经济理论与经济管理2015年第2期中国工会存在工资溢价吗*一←一-基于控制样本选择性偏差的Blinder-Oaxaca回归分解易定红袁青川[提要]本文采用2008年中国社会综合调查数据，运用工具变量的方法，研究了中国工会的工资溢价问题。研究结果表明，工会会员与非工会会员之间的小时工资差异主要是由禀赋效应造成的，系数效应和交叉效应并不明显。换句话说，工会工人的资源禀赋和工作特征禀赋等是造成工资差异的主要原因，工会对工资没有明显的直接影响。工会会员在入会倾向方面具有明显的群体特征。最后本文提出了加强工会有效性的两点建议。[关键词]工会;工资溢价;选择性偏差在西方，工会工资溢价问题一直是一个非常重历史性数据较少，学者们为了得到可靠的计量结要的研究课题，目前在研究数据、研究方法以及研论，在计量方法的引进和创新方面做出了很大贡究结论等方面都比较成熟，而国内关于工会工资溢献，例如布洛赫和库斯金CBlochand Kuskin)采价的实证研究尚不多见，且在研究数据、研究方法用了明瑟尔对数线性回归方程，[11洛赫和库斯金、等方面还存在着很多缺陷，工会工资溢价存在与否邓肯和利CDuncanand Leigh)采用了结构性的明还处于争论之中。本文主要对中国工会工资溢价问瑟尔对数线性回归方程，[1]C2]李CLee)、邓肯和利、题进行考察，首先对国内外关于工会工资溢价的文罗宾逊和托姆斯CRobinsonand Tomes)采用了样献进行梳理，然后对明瑟尔方程进行适当的变形并本选择性模型。[2J[3J[4J后来，随着关于工会会员身提取相应的工具变量，以使估计样本具有随机性。份的面板数据的出现，罗森鲍姆和鲁宾CRosen接着，本文采用中国综合社会调查数据进行估计，baum and Rubin)、布赖森CBryson)引进了倾向值匹配分析方法。[5J[6J得出中国工会的工资溢价是否存在以及工会会员人会特征方面的结论。最后，本文根据研究结论提出另外，在研究结论方面，国外在工资溢价有无相应的政策建议。问题上，具有较为一致的研究结论。欧美工会的研究结论都是存在工资溢价。以英国为例，布兰费罗一、文献回顾CB lanchflower )通过1971年的NLSCn ational longitudinal survey)数据，采用样本选择性偏差国外对工会的工资溢价研究可以追溯到20世模型，进行OLS回归得到的工会工资溢价为纪70年代。在80年代以前，数据库的建设还不是% YJ布思和布赖恩CBooth and Bryan)采用很完善，当时数据只是局限在行业或企业层面，且1998年的英国工作场所雇员关系调查Cthework *易定红，中国人民大学劳动人事学院，邮政编码100872.电子信箱dinghongy@;袁青川，河北大学经济学院。本文受到国家社会科学基金重大项目(l2ANDZD095)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。31
经济理论与经济管理2015年第2期place employee relations survey, WERS)数据，是以是否是工会会员为条件进行估计，这种性质可其研究结论为私营部门的工资溢价为%。因布以从后面的推导过程看出。赖森CBryson)利用1998年WERS数据中的员工个体数据，采用OLS估计出来的英国私营部门的二、实证方法工会工资溢价是15%，男性工会工资溢价为%，女性的工会工资溢价为%。因(一)工会工资溢价的测量然而国内对于工会工资溢价的实证研究还不多1.工会工资滋价。工会工资溢价主要指劳动见，在仅有的几篇文献中，研究结论也存在着方向者在加入工会之后获得的工资和其如果没有加入工性的差异，即中国工会是否存在工资溢价还处于争会的情况下获得的工资之差，与其在后一种情况下论之中。认为不存在工会工资溢价的学者主要有姚获得的工资之比。具体来讲，可以用下面式子来先国等人和卢等人CLuet al)。姚先国等人基于浙表示:江省2004年的经济普查数据，利用工会密度以及A=τiJu -Wa 一其他的一些特征变量与平均工资对数进行OLS回Wa 归，发现一个企业工会覆盖率多1%，平均工资一式中，A表示工会工资溢价;飞的表示劳动者加人般也会高%，所以，他们认为工会对于工资工会后获得的工资水平Wa表示如果没有加入工的影响并不明显。由卢等人CLuet al)采用中央统会获得的工资水平。这明显属于一个反事实的测量战部2006年针对私营企业的-项调查数据，发现问题，即Wa的数据是根本不存在的。所以，在研工会对于工资和奖金没有显著性的影响。口。]究工资溢价问题时通常采用工资差距的概念来而杨继东和杨其静利用国际金融公司和北京大衡量。学中国经济研究中心2006年的企业调查数据，采2.工资差距。W是一种可以测量的数据，而u用明瑟尔对数线性模型进行OLS回归，发现工会Wa的数据是一种反事实状态下的数据，也就是说可以普遍提高工会会员工资，但是具有政治关联的该数据在现实生活中根本不存在，所以，为了获得企业中工会工资效应被显著地削弱了。[I1J此研究与工会工资溢价的研究结论，很多学者采用了工资差姚洋和钟宁桦的研究一致。姚洋和钟宁桦通过明瑟距的概念来代替工资溢价。工资差距是指工会会员尔线性对数模型，分别进行似不相关CSUR)估的工资水平和非工会会员的工资水平之差，与非工计、二阶段最小二乘法C2SLS)估计、三阶段最会会员的工资水平之比，可以采用下面的式子来小二乘法C3SLS)估计，得出了与杨继东和杨其表示:静一致的结论:工会显著地提高了工人的工资水平，同时也明显地提高了工人福利。[12Jd_WuWn -一Wn 对比国内外研究，目前中国关于工会工资溢价的研究在方法上和使用的数据上都还处于西方研究式中，d表示工会与非工会会员的工资差距Wu的早期阶段，截止到目前，还没有学者采用个体数表示工会会员的工资水平Wn表示非工会会员的据来研究工会的工资溢价问题。另外，从研究结论工资水平，这两组数据都是可以观察到的，一般的看，中国工会工资溢价是否存在尚存在争议，所问卷调查获得的也是这两组数据。但是这两组数据以，本文试图从两个方面做出突破以确保研究结论计算的结果并不完全是工会对工资水平的影响。工的可靠性:第一，采用中国社会综合调查数据，该会会员和非工会会员两个群体之间可能在人力资数据属于样本量较大的个体数据，通过整理，有效本、人口特征、工作特征、组织特征等方面存在着样本为5977个。第二，为了克服选择性偏差问差异，他们的工资很大程度上是由这些因素造成题，对明瑟尔方程进行了适当的变形并提取相应的的，而不是工会干预变量所带来的，所以，以工资工具变量。该做法确保了估计样本的随机性，而不差距来研究工资溢价问题时，必须对这些变量加以
经济理论与经济管理2015年第2期控制。向，进而利用Þ，xui和(1- .> Xm作为工具变量(二)模型构建来估计式(5)，获得关于工会工人和非工会工人的根据以往的研究方法，工会会员和非工会会员资源禀赋价格向量A和乱，进而采用布林德的工资方程式为:(Blinder)和奥萨卡(üaxaca)分解的方法口3J[14J计算出工会的工资溢价。lnwu=X，JJu十向(1) (三)工资溢价计算lnwn=XηPn+μm (2) 根据布林德CBlinder)和奥萨卡(üaxaca)式中，'l:屿，切η分别代表工会工人和非工会工人的的分解方法，将工会会员和非工会会员的工资差别小时工资;孔，Xn分别代表工会工人和非工会工分解为两部分:一部分是由于群体性特征差异造成人的资源禀赋、工作特征禀赋、组织特征禀赋等向的，另一部分是由于工会对各个属性的价格扭曲造量，即能够影响工资水平的重要变量;且，Pn分别成的。[13J[14J即采用工会会员和非工会会员的工资方代表工会工人和非工会工人资源禀赋、工作特征禀程式(1)和式(2)之差进行分解:赋、组织特征禀赋等变量的价格向量;μ陋，μm分lnw-lnw= X,JJu -XnJln u n 别代表两个式子中的残差项。=(且一品)X十(Xu-X)品un另外假设代表工人是否加入工会的身份变量用U表示:即U，=1，意味着第t个劳动者是工会会式中，(且一品)Xu代表工会对价格的扭曲带来的员，他的工资是Wui;如果Ui=O，意味着第i个工资差别CXu-Xn)品代表由于决定工资水平的劳动者是非工会会员，他的工资是Wni0那么所有个体属性差异造成的工资差异。所以(Pu-Pn)Xu 工人的平均小时工资对数则可以表达为:可以代表工会的工资溢价。然而，由于分解方法不同，计算的工会工资溢价也不同，因为对于以上公ln叫=Uilnw四十(1-UJlnw(3) m式还可以做以下分解:把工会工人和非工会工人工资式(1)、式(2)一lnwlnu斗，= X,JJu -XnJln 带入式(3)得到式(的:u=C队-pn) X+ (X-X)且n u nln毗=(UiX)Pu+[(1-U)XJPn ui im在这种分解方式下，(且-p，，)X+[U，η四十(1-UJ加]n由于存在不可(4) 解释部分，一般看做是工会的工资溢价，这明显和令Z回=UiX陋，Zni= (1-UJXni，的=Ui和+用CfJ，.-pn ) Xu代表工会的工资溢价存在着差异。另(1→U，)萨'那么式(4)可以缩写为:外，系数和变量之间也可能存在着交互影响，该分lnwi=Zuipu十Zmpη+的(5) 解方法并没有将交叉效应分离出来。所以，为了更为了得到工会身份的概率(工会工人的人会倾好地衡量工会的工资溢价，雷蒙德和安瑞森尼向)，本文采用Probìt选择模型，对工人是否加入(Daymont and Andrisani)对布林德(Blìndω和奥萨卡Cüaxaca)的方法[13J[14J进行了扩展[J5J工会的概率进行估计。由于工人在选择是否加人工会以及能否加入工会时，很大程度上是由其个人特lnw一lnw= X,JJu -XnJln= (X-X) pn十(puunu n征、人力资本、组织特征等变量决定的，所以式Pn) X+ (pu -pn) (X-X) n u n (6)为工人人会倾向的Probit选择方程:式中，(X-Xn)Pn表示禀赋效应(且一队)Xu n表Ui=nXi+εz (6) 示系数效应Cpu-Pn ) CX-X)表示交互效应。u n 假设P=Pr(U=1)，那么解释变量可以表达ii第一部分表示可以解释的部分，第二部分和第兰部为EZ阻=PiXui'EZm=(1-PJXm。所以，通过分是不可以解释的部分。在这里，将系数和变量之选择式(6)进行拟合后，对劳动者加入工会的倾间的交互影响分离开来，一般将第二部分归结为工向进行预测，分别得到加人工会和不加入工会的倾会的工资溢价效应。33
经济理论与经济管理2015年第2期结合工会工资溢价定义，工会的工资溢价为据是基于对全国125个县(区)，500个街道(乡、镇)，1 000个居(村)委会、10000户家庭中的dEr坠，其中，d表示工会会员和非工会会员个人进行的调查。在本研究中，主要所使用的变量之间的工资差距，叫和Wn表示工会会员和非工包括:回归方程中因变量采用小时工资对数F自变会会员的工资。对上式取对数，得到lnCl十d)=量有性别、党员、婚姻状况、民族、户口等人口统lnw一lnw，所以，工会工资溢价为:un计变量，健康、经验①、经验的平方、教育年限等d=expClnwu一ln叫\，)-1 = exp[ Cßu一血，)X]-ln人力资本变量，国有企业、私营企业、港澳台企业、外资企业、集体企业等企业性质变量，是否全在本研究中选择雷蒙德和安瑞森尼的方法阳职、是否签订劳动合同、企业规模等工作特征变对布林德和奥萨卡的方法[13J[14J进行了扩展的分解量，以及东部沿海、内陆地区、西部边远地区等地模型，利用选择性偏差控制后的变换变量Î'iX钮，区变量②。选择方程中因变量是是否为工会会员变(l- J x睡来代替X阻计算工会工资溢价。量，由于工会人会在很大程度上受到工资的影响，所以将影响工资的变量都放人选择方程中作为自变三、数据及变量选择量。为了使数据更加准确以及符合研究需要，对数据进行了处理，具体变量定义以及处理见表1。本研究采用2008年中国综合社会调查。该数表1变量定义变量变量定义变量变量定义小时工资对数小时工资的自然对数私营企业私营企业=1，其他=0工会身份工会会员=1，非工会会员=0港澳台企业港澳台企业=1，其他=0性别女性=1，男性=0外资企业外资企业=1，其他=0党员党员=1，非党员=0集体企业集体企业=1，其他=0婚姻已婚=1，未婚=0其他企业不属于以上企业=1，否则=0很不健康=1，比较不健康=2，一般=健康企业规模所在企业的人数3，比较健康=4，很健康=5民族汉族=1，其他=0劳动合同签订劳动合同=1，没有签订劳动合同=0户口农村户口=1，非农村户口=0全职工作全职工作=1，非全职工作=0北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、经验A=2008一出生日期一16东部沿海地区浙江、福建、山东、广东、广西、重庆=1，其他=0不识字=0，小学的教育程度=6，初山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽，江教育中=9，高中=12，中专=12，大专=中部内陆地区西、河南、湖北、湖南(9个省、区15，本科=16，硕士=19，博士=231，其他=0四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、国有企业国有企业=1，其他=0西部边远地区新疆=1，其他=0① 由于原始数据是出生年月，而该数据是2008年的调查数据，而我国目前未满16周岁是不可以参加劳动的，属于未成年工，所以采用2008一出生日期一16作为工作经验的代理变量。② 东部沿海地区:北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南、重庆、大连、宁波、厦门、青岛、深圳I(18个省、区、市);中部内陆地区z山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南(9个省、区);西部边远地区2四川|、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆(9个省、区)。34
经济理论与经济管理2015年第2期量都进入到计算人会倾向的选择性方程中。利用没四、实证结果及分析有纠正工会选择性偏差的原样本数据计算出来的人会倾向系数结果见表2中的第(2)列，即"Probit(一)工资溢价估计结果及分析(u)"一栏。通过对于选择方程进行拟合预测人会倾通过所选择的自变量和小时工资对数进行相关向值以及所选择的的自变量计算出Px阳和(1-P，)性配对检验，可以发现在1%的水平下，所选的各孔，进而利用方程(5)分别得出A和虱。计算结个变量都显著地和小时工资对数相关。所以这些变果见表2中的第(3)列、第(4)列。表2品，队以及入会倾向的Probit估计结果(2) (3) (4) (1) 变量与小时工资对数Probit (u) pu A 的配对相关系数性别 "骨一叩锵 ，.提O. 099"幡 ..幡党员O. 196 一川 "椿婚姻一 一叩种族 "骨 "提户口一叩一叫一1.→叩182 健康O. 151 "椅O. 115"普一" 经验一 "怜骨叩’" 经验的平方’" 一'" 877" 教育O. 330"骨 6"铃O. 188"铸幡 "普公司规模L 42e一061. 56e一-06 劳动合同O. 196"传 ..铸铃 全职O. 124"铅O. 185" 一 私营企业"赞一 O. 789 一骨 ..簧外资企业 ** 港澳台企业 "提" 一叫集体企业" 一一其他企业一川 .,. 1. 612 中部地区一时叫一" "普东部地区"铮O. 915铮铮骨警H常数 ’" "幡 .，祷样本3568 960 2588 2 RO. 166 F值 LR chi2 (19) 注2叩表示p<，"表示ρ<，骨表示p<，说明2相关性检验采用的是配对相关检验。各个变量系数采用的是t检验。另外，在性别的离散变量中，男性为基准变量;在企业性质离散变量中，国有企业为基准变量，具体可参见变量定义。35
经济理论与经济管理2015年第2期在此基础上，根据布林德和奥萨卡分解方以国有企业为基准，那么港澳台企业、外资企法川口4J对工会与非工会会员的工资差异进行分业以及集体所有制企业等劳动者人会倾向明显偏解，分解结果见表3。根据分解结果，工会会员和低，分别为%，%, 61. 6%。目前国有非工会会员的小时工资对数工资差异为，且在企业管理虽然政企分开，自负盈亏，但在用人机制1%的出错概率下通过了Z检验，即工会会员和非工等很多方面都受到国家的宏观调控。尤其是在组建会会员之间的工资存在着显著的差别。然而经过分工会方面，工会组织是不可或缺的职能部门。同解，由于禀赋效应而造成的工资差异为，且在时，如果劳动者加入工会，自觉缴纳会费则可以享1%的出错概率下通过了Z检验。然而系数效应造成受到相关的福利待遇，这也是劳动者在国有企业成的工资差异为，在10%的出错概率下没有通立工会的情况下踊跃入会的一个重要因素。而在私过Z检验;交叉效应造成的工资差异为，在营企业、外资企业，福利很大程度上不与工会会员10%的出错概率下也没有通过Z检验。这说明系数身份挂钩，也有很多外资企业不愿意组建工会，甚效应和交叉效应造成的工资差异并不明显。所以工至阻挠等，所以，基于双重作用，劳动者人会的倾会的工资溢价是不明显的。向大大降低。从具体的变量来看，虽然进入布林德和奥萨卡从学历来看人会倾向，教育年限与人会倾向之分解的变量与劳动者小时工资对数显著相关(见表间存在着显著性的正相关关系，说明学历越高，入2)，且有多个变量的禀赋效应表现显著(见表3)，会的可能性越大。从严格意义上来说，工人的学历但是单个变量的系数效应和交叉效应大多不显著。越高，自己的谈判力量越强，对于工会组织的依赖这说明工会会员与非工会会员的工资差异是由禀赋就越弱。而中国的实际情况却是相反，这可能是由效应造成的。于职业隔离等因素造成的:一些好的职业往往存在在单个变量的禀赋效应中，可以发现党员、户于国有企业、事业单位等，而这些单位的用人指标口、教育、劳动合同以及地区对于禀赋效应的贡献受到国家的宏观调控，在引进人才方面就存在着对最为显著，并且它们对于禀赋效应的贡献值都是正于高学历的要求，进而造成在人会倾向方面表现为向的，分别为%，%, %, %, 与高学历存在正相关关系。而低学历的劳动者只能%。这些贡献总和大于100%，说明还有→些变到私营企业、外资企业或者拥挤性的职业中工作，量会产生负的禀赋效应。从这些表现显著的禀赋来而这些部门的工会往往没有很好地将福利与工会会看，教育是造成工会工资差异的最为重要的原因。员密切地联系起来。{二)入会倾向估计结果及分析在政治倾向方面，具有党员身份的劳动者更有五、结论及政策建议可能是工会会员，其倾向值高出非党员身份的%，这与中国工会的特殊国情有关系。在中(一)研究结论国，工会是政治体系的一部分，中共党员是工人阶1.中国工会工资溢价不明显。根据布林德和级的先锋队成员，在很多方面都起到表率作用，所奥萨卡的分解结果口3J[叫，工会会员和非工会会员以从这个方面来说，只要是有工会组织的企业中，之间的系数效应和交叉效应Z检验都不显著，说党员一般都需要加人工会，进行宣传和执行党关于明工会对工资的影响不明显，这可以从两个方面来工会的政策和活动等，从本质上来说这是一种制度解释:第工会对于工资的影响不仅仅反映在工性的要求，而并非是一种自愿性的自主选择。在有会工人身上，也反映在非工会工人方面。即工会造些地方，党员必须加入工会，这也是一种政策性的成的工资水平的提升同样适用于非工会工人，因为要求。所以，党员身份和工会身份存在着密切的联目前中国工会的维权行动主要是通过签订劳动合系，这种联系在某种程度上是自我选择和政策要求同、通过集体协商签订集体劳动合同等形式进行双重因素所导致的。的，而这些是适用于所有的协议覆盖下的工人。第
经济理论与经济管理2015年第2期表3布林德和奥萨卡的分解结果项目样本数小时工资对数95%置信区间工会会员960 2. 739 非工会会员2588 2. 521 2. 589 小时工资对数差异 "骨O. 194 禀赋效应叩 系数效应 一 交叉效应 一 单个变量的资单个变量的资源单个变量的项目单个变量的交叉效应源禀赋效应禀赋贡献率系数效应性别一 一 一 党员" 11. 58% 5 一 婚姻一 种族 一 71 户口O. 108" % 一一 健康一 一 59 经验一 O. 581 一经验的平方 3 一 6 教育O. 190"幡% 一公司规模一 1 143 劳动合同 9" % 全职 2 一 私营企业 一 外资企业 一港澳台企业 63 集体企业 一 一其他企业 8 中部地区 5 ** % 一一 东部地区一一幡一----’--注2时表示ρ<，.，表示p<，‘表示ρ<，说明2禀赋效应、系数效应、交叉效应以及对应的单变量效应显著性检验均采用Z检验;禀赋效应=~单个变量的禀赋效应P系数效应=~单个变量的系数效应;交叉效应=~单个变量的交叉效应二，工会的首要任务不是提升工会工人的工资水差异。当控制了这些变量之后，通过对工会会员和平，而是关注收人的公平性以稳定社会。非工会会员的工资进行分解之后，工会的工资溢价2.工作特征和资源禀赋是造成工资溢价的主就不明显了。这说明工会会员和非工会会员之间的要原因。在没有控制工会会员与非工会会员的个体工资主要是由于工人的工作特征以及资源禀赋不同变量、人力资本变量以及工作特征变量情况下，工所造成的，而并非来自于工会本身对于工资产生的会会员和非工会会员之间的工资水平存在着明显的影响。具体来说依次是教育、户口、劳动合同、党37
经济理论与经济管理2015年第2期员和地区等造成了工会会员和非工会会员的工资较强的谈判力量。所以也只有在行业层面上，劳动差异。者与用人单位才具有相对平衡的谈判力量。3.中国工会会员具有明显的群体性特征。从2.提高工会维权职能，促进工会工人人会的对工会人会倾向的估计结果可以发现，党员、学自我选择是关键。中国目前劳动者入会有很大的群历、企业性质等特征成为工人是否加人工会的重要体特征。从工人人会倾向的估计中可以看出，国有变量，即工会会员具有明显的群体性特征。根据入企业相比较其他企业性质的工人人会倾向较大，这会倾向性的讨论可知，这些在很大程度上跟中国的在一定程度上是由于背后的制度因素造成的。首社会背景、劳动力市场的用人制度、劳动力市场隔先，工会人会倾向较高是由于国有企业的很多福利离、工会特殊的政治地位等有关，这些背后的因素与工会会员挂钩，这就导致工人入会具有一定的普是决定工会群体性特征的关键因素。遍性，而减少了自我选择性。再加上中国目前还存{二}政策建议在一些计划经济时代的旧制度，这使得劳动力市场1.增强工会作用工资机制的有效性，注重工人还没有完全市场化，导致中国工会会员具有很明显基于微观层面的工资谈判。从实证分析结果来看，中的群体性。国工会的工资溢价并不是很明显，这种情况可能是由在计划经济时期，中国是单一公有制的经济体两个原因造成的:第一，工会对于劳动者的维权，尤制。随着改革开放，中国的基本经济制度发生了变其是对于工资的保护，主要是基于宏观层面进行工资化，实行"以公有制为主体，多种所有制经济成分的宏观调整，而很少涉及微观层面，这也是国家处于共同发展"的经济制度，而且公有制的实现形式多工会，唯稳职能的考虑。第二，工会基层的工资集体协样化。所以在经济体制改革的同时，随之带来了这商还没有取得实质性的进展，尤其是企业内部的工资些不同经济成分的法律法规的制度约束以及国家干集体协商。所以，为了增强工会的影响力，加强工会涉力度等的差异，形成了体制内用工单位和体制外基层的工资谈判和协商是重中之重。用工单位的区别和差异。中国目前的集体协商中工会以及雇主组织在力体制内的用工单位一般为政府机关、事业单量上具有明显的倒置倾向。在我国，总工会具有较位、国有企业和研究所等，这些单位的用人指标受高的政治地位，且其对于所辖工会具有较高的行政到国家调控，导致体制内用工单位采用一些非市场权力。而全国性的雇主组织，即中国企业家联合会性的指标来选择求职者，例如户口、学历等，而这则具有相对的独立性，同时对其会员没有相应的行些往往成为工会会员的群体性特征。另外，中国工政权力。从力量对比来看，总工会的力量要明显高人中很大一部分比例是党员身份，这也造成了具有于企业家联合会的组织力量。在企业层面，由于劳该特征的工人由于制度原因入会倾向较高，比例较动力市场供给大于需求，劳动者与用人单位进行谈大。这些因素并不是员工根据工会偏好以及自身特判时具有明显的弱势地位。所以从集体协商的层次点进行自愿选择的结果，进而导致基层工会会员在上看，企业级别的集体协商，用人单位具有较强的维权方面积极性不够。所以，要提高工会维权职谈判力量，而在国家层面的集体协商中，工会具有能，促进工会工人入会的自我选择是关键。参考文献[1] Farrell E. Bloch, Mark S. Kuskin. Wage Determination in the Union and Non-union Sectors [J]. lndustrial &. Labor Relations Review, 1978, 31 (2). [2J Gregory M. Duncan, Duane E. Leigh. The Endogeneity of Union Status: An EmpiricalTest [J]. Journal of Labor Economics, 1985, 3 (3). [3J Lung-Fei Lee. Unionism and Wage Rates: A Simultaneous Equations Model with Qualitative and Limited Dependent Variables [J]. lnternational Economic Review, 1978, 19 (2). [4J Chris Robinson, Nigel Tomes. Union Wage Differentials in the Public and Private Sectors: A Simultaneous Equations 38
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