維權(quán)意識(shí)、工資集體協(xié)商與工資效應(yīng)

胡樂(lè)明++陳曉菲++王杰

摘要：勞動(dòng)者的維權(quán)意識(shí)在很大程度上影響工資集體協(xié)商的實(shí)施過(guò)程以及最終的結(jié)果。將勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度作為維權(quán)意識(shí)的代理變量，采用有序Probit模型估計(jì)影響勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度因素并測(cè)度其邊際影響。估計(jì)結(jié)果顯示，隨著勞動(dòng)者受教育程度的提高、職位級(jí)別的提高，認(rèn)知程度也隨之加深，進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸模型，以此測(cè)度不同勞動(dòng)者群體的認(rèn)知程度以及工資集體協(xié)商制度的工資效應(yīng)。結(jié)果表明，勞動(dòng)者認(rèn)知程度的提高和工資集體協(xié)商制度的嚴(yán)格實(shí)施整體上對(duì)工資增長(zhǎng)均有顯著正效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：勞動(dòng)者；維權(quán)意識(shí)；認(rèn)知程度；工資集體協(xié)商；工資效應(yīng)；收入差距；勞動(dòng)報(bào)酬；勞資關(guān)系

中圖分類(lèi)號(hào)：F244 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1007-2101（2015）05-0053-07

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，截至2008年，我國(guó)人均GDP已達(dá)到3 266.8美元，相對(duì)改革開(kāi)放初期增加了數(shù)十倍。與此同時(shí)，我國(guó)收入差距逐年擴(kuò)大，勞資糾紛頻發(fā)，勞資矛盾日漸突出。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)最近幾年勞動(dòng)報(bào)酬?duì)幾h案件受理數(shù)呈逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)，2007年受理案件10.89萬(wàn)件，2008年則增加了106.7個(gè)百分點(diǎn)，增加到22.51萬(wàn)件，2009年則進(jìn)一步增加到24.73萬(wàn)件。

勞資糾紛的頻發(fā)，不僅影響了社會(huì)秩序，而且也成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要隱患。理論與實(shí)踐證明，勞動(dòng)報(bào)酬引起的勞資糾紛與工資的決定機(jī)制有關(guān)。改革開(kāi)放之前，政府在工資決定上處于主導(dǎo)地位，企業(yè)在工資報(bào)酬決定上則沒(méi)有多少話(huà)語(yǔ)權(quán)，勞資糾紛較為少見(jiàn)；在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，企業(yè)對(duì)工資報(bào)酬具有相當(dāng)大的決策權(quán)，并構(gòu)建了市場(chǎng)主導(dǎo)的工資決定機(jī)制。但是在此情況下，資方通常占據(jù)話(huà)語(yǔ)主導(dǎo)權(quán)，勞方處于相對(duì)弱勢(shì)地位，導(dǎo)致勞動(dòng)者的合法權(quán)益時(shí)常受到損害，從而引起勞資糾紛。

在解決勞動(dòng)報(bào)酬引致的勞資糾紛方面，工資集體協(xié)商是一項(xiàng)有益的嘗試。工資集體協(xié)商起源于二戰(zhàn)之后的西方發(fā)達(dá)資本主義國(guó)家，從其實(shí)踐效果來(lái)看，不僅緩和了對(duì)立的勞資矛盾，而且連同其他制度一起造就了長(zhǎng)達(dá)近三十年的“黃金年代”。但是伴隨著20世紀(jì)70年代初期石油危機(jī)的爆發(fā)、“黃金年代”的終結(jié)和以國(guó)家或者行業(yè)為主導(dǎo)的工資集體協(xié)商的逐漸衰落，以企業(yè)為主導(dǎo)的市場(chǎng)工資決定機(jī)制得以重新回歸。但造成的后果是，勞動(dòng)報(bào)酬份額持續(xù)下降。以法國(guó)為例，二戰(zhàn)之后，法國(guó)的勞動(dòng)報(bào)酬份額長(zhǎng)期保持在80%左右，但是從1983年開(kāi)始逐漸降低，到2012年已經(jīng)降低到69.04%。勞動(dòng)報(bào)酬份額的下降，預(yù)示著西方發(fā)達(dá)國(guó)家的勞資關(guān)系將面臨新的挑戰(zhàn)。

工資集體協(xié)商制度在我國(guó)的實(shí)踐是在勞資關(guān)系矛盾日益尖銳、收入差距日益擴(kuò)大背景下展開(kāi)的。但由于我國(guó)特殊的國(guó)情，特別是勞動(dòng)力長(zhǎng)期處于弱勢(shì)地位、維權(quán)意識(shí)比較薄弱且參與程度低，勢(shì)必會(huì)影響工資集體協(xié)商制度實(shí)施的效果。因此在研究工資集體協(xié)商制度實(shí)施過(guò)程及實(shí)施效果的因素當(dāng)中，筆者給予維權(quán)意識(shí)特別的關(guān)注。筆者不僅關(guān)注維權(quán)意識(shí)受到哪些因素的影響，更關(guān)注維權(quán)意識(shí)以及工資集體協(xié)商制度整體對(duì)工資收入分配的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

在目前工資集體協(xié)商的文獻(xiàn)中，研究維權(quán)意識(shí)的影響因素或者影響機(jī)制以及對(duì)工資決定影響的文獻(xiàn)并不多。沈琴琴（2011）認(rèn)為工資集體協(xié)商的大力推廣為我國(guó)職工維權(quán)提供了新的手段，有助于提高勞動(dòng)者的維權(quán)意識(shí)，而維權(quán)意識(shí)的提高反過(guò)來(lái)又為工資集體協(xié)商這一制度的合理性建設(shè)提供豐富的信息和必要的監(jiān)督保障。國(guó)外研究這方面的文獻(xiàn)比較少見(jiàn)，可能與西方勞動(dòng)者具有較強(qiáng)的維權(quán)意識(shí)有關(guān)，因此不需要再單獨(dú)拿出來(lái)分析。

更多的研究集中于工資集體協(xié)商的實(shí)施后果，即能否有效改善工人的工資水平、縮小收入差距，但迄今為止尚未達(dá)成共識(shí)。目前，關(guān)于工資集體協(xié)商制度對(duì)工人處境的改善存在兩種相左的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為集體協(xié)商改善工資水平的效果有限（Reder，1952；Bradley，1959）。詹宇波（2012）通過(guò)對(duì)工資決定方程做分位數(shù)回歸，也證明了集體工資協(xié)商改善工資水平的作用并不顯著。胡樂(lè)明、王杰（2013）則通過(guò)對(duì)山東省和山西省的實(shí)地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)工資集體協(xié)商的落實(shí)情況并不理想，在實(shí)踐過(guò)程中存在許多制約因素。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，工資集體協(xié)商制度與工資決定密切關(guān)聯(lián)，其水平的高低顯著影響工資差距。Lawrence（2000）對(duì)15個(gè)OECD國(guó)家1985—1994年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明，工資集體協(xié)商覆蓋率的提高有利于提高低技術(shù)工人的工資支付。Freeman（1980，1982）通過(guò)觀察美國(guó)工資集體協(xié)商對(duì)工資的影響，發(fā)現(xiàn)在工人其他條件對(duì)等的情況下，工會(huì)通過(guò)集體協(xié)商可使不平等程度減少2%～3%。Marshall（1996）則在研究拉丁美洲七國(guó)工資決定機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，集體協(xié)商水平比較低的國(guó)家，其制造業(yè)內(nèi)部的工資差距傾向于擴(kuò)大。Mishel（2012）發(fā)現(xiàn)隨著工會(huì)密度的降低以及工資集體協(xié)商水平的下降，美國(guó)的工資差距是上升的。國(guó)內(nèi)有關(guān)學(xué)者也通過(guò)調(diào)研開(kāi)展工資集體協(xié)商的武漢、南京、溫嶺、廣州等地，發(fā)現(xiàn)工資集體協(xié)商的開(kāi)展有助于改善工資水平（王湘紅，2012；謝玉華，郭永興，2011；王如華，梅從明，2007；陳文正，2009；謝建社，2008）。

由以上分析可以看出，工資集體協(xié)商在大多數(shù)情況下會(huì)產(chǎn)生工資效應(yīng)。但是，由于研究對(duì)象不同，數(shù)據(jù)來(lái)源、計(jì)量方法不同，工資集體協(xié)商實(shí)施到底會(huì)產(chǎn)生怎樣的工資效應(yīng)始終沒(méi)有一致的結(jié)論。而其在中國(guó)的實(shí)踐更是在特殊的國(guó)情、特定的背景下展開(kāi)的，因此基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)探索其實(shí)施機(jī)制及其效果無(wú)疑具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。國(guó)內(nèi)的研究由于缺乏企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，定量測(cè)度工資集體協(xié)商工資效應(yīng)的文獻(xiàn)比較少。盡管也有學(xué)者運(yùn)用統(tǒng)計(jì)性描述方法考察工資集體協(xié)商的實(shí)施效果，但是從計(jì)量角度更為精確地測(cè)度其工資效應(yīng)的文獻(xiàn)仍十分匱乏。為此，筆者將以調(diào)研的微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)以上諸多問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證分析。

三、工資集體協(xié)商實(shí)施：勞資博弈模型

在新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的視野里，工資集體協(xié)商制度的實(shí)施屬于強(qiáng)制性、正式制度變遷（林毅夫，1990；諾斯，1990a）。和西方發(fā)達(dá)國(guó)家一樣，我國(guó)工資集體協(xié)商制度的實(shí)施同樣是自上而下推行的，是政府、企業(yè)和勞動(dòng)者多方博弈的結(jié)果，屬于強(qiáng)制性、正式制度變遷。從我國(guó)工資集體協(xié)商的實(shí)踐歷程來(lái)看，大致經(jīng)歷了一個(gè)從探索到全方位實(shí)施的漫長(zhǎng)過(guò)程。在這個(gè)過(guò)程中，政府的監(jiān)管是逐步加強(qiáng)的，從最初的觀望到監(jiān)管再到嚴(yán)格監(jiān)管。在政府嚴(yán)格監(jiān)管的情況下，工資集體協(xié)商的實(shí)施更多體現(xiàn)了企業(yè)和勞動(dòng)者之間雙方的博弈。為此，筆者建立勞資雙方的博弈模型。

（一）勞資博弈模型元素

1. 博弈的參與方與策略集。勞資博弈模型的參與者為企業(yè)和勞動(dòng)者。雙方均為理性經(jīng)濟(jì)人，將最大化自身收益作為決策的最終價(jià)值取向。另外，假定政府積極推行工資集體協(xié)商并進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)督。（1）企業(yè)。企業(yè)的策略集為SF={實(shí)施，不實(shí)施}。企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商的概率設(shè)為Y，則不實(shí)施的概率為1-Y。若實(shí)施工資集體協(xié)商，則其勞動(dòng)成本上升W；同時(shí)因?qū)嵤┕べY集體協(xié)商、樹(shù)立良好的企業(yè)形象，從而為其節(jié)約交易成本I，即實(shí)施工資集體協(xié)商的收益。反之，若企業(yè)不實(shí)施工資集體協(xié)商，一旦失敗，將被處罰nW的罰款。（2）勞動(dòng)者。勞動(dòng)者的策略集為SL={維權(quán)，不維權(quán)}。勞動(dòng)者選擇維權(quán)的概率設(shè)為X，則選擇不維權(quán)的概率為1-X。假設(shè)勞動(dòng)者一旦選擇維權(quán)便不惜代價(jià)，最終維權(quán)成功。維權(quán)成功時(shí)，勞動(dòng)者會(huì)獲得W的額外工資收益。當(dāng)企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商時(shí)，勞動(dòng)者選擇維權(quán)付出的維權(quán)成本為B1，當(dāng)企業(yè)不實(shí)施工資集體協(xié)商時(shí)，維權(quán)成本為B2，顯然B1

2. 博弈支付矩陣?；谝陨戏治觯P者得到博弈雙方的支付矩陣，如表1所示。

（二）納什均衡求解

1. 如果勞動(dòng)者維權(quán)的概率為X，則可以計(jì)算出企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商和不實(shí)施的期望收益。

實(shí)施工資集體協(xié)商：E1=X（I-W）+（1-X）（I-W）（1）

不實(shí)施工資集體協(xié)商：E1=X（-I-nW）+（1-X）（-I） （2）

當(dāng)E1=E2時(shí)，可得納什均衡解中勞動(dòng)者選擇維權(quán)的最優(yōu)概率X為：

X=（W-2I）/nW=（1-2I/W）/n（3）

由（3）式可知，勞動(dòng)者的維權(quán)概率與維權(quán)所得收益W成正比，因此由于工資集體協(xié)商實(shí)施帶來(lái)的維權(quán)成本的下降以及維權(quán)收益的激勵(lì)，有助于激勵(lì)勞動(dòng)者選擇維權(quán)，增強(qiáng)其維權(quán)意識(shí)。此外，勞動(dòng)者的維權(quán)概率與交易成本I和處罰力度n成反比。企業(yè)節(jié)省交易成本越多（即通過(guò)工資集體協(xié)商收益越多），勞動(dòng)者維權(quán)概率越低，勞資關(guān)系越和諧。因此，工資集體協(xié)商的實(shí)施對(duì)企業(yè)和勞動(dòng)者而言是雙贏局面。

2. 如果企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商的概率為Y，則可以計(jì)算出勞動(dòng)者選擇維權(quán)和不維權(quán)的期望收益。

選擇維權(quán)：L1=Y（W-B1）+（1-Y）（W-B2） （4）

選擇不維權(quán)：L2=0 （5）

當(dāng)L1=L2時(shí)，可得納什均衡解中企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商的最優(yōu)概率Y為：

Y=（B2-W）/（B2-B1） （6）

由（6）式可知，企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商引起的勞動(dòng)成本（即勞動(dòng)者維權(quán)收益）W越大，企業(yè)實(shí)施工資集體協(xié)商的概率越小。

綜上所述，筆者可以得到納什均衡解：

{X，Y}={（W-2I）/nW=（1-2I/W）/n，（B2-W）/（B2-B1）}（7）

由勞資雙方的博弈模型可以看出，工資集體協(xié)商能否順利實(shí)施，勞動(dòng)者的維權(quán)意識(shí)將在很大程度上影響工資集體協(xié)商的實(shí)施過(guò)程以及最終的結(jié)果。而維權(quán)意識(shí)的高低在很大程度上體現(xiàn)為對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度。當(dāng)維權(quán)意識(shí)比較薄弱的時(shí)候，很顯然就沒(méi)有積極性加強(qiáng)對(duì)工資集體協(xié)商制度的了解，更不關(guān)心工資集體協(xié)商制度實(shí)施之后的結(jié)果。因此，為了把握我國(guó)工資集體協(xié)商制度的實(shí)踐，必須關(guān)注勞動(dòng)者維權(quán)意識(shí)乃至其對(duì)該項(xiàng)制度認(rèn)知程度的高低，其影響因素如何作用以及其后果是什么。

四、勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的影響因素

為了分析勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商制度認(rèn)知情況的影響因素，筆者基于問(wèn)卷調(diào)查得到的微觀數(shù)據(jù)設(shè)定相應(yīng)的變量，建立計(jì)量模型并進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)社會(huì)科學(xué)院馬克思主義研究院課題組的調(diào)研數(shù)據(jù)①。采用自編調(diào)查問(wèn)卷《關(guān)于工資集體協(xié)商制度落實(shí)情況的調(diào)研》，用隨機(jī)抽樣法在山東、山西兩個(gè)省份多個(gè)地區(qū)進(jìn)行調(diào)查，主要集中于外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)。兩省共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷1 000份，回收有效問(wèn)卷916份，有效回收率為91.6%。其中，山東省回收有效問(wèn)卷505份，山西省回收有效問(wèn)卷411份。

（二）變量選取與統(tǒng)計(jì)描述

1. 被解釋變量。模型的被解釋變量是員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度（cognition），筆者將之視為員工維權(quán)意識(shí)的代理變量，以反映員工參與工資集體協(xié)商的積極性。該變量是分別取值為1、2、3的等級(jí)變量（見(jiàn)表2）。

2. 解釋變量。筆者借鑒Uwe·Blien（2011），將年齡（age）、受教育程度（education）以及工作職位（post）等納入模型的解釋變量。在此基礎(chǔ)上，筆者又加入了性別（gender）、對(duì)是否建立工會(huì)的認(rèn)知（union）、企業(yè)所處地區(qū)（province）等變量。企業(yè)所處地區(qū)變量以山東省代表東部地區(qū)，山西省代表中部地區(qū)，以此反映區(qū)域差異。雖然我國(guó)在1994年《勞動(dòng)法》頒布以后就開(kāi)始正式推行工資集體協(xié)商制度，但實(shí)施初期覆蓋面小且試點(diǎn)特征明顯；2010年以來(lái)，我國(guó)政府和工會(huì)組織才開(kāi)始在全國(guó)范圍內(nèi)大力推行工資集體協(xié)商制度，所以本文中設(shè)置Y2009和Y2011兩個(gè)時(shí)間虛擬變量，以反映工資集體協(xié)商實(shí)施的階段性進(jìn)展乃至對(duì)其他變量的階段性影響。表2列出了相關(guān)變量的定義及統(tǒng)計(jì)量。

（三）工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度的決定模型——有序Probit模型

將認(rèn)知程度作為被解釋變量，將影響認(rèn)知程度的因素作為解釋變量，建立有序Probit回歸模型：

yi*=xi′？茁+？著i（8）

yi=j如果mj-1

（8）中的i代表不同的個(gè)體。i在本文中代表對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的潛變量，是不可觀測(cè)變量。yi為觀測(cè)值。？著i是服從N（0，？滓？著2）分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。xi是解釋變量矩陣。本文中認(rèn)知程度按三個(gè)等級(jí)劃分，依次是不知道、聽(tīng)說(shuō)過(guò)、較了解，進(jìn)而根據(jù)認(rèn)知程度，依次給因變量yi賦值為1、2、3，代表認(rèn)知程度逐漸提高。因?yàn)槿齻€(gè)值之間存在順序關(guān)系，所以yi為有序變量，且yi與yi*之間存在下列關(guān)系。

yi=1（不知道）若yi*

m為決定樣本組別的組別分界點(diǎn)，是待估參數(shù)，則觀測(cè)到y(tǒng)i取某一特定值的概率為：

Pr（yi=j）=Pr（mj-1≤yi*

=Pr（mj-1-xi′？茁≤？著i

=？椎（mj-xi′？茁）-？椎（mj-1-xi′？茁）（11）

由于假設(shè)模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)？著i服從正態(tài)分布，此處？椎為？著i的累積分布函數(shù)。？椎滿(mǎn)足標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)，則有：

？著i|xi～N（0，？滓？著2）

m0=-∞，mj-1≤mj，mj=+∞，？椎（m0）=0，？椎（mj）=1

那么標(biāo)準(zhǔn)有序Probit模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)為：

lnL（yi|xi）=■■1（yi=j）·ln[？椎（mj-xi′？茁）-？椎（mj-1-xi′？茁）]（12）

其中，1（·）為指標(biāo)函數(shù)，如果括號(hào)中的表達(dá)式成立，則取值為1；否則，取值為0。能使對(duì)數(shù)L值最大的？茁值和m值即為所求參數(shù)。

（四）實(shí)證結(jié)果

表3估計(jì)結(jié)果顯示，年齡（age）、現(xiàn)任職務(wù)（post）、對(duì)是否建立工會(huì)的認(rèn)知（union）以及企業(yè)所處地區(qū)（province）等因素對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的影響均在1%的顯著水平上顯著，受教育年限（education）和性別變量（gender）也具有統(tǒng)計(jì)上的顯著意義，這說(shuō)明，上述因素均對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度有顯著影響。而Y2009和Y2011變量并不顯著，說(shuō)明工資集體協(xié)商的開(kāi)展對(duì)認(rèn)知程度的提高影響不大，勞動(dòng)者并沒(méi)有意識(shí)到工資集體協(xié)商這一有效的維權(quán)工具。這也說(shuō)明了各地在落實(shí)工資集體協(xié)商制度時(shí)并沒(méi)有做好相應(yīng)的普及宣傳工作。

為了進(jìn)一步測(cè)度各因素對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的影響，筆者分別計(jì)算了各因素對(duì)認(rèn)知程度的邊際影響。以年齡為例，在其他條件不變的情況下，若年齡變量增加1，則認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率降低1.35%，認(rèn)知程度為“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率提高1.21%，而認(rèn)知程度為“較了解”（y=3）的概率則提高0.14%，說(shuō)明年齡越大對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度越高。當(dāng)性別變量由0變?yōu)?時(shí)，認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率增加1.43%，認(rèn)知程度為“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率降低1.28%，而認(rèn)知程度為“較了解”（y=3）的概率則降低0.15%，這說(shuō)明同等條件下男性比女性對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度要低。同樣的，在其他條件不變的情況下，若受教育年限每增加1年，則認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率降低0.31%，認(rèn)知程度為“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率提高0.28%，而認(rèn)知程度為“較了解”（y=3）的概率則提高0.03%，這說(shuō)明受教育程度的提高有助于工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的提高。這可能是由于受教育程度越高，員工的綜合素質(zhì)越高，接受新事物的能力也就越強(qiáng)，從而對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度也就越高，相應(yīng)的維權(quán)意識(shí)也會(huì)越強(qiáng)。當(dāng)現(xiàn)任職務(wù)每晉升一級(jí)時(shí)，認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率降低2.09%，“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率提高1.86%，“較了解”（y=3）的概率則提高0.22%，說(shuō)明員工職務(wù)越高，對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度越高，這主要是由于擔(dān)任高職的員工更傾向于關(guān)注一些政策法規(guī)方面的動(dòng)向，因此對(duì)政策的了解程度相對(duì)要高。當(dāng)工會(huì)建立認(rèn)知情況（union）增加1時(shí)，認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率降低7.53%，“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率提高6.60%，“較了解”（y=3）的概率則提高0.93%，這表明工會(huì)越完善，員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度越高，完善的工會(huì)組織有助于提高職工的維權(quán)意識(shí)。此外，企業(yè)所處地區(qū)變量由0變?yōu)?時(shí)，認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率降低2.96%，“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）的概率提高2.65%，“較了解”（y=3）的概率提高0.32%，表明山西對(duì)工資集體協(xié)商制度的認(rèn)知情況要明顯高于山東，這與筆者的預(yù)期結(jié)果正好相反。這可能是由于東部地區(qū)對(duì)工資集體協(xié)商制度的普及宣傳工作及重視程度不如中部地區(qū)。這一結(jié)論與詹宇波（2012）考察集體工資議價(jià)水平時(shí)得出的結(jié)論類(lèi)似，他發(fā)現(xiàn)作為東部發(fā)達(dá)地區(qū)的北京和佛山，其集體工資議價(jià)水平甚至低于西部地區(qū)的重慶，他給出的解釋是可能由于地區(qū)個(gè)體特征所致，也可能是由于抽樣調(diào)查本身的局限所導(dǎo)致的。

上述實(shí)證結(jié)果同時(shí)顯示，在本次研究中，員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度為“不知道”（y=1）的概率最高，達(dá)92.06%，“聽(tīng)說(shuō)過(guò)”（y=2）、“較了解”（y=3）的概率分別為7.40%、0.54%。由此可見(jiàn)，根本不知道工資集體協(xié)商制度的人占絕大多數(shù)，對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度普遍較低，這也反映出員工運(yùn)用有效工具進(jìn)行維權(quán)的意識(shí)普遍不強(qiáng)。

五、工資集體協(xié)商制度的工資效應(yīng)

以上實(shí)證分析了勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商制度認(rèn)知的影響因素，以下進(jìn)一步探討其對(duì)勞動(dòng)者工資決定的影響以及工資集體協(xié)商制度整體的工資效應(yīng)。勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的差異既是維權(quán)意識(shí)的體現(xiàn)，同時(shí)在某種程度上也影響了勞動(dòng)者的工資集體協(xié)商制度實(shí)施的結(jié)果，最終會(huì)影響勞動(dòng)者的工資收入。但是一方面資方對(duì)不同層次勞動(dòng)者的工資決定方式不同，另一方面不同層次的勞動(dòng)者的認(rèn)知和參與程度不同，工資集體協(xié)商制度對(duì)工資的影響可能存在異質(zhì)性特征?；谏鲜隼斫?，以下對(duì)工資收入決定方程進(jìn)行分位數(shù)估計(jì)，重點(diǎn)考察勞動(dòng)者對(duì)工資集體協(xié)商制度認(rèn)知的工資決定效應(yīng)和該制度作為整體的工資效應(yīng)。

（一）工資集體協(xié)商制度對(duì)全部勞動(dòng)者的工資效應(yīng)

1. 分位數(shù)模型說(shuō)明。分位數(shù)回歸的思想是由Koenker和Bassett（1978）引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中的。相比于傳統(tǒng)的OLS回歸，分位數(shù)回歸更加穩(wěn)健。分位數(shù)回歸可以選取任意分位數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。Qi？茲（lnwi|Xi）表示在解釋變量為Xi的情況下，被解釋變量lnwi處于？茲分位。為了進(jìn)行分位數(shù)估計(jì)，建立如下分位數(shù)方程：

Qi ？茲（lnwi t|Xi t）=X i t′？茁+？琢i+？著i t（13）

2. 變量選取。（1）被解釋變量：lnwit。被解釋變量是個(gè)人月平均工資收入的對(duì)數(shù)值。為了剔除價(jià)格波動(dòng)對(duì)工資的影響，把調(diào)查對(duì)象的工資數(shù)據(jù)分別用相應(yīng)年份、相應(yīng)地區(qū)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，從而把名義工資調(diào)整為實(shí)際工資，再對(duì)其取對(duì)數(shù)而得。（2）解釋變量：Xit。筆者選取年齡、性別、受教育程度、現(xiàn)任職務(wù)、對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度、企業(yè)所處地區(qū)山西省作為控制變量，把反映工資集體協(xié)商實(shí)施情況的時(shí)間虛擬變量2009年和2011年作為主要的解釋變量。

在式（13）中，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T。i和t分別代表不同的個(gè)體和不同的時(shí)期。xi是包括年齡、性別、受教育年限等變量在內(nèi)的1*K向量。？茁是參數(shù)向量。？琢i代表個(gè)體效應(yīng)，服從N（0，？滓？琢2）的獨(dú)立同分布。？著it是滿(mǎn)足經(jīng)典假定的隨機(jī)誤差項(xiàng)，且服從N（0，？滓？著2）的獨(dú)立同分布。？著it與自變量Xi及？琢i的個(gè)體效應(yīng)均不相關(guān)。

3. 估計(jì)結(jié)果。？茲值分別選取10，25，50，75，90。條件分位數(shù)模型用stata12.0進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。標(biāo)準(zhǔn)誤通過(guò)400次Bootstrap得到，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。為了便于比較，將OLS的估計(jì)結(jié)果也列入表中作為參照。

表4顯示，OLS估計(jì)中，工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度參數(shù)估計(jì)結(jié)果在1%的水平上顯著。而分位數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，認(rèn)知程度對(duì)工資的參數(shù)估計(jì)結(jié)果隨分位數(shù)的逐漸增大呈倒“U”型。這表明，認(rèn)知程度對(duì)分位數(shù)兩端的影響小，對(duì)中間部分影響大，即提高員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度對(duì)于低工資者和高工資者的影響都比較小，最大受益者為中間階層。這可能是由于高工資者一般為企業(yè)的高層，通過(guò)工資集體協(xié)商來(lái)提高工資的需求并不強(qiáng)烈，他們工資的提高并不依賴(lài)于工資集體協(xié)商；而低工資者通過(guò)工資集體協(xié)商來(lái)維權(quán)和提高工資的意識(shí)較為薄弱；與此相對(duì)應(yīng)，中間階層的維權(quán)意識(shí)以及通過(guò)工資集體協(xié)商提高工資的需求要強(qiáng)烈得多。

表4還顯示，年齡、性別、受教育年限以及所處職位的參數(shù)估計(jì)結(jié)果絕大部分在1%的水平上顯著。性別變量系數(shù)為正，說(shuō)明在不同分位數(shù)上男性工資都普遍高于女性，說(shuō)明我國(guó)工資決定中存在性別歧視。陳建寶（2009）解釋為“較高的教育程度和收入較好的職業(yè)可以增加女性工資收入，女性受教育程度越高遭遇到工資歧視的可能性越小”，從而在高分位數(shù)上性別工資差異并不明顯。受教育年限對(duì)工資的影響在各分位上也非常顯著，隨著受教育年限的增加，工資收入也在逐漸增加，這與大多數(shù)文獻(xiàn)的研究結(jié)論一致。此外，受教育年限的估計(jì)參數(shù)隨分位數(shù)增大呈先升后降的趨勢(shì)，在第二個(gè)十分位上，受教育年限對(duì)工資的影響較大，但隨著分位數(shù)的上升，影響逐漸減小，這說(shuō)明受教育年限的工資效應(yīng)對(duì)低收入人群更大一些。

此外，表示工資區(qū)域差異的地區(qū)變量參數(shù)估計(jì)結(jié)果也在1%的水平上顯著，表明工資確實(shí)存在區(qū)域差異。系數(shù)為負(fù)說(shuō)明山東省的工資收入要明顯高于山西省。這是由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)于東部沿海地區(qū)普遍落后，工資水平較低。

最后，分析我們最為關(guān)注的反映工資集體協(xié)商實(shí)施情況的年份虛擬變量——2009年和2011年。結(jié)果顯示，2009年的參數(shù)估計(jì)結(jié)果絕大部分并不顯著，這可能是因?yàn)槲覈?guó)2010年才開(kāi)始全面推行工資集體協(xié)商，實(shí)施效果在短時(shí)間內(nèi)未能通過(guò)工資反映出來(lái)，所以導(dǎo)致2009年這個(gè)虛擬變量對(duì)工資變化的影響不大。相比之下，2011年的參數(shù)估計(jì)結(jié)果均在1%的顯著水平上顯著，且符號(hào)為正，表明工資集體協(xié)商實(shí)施一段時(shí)間之后對(duì)工資增長(zhǎng)有顯著的正效應(yīng)。這兩個(gè)變量符號(hào)的差異反映了我國(guó)工資集體協(xié)商實(shí)施的漸進(jìn)過(guò)程。

（二）工資集體協(xié)商制度對(duì)不同勞動(dòng)者群體的工資效應(yīng)

上述分析顯示工資集體協(xié)商的確有工資增長(zhǎng)效應(yīng)。那么，工資集體協(xié)商對(duì)不同勞動(dòng)者群體的工資效應(yīng)是否相同呢？筆者先將樣本分別依據(jù)年齡、性別、受教育年限、現(xiàn)任職務(wù)、認(rèn)知程度以及省份變量進(jìn)行分組，進(jìn)行混合OLS回歸，進(jìn)而對(duì)2011年變量的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行比較分析。分組回歸結(jié)果匯總于表5。

表5顯示，工資集體協(xié)商對(duì)不同勞動(dòng)者群體的工資效應(yīng)是不同的。首先，工資集體協(xié)商制度對(duì)30～39歲年齡段的群體的影響最大，為12.39%。集體協(xié)商對(duì)工資的影響受性別因素影響不大，女性和男性分別為10.17%和10.09%，差距并不明顯。在對(duì)受教育年限進(jìn)行分組描述時(shí)發(fā)現(xiàn)，除了受教育程度較低的兩組系數(shù)不顯著外，其他三組受教育程度較高的樣本系數(shù)均顯著，且受教育程度越高，工資效應(yīng)越大。這可能是由于受教育程度的提高有助于提高其維權(quán)意識(shí)，從而有效運(yùn)用工資集體協(xié)商進(jìn)行維權(quán)的可能性也隨之提高。此外，筆者還發(fā)現(xiàn)，隨著對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的提高，集體協(xié)商對(duì)工資的影響也逐漸增大，表明提高職工維權(quán)意識(shí)有助于增強(qiáng)工資集體協(xié)商的實(shí)施效果。具體而言，工資集體協(xié)商對(duì)山西省工資增長(zhǎng)的影響要略大于山東省，分別是10.69%和9.80%，從這一點(diǎn)來(lái)看，工資集體協(xié)商有助于縮小不同區(qū)域的工資收入差距。

通過(guò)工資決定方程可以得知，工資集體協(xié)商的實(shí)施對(duì)促進(jìn)工資增長(zhǎng)、縮小工資差距有顯著影響。我們進(jìn)一步通過(guò)對(duì)勞動(dòng)者進(jìn)行分組比較時(shí)發(fā)現(xiàn)，工資集體協(xié)商對(duì)不同群體的影響也是存在差異的。此外，員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度對(duì)工資的影響統(tǒng)計(jì)上也是顯著的，說(shuō)明職工維權(quán)意識(shí)的提高有助于促進(jìn)工資增長(zhǎng)。因此，我們不僅要大力推行工資集體協(xié)商，同時(shí)還要努力提升職工對(duì)工資集體協(xié)商制度的認(rèn)知程度，增強(qiáng)其維權(quán)意識(shí)。

六、結(jié)論

通過(guò)以上實(shí)證分析，筆者發(fā)現(xiàn)了影響工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的因素以及工資集體協(xié)商制度對(duì)工資的影響。首先，筆者通過(guò)有序Probit模型分析，發(fā)現(xiàn)影響員工對(duì)工資集體協(xié)商認(rèn)知程度的因素主要有年齡、受教育程度、現(xiàn)任職務(wù)、企業(yè)所處地區(qū)等。其中年齡、受教育程度、現(xiàn)任職務(wù)以及工會(huì)建立情況均對(duì)認(rèn)知程度有顯著的正效應(yīng)。分位數(shù)回歸結(jié)果表明，工資集體協(xié)商的實(shí)施對(duì)工資水平的改善在各分位數(shù)上都有顯著影響，作用效果為正。職工對(duì)工資集體協(xié)商制度認(rèn)知程度的提高也有助于改善工資水平。此外，工資集體協(xié)商的實(shí)施對(duì)不同勞動(dòng)者群體的影響也存在差異。

由此，筆者認(rèn)為工資集體協(xié)商制度的推行是有現(xiàn)實(shí)必要性的，不應(yīng)為了挖掘“人口紅利”而“讓企業(yè)和員工自主決定”；在推行過(guò)程中應(yīng)提高勞動(dòng)者對(duì)此制度的認(rèn)知程度，使其更好地發(fā)揮作用。一方面，要努力提高員工的受教育程度。定期對(duì)員工進(jìn)行必要的在職培訓(xùn)，鼓勵(lì)其進(jìn)行繼續(xù)教育，提升自身綜合素質(zhì)，進(jìn)一步提高其維權(quán)意識(shí)。另一方面，也要注重建立完善的工會(huì)組織，強(qiáng)化工會(huì)在維權(quán)中的作用。雖然我國(guó)大部分企業(yè)都有相應(yīng)的工會(huì)組織，但其行政化特征明顯。應(yīng)努力完善工會(huì)職能，加強(qiáng)工會(huì)的主體地位，通過(guò)工會(huì)提高員工對(duì)工資集體協(xié)商的認(rèn)知程度和維權(quán)意識(shí)。

但是，有必要指出的是，我國(guó)現(xiàn)階段實(shí)施工資集體協(xié)商制度只是針對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特定時(shí)期的權(quán)宜之計(jì)。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，我國(guó)逐漸出現(xiàn)收入差距過(guò)大的問(wèn)題，不得不需要政府出面進(jìn)行干預(yù)，通過(guò)工資集體協(xié)商來(lái)協(xié)調(diào)同質(zhì)化員工的工資收入，以達(dá)到緩解收入差距過(guò)大的目的。隨著產(chǎn)業(yè)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，我國(guó)勞動(dòng)力逐漸出現(xiàn)異質(zhì)化特征，同質(zhì)化工資不再適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，工資集體協(xié)商制度可能也就不再適用。當(dāng)然這還需要后續(xù)研究的不斷探討。因此，我們只能說(shuō)工資集體協(xié)商制度是最適合我國(guó)目前條件下經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的政策。

當(dāng)然，本研究也存在許多不足之處。首先，筆者所用的調(diào)研數(shù)據(jù)僅包含三年的時(shí)間序列資料，不能考察實(shí)施工資集體協(xié)商制度的長(zhǎng)期效應(yīng)。其次，由于數(shù)據(jù)獲取的困難，本文僅以山東省和山西省為代表研究了工資集體協(xié)商的影響。今后在數(shù)據(jù)可得時(shí)我們會(huì)進(jìn)一步研究更大范圍內(nèi)工資集體協(xié)商的影響，以便得到一個(gè)更具有普適性、更穩(wěn)健的結(jié)論。

注釋?zhuān)?/p>

①此調(diào)研得到2012年中國(guó)社會(huì)科學(xué)院重大項(xiàng)目經(jīng)費(fèi)支持。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：李金霞