加入工会是否促进了农民工就业稳定？*

钟沛钰，胡南燕，方聪龙

( 1.福建农林大学 经济与管理学院，福建 福州 350002；2.中国农业大学 经济管理学院，北京 100083 )

一、引言

随着党的十九大报告提出促进农民工群体更高质量和更充分就业，农民工就业再次成为我国政策层面的研究焦点。新冠肺炎疫情的暴发使中国经济受到了较大冲击，农民工就业不稳定的问题更加凸显。农民工作为我国高质量发展的重要支撑力量，其面临的欠薪、社会保障水平低以及过度劳动等诸多方面的现实问题在短期内却难以解决[1-3]。农民工的失业会导致收入的下降，进而引起消费需求萎缩，并传导至劳动力市场上，产生周期性失业。为此，2020 年全国两会在“六稳”的基础上又提出了“六保”的新要求，而作为“六稳”“六保”之首的稳定就业则显得尤为重要。

中华全国总工会于2016 年提出，2020 年力争实现全国55%以上的农民工入会[4]。然而截止到2020 年底，农民工14.3%的入会率远低于预期[5]。众多研究表明，中国工会具有双重责任，既能维护社会的总体稳定，又能保障职工的就业权益[6]46-60[7]。那么，工会对农民工群体而言，其作用有何特殊性呢？多数农民工因受教育程度低、专业技能相对匮乏而从事各种又脏又累且报酬低的非正式工作[8]，他们长期处于城市边缘，常常受到歧视，融入城市更是遥不可及[9]50。与此同时，在居住场所和工作类型的限制下，农民工的交际圈仍然以血缘和地缘等形式的同类群体为主，缺乏因友缘、业缘等产生的社交关系[10]。毋庸置疑，工会将成为农民工在城市中拓展社会交友圈和实现社会融合的主要社会资本，这意味着加入工会的农民工群体能够得到更好的权益保护[11]。

必须指出，频繁的工作转换不利于农民工收入的增加，而稳定的工作不仅是农民工获得持续收入的主要途径，更是农民工人力资本积累的有效途径[12]49。对于农民工而言，与教育投资相比，工作经验的积累更有助于促进其人力资本的提升，而就业的流动则意味着工作经验积累的中断，这将导致其工作经验和通过技能培训积累的专用性人力资本的严重浪费。因此，大多数农民工只能依靠通用性人力资本来获取新的工作，而通用性人力资本往往面临着低工资的困境，这将不利于农民工收入的提升[13]。此外，农民工的就业稳定性不仅决定着他们自身的生存状态和职业发展，还决定着用工单位和社会的健康稳定发展，频繁的就业流动会降低单位的生产效率，增加单位的用工成本，阻碍社会经济的稳定增长[12]50。倘若加入工会能有效提高农民工的就业稳定性，那么这将有利于农民工就业质量的提高，更有利于经济的稳定增长，对实现稳定就业的政策目标具有重要现实意义。

二、文献综述

目前国内外学术界还未对就业稳定性的概念进行统一界定，因而没有一套衡量就业稳定性的相对固定的标准。从宏观的角度来看，就业稳定性是指在一定范围内劳动力的劳动参与量在短期内能够总体保持稳定；从微观的角度来看，就业稳定性是指劳动者在特定的时期内能够在某个岗位上持续就业，同时这份工作能够维持劳动者的基本生活水平[14]35。已有研究主要采用主观法[14]35-36、比值法[15]176-177以及综合指标法[16]这3 种方法对就业稳定性进行衡量，其中采用比值衡量就业稳定性的做法尤为普遍。采用比值衡量的方法可以对就业稳定的程度作出划分，由此更有助于解释就业稳定性的本质内涵。国内学者在吸收借鉴国外已有的关于就业稳定性的 研究成果[17-19]的基础上，根据我国国情和农民工就业现状，针对就业稳定性的现状、影响因素等多方面展开了研究。已有研究表明，中国特殊的劳动力市场和户籍制度等客观因素，以及农民工自身人力资本与所拥有的社会资本等个人因素，导致其大多从事体力劳动，并且常常被城镇居民当成“外来人”，进而在就业、生活等方面遇到一些困难。因此，农民工在劳动群体中的就业稳定性最差[20]。部分学者对我国农民工就业稳定性的影响因素进行了探究，得出了较为一致的结论，认为年龄、婚姻状况、受教育水平、收入、职业性质等是主要因素[15]176-177[21-23]。除此之外，也有学者通过实证研究的方法，从新生代农民工的婚恋问题、家庭储蓄率入手来研究农民工就业稳定性[24]。综上所述，诸多文献从多个角度对农民工就业稳定性的相关问题进行了分析，但是鲜有文献从工会角度对农民工的就业稳定性进行研究。

总体而言，工会作为“代言人”[25]，是党联系职工群众的桥梁和纽带，作为组织依托成为农民工的“娘家”（寻求各类工会组织、培训机构、慈善机构的多方合作，进行技能培训，组织文娱活动等），为农民工合法权益提供支持和保障（如集体协商、法律维权等）[26]21[27]。当前农民工加入工会的途径主要是由现有工会直接吸纳，或以行业或企业为依托组建新工会。

通过文献梳理发现，工会对农民工发挥作用的方式成为学者们的研究重点。一些学者认为，工会不仅可以通过带领会员签署工资协议以及签订正规的劳动合同，有效地提高工人每小时的平均工资、缩短工作时间、提高养老保险的覆盖率[26]8-21，而且可以通过集体协商对外来工的最低工资符合率、劳动工时、社会保险（工伤保险、养老保险、医疗保险）等方面起到保障作用[6]49。这些都有利于提高农民工的社会融入感。随着社会融入感的增强，农民工留在城市的意愿也更为强烈。另一些学者则认为，工会未能对农民工的权益起到有效的保护作用。在有关工资集体协商的研究中，谢玉华等通过实地调查发现，签订集体合同的显著效果在于对工人进行了相关普法教育，但对工资增长的作用不足[28]，且强制签订集体协议或是由外部力量促使企业成立工会，在中国现有的体制和制度框架下，并不能保证工人通过集体议价的方式实现工资水平的提高[29]。虽然目前相关研究的结论还未完全达成一致，但是已有的研究成果仍然为本研究提供了思路借鉴。

有鉴于此，本研究利用2017 年全国流动人口动态监测调查（China Migrants Dynamic Survey，以下简称CMDS）数据，构建分数反应回归模型，从工会角度对我国农民工的就业稳定性进行分析。与已有研究相比，本研究的贡献主要体现在以下两个方面：第一，研究视野的拓宽。本研究从工会角度对农民工群体的就业稳定性进行了研究。第二，在研究内容上探究不同群体的异质性。从技能水平（低中技能和高技能）、性别以及单位性质角度进行异质性分析，为提高农民工的就业质量提供实证依据。

三、理论分析与研究假说

传统的劳动经济学理论认为，劳动者决定其是否从事某项工作的效用水平的衡量标准主要由两部分构成：一是该项工作的工资性报酬，二是与该项工作相关的非工资性福利待遇（如工会福利等）[30-31]。基于此，本研究假设农民工就业流动的决策是对其不同就业带来的效用水平差的反映。为研究方便起见，仅考虑未加入工会的农民工更换工作且加入工会的情况。

首先，将农民工在A 企业工作且未加入工会时的效用函数表达为：

其中，U（iLA） 表示农民工在A 企业工作时的效用；WA表示其在A 企业工作时的工资性收入；α 表示工资性收入的单位效用水平，且大于0。

其次，将农民工在B 企业工作且加入工会的效用函数表达为：

最后，假设农民工从A 企业到B 企业的更换工作成本为C，基于上述逻辑，农民工从A 企业更换至B 企业的净效用水平表达式为：

（3）式表明，农民工就业的决策不仅取决于工资性报酬，还受制于工会组织带来的额外福利和更换工作带来的成本。工会福利在一定程度上改变了农民工更换工作的意愿，促进了农民工稳定就业。

一般而言，H 表示的收益包包含以下内容：首先，可能来自工会组织对农民工劳动权益的保护，如增加工资性收入、签订正规的劳动合同、集体协商等；其次，也可能来自工会的各种福利，如节日慰问品、生日慰问品等；最后，还可能来自工会扮演的“娘家”角色，即在农民工的工作和生活中作为他们的组织依托，成为他们遇到困难时的求助对象，以及通过工会举办的各种活动，如技能培训、文娱活动等为他们带来社会融入感。毋庸置疑，工会在以上方面起到的作用越大，农民工的收益包也将越大，工会对农民工就业稳定性的影响程度也越大。

基于上文分析，本研究提出假设：加入工会将降低农民工的流动意愿，进而促进其就业稳定。

四、研究设计

（一）数据来源

本研究使用2017 年CMDS 数据，CMDS 是原国家卫计委以31 个省（区、市）和新疆生产建设兵团中人口流动较为频繁的地区的流动人口为基准样本，采取按概率比例抽样方法进行的调查。2017 年的数据调查对象为：截至调查时点（2017 年5 月1 日零时），居住在流入地1 个月及以上、拥有非流入地区（市、县）户口的15 周岁及以上流入人口，即2002 年4 月及以前出生的流入人口，但不包括流入地（市、县）的流出人口 。此次数据调查采取个人问卷和社区问卷的方式进行。个人问卷主要内容包括以下4 项：家庭成员与收支情况，就业情况，流动及居留意愿，健康与公共服务。

基于研究目的，本研究采用2017 年CMDS 数据中的流动人口问卷（A 卷）。首先，根据国家统计局对农民工的定义只保留了具有农村户籍的样本，剔除了非农户籍的样本；其次，考虑到工会的特殊性，不考虑就业身份为自雇、雇主，以及健康状况为不能自理的样本，仅保留了有固定雇主的雇员、无固定雇主的雇员，以及健康、基本健康和生活能自理的样本；再次，研究还剔除了未签订劳动合同的样本，只保留了处于受雇状态且已签订劳动合同的样本；最后，在剔除缺失值和异常值后（共剔除9060 份样本），获得28,090 份样本。

（二）实证模型

为反映农民工的就业稳定性，研究选取被解释变量（就业稳定性）的数值区间为0 到1，故采用分数反应回归模型进行估计，具体的模型设定为：

被解释变量Yi为就业稳定性，变量Unioni表示农民工是否加入工会，Xi表示控制变量，εi表示回归中的随机误差项，β 表示待估参数。

（三）变量说明与描述性统计

1.被解释变量

现有文献普遍将就业稳定性定义为二值变量，即就业稳定与否，这种方式虽然解释了农民工就业稳定的状况，但并未对就业稳定的程度作出划分，因而无法诠释加入工会对农民工就业稳定的影响程度。本研究参考石智雷和朱明宝对就业稳定性的定义方法[9]52，使用农民工从事目前工作的时间与外出务工时间的比值作为就业稳定性的代理变量，进而诠释加入工会对农民工就业稳定的影响程度。农民工从事目前工作的时间用问卷中的“您从什么时候开始这项工作”来测量，外出务工时间用问卷中“您第一次离开户籍地（县级）是什么时候”且第一次离开户籍地（县级）的原因是“务工/工作”来测量。

2.核心解释变量

研究的核心解释变量为是否加入工会，根据受访者对问卷问题“2016 年以来您在本地是否参加过工会”的回答来确定其加入工会的情况。将回答“参加过工会”的变量取值为1，将回答“未参加过工 会”的变量取值为0。

3.控制变量

在借鉴已有文献的基础上，研究选取性别、婚姻状况、年龄、收入水平（月收入）、家庭规模、受教育程度、医疗保险（是否参加城镇职工医疗保险）、住房性质、流动范围、技能水平、健康状况、行业性质、单位性质、劳动合同性质（是否有固定期限的合同）等一系列影响农民工就业稳定性的变量作为控制变量。

根据样本的分布情况来看：农民工整体受教育程度较低，平均受教育年限为初中及以下的农民工样本占总样本量的58.90%；从事第二、第三产业农民工的数量占总体样本量的99.05%。这与前文关于农民工现状的描述相吻合。被解释变量以及控制变量的定义及其描述性统计结果如表1 所示。在就业稳定性上，加入工会组的农民工就业稳定性的均值为0.591，比未加入工会组高出0.089，初步判断加入工会能够促进农民工的就业稳定性。描述性统计中，对样本均值的描述并没有控制其他可观测因素，也没有排除加入工会过程中选择性偏误的影响。因此，加入工会对农民工就业稳定性的实际效应有待进一步检验。

表1 主要变量的描述性统计

五、研究结果分析

（一）基准回归结果

研究采用分数反应回归模型对（4）式进行回归，表2 报告了加入工会对农民工就业稳定性影响的基准回归结果。结果显示，加入工会显著促进了农民工的就业稳定性，且在1%的水平上显著，验证了假设。这一结果表明，农民工加入工会以后，可能通过工会组织的集体协商等，保障了其工资性收入、福利水平、生活救助等“底线型权益”，通过参与各项工会活动（如文娱活动、技能培训等）提高了自身社会融入感，继而更愿意留在原岗位工作。

表2 基准回归结果

控制变量对农民工就业稳定性的影响结果基本符合预期。例如：总体而言，受教育程度的提

高对农民工就业稳定性产生了显著的正向影响；从行业性质来看，与从事农林牧渔业的农民工相比，从事非农就业的农民工就业稳定性更低；从就业流动范围来看，相较于跨省的农民工，跨市或跨县就业农民工就业稳定性更高。

（二）稳健性检验

以上回归结果表明，加入工会对农民工的就业稳定性具有显著的促进作用。但是这一结果未能排除农民工加入工会行为的自选择问题引发的估计偏误，即可能存在某些不可观测的因素，会影响农民工加入工会的决策。为了解决这一问题，保证研究结果的稳健性，研究分别使用近邻匹配（K=1，K=4）、核匹配以及半径匹配方法来测算加入工会对农民工就业稳定性的平均处理效应，结果如表3 所示。采用上述方法测算出就业稳定性的平均干预效应ATT 值分别为0.057、0.053、0.056、0.056，且均在1%的统计水平上显著。同时，如图1 所示，通过绘制匹配前后主要变量标准化偏差图（以近邻匹配K=4 为例）可以发现，大多数变量的标准化偏差在匹配后明显缩小，表明倾向得分匹配的效果是比较理想的。

表3 PSM 匹配结果

图1 匹配前后协变量标准偏差的对比

（三）异质性检验

1.基于农民工技能水平的异质性检验

为了反映加入工会对不同技能水平农民工就业稳定性的影响，将其划分为“中低技能农民工”和“高技能农民工”两组分别进行回归，结果如表4 所示。

由表4 可知：加入工会能促进中低技能农民工的就业稳定性，且在1%的统计水平上显著；加入工会也能促进高技能农民工的就业稳定性，但仅在5%的统计水平上显著。这意味着加入工会对中低技能的农民工就业稳定性的影响更大，而对高技能农民工的就业稳定性影响较小。这一结果可能的原因在于大多数工会只起到了保护成员“底线型权益”的作用，而对“增长型权益”则作用不明显。对于中低技能的农民工而言，其追求的是工资的提高、福利的提升，以及生活救助等“底线型权益”，这类权益普遍存在法律方面的保障，这使得工会开展集体协商等工作，通过组织介入就业维权的作用较为明显。但对于高技能的农民工而言，他们更关注的则是“增长型权益”，这类利益诉求来自职工待遇与企业利润不能同步增长的不满，也来自与其他企业待遇对比产生的不公平感[6]46-48[32]，此时工会组织对其利益诉求的满足程度则较低。这表明加入工会对中低技能农民工的就业稳定性的促进作用更大。我国应积极促进工会组织建立农民工技能培训机制，通过培训提高中低技能劳动者的技能水平，从而提高其就业稳定性。

表 4 基于农民工技能水平分组的异质性响应回归结果

2.基于农民工性别的异质性检验

农民工加入工会对其劳动合同的签订以及工资的提升存在正向影响。已有研究表明，相较于男性农民工，签订劳动合同对女性农民工工资的提升效果更大[33]55-56。因此，为了比较男性农民工与女性农民工加入工会对其就业稳定性的影响程度，研究依据性别分成两组，分别对其进行回归，实证结果如表5 所示。

表5 基于农民工性别分组的异质性响应回归结果

由表5 可知，两组农民工加入工会都在1%的统计水平上显著提高了其就业稳定性。尤其对女性农民工群体而言，加入工会对其就业稳定性的影响程度更大。可能的原因在于：在“重男轻女”思想的影响下，拥有较少受教育机会的女性农民工的人力资本水平偏低，加之在劳动力市场上的性别歧视和“生育惩罚”造成其频繁更换工作。此时假设其他条件不变，女性农民工照料家庭的时间较多，当女性农民工加入工会后，工会将成为改变其被动就业的重要因素，因此加入工会对女性农民工的就业影响程度更大[33]61[34]。这表明工会组织加强对女性农民工的关注，能在一定程度上让女性农民工避免遭受“生育惩罚”和性别歧视，进而提高其就业稳定性。

3.基于农民工单位性质的异质性检验

我国劳动力市场中劳动合同期限的缩短以及用工的不规范极大地降低了就业的稳定性。因此，为了比较不同单位性质农民工加入工会对其就业稳定性的影响程度，研究依据单位性质将样本分为国有企业组与非国有企业组，分别对其进行回归，实证结果如表6 所示。

表6 基于农民工单位性质分组的异质性响应回归结果

由表6 可知：加入工会使得在非国有企业的农民工的就业稳定性在1%的统计水平上显著提高了12.5%；同时，加入工会使得在国有企业的农民工的就业稳定性在5%的统计水平上显著提高7.8%。引起上述结果的原因在于：首先，与国有企业的农民工相比，非国有企业的农民工劳动权益保护主要来源于工会组织，因此其对工会所带来的福利待遇需求强度更大，依赖程度也更高；其次，国有企业优厚的福利待遇、人性化的管理以及行业政策支持,使得农民工就业状态相对稳定，因此加入工会给国有企业的农民工带来的边际影响较小。

基于上述研究结果，对于如何通过工会组织进一步提高农民工就业稳定性，提出以下建议：第一，政府应积极引导相关单位为农民工加入工会提供平等的机会。首先，丰富入会渠道，简化农民工入会程序；其次，积极创新工会的活动形式，通过喜闻乐见的活动提升农民工的组织归属感；最后，通过通俗易懂的宣传方式，增强农民工对工会的了解。第二，关注农民工群体的异质性，为不同诉求的农民工提供形式多样的工会服务。首先，建立有效的农民工培训机制，通过培训提高中低技能农民工的知识文化水平和技能水平；其次，工会组织在提供福利时，应加强对女性农民工群体的关注，进而改善劳动力市场的性别不平等现象；最后，积极促进工会组织在非国有企业的发展，提高农民工的入会率。