]；王鳴（2014）的研究發(fā)現(xiàn)工會(huì)成員身份能提高員工工資，但對(duì)工作時(shí)間無顯著影響[12]；李龍和宋月萍（2017）也認(rèn)為工會(huì)參與顯著提升了農(nóng)民工的工資率[13]；莫旋（2016，2017）基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，采用不同的研究方法，研究發(fā)現(xiàn)工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)顯著存在[14，15]。

本研究討論的核心問題是：工會(huì)是否存在“收入溢價(jià)”效應(yīng)。流動(dòng)人口是否參加工會(huì)組織并非是隨機(jī)事件，而是在效用最大化框架下理性選擇的結(jié)果，因此，流動(dòng)人口是否參加工會(huì)組織可能存在樣本自選擇問題，忽視自選擇問題可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏誤。為探究流動(dòng)人口工會(huì)的收入效應(yīng)，需要解決樣本選擇性偏誤問題，通常采取工具變量法和傾向得分匹配法（PSM），但工具變量法在選擇合適的替代變量時(shí)主觀隨意性較大，有時(shí)恰當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞亢茈y找到，而且，回歸結(jié)果可能隨工具變量選取的不同而不同。傾向得分匹配法是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)界比較流行的一種處理樣本自選擇方法，可在很大程度上減少觀測數(shù)據(jù)的偏差。

二、數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2014年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查社會(huì)融合專題數(shù)據(jù)。調(diào)查以年齡在16～60歲，非本市（區(qū)）戶口，且在流入地居住一個(gè)月以上的流入人口為對(duì)象。每個(gè)城市抽樣調(diào)查的樣本量為2000個(gè)，抽樣方法按照多階段、分層、與規(guī)模成比例的PPS方法進(jìn)行。研究樣本就業(yè)身份限定為“雇員”，且處于就業(yè)狀況的流動(dòng)人口。剔除收入變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，為減少極端值的影響，對(duì)該變量作截尾處理，同時(shí)刪除其它變量觀察值缺失的樣本，最終得到的樣本數(shù)為9892個(gè)。

（二）變量選擇

1.工會(huì)組織（union）。

通常認(rèn)為，工會(huì)組織依法維護(hù)勞動(dòng)者的權(quán)益，流動(dòng)人口工會(huì)成員身份有利于其合法權(quán)益的維護(hù)，從而會(huì)提升其收入水平。設(shè)定二元虛擬變量表示工會(huì)成員身份，是工會(huì)成員的取值為1，不是工會(huì)成員的取值為0。

2.小時(shí)收入[ln（hwage）]。

以工資、獎(jiǎng)金、津貼、加班費(fèi)和單位包吃住折算的金額之總和作為流動(dòng)人口的收入。為了考慮到個(gè)體工作時(shí)間上的差異，取小時(shí)收入來衡量，并對(duì)小時(shí)收入取對(duì)數(shù)。

3.個(gè)體特征。

選擇如下影響流動(dòng)人口收入的個(gè)體特征變量：（1）性別（gender）。流動(dòng)人口的收入具有明顯的性別差異，一般認(rèn)為，男性要優(yōu)于女性，設(shè)定二元虛擬變量，男性取1，女性取0。（2）婚姻狀況（marriage）?；橐鰻顩r是收入決定的重要影響因素，通常來說，在婚者的收入高于其他群體。設(shè)定虛擬變量，取1表示在婚者，取0表示其它群體。（3）戶籍身份（urban）。由于城城流動(dòng)人口和鄉(xiāng)城流動(dòng)人口在人力資本和社會(huì)資本等諸多領(lǐng)域存在明顯差異，城城流動(dòng)人口的平均收入通常要高于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口。設(shè)定虛擬變量，取1表示城城流動(dòng)人口，取0表示鄉(xiāng)城流動(dòng)人口。（4）工作經(jīng)驗(yàn)（exp）。工作經(jīng)驗(yàn)用工齡來衡量，個(gè)體的平均收入通常隨工作經(jīng)驗(yàn)的累積先增加后減少，并引入其平方項(xiàng)以考察他們之間的非線性關(guān)系。（5）受教育程度（edu）。根據(jù)調(diào)查問卷中受教育程度的七個(gè)階段（未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)專科、大學(xué)本科與研究生）依次取值為1～7。通常認(rèn)為收入水平隨受教育程度的提高而提升。

4.就業(yè)特征。

影響流動(dòng)人口收入的就業(yè)特征變量主要有：（1）是否簽訂合同（contract）。簽訂勞動(dòng)合同能夠促使勞資雙方建立規(guī)范的勞動(dòng)關(guān)系，從而有利于流動(dòng)人口合法權(quán)益的維護(hù)，進(jìn)而提升其收入水平。用虛擬變量衡量，簽訂勞動(dòng)合同者取1，未簽訂勞動(dòng)合同者取0。（2）外出務(wù)工時(shí)間（floyear）。外出務(wù)工時(shí)間用2014減去第一次外出務(wù)工年份來表示，一般認(rèn)為，收入會(huì)隨著外出務(wù)工時(shí)間的延長而提高。（3）單位類型（owner）。構(gòu)造單位類型虛擬變量，以反映企業(yè)所有制差異對(duì)流動(dòng)人口收入的影響，單位類型為分類變量，分為外資企業(yè)、國有集體企業(yè)和個(gè)體私營企業(yè)。（4）行業(yè)（ind）。通常認(rèn)為，流動(dòng)人口的收入會(huì)因行業(yè)而異，構(gòu)造行業(yè)虛擬變量，行業(yè)為分類變量，可分為高端服務(wù)業(yè)、商務(wù)服務(wù)業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)、制造采供業(yè)和建筑農(nóng)牧業(yè)。（5）城市（city）。流動(dòng)人口收入的城市差異非常明顯，為反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡所導(dǎo)致的流動(dòng)人口收入?yún)^(qū)域性差異，構(gòu)造城市虛擬變量。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

從表1中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，個(gè)體特征在工會(huì)組和非工會(huì)組間表現(xiàn)出較明顯的差異。流動(dòng)人口的小時(shí)收入變量工會(huì)組比非工會(huì)組高2.929元。工會(huì)組中男性和在婚者占比、受教育程度都更高，城鎮(zhèn)戶籍者和簽訂合同者的比例明顯偏高，外出務(wù)工時(shí)間也更長；但非工會(huì)組的平均工齡更長。這從側(cè)面反映了流動(dòng)人口在選擇是否參加工會(huì)組織時(shí)，可能存在樣本自選擇問題，并不是隨機(jī)選擇的結(jié)果。

（四）工會(huì)“收入溢價(jià)”的典型化事實(shí)

從表2可以看出，流動(dòng)人口工會(huì)組與非工會(huì)組之間的收入差異較明顯。全樣本中工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組高出17%，存在約2.929元的工會(huì)“收入溢價(jià)”，工會(huì)成員占流動(dòng)人口總數(shù)的11.76%，工會(huì)組織的覆蓋面偏小。城城流動(dòng)人口的平均收入明顯高于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口，且工會(huì)成員占比高出鄉(xiāng)城流動(dòng)人口6.42%，城城流動(dòng)人口和鄉(xiāng)城流動(dòng)人口中工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組分別高出13%和12.8%。簽訂合同者的平均收入明顯高于未簽訂合同者，且工會(huì)成員占比高出未簽訂合同者14.65%，簽訂合同者和未簽訂合同者中工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組分別高出9.6%和5.1%。就單位類型而言，國有集體企業(yè)流動(dòng)人口平均收入最高，個(gè)體私營企業(yè)最低；但工會(huì)成員占比，外資企業(yè)最高，為29.57%，個(gè)體私營企業(yè)最低，僅為7.02%；工會(huì)“收入溢價(jià)”在國有集體企業(yè)中最大，為19.7%，在外資企業(yè)中最少，僅為3.5%。

收入差異的典型化事實(shí)表明工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)普遍存在，但工會(huì)組織對(duì)流動(dòng)人口收入的提升作用具有異質(zhì)性，“收入溢價(jià)”效應(yīng)會(huì)因戶籍身份、是否簽訂勞動(dòng)合同和單位類型而異，為了得到較為精準(zhǔn)的分析結(jié)果，還須通過更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證分析進(jìn)一步驗(yàn)證。

三、工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）OLS回歸

基于擴(kuò)展的明瑟收入方程研究流動(dòng)人口工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)，建立如下計(jì)量模型：

式（1）中，ln（hwage）為流動(dòng)人口小時(shí)收入的對(duì)數(shù)，union為工會(huì)成員，edu為受教育程度，exp為工作經(jīng)驗(yàn)，X為其它個(gè)體特征和就業(yè)特征變量，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。表3顯示的是（1）式模型的全樣本和分樣本OLS回歸結(jié)果。

在OLS全樣本回歸分析中，控制其它特征變量不變，相比于非工會(huì)組，流動(dòng)人口工會(huì)組的小時(shí)收入要高出5.5%，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這一結(jié)果表明，流動(dòng)人口存在明顯的工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)。男性的小時(shí)收入較女性高出16.7%，這表明我國流動(dòng)人口的收入存在明顯的性別差異。工作經(jīng)驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果與明瑟收入方程相符，流動(dòng)人口的工作經(jīng)驗(yàn)與收入水平呈倒“U”型關(guān)系，小時(shí)收入最高時(shí)的工齡約為18.123年。城城流動(dòng)人口較鄉(xiāng)城流動(dòng)人口小時(shí)收入高6.6%，這表明戶籍制度是影響流動(dòng)人口收入的重要因素。是否簽訂合同變量、外出就業(yè)時(shí)間和婚姻狀況的系數(shù)均為正，這意味著他們對(duì)流動(dòng)人口收入的提升都具有明顯的作用，與經(jīng)濟(jì)預(yù)期相符。

對(duì)于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口而言，工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組高出4.6%，而城城流動(dòng)人口工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組高出9.1%，其他變量的系數(shù)顯著且符合經(jīng)濟(jì)預(yù)期，但性別和是否簽訂合同對(duì)流動(dòng)人口收入的提升作用，在鄉(xiāng)城流動(dòng)人口中更明顯。這表明工會(huì)的存在確實(shí)提升了流動(dòng)人口的收入，但對(duì)城城流動(dòng)人口收入的提升作用要遠(yuǎn)大于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口。

對(duì)于未簽訂勞動(dòng)合同者而言，工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組高出4.3%，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而簽訂勞動(dòng)合同者中工會(huì)組的平均收入比非工會(huì)組高出5.2%，其他變量的系數(shù)顯著且符合經(jīng)濟(jì)預(yù)期，但性別、戶籍制度和婚姻狀況對(duì)流動(dòng)人口收入的提升作用，對(duì)未簽訂勞動(dòng)合同者更明顯；外出就業(yè)時(shí)間對(duì)未簽訂合同者不顯著，這可能源于未簽訂合同者大多是候鳥式遷徙。這表明工會(huì)的存在確實(shí)提高了流動(dòng)人口的收入，但對(duì)已簽訂勞動(dòng)合同者收入的提升作用要大于未簽訂勞動(dòng)合同者。

從表3可以看出，對(duì)于個(gè)體私營企業(yè)與國有集體企業(yè)而言，工會(huì)組平均收入比非工會(huì)組分別高出6.5%和5.8%，而在外資企業(yè)中，工會(huì)組平均收入比非工會(huì)組高出1.6%，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著。其他變量的系數(shù)大多顯著且符合經(jīng)濟(jì)預(yù)期，性別與外出務(wù)工時(shí)間對(duì)流動(dòng)人口收入的提升作用，在個(gè)體私營企業(yè)中更明顯；婚姻狀況和是否簽訂合同對(duì)流動(dòng)人口收入的提升作用，在外資企業(yè)中更大；國有集體企業(yè)中戶籍制度對(duì)流動(dòng)人口收入影響最大，而婚姻狀況、外出務(wù)工時(shí)間和是否簽訂合同對(duì)流動(dòng)人口收入的影響不顯著。這表明工會(huì)的存在確實(shí)提高了流動(dòng)人口的收入，但在個(gè)體私營企業(yè)中的作用最大，而在外資企業(yè)中作用不明顯。

（二）分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸是均值回歸的拓展，采用加權(quán)殘差絕對(duì)值的最小化來估計(jì)參數(shù)，不易受極端值影響，結(jié)果更為穩(wěn)健，且能夠提供條件分布上的全面信息。假設(shè)Y是連續(xù)型隨機(jī)變量，F(xiàn)Y（.）為累積分布函數(shù)，yq為被解釋變量Y的“總體q分位數(shù)”，滿足以下定義式：

表4為流動(dòng)人口小時(shí)收入的分位數(shù)回歸結(jié)果。分別報(bào)告了10、50和90分位數(shù)水平上的回歸結(jié)果，為了便于比較分析，我們還報(bào)告了OLS回歸結(jié)果。

工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)平均為5.5%，相比于平均水平，工會(huì)的“收入溢價(jià)”在低分位數(shù)和高分位水平上要低些，在中分位數(shù)水平上要高些，即隨著分位數(shù)水平的上升，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)先上升、后下降，呈倒“U”字型；在10分位數(shù)上，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)為5.2%，在50分位數(shù)上，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)高達(dá)5.7%，但到90分位數(shù)上，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)僅為3.5%。這表明工會(huì)對(duì)中等收入者的作用最大，其次是低收入者，對(duì)高收入者的作用最小。其他變量的系數(shù)大都符合人們的經(jīng)濟(jì)預(yù)期且較顯著；性別和外出務(wù)工時(shí)間對(duì)提升流動(dòng)人口收入的作用，隨著分位數(shù)的上升而提高，相比于平均水平，在低分位數(shù)上要低些，而在高分位數(shù)上均要高些；是否簽訂合同對(duì)提高流動(dòng)人口收入的作用，隨著分位數(shù)水平的上升而降低，相比于平均水平，在低分位數(shù)上要高些，而在高分位數(shù)上要低些。

（三）傾向得分匹配估計(jì)

工會(huì)組織影響流動(dòng)人口的收入，但流動(dòng)人口是否成為工會(huì)成員，是對(duì)收入等諸多因素的適應(yīng)性反應(yīng)，本身就是一種自我選擇的行為；換言之，我們觀察到流動(dòng)人口是否具有工會(huì)成員身份這一現(xiàn)象，并不是一種隨機(jī)行為，而可能是遵循了某種選擇機(jī)制，因此可能存在樣本自選擇問題。直接采用OLS會(huì)導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)有偏且非一致，我們選用傾向得分匹配方法（PSM）[16]來彌補(bǔ)，全面分析流動(dòng)人口工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)。

式（5）中，D是一個(gè)示性變量，取值為1，表示個(gè)體進(jìn)入處理組；取值為0，表示個(gè)體進(jìn)入控制組；P（X）表示在特征變量X給定的情況下，個(gè)體處于處理組的概率。

處理組平均處理效應(yīng)ATT為：

式（6）中，Y0i為非工會(huì)成員的收入，Y1i為工會(huì)成員的收入，由于個(gè)體i只能是一種身份，要么是非工會(huì)成員，要么是工會(huì)成員，因而無法同時(shí)觀測到Y(jié)0i和Y1i，只能觀測到Y(jié)0i或Y1i。但可以通過傾向得分匹配法得到Y(jié)0i的估計(jì)值0i，從而得到處理組平均處理效應(yīng)（ATT）的估計(jì)量AT[17]。

為保證匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)選用半徑匹配法、最鄰近匹配法與核匹配法，通過計(jì)算處理組平均處理效應(yīng)（ATT）對(duì)工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)進(jìn)行傾向得分匹配分析。半徑匹配法的卡尺參數(shù)選取為0.01，進(jìn)行一對(duì)四匹配，因?yàn)槭褂昧烁嗟男畔ⅲ梢越档头讲?，但由于使用了更遠(yuǎn)的信息，偏差可能增大；最鄰近匹配法進(jìn)行一對(duì)一匹配，所以偏差較小，但方差可能較大；核匹配法的核函數(shù)使用二次核，帶寬設(shè)定為0.06。

從表5可以看出，經(jīng)過傾向得分匹配后，半徑匹配法、最鄰近匹配法和核匹配法下處理組的平均處理效應(yīng)分別為4.66%、 6.09%、5.39%，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這與OLS分析結(jié)果基本一致，即解決了樣本選擇性偏誤后，工會(huì)的收入效應(yīng)仍然存在。這表明我國流動(dòng)人口確實(shí)存在著明顯的工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)。

四、研究結(jié)論與政策啟示

改革開放以來，經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型帶來了勞動(dòng)關(guān)系的巨變。當(dāng)前，我國正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和構(gòu)建和諧社會(huì)的關(guān)鍵時(shí)期，工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)研究就具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前國內(nèi)鮮有文獻(xiàn)通過微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究來回應(yīng)這一問題。

本文基于中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)流動(dòng)人口工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。第一，運(yùn)用OLS回歸，研究發(fā)現(xiàn)工會(huì)能顯著提升流動(dòng)人口的收入水平，但工會(huì)的“收入溢價(jià)”效應(yīng)具有異質(zhì)性，城城流動(dòng)人口高于鄉(xiāng)城流動(dòng)人口，簽訂合同者高于未簽訂合同者，個(gè)體私營企業(yè)的表現(xiàn)要優(yōu)于其他單位類型企業(yè)。第二，運(yùn)用分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)水平的上升，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)先上升、后下降，呈倒“U”型，對(duì)中等收入者的作用最大，其次是低收入者，對(duì)高收入者的作用最小。第三，采用PSM法以解決OLS方法可能存在的樣本選擇性偏誤問題，工會(huì)“收入溢價(jià)”效應(yīng)仍然存在。

基于上述研究結(jié)論，可以得到一些政策啟示：第一，讓更多的流動(dòng)人口了解工會(huì)的作用，以吸引他們積極加入工會(huì)；嚴(yán)格執(zhí)行《工會(huì)法》，鼓勵(lì)更多企業(yè)建立工會(huì)組織。同時(shí)，工會(huì)組織要?jiǎng)?chuàng)新工作方式，更好地維護(hù)勞動(dòng)者合法權(quán)益。第二，積極推進(jìn)戶籍制度改革，逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場。鑒于流動(dòng)人口工會(huì)收入效應(yīng)的戶籍差異，工會(huì)要積極幫助流動(dòng)人口，尤其是鄉(xiāng)城流動(dòng)人口維護(hù)其合法權(quán)益，提升他們的勞動(dòng)技能，使他們有序向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，快速融入城市，從而提升其收入水平。第三，鼓勵(lì)企業(yè)和流動(dòng)人口簽訂勞動(dòng)合同，積極推進(jìn)勞動(dòng)合同法的落實(shí)，從而建立規(guī)范有效的勞動(dòng)關(guān)系，鑒于勞動(dòng)合同對(duì)工會(huì)收入效應(yīng)的影響，工會(huì)要針對(duì)未簽訂合同者積極開展工作，擴(kuò)大工會(huì)組織的覆蓋面，維護(hù)勞動(dòng)者的合法權(quán)益，以促進(jìn)勞動(dòng)力市場的公平，進(jìn)而提升流動(dòng)人口的收入水平。第四，需要加強(qiáng)外資企業(yè)工會(huì)建設(shè)，推行工資集體協(xié)商制度，推進(jìn)工會(huì)組織轉(zhuǎn)型，使其能獨(dú)立代表勞動(dòng)者的利益，在切實(shí)維護(hù)勞動(dòng)者合法權(quán)益的同時(shí)，要充分保障和尊重投資者的利益，以實(shí)現(xiàn)勞資雙方的利益最大化。

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（責(zé)任編輯：鐵 青）