工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響效應(yīng)研究

汪 然 楊 玲

一、引言

流動(dòng)人口既是改革開放的衍生物,也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的巨大力量。(1)楊菊華:《流動(dòng)人口(再)市民化:理論、現(xiàn)實(shí)與反思》,《社會(huì)科學(xué)文摘》2019年第7期。國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示,2021年我國共有3.85億流動(dòng)人口,占當(dāng)年全國總?cè)丝诘谋壤秊?7%,其中農(nóng)民工總量為2.9億。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn),農(nóng)民工逐漸成為我國產(chǎn)業(yè)工人的主體,在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中扮演著重要角色。但長久以來,受戶籍制度的限制,這一群體平等享受城市基本公共服務(wù)的權(quán)益并未有效實(shí)現(xiàn)。同時(shí),相較于城鎮(zhèn)居民而言,身處城市次級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)的農(nóng)民工勞動(dòng)權(quán)益保障明顯不足,多重權(quán)益的缺失無疑會(huì)降低他們的生存能力和居留意愿,進(jìn)而阻礙其市民化進(jìn)程(2)王曉峰、溫馨:《勞動(dòng)權(quán)益對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響——基于全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)8城市融合數(shù)據(jù)的分析》,《人口學(xué)刊》2017年第1期。,其中,人口、就業(yè)、家庭、社會(huì)融合特征和城市基本公共服務(wù)供給等顯著影響農(nóng)民工在城市的居留意愿(3)李樹茁、王維博、悅中山:《自雇與受雇農(nóng)民工城市居留意愿差異研究》,《人口與經(jīng)濟(jì)》2014年第2期。(4)盛亦男:《流動(dòng)人口居留意愿的梯度變動(dòng)與影響機(jī)制》,《中國人口·資源與環(huán)境》2017年第1期。(5)林李月、朱宇、柯文前:《居住選擇對(duì)流動(dòng)人口城市居留意愿的影響——基于一項(xiàng)對(duì)福建省流動(dòng)人口的調(diào)查》,《地理科學(xué)》2019年第9期。(6)祝仲坤:《保障性住房與新生代農(nóng)民工城市居留意愿——來自2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查的證據(jù)》,《華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2020年第2期。。

作為勞動(dòng)者維護(hù)自身合法勞動(dòng)權(quán)益的重要途徑、促進(jìn)和諧勞資關(guān)系的重要組織保障,工會(huì)在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中同樣扮演著重要作用。近年來,國家對(duì)農(nóng)民工市民化問題的重視程度日益提高,相繼出臺(tái)了諸多政策鼓勵(lì)農(nóng)民工加入工會(huì)組織,保障其合法權(quán)益?！吨腥A全國總工會(huì)農(nóng)民工工作規(guī)劃(2016—2020年)》制定了“全國55%以上農(nóng)民工入會(huì)”的目標(biāo),并指出工會(huì)要“協(xié)助各級(jí)黨委、政府有序推進(jìn)農(nóng)民工市民化”;2021年發(fā)布的《中國工運(yùn)事業(yè)和工會(huì)工作“十四五”發(fā)展規(guī)劃》進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)“要采取多種措施鼓勵(lì)農(nóng)民工積極加入工會(huì)組織”“推進(jìn)農(nóng)民工平等享受城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)”“增強(qiáng)包括農(nóng)民工在內(nèi)的廣大職工的獲得感、幸福感和安全感”。

隨著農(nóng)民工參與工會(huì)集中行動(dòng)的展開,農(nóng)民工會(huì)員人數(shù)從2013年的1.08億增長為2017年的1.4億,占全部會(huì)員人數(shù)的比例也從40.1%上升至46.7%。既有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)民工參加工會(huì)將對(duì)個(gè)體的合法權(quán)益保障、勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)果改善等產(chǎn)生積極影響,但鮮有研究從市民化效應(yīng)出發(fā)考察工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響,也缺乏對(duì)相關(guān)機(jī)制的討論。因此,本文利用流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù),首先,使用因果識(shí)別的方法分析工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響;其次,嘗試從個(gè)體福祉的角度討論相關(guān)機(jī)制;最后,基于上述分析,再從代際、性別、行業(yè)、單位四個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性分析。

論文有以下發(fā)現(xiàn),工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工的城市居留意愿有顯著正向影響;進(jìn)一步地,工會(huì)參與通過作用于農(nóng)民工的物質(zhì)福祉(就業(yè)質(zhì)量)、主觀福祉(生活滿意度)和關(guān)系福祉(社會(huì)交往),進(jìn)而對(duì)其城市居留意愿產(chǎn)生影響。此外,工會(huì)參與對(duì)從事建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)工作、受雇于非國有單位的第一代男性農(nóng)民工城市居留意愿的促進(jìn)效應(yīng)更明顯。本研究可能存在如下的邊際貢獻(xiàn):一方面,使用具有全國性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),全面考察了工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響并對(duì)該影響效果的強(qiáng)弱進(jìn)行測(cè)度,為工會(huì)組織在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中扮演著重要作用這一命題提供了實(shí)證證據(jù)。另一方面,從多維福祉的視角初步探討了工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿產(chǎn)生影響的微觀機(jī)制,為理解中國背景下工會(huì)市民化效應(yīng)的作用途徑提供了一種可能性視角,進(jìn)而為相關(guān)政策的制定提供參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

(一)工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響

從制度主義的視角來看,西方工會(huì)和中國工會(huì)組織形式不同。西方工會(huì)為自下而上組織,運(yùn)行過程中主要通過控制勞動(dòng)力供給、匹配勞動(dòng)力需求和供給、完善雇傭關(guān)系等途徑作用于資本主義勞工市場(chǎng),以維護(hù)工人的勞動(dòng)權(quán)益(7)皮埃爾、安德烈,《勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)》,上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2007年。;中國工會(huì)組織是按照自上而下的形式組建,這種特殊的制度背景決定了中國工會(huì)不僅要承擔(dān)維護(hù)職工勞動(dòng)權(quán)益的基本職能,還肩負(fù)著服務(wù)國家發(fā)展大局的使命(8)靳衛(wèi)東、崔亞東:《中國工會(huì)的職能轉(zhuǎn)變:從企業(yè)利益協(xié)同到職工權(quán)益維護(hù)》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2019年第2期。。新時(shí)期的工會(huì)工作將超越傳統(tǒng)職能的合法權(quán)益保護(hù),拓展至對(duì)國家新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的自覺性回應(yīng)(9)崔亞東、徐蘇、蔣耀輝:《工會(huì)與農(nóng)民工居留意愿:兼析工會(huì)的雙重職能悖論》,《財(cái)經(jīng)研究》2022年第10期。,工會(huì)將通過多種渠道來協(xié)助政府推進(jìn)農(nóng)民工市民化進(jìn)程,以提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量,如鼓勵(lì)農(nóng)民工加入工會(huì)。農(nóng)民工加入工會(huì)這一行為可能會(huì)提高其對(duì)流入地城市居留決策的預(yù)期,進(jìn)而提升其居留意愿。為此,提出假設(shè)1。

H1:工會(huì)參與正向影響農(nóng)民工城市居留意愿

(二)工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響機(jī)制

就業(yè)能力理論可初步解釋農(nóng)民工加入工會(huì)組織對(duì)其城市居留意愿的影響機(jī)制。早期研究指出就業(yè)能力為個(gè)體持續(xù)就業(yè)及實(shí)現(xiàn)工作轉(zhuǎn)換所必備的知識(shí)和技能。(10)Forrier A., Sels L.,“The Concept Employability: A Complex Mosaic”,International Journal of Human Resources Development and Management,Vol.3,No.2,2003,pp.102-124.全面就業(yè)能力理論從更廣義的視角出發(fā),將就業(yè)能力定義為由外部環(huán)境和自身?xiàng)l件所決定的個(gè)體獲取和實(shí)現(xiàn)就業(yè)轉(zhuǎn)換的能力,就業(yè)能力的高低則由個(gè)人、環(huán)境、外部三個(gè)層面的指標(biāo)來展現(xiàn)。(11)Ronald W. M., Colin L., “The Concept of Employability”,Urban Studies,Vol.42,No.2,2005,pp.197-219.已有研究表明,較高的就業(yè)能力會(huì)顯著提高農(nóng)民工的城市居留意愿(12)葉俊燾:《轉(zhuǎn)型時(shí)期農(nóng)民工留城意愿之再審視——一個(gè)可行能力和工具性自由的框架》,《浙江社會(huì)科學(xué)》2017年第8期。,工會(huì)參與恰恰是農(nóng)民工就業(yè)能力的重要標(biāo)志之一(13)羅恩立:《就業(yè)能力對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響——以上海市為例》,《城市問題》2012年第7期。,如果加入工會(huì)能夠影響農(nóng)民工可持續(xù)就業(yè)的能力,那么工會(huì)參與能夠?qū)λ麄兊某鞘芯恿粢庠府a(chǎn)生影響。具體而言,基于全面就業(yè)能力理論框架,工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿主要存在以下兩方面的影響:一是,加入工會(huì)組織是農(nóng)民工就業(yè)能力的體現(xiàn),這對(duì)于提升農(nóng)民工城市居留意愿具有積極意義。由于工會(huì)組織的門檻性(14)李龍、宋月萍:《工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工工資率的影響——基于傾向值方法的檢驗(yàn)》,《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2017年第3期。,那些綜合能力強(qiáng)的農(nóng)民工更有可能選擇加入工會(huì)組織,并借助工會(huì)組織來維護(hù)自身的合法權(quán)益,提升其在城市的生存能力,他們更愿意在城市長期居留。二是,工會(huì)組織是農(nóng)民工進(jìn)一步提升其自身就業(yè)能力的重要平臺(tái)。(15)工會(huì)促進(jìn)職工就業(yè)能力提升的方法和途徑課題組:《工會(huì)促進(jìn)職工就業(yè)能力提升的實(shí)踐途徑》,《中國勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院學(xué)報(bào)》2013年第6期。在實(shí)踐過程中,工會(huì)組織通過定期開展多層次、多渠道的教育培訓(xùn)和豐富多彩的評(píng)優(yōu)創(chuàng)先活動(dòng),這些活動(dòng)的開展也有助于提升農(nóng)民工的就業(yè)能力。

那么,工會(huì)參與所蘊(yùn)含的就業(yè)能力對(duì)農(nóng)民工而言意味著什么?本研究將進(jìn)一步使用福祉理論闡釋工會(huì)參與和農(nóng)民工城市居留意愿間的影響機(jī)制。人類發(fā)展理論(福祉理論流派之一)認(rèn)為人類的發(fā)展是一個(gè)擴(kuò)大選擇的過程,這一過程通常意味著福祉水平的提升。(16)UNDP, “Human Development Report 1990”, New York: Oxford University Press,1990,pp.9-11.對(duì)遷移者而言,對(duì)更高福祉的追求是其進(jìn)行遷移決策的重要?jiǎng)訖C(jī),因而他們更愿意遷移至福利制度更慷慨的國家。(17)Corrado G., Jackline W., “Welfare Migration”, IZA Discussion Paper,2012.不過,隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展,人類發(fā)展理論視域下的物質(zhì)福祉逐漸被更廣義的多維福祉概念所替代,由此催生出3—D福祉理論。該福祉理論將個(gè)體福祉劃分為物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉。(18)McGregor J.A., Pouw N., “Towards an Economics of Well-being”, Cambridge Journal of Economics,Vol.41,No.4,2017,pp.1123-1142.其中,物質(zhì)福祉刻畫了個(gè)體在物質(zhì)需求方面所得到的滿足程度,主觀福祉反映了個(gè)體在精神層面所感受到的意義,關(guān)系福祉度量了個(gè)體在與其他主體的互動(dòng)關(guān)系中社會(huì)需求的滿足程度。對(duì)農(nóng)民工而言,工會(huì)參與不僅是個(gè)體就業(yè)能力的體現(xiàn),而且蘊(yùn)含著更多的福祉可能性,多維福祉的全面提升無疑會(huì)對(duì)其城市居留意愿產(chǎn)生積極影響。首先,從工會(huì)的傳統(tǒng)職能看,對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)權(quán)益的維護(hù)在很大程度上體現(xiàn)了工會(huì)組織對(duì)農(nóng)民工物質(zhì)福祉水平提升的正向影響。既有文獻(xiàn)揭示的工會(huì)參與對(duì)于緩解農(nóng)民工過度勞動(dòng)、提升工資率和就業(yè)質(zhì)量的積極作用都可以歸納為物質(zhì)福祉的范疇。(19)冷晨昕、陳丹青、祝仲坤:《加入工會(huì)能緩解農(nóng)民工的過度勞動(dòng)嗎——來自中國流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》,《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2021年第1期。(20)鄧睿:《工會(huì)會(huì)員身份提高了農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量嗎?——來自流動(dòng)人口專題調(diào)查的證據(jù)》,《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2020年第3期。其次,除物質(zhì)福祉效應(yīng)外,工會(huì)還會(huì)對(duì)農(nóng)民工主觀福祉產(chǎn)生影響。工會(huì)組織憑借其內(nèi)嵌的資源支持功能,有助于緩解農(nóng)民工的疲憊感(21)張宏宇、周燕華、張建君:《如何緩解農(nóng)民工的疲憊感:對(duì)工會(huì)和SA8000認(rèn)證作用的考量》,《管理世界》2014年第2期。,提高其生活滿意度和主觀幸福感(22)凌玉婷:《工會(huì)參與、工作環(huán)境與員工幸福感——基于CLDS的實(shí)證分析》,西南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文,2020年3月。(23)鄧睿:《工會(huì)會(huì)員身份影響農(nóng)民工主觀福利的經(jīng)驗(yàn)研究》,《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2021年第4期。,進(jìn)而增強(qiáng)這一群體的城市居留意愿。最后,工會(huì)組織有助于加深農(nóng)民工與本地居民間的相互了解,幫助農(nóng)民工積極融入當(dāng)?shù)厣鐣?huì)(24)黃佳鵬:《農(nóng)民工城市社會(huì)融入的組織整合路徑》,《華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2019年第1期。,對(duì)其關(guān)系福祉產(chǎn)生積極影響。綜上,工會(huì)參與能夠顯著影響農(nóng)民工的多維福祉,進(jìn)而增強(qiáng)農(nóng)民工的城市居留意愿(圖1)?；诖?本文提出假設(shè)2。

圖1 工會(huì)參與影響農(nóng)民工城市居留意愿的分析框架

H2:多維福祉(H2a:物質(zhì)福祉;H2b:主觀福祉;H2c:關(guān)系福祉)在工會(huì)參與和農(nóng)民工居留意愿之間存在中介作用

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)主要源于2017年全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)。CMDS數(shù)據(jù)是由國家衛(wèi)生健康委員會(huì)組織實(shí)施的全國性流動(dòng)人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù),該調(diào)查使用PPS的抽樣方法對(duì)全國31個(gè)省(區(qū)、市)及新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)展開調(diào)查,調(diào)查對(duì)象為在流入地居住一個(gè)月以上的非本區(qū)戶口的15—60周歲的流動(dòng)人口,樣本總量為169910個(gè)。本文的研究對(duì)象為農(nóng)民工群體,因此將研究樣本局限于因務(wù)工經(jīng)商遷移,處于就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口,在處理各變量的缺失值、異常值后,最終得到的樣本量為92788個(gè)。此外,本文還使用CMDS2014年的專題數(shù)據(jù)進(jìn)行機(jī)制分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn),CMDS2014有如下兩方面的特色:一是主要在北京、青島、廈門、嘉興、深圳、中山、鄭州和成都等流動(dòng)人口較多的8個(gè)城市展開調(diào)查,樣本代表性較好;二是所展現(xiàn)的信息更加聚焦,包含流動(dòng)人口在流入地城市的就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度、社會(huì)交往等多維度的福祉狀況。

(二)變量說明

本文的被解釋變量為農(nóng)民工城市居留意愿,使用“您預(yù)計(jì)在本地留多久”這一問題測(cè)度,若受訪者打算在本地長期居住(5年以上),則賦值為1,否則為0。核心解釋變量為工會(huì)參與,加入工會(huì)賦值為1,否則為0?？刂谱兞堪▊€(gè)體特征(性別、年齡、教育程度、婚姻狀況和健康狀況)、流動(dòng)特征(流動(dòng)時(shí)間和流動(dòng)范圍)、家庭特征(家庭收入、住房屬性)和就業(yè)特征(單位性質(zhì)和所在行業(yè))(詳見表1)。此外,考慮到不同城市的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平差異明顯,本文也控制了個(gè)體所在城市的固定效應(yīng)。

表1 樣本特征描述

(三)模型設(shè)定

本文的被解釋變量農(nóng)民工的城市居留意愿為0—1二元變量,采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)。模型表達(dá)式如下:

Stayi=α0+a1Ui+γZi+i

(1)

P(Stayi=1|Ui,Zi)=P(Stayi>0|Ui,Zi)=φ(α0+a1Ui+γZi+i)

(2)

公式(1)中,Stay為潛變量,當(dāng)Stay>0時(shí),Stay=1,否則為0。公式(2)中,Stayi為本文的被解釋變量,表示農(nóng)民工的城市居留意愿;Ui為核心解釋變量,表示農(nóng)民工是否參與工會(huì)組織,Zi是其他控制變量,i為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

Probit模型得出一致估計(jì)的前提條件為工會(huì)參與是外生變量,本文對(duì)參與工會(huì)組織與未參與工會(huì)組織的農(nóng)民工樣本進(jìn)行均值t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),二者之間在多個(gè)方面存在差異,這表明工會(huì)參與并非外生變量,而是存在一定的自選擇性。因此,本文采用傾向得分匹配法(PSM)來進(jìn)一步估算工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響。(25)Rosenbaum P. R., Rubin D. B., “The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”, Biometrika,Vol.70,No.1,1983,pp.41-55.具體步驟為:第一步,根據(jù)可以觀測(cè)到的特征變量,估計(jì)傾向得分值,運(yùn)用Logit模型預(yù)測(cè)農(nóng)民工在本地參與工會(huì)組織的概率;第二步,根據(jù)前一步計(jì)算得到的傾向得分,使用近鄰匹配、核匹配和半徑匹配多種方法進(jìn)行匹配;第三步,基于匹配樣本,比較處理組和控制組農(nóng)民工居留意愿的平均差異,得到工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的平均處理效應(yīng)(ATT),見公式(3):

ATT=E[(Y1-Y0)|D=1]=E{E[(Y1-Y0)|D=1],P(X)}

(3)

其中,D指的是處理變量,當(dāng)D取值為1時(shí),表示個(gè)體進(jìn)入處理組,當(dāng)D取值為0時(shí),表示個(gè)體進(jìn)入控制組,P(X)表示傾向得分值,Y1和Y0表示處理組和控制組的估計(jì)結(jié)果。

傾向得分匹配法(PSM)只能消除可觀測(cè)的特征變量導(dǎo)致的誤差,加之回歸模型可能存在誤設(shè)導(dǎo)致的估計(jì)偏差問題,因此,本文同時(shí)采用回歸調(diào)整法(RA)、逆向概率加權(quán)法(IPW)和逆向概率加權(quán)調(diào)整法(IPWRA)進(jìn)行對(duì)比分析?；貧w調(diào)整法(RA)的基本原理是將傾向得分作為協(xié)變量引入到結(jié)果變量的模型中,分析處理變量與結(jié)果變量之間的因果關(guān)系。逆向概率加權(quán)法(IPW)則是在估計(jì)傾向得分的基礎(chǔ)上進(jìn)行加權(quán),其中,對(duì)傾向得分較低的樣本賦予更高的權(quán)重,而對(duì)傾向得分較高的樣本賦予更低的權(quán)重,從而使處理組和控制組控制變量的分布更加一致,這樣所得的ATT更具穩(wěn)健性。(26)Ma W., Renwick A., Bicknell K., “ Higher Intensity, Higher Profit? Empirical Evidence from Dairy Farming in New Zealand”,Journal of Agricultural Economics,Vol.69,No.3,2018,pp.739-755.逆向概率加權(quán)調(diào)整法(IPWRA)的優(yōu)勢(shì)在于其估計(jì)結(jié)果具有雙重穩(wěn)健性,只要處理變量方程和結(jié)果變量方程其中之一是正確識(shí)別的,處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果就能在很大程度上保持一致。(27)Linden A., Uysal S., Ryan A., Adams J. L., “Estimating Causal Effects for Multivalued Treatments: A Comparison of Approaches”, Statistics in Medicine,Vol.35,No.4,2016,pp.534-552.

除了選擇偏誤外,本文的基準(zhǔn)模型可能存在如下的內(nèi)生性問題。一方面,一些不可觀測(cè)的因素會(huì)同時(shí)影響農(nóng)民工的工會(huì)參與決策和居留意愿,由此帶來遺漏變量產(chǎn)生的估計(jì)偏誤;另一方面,工會(huì)參與和農(nóng)民工居留意愿之間可能存在反向因果關(guān)系,即居留意愿更高的農(nóng)民工可能更傾向加入工會(huì)組織。因此,本文進(jìn)一步使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)?？紤]到“工會(huì)參與”為二元離散變量,普通的IV-Probit估計(jì)方法實(shí)際上只能處理連續(xù)型內(nèi)生變量,并不適用內(nèi)生變量為離散變量的情形。本文采用工具變量的條件混合過程估計(jì)(CMP估計(jì)),以糾正Probit模型中可能存在的內(nèi)生偏誤。(28)Roodman D. M., “Fitting Fully Observed Recursive Mixed-Process Models with CMP”, Stata Journal,Vol.11,No.2,2011,pp.159-206.該方法需同時(shí)估計(jì)兩個(gè)方程:方程一估計(jì)工具變量對(duì)農(nóng)民工工會(huì)參與決策的影響;方程二估計(jì)工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工居留意愿的影響,并檢驗(yàn)兩者之間的相關(guān)性。關(guān)于模型內(nèi)生性的檢驗(yàn)則依據(jù)內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)atanhrho_12值進(jìn)行判斷,若該參數(shù)顯著異于0,則CMP估計(jì)的結(jié)果要優(yōu)于Probit模型的估計(jì)結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

本文的被解釋變量為二元虛擬變量,首先使用Probit模型進(jìn)行估計(jì),同時(shí)也進(jìn)行Logit回歸和OLS回歸,結(jié)果報(bào)告在表2的列(2)和(3);回歸中均控制了個(gè)體的性別、年齡、教育程度、婚姻、健康狀況、家庭收入、住房屬性等一系列特征。表2結(jié)果顯示,在控制了農(nóng)民工的人口學(xué)特征、家庭特征、就業(yè)特征和城市特征后,工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的回歸系數(shù)均為正,且在1%水平上顯著為正,初步驗(yàn)證了工會(huì)參與有助于提升農(nóng)民工在城市的長期居留意愿。

表2 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的估計(jì)結(jié)果

其他變量中,教育程度、婚姻狀況、健康狀況、家庭收入、住房屬性、流動(dòng)范圍、流動(dòng)時(shí)間、就業(yè)特征等對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿也具有顯著影響。具體來看,農(nóng)民工的教育程度越高,其市民化能力也越強(qiáng),城市長期居留意愿也越強(qiáng)。有配偶的農(nóng)民工更傾向于在城市長期居留。健康狀況越好、家庭收入水平越高,農(nóng)民工在城市的適應(yīng)能力也越強(qiáng),這進(jìn)一步增強(qiáng)了其在城市的居留意愿。在本地居住時(shí)間越長,農(nóng)民工對(duì)本地的認(rèn)同感也越強(qiáng),也更愿意在流入地城市長期居留。

(二)糾正選擇偏誤

1.傾向得分匹配法

工會(huì)參與存在一定的自選性,傾向得分匹配法(PSM)可以通過控制可觀測(cè)的變量層面的差異解決這一問題。根據(jù)農(nóng)民工的工會(huì)參與情況,我們將未參與工會(huì)活動(dòng)的樣本定義為控制組,參與工會(huì)活動(dòng)的樣本為處理組,以參與工會(huì)活動(dòng)者與匹配者的城市居留意愿別作為工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響,即平均處理效應(yīng)(ATT)。在使用PSM方法之前需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn),來檢驗(yàn)匹配前參與工會(huì)活動(dòng)和不參與工會(huì)活動(dòng)兩種群體之間的其他控制變量是否存在明顯差異,并且經(jīng)過匹配后這種差異是否明顯縮小。樣本在匹配后各個(gè)解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏誤顯著下降,表明使用PSM方法可以有效降低處理組及與之匹配的控制組樣本的標(biāo)準(zhǔn)化偏誤,基本上達(dá)到了類似隨機(jī)實(shí)驗(yàn)的效果。

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文使用近鄰匹配、核匹配和半徑匹配等三種匹配方法估計(jì)平均處理效應(yīng)ATT,以此相互驗(yàn)證結(jié)果的一致性。表3報(bào)告傾向得分匹配的平均處理效應(yīng)結(jié)果。近鄰匹配、核匹配和半徑匹配法所得到的平均處理效應(yīng)分別為0.081、0.102和0.100,均在1%的顯著性水平下顯著,三種方法所得到的回歸系數(shù)略低于沒有匹配的結(jié)果,這表明,未控制的樣本間可觀測(cè)變量的系統(tǒng)性差異會(huì)在一定程度上高估了工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工居留意愿的影響,匹配后結(jié)果中回歸系數(shù)顯著為正,這表明工會(huì)參與會(huì)顯著提升農(nóng)民工的城市居留意愿,本文的研究假說進(jìn)一步被證實(shí)。

表3 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的匹配估計(jì)結(jié)果

2.逆向概率加權(quán)與逆向概率加權(quán)調(diào)整法

表4報(bào)告了基于RA、IPW和IPWRA三種方法計(jì)算得出的平均處理效應(yīng)。三種方法測(cè)算得到的平均處理效應(yīng)分別為0.072、0.072和0.076,也均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這表明,消除了樣本了選擇偏差后,工會(huì)參與顯著提升了農(nóng)民工的長期居留意愿,這進(jìn)一步表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 RA、IPW和IPWRA的估計(jì)結(jié)果

(三)內(nèi)生性討論

在工具變量的選取上,借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的做法(29)鄧睿:《工會(huì)會(huì)員身份影響農(nóng)民工主觀福利的經(jīng)驗(yàn)研究》,《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2021年第4期。,本文采用省級(jí)層面的農(nóng)民工會(huì)員占比作為工具變量。該變量滿足工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn):第一,相關(guān)性,一個(gè)地區(qū)的農(nóng)民工會(huì)員占比和微觀層面的工會(huì)參與決策高度相關(guān)。在現(xiàn)行的工會(huì)政策下,全國總工會(huì)強(qiáng)調(diào)要做好非公有制企業(yè)、社會(huì)組織以及服務(wù)業(yè)單位建會(huì)工作,并切實(shí)做好農(nóng)民工會(huì)員發(fā)展工作。地區(qū)層面為相應(yīng)全國總工會(huì)的號(hào)召,必然會(huì)采取各種形式將農(nóng)民工吸引到工會(huì)中來。同時(shí),地區(qū)層面對(duì)政策的落實(shí)程度也存在差異,落實(shí)程度高的地區(qū)農(nóng)民工會(huì)員占比自然較高,那么微觀層面的個(gè)體參與工會(huì)的可能性也就更大。第二,外生性,地區(qū)層面的農(nóng)民工會(huì)員占比作為一個(gè)地區(qū)的整體指標(biāo),通常不會(huì)對(duì)個(gè)體的居留意愿產(chǎn)生影響。由于普通的IV-Probit估計(jì)法并不適用于處理離散型內(nèi)生變量,因此本部分采用工具變量的條件混合過程估計(jì)法(CMP)就工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工居留意愿的影響進(jìn)行估計(jì)。

表5的估計(jì)結(jié)果顯示:在CMP模型的第一階段回歸中,農(nóng)民工會(huì)員占比對(duì)農(nóng)民工工會(huì)參與具有顯著的影響,由此可見,本文的工具變量“農(nóng)民工會(huì)員占比”符合與解釋變量顯著相關(guān)的條件。同時(shí),內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)atanhrho_12值在5%的水平上顯著,拒絕了工會(huì)參與為外生變量的原假設(shè),說明本文的工具變量是有效的;CMP模型第二階段回歸中,工會(huì)參與的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明在保持個(gè)體人口學(xué)特征、流動(dòng)特征、就業(yè)特征及城市特征等相同的條件下,參與工會(huì)組織的農(nóng)民工其城市長期居留意愿要明顯高于沒有參與工會(huì)組織的農(nóng)民工。

表5 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的CMP估計(jì)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先,調(diào)整數(shù)據(jù)與解釋變量。使用CMDS2014數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在其他控制變量保持不變的情況下,相比于沒有加入工會(huì)的農(nóng)民工,加入工會(huì)的農(nóng)民工具有更高的城市居留意愿。其次,調(diào)整被解釋變量。本文將被解釋變量替換為兩個(gè)與居留意愿高度相關(guān)的變量,即“戶口遷移打算”“本地購房打算”。由于兩個(gè)變量均屬于二分類變量,因此使用Probit模型進(jìn)行回歸。表6第(2)和(3)列結(jié)果顯示,工會(huì)參與不僅顯著提升了農(nóng)民工將家庭成員遷到本地的概率,還促進(jìn)了其在本地購房的意愿。更換被解釋變量后的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致,進(jìn)一步證實(shí)了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(五)異質(zhì)性分析

表7給出工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的個(gè)體代際、性別、行業(yè)、單位性質(zhì)這四個(gè)方面的異質(zhì)性Probit估計(jì)結(jié)果。Panel A結(jié)果顯示,加入工會(huì)組織對(duì)第一代農(nóng)民工城市居留意愿的刺激作用明顯強(qiáng)于新生代農(nóng)民工,此外,第一代男性農(nóng)民工更有可以通過工會(huì)參與增強(qiáng)在城市的長期居留意愿。Panel B展示了單位異質(zhì)性和行業(yè)異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果。從單位性質(zhì)來看,工會(huì)參與對(duì)非國有單位農(nóng)民工城市居留意愿的積極作用強(qiáng)于國有單位。從行業(yè)異質(zhì)性來看,工會(huì)參與對(duì)建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)農(nóng)民工城市居留意愿的促進(jìn)作用更為強(qiáng)烈,對(duì)制造業(yè)農(nóng)民工城市居留意愿的影響相對(duì)較小。其中可能的原因在于不同行業(yè)的入會(huì)門檻存在差異,制造業(yè)所面臨的入會(huì)門檻相對(duì)較低,而建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)的入會(huì)門檻相對(duì)較高(30)紀(jì)雯雯、賴德勝:《工會(huì)能夠維護(hù)流動(dòng)人口勞動(dòng)權(quán)益嗎?》,《管理世界》2019年第2期。,農(nóng)民工加入門檻較高的行業(yè)有助于獲得更多的工會(huì)資源支持,從而居留意愿更加強(qiáng)烈。

表7 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的異質(zhì)性分析

(六)影響機(jī)制分析

1.渠道分析

前文已經(jīng)從整體上分析了工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響,那么,這背后的影響機(jī)制是什么呢?結(jié)合前面的理論探討,本部分從物質(zhì)福祉(就業(yè)質(zhì)量)、主觀福祉(生活滿意度)和關(guān)系福祉(社會(huì)交往)三個(gè)方面進(jìn)行進(jìn)一步的機(jī)制分析。(31)由于CMDS2017中沒有關(guān)于生活滿意度的調(diào)查,在機(jī)制分析部分主要使用2014年調(diào)查數(shù)據(jù)。表8給出了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示,工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往均具有顯著影響。與沒有參與工會(huì)組織的農(nóng)民工相比,參與工會(huì)組織的農(nóng)民工不但就業(yè)質(zhì)量和生活滿意度更高,而且與本地人的交往也更積極。這說明就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往很有可能是工會(huì)參與影響農(nóng)民工城市居留意愿的重要渠道。

表8 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工多維福祉的影響

表9給出基于就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往的機(jī)制分析結(jié)果,第(1)列與基準(zhǔn)模型保持一致,只含有核心解釋變量和其余控制變量,第(2)至(4)列分別加入就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往三個(gè)中介變量,第(5)列同時(shí)加入了三個(gè)中介變量。在加入其他變量后,工會(huì)參與的回歸系數(shù)顯著為正,這表明工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的正向影響穩(wěn)定存在?；貧w結(jié)果顯示,第(2)至(5)列中,中介變量就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往的回歸系數(shù)顯著為正。由此可見,農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往是工會(huì)參與促進(jìn)其城市居留意愿的中介傳導(dǎo)機(jī)制,并起到了部分中介作用。

表9 工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工居留意愿影響的渠道分析

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)—KHB方法

為了進(jìn)一步揭示物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉的中介機(jī)制,本文使用KHB中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)(32)Breen R., Karlson K. B., Holm A., “Total, Direct, and Indirect Effects in Logit and Probit Models”, Sociological Methods &Research,Vol.42,No.2,2013,pp.164-191.(見表10)。從(1)至(3)列的結(jié)果可以看出,工會(huì)參與通過影響農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度和社會(huì)交往進(jìn)而促進(jìn)其城市居留意愿的提升。其中,就業(yè)質(zhì)量可以解釋工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的23.87%,生活滿意度和社會(huì)交往分別可以解釋2.03%、4.25%。

表10 KHB中介效應(yīng)模型的分解結(jié)果

上述檢驗(yàn)計(jì)算的是每個(gè)中介變量的估計(jì)結(jié)果?？紤]到物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉可能存在相關(guān)性,本文進(jìn)一步將所有中介變量納入KHB中介效應(yīng)模型,進(jìn)而比較物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉中介比例的大小。表11的結(jié)果表明,將所有中介變量同時(shí)納入模型,累計(jì)可以解釋工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的27.58%。由于中介變量之間相互影響與干擾,各中介變量所貢獻(xiàn)的中介效應(yīng)比例發(fā)生了細(xì)微的變化,但彼此之間的相對(duì)比例與單獨(dú)引入時(shí)完全一致,其中,就業(yè)質(zhì)量、生活滿意度、社會(huì)交往的中介比例分別為22.28%、1.21%、4.09%?？偟膩砜?雖然工會(huì)參與能通過物質(zhì)福祉(就業(yè)質(zhì)量)、主觀福祉(生活滿意度)和關(guān)系福祉(社會(huì)交往)的提升對(duì)農(nóng)民工的城市居留意愿產(chǎn)生影響,但物質(zhì)福祉機(jī)制的作用遠(yuǎn)大于主觀福祉機(jī)制和關(guān)系福祉機(jī)制。

表11 物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉的中介比例

五、結(jié)論與啟示

本文基于流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證分析了工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響及其作用機(jī)制,并有以下研究發(fā)現(xiàn):工會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿有顯著的正向影響,在使用傾向得分匹配法和工具變量法糾正模型可能存在的選擇偏差和內(nèi)生困擾后,結(jié)論依然穩(wěn)健。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),工會(huì)參與可以通過提高農(nóng)民工的物質(zhì)福祉、主觀福祉和關(guān)系福祉進(jìn)而對(duì)其城市居留意愿產(chǎn)生正向影響。以上中介效應(yīng)共計(jì)27.58%,其中物質(zhì)福祉促進(jìn)機(jī)制可以解釋22.28%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于主觀福祉和關(guān)系福祉促進(jìn)機(jī)制的比例5.30%。此外,異質(zhì)性分析表明,工會(huì)參與對(duì)從事建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)工作、受雇于非國有單位的第一代男性農(nóng)民工城市居留意愿的促進(jìn)效應(yīng)更明顯。

在城鎮(zhèn)化建設(shè)的新時(shí)期背景下,本文為工會(huì)促進(jìn)外來流動(dòng)人口社會(huì)融合提供了具體的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),豐富了工會(huì)對(duì)特殊人群市民化影響效應(yīng)的研究。本文有如下政策啟示:第一,完善基層工會(huì)組織建設(shè),提高工會(huì)組織與服務(wù)對(duì)農(nóng)民工的有效覆蓋。利用新媒體開展靈活多樣的宣傳以打消農(nóng)民工的入會(huì)疑慮,通過降低會(huì)費(fèi)、加大補(bǔ)助力度等多種形式降低農(nóng)民工入會(huì)成本。第二,強(qiáng)化工會(huì)的基本職能,切實(shí)維護(hù)農(nóng)民工合法權(quán)益,提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量,進(jìn)而增強(qiáng)其對(duì)城市的歸屬感。第三,加大工會(huì)對(duì)農(nóng)民工的培訓(xùn)力度,為農(nóng)民工提供多樣化的知識(shí)和技能,進(jìn)而提高其就業(yè)能力和城市居留意愿。第四,依托大數(shù)據(jù)打造“互聯(lián)網(wǎng)+工會(huì)”新工作模式,提高工會(huì)服務(wù)的精準(zhǔn)度。對(duì)困難農(nóng)民工及其子女給予更多的關(guān)注,滿足不同群體農(nóng)民工的多樣化服務(wù)需求,從而提高農(nóng)民工的獲得感和居留意愿。