工会参与对农民工城市居留意愿的影响效应研究
2023-11-01   来源：汪然 杨玲   

流动人口既是改革开放的衍生物，也是推动经济社会发展的巨大力量。国家统计局的数据显示，2021年我国共有3.85亿流动人口，占当年全国总人口的比例为27%，其中农民工总量为2.9亿。随着工业化和城镇化的不断推进，农民工逐渐成为我国产业工人的主体，在经济社会发展中扮演着重要角色。但长久以来，受户籍制度的限制，这一群体平等享受城市基本公共服务的权益并未有效实现。同时，相较于城镇居民而言，身处城市次级劳动力市场的农民工劳动权益保障明显不足，多重权益的缺失无疑会降低他们的生存能力和居留意愿，进而阻碍其市民化进程，其中，人口、就业、家庭、社会融合特征和城市基本公共服务供给等显著影响农民工在城市的居留意愿。

作为劳动者维护自身合法劳动权益的重要途径、促进和谐劳资关系的重要组织保障，工会在农民工市民化进程中同样扮演着重要作用。近年来，国家对农民工市民化问题的重视程度日益提高，相继出台了诸多政策鼓励农民工加入工会组织，保障其合法权益。《中华全国总工会农民工工作规划（2016—2020年）》制定了“全国55%以上农民工入会”的目标，并指出工会要“协助各级党委、政府有序推进农民工市民化”；2021年发布的《中国工运事业和工会工作“十四五”发展规划》进一步强调“要采取多种措施鼓励农民工积极加入工会组织”“推进农民工平等享受城镇基本公共服务”“增强包括农民工在内的广大职工的获得感、幸福感和安全感”。

随着农民工参与工会集中行动的展开，农民工会员人数从2013年的1.08亿增长为2017年的1.4亿，占全部会员人数的比例也从40.1%上升至46.7%。既有研究发现，农民工参加工会将对个体的合法权益保障、劳动力市场结果改善等产生积极影响，但鲜有研究从市民化效应出发考察工会参与对农民工城市居留意愿的影响，也缺乏对相关机制的讨论。因此，本文利用流动人口动态监测调查数据，首先，使用因果识别的方法分析工会参与对农民工城市居留意愿的影响；其次，尝试从个体福祉的角度讨论相关机制；最后，基于上述分析，再从代际、性别、行业、单位四个维度进行异质性分析。

论文有以下发现，工会参与对农民工的城市居留意愿有显著正向影响；进一步地，工会参与通过作用于农民工的物质福祉（就业质量）、主观福祉（生活满意度）和关系福祉（社会交往），进而对其城市居留意愿产生影响。此外，工会参与对从事建筑业和服务业工作、受雇于非国有单位的第一代男性农民工城市居留意愿的促进效应更明显。本研究可能存在如下的边际贡献：一方面，使用具有全国性的微观调查数据，全面考察了工会参与对农民工城市居留意愿的影响并对该影响效果的强弱进行测度，为工会组织在农民工市民化进程中扮演着重要作用这一命题提供了实证证据。另一方面，从多维福祉的视角初步探讨了工会参与对农民工城市居留意愿产生影响的微观机制，为理解中国背景下工会市民化效应的作用途径提供了一种可能性视角，进而为相关政策的制定提供参考依据。

（一）工会参与对农民工城市居留意愿的影响

从制度主义的视角来看，西方工会和中国工会组织形式不同。西方工会为自下而上组织，运行过程中主要通过控制劳动力供给、匹配劳动力需求和供给、完善雇佣关系等途径作用于资本主义劳工市场，以维护工人的劳动权益；中国工会组织是按照自上而下的形式组建，这种特殊的制度背景决定了中国工会不仅要承担维护职工劳动权益的基本职能，还肩负着服务国家发展大局的使命。新时期的工会工作将超越传统职能的合法权益保护，拓展至对国家新型城镇化战略的自觉性回应，工会将通过多种渠道来协助政府推进农民工市民化进程，以提升城镇化发展质量，如鼓励农民工加入工会。农民工加入工会这一行为可能会提高其对流入地城市居留决策的预期，进而提升其居留意愿。为此，提出假设1。

H1：工会参与正向影响农民工城市居留意愿

（二）工会参与对农民工城市居留意愿的影响机制

就业能力理论可初步解释农民工加入工会组织对其城市居留意愿的影响机制。早期研究指出就业能力为个体持续就业及实现工作转换所必备的知识和技能。全面就业能力理论从更广义的视角出发，将就业能力定义为由外部环境和自身条件所决定的个体获取和实现就业转换的能力，就业能力的高低则由个人、环境、外部三个层面的指标来展现。已有研究表明，较高的就业能力会显著提高农民工的城市居留意愿，工会参与恰恰是农民工就业能力的重要标志之一，如果加入工会能够影响农民工可持续就业的能力，那么工会参与能够对他们的城市居留意愿产生影响。具体而言，基于全面就业能力理论框架，工会参与对农民工城市居留意愿主要存在以下两方面的影响：一是，加入工会组织是农民工就业能力的体现，这对于提升农民工城市居留意愿具有积极意义。由于工会组织的门槛性，那些综合能力强的农民工更有可能选择加入工会组织，并借助工会组织来维护自身的合法权益，提升其在城市的生存能力，他们更愿意在城市长期居留。二是，工会组织是农民工进一步提升其自身就业能力的重要平台。在实践过程中，工会组织通过定期开展多层次、多渠道的教育培训和丰富多彩的评优创先活动，这些活动的开展也有助于提升农民工的就业能力。

那么，工会参与所蕴含的就业能力对农民工而言意味着什么？本研究将进一步使用福祉理论阐释工会参与和农民工城市居留意愿间的影响机制。人类发展理论（福祉理论流派之一）认为人类的发展是一个扩大选择的过程，这一过程通常意味着福祉水平的提升。对迁移者而言，对更高福祉的追求是其进行迁移决策的重要动机，因而他们更愿意迁移至福利制度更慷慨的国家。不过，随着经济社会的发展，人类发展理论视域下的物质福祉逐渐被更广义的多维福祉概念所替代，由此催生出3—D福祉理论。该福祉理论将个体福祉划分为物质福祉、主观福祉和关系福祉。其中，物质福祉刻画了个体在物质需求方面所得到的满足程度，主观福祉反映了个体在精神层面所感受到的意义，关系福祉度量了个体在与其他主体的互动关系中社会需求的满足程度。对农民工而言，工会参与不仅是个体就业能力的体现，而且蕴含着更多的福祉可能性，多维福祉的全面提升无疑会对其城市居留意愿产生积极影响。首先，从工会的传统职能看，对农民工劳动权益的维护在很大程度上体现了工会组织对农民工物质福祉水平提升的正向影响。既有文献揭示的工会参与对于缓解农民工过度劳动、提升工资率和就业质量的积极作用都可以归纳为物质福祉的范畴。其次，除物质福祉效应外，工会还会对农民工主观福祉产生影响。工会组织凭借其内嵌的资源支持功能，有助于缓解农民工的疲惫感，提高其生活满意度和主观幸福感，进而增强这一群体的城市居留意愿。最后，工会组织有助于加深农民工与本地居民间的相互了解，帮助农民工积极融入当地社会，对其关系福祉产生积极影响。综上，工会参与能够显著影响农民工的多维福祉，进而增强农民工的城市居留意愿（图1）。基于此，本文提出假设2。

H2：多维福祉（H2a：物质福祉；H2b：主观福祉；H2c：关系福祉）在工会参与和农民工居留意愿之间存在中介作用

（一）数据来源

本文所使用的数据主要源于2017年全国流动人口动态监测调查数据（CMDS）。CMDS数据是由国家卫生健康委员会组织实施的全国性流动人口抽样调查数据，该调查使用PPS的抽样方法对全国31个省（区、市）及新疆生产建设兵团展开调查，调查对象为在流入地居住一个月以上的非本区户口的15—60周岁的流动人口，样本总量为169910个。本文的研究对象为农民工群体，因此将研究样本局限于因务工经商迁移，处于就业状态的农业户籍流动人口，在处理各变量的缺失值、异常值后，最终得到的样本量为92788个。此外，本文还使用CMDS2014年的专题数据进行机制分析和稳健性检验，CMDS2014有如下两方面的特色：一是主要在北京、青岛、厦门、嘉兴、深圳、中山、郑州和成都等流动人口较多的8个城市展开调查，样本代表性较好；二是所展现的信息更加聚焦，包含流动人口在流入地城市的就业质量、生活满意度、社会交往等多维度的福祉状况。

（二）变量说明

本文的被解释变量为农民工城市居留意愿，使用“您预计在本地留多久”这一问题测度，若受访者打算在本地长期居住（5年以上），则赋值为1，否则为0。核心解释变量为工会参与，加入工会赋值为1，否则为0。控制变量包括个体特征（性别、年龄、教育程度、婚姻状况和健康状况）、流动特征（流动时间和流动范围）、家庭特征（家庭收入、住房属性）和就业特征（单位性质和所在行业）（详见表1）。此外，考虑到不同城市的经济社会发展水平差异明显，本文也控制了个体所在城市的固定效应。

表1  样本特征描述

（三）模型设定

本文的被解释变量农民工的城市居留意愿为0—1二元变量，采用Probit模型进行估计。模型表达式如下：

公式（1）中，为潜变量，当>0时，Stay=1，否则为0。公式（2）中，Stayi为本文的被解释变量，表示农民工的城市居留意愿；Ui为核心解释变量，表示农民工是否参与工会组织，Zi是其他控制变量，为随机扰动项。

Probit模型得出一致估计的前提条件为工会参与是外生变量，本文对参与工会组织与未参与工会组织的农民工样本进行均值t检验发现，二者之间在多个方面存在差异，这表明工会参与并非外生变量，而是存在一定的自选择性。因此，本文采用倾向得分匹配法（PSM）来进一步估算工会参与对农民工城市居留意愿的影响。具体步骤为：第一步，根据可以观测到的特征变量，估计倾向得分值，运用Logit模型预测农民工在本地参与工会组织的概率；第二步，根据前一步计算得到的倾向得分，使用近邻匹配、核匹配和半径匹配多种方法进行匹配；第三步，基于匹配样本，比较处理组和控制组农民工居留意愿的平均差异，得到工会参与对农民工城市居留意愿的平均处理效应（ATT），见公式（3）：

其中，D指的是处理变量，当D取值为1时，表示个体进入处理组，当D取值为0时，表示个体进入控制组，P(X)表示倾向得分值，Y1和Y0表示处理组和控制组的估计结果。

倾向得分匹配法（PSM）只能消除可观测的特征变量导致的误差，加之回归模型可能存在误设导致的估计偏差问题，因此，本文同时采用回归调整法（RA）、逆向概率加权法（IPW）和逆向概率加权调整法（IPWRA）进行对比分析。回归调整法（RA）的基本原理是将倾向得分作为协变量引入到结果变量的模型中，分析处理变量与结果变量之间的因果关系。逆向概率加权法（IPW）则是在估计倾向得分的基础上进行加权，其中，对倾向得分较低的样本赋予更高的权重，而对倾向得分较高的样本赋予更低的权重，从而使处理组和控制组控制变量的分布更加一致，这样所得的ATT更具稳健性。逆向概率加权调整法（IPWRA）的优势在于其估计结果具有双重稳健性，只要处理变量方程和结果变量方程其中之一是正确识别的，处理效应的估计结果就能在很大程度上保持一致。

除了选择偏误外，本文的基准模型可能存在如下的内生性问题。一方面，一些不可观测的因素会同时影响农民工的工会参与决策和居留意愿，由此带来遗漏变量产生的估计偏误；另一方面，工会参与和农民工居留意愿之间可能存在反向因果关系，即居留意愿更高的农民工可能更倾向加入工会组织。因此，本文进一步使用工具变量法进行估计。考虑到“工会参与”为二元离散变量，普通的IV-Probit估计方法实际上只能处理连续型内生变量，并不适用内生变量为离散变量的情形。本文采用工具变量的条件混合过程估计（CMP估计），以纠正Probit模型中可能存在的内生偏误。该方法需同时估计两个方程：方程一估计工具变量对农民工工会参与决策的影响；方程二估计工会参与对农民工居留意愿的影响，并检验两者之间的相关性。关于模型内生性的检验则依据内生性检验参数atanhrho_12值进行判断，若该参数显著异于0，则CMP估计的结果要优于Probit模型的估计结果。

（一）基准回归

本文的被解释变量为二元虚拟变量，首先使用Probit模型进行估计，同时也进行Logit回归和OLS回归，结果报告在表2的列（2）和（3）；回归中均控制了个体的性别、年龄、教育程度、婚姻、健康状况、家庭收入、住房属性等一系列特征。表2结果显示，在控制了农民工的人口学特征、家庭特征、

表2  工会参与对农民工城市居留意愿影响的估计结果

其他变量中，教育程度、婚姻状况、健康状况、家庭收入、住房属性、流动范围、流动时间、就业特征等对农民工城市居留意愿也具有显著影响。具体来看，农民工的教育程度越高，其市民化能力也越强，城市长期居留意愿也越强。有配偶的农民工更倾向于在城市长期居留。健康状况越好、家庭收入水平越高，农民工在城市的适应能力也越强，这进一步增强了其在城市的居留意愿。在本地居住时间越长，农民工对本地的认同感也越强，也更愿意在流入地城市长期居留。

（二）纠正选择偏误

1.倾向得分匹配法

工会参与存在一定的自选性，倾向得分匹配法（PSM）可以通过控制可观测的变量层面的差异解决这一问题。根据农民工的工会参与情况，我们将未参与工会活动的样本定义为控制组，参与工会活动的样本为处理组，以参与工会活动者与匹配者的城市居留意愿别作为工会参与对农民工城市居留意愿的影响，即平均处理效应（ATT）。在使用PSM方法之前需要进行平衡性检验，来检验匹配前参与工会活动和不参与工会活动两种群体之间的其他控制变量是否存在明显差异，并且经过匹配后这种差异是否明显缩小。样本在匹配后各个解释变量的标准化偏误显著下降，表明使用PSM方法可以有效降低处理组及与之匹配的控制组样本的标准化偏误，基本上达到了类似随机实验的效果。

为了保证结果的稳健性，本文使用近邻匹配、核匹配和半径匹配等三种匹配方法估计平均处理效应ATT，以此相互验证结果的一致性。表3报告倾向得分匹配的平均处理效应结果。近邻匹配、核匹配和半径匹配法所得到的平均处理效应分别为0.081、0.102和0.100，均在1%的显著性水平下显著，三种方法所得到的回归系数略低于没有匹配的结果，这表明，未控制的样本间可观测变量的系统性差异会在一定程度上高估了工会参与对农民工居留意愿的影响，匹配后结果中回归系数显著为正，这表明工会参与会显著提升农民工的城市居留意愿，本文的研究假说进一步被证实。

表3  工会参与对农民工城市居留意愿影响的匹配估计结果

2.逆向概率加权与逆向概率加权调整法

表4报告了基于RA、IPW和IPWRA三种方法计算得出的平均处理效应。三种方法测算得到的平均处理效应分别为0.072、0.072和0.076，也均在1%的统计水平上显著为正。这表明，消除了样本了选择偏差后，工会参与显著提升了农民工的长期居留意愿，这进一步表明本文研究结论是稳健的。

表4  RA、IPW和IPWRA的估计结果

（三）内生性讨论

在工具变量的选取上，借鉴相关文献的做法，本文采用省级层面的农民工会员占比作为工具变量。该变量满足工具变量的选择标准：第一，相关性，一个地区的农民工会员占比和微观层面的工会参与决策高度相关。在现行的工会政策下，全国总工会强调要做好非公有制企业、社会组织以及服务业单位建会工作，并切实做好农民工会员发展工作。地区层面为相应全国总工会的号召，必然会采取各种形式将农民工吸引到工会中来。同时，地区层面对政策的落实程度也存在差异，落实程度高的地区农民工会员占比自然较高，那么微观层面的个体参与工会的可能性也就更大。第二，外生性，地区层面的农民工会员占比作为一个地区的整体指标，通常不会对个体的居留意愿产生影响。由于普通的IV-Probit估计法并不适用于处理离散型内生变量，因此本部分采用工具变量的条件混合过程估计法（CMP）就工会参与对农民工居留意愿的影响进行估计。

表5的估计结果显示：在CMP模型的第一阶段回归中，农民工会员占比对农民工工会参与具有显著的影响，由此可见，本文的工具变量“农民工会员占比”符合与解释变量显著相关的条件。同时，内生性检验参数atanhrho_12值在5%的水平上显著，拒绝了工会参与为外生变量的原假设，说明本文的工具变量是有效的；CMP模型第二阶段回归中，工会参与的估计系数在1%的水平上显著为正，说明在保持个体人口学特征、流动特征、就业特征及城市特征等相同的条件下，参与工会组织的农民工其城市长期居留意愿要明显高于没有参与工会组织的农民工。

表5  工会参与对农民工城市居留意愿影响的CMP估计结果

（四）稳健性检验

首先，调整数据与解释变量。使用CMDS2014数据研究发现，在其他控制变量保持不变的情况下，相比于没有加入工会的农民工，加入工会的农民工具有更高的城市居留意愿。其次，调整被解释变量。本文将被解释变量替换为两个与居留意愿高度相关的变量，即“户口迁移打算”“本地购房打算”。由于两个变量均属于二分类变量，因此使用Probit模型进行回归。表6第（2）和（3）列结果显示，工会参与不仅显著提升了农民工将家庭成员迁到本地的概率，还促进了其在本地购房的意愿。更换被解释变量后的估计结果与基准回归结果保持一致，进一步证实了本文研究结论的稳健性。

表6  稳健性检验

（五）异质性分析

表7给出工会参与对农民工城市居留意愿影响的个体代际、性别、行业、单位性质这四个方面的异质性Probit估计结果。Panel A结果显示，加入工会组织对第一代农民工城市居留意愿的刺激作用明显强于新生代农民工，此外，第一代男性农民工更有可以通过工会参与增强在城市的长期居留意愿。Panel B展示了单位异质性和行业异质性估计结果。从单位性质来看，工会参与对非国有单位农民工城市居留意愿的积极作用强于国有单位。从行业异质性来看，工会参与对建筑业和服务业农民工城市居留意愿的促进作用更为强烈，对制造业农民工城市居留意愿的影响相对较小。其中可能的原因在于不同行业的入会门槛存在差异，制造业所面临的入会门槛相对较低，而建筑业和服务业的入会门槛相对较高，农民工加入门槛较高的行业有助于获得更多的工会资源支持，从而居留意愿更加强烈。

表7  工会参与对农民工城市居留意愿影响的异质性分析

（六）影响机制分析

1.渠道分析

前文已经从整体上分析了工会参与对农民工城市居留意愿的影响，那么，这背后的影响机制是什么呢？结合前面的理论探讨，本部分从物质福祉（就业质量）、主观福祉（生活满意度）和关系福祉（社会交往）三个方面进行进一步的机制分析。表8给出了农民工就业质量、生活满意度和社会交往的回归结果。回归结果显示，工会参与对农民工的就业质量、生活满意度和社会交往均具有显著影响。与没有参与工会组织的农民工相比，参与工会组织的农民工不但就业质量和生活满意度更高，而且与本地人的交往也更积极。这说明就业质量、生活满意度和社会交往很有可能是工会参与影响农民工城市居留意愿的重要渠道。

表8  工会参与对农民工多维福祉的影响

表9给出基于就业质量、生活满意度和社会交往的机制分析结果，第（1）列与基准模型保持一致，只含有核心解释变量和其余控制变量，第（2）至（4）列分别加入就业质量、生活满意度和社会交往三个中介变量，第（5）列同时加入了三个中介变量。在加入其他变量后，工会参与的回归系数显著为正，这表明工会参与对农民工城市居留意愿的正向影响稳定存在。回归结果显示，第（2）至（5）列中，中介变量就业质量、生活满意度和社会交往的回归系数显著为正。由此可见，农民工的就业质量、生活满意度和社会交往是工会参与促进其城市居留意愿的中介传导机制，并起到了部分中介作用。

表9  工会参与对农民工居留意愿影响的渠道分析

2.中介效应检验—KHB方法

为了进一步揭示物质福祉、主观福祉和关系福祉的中介机制，本文使用KHB中介效应模型进行检验（见表10）。从（1）至（3）列的结果可以看出，工会参与通过影响农民工的就业质量、生活满意度和社会交往进而促进其城市居留意愿的提升。其中，就业质量可以解释工会参与对农民工城市居留意愿影响的23.87%，生活满意度和社会交往分别可以解释2.03%、4.25%。

上述检验计算的是每个中介变量的估计结果。考虑到物质福祉、主观福祉和关系福祉可能存在相关性，本文进一步将所有中介变量纳入KHB中介效应模型，进而比较物质福祉、主观福祉和关系福祉中介比例的大小。表11的结果表明，将所有中介变量同时纳入模型，累计可以解释工会参与对农民工城市居留意愿影响的27.58%。由于中介变量之间相互影响与干扰，各中介变量所贡献的中介效应比例发生了细微的变化，但彼此之间的相对比例与单独引入时完全一致，其中，就业质量、生活满意度、社会交往的中介比例分别为22.28%、1.21%、4.09%。总的来看，虽然工会参与能通过物质福祉（就业质量）、主观福祉（生活满意度）和关系福祉（社会交往）的提升对农民工的城市居留意愿产生影响，但物质福祉机制的作用远大于主观福祉机制和关系福祉机制。

表11  物质福祉、主观福祉和关系福祉的中介比例

本文基于流动人口动态监测调查数据，实证分析了工会参与对农民工城市居留意愿的影响及其作用机制，并有以下研究发现：工会参与对农民工城市居留意愿有显著的正向影响，在使用倾向得分匹配法和工具变量法纠正模型可能存在的选择偏差和内生困扰后，结论依然稳健。机制分析发现，工会参与可以通过提高农民工的物质福祉、主观福祉和关系福祉进而对其城市居留意愿产生正向影响。以上中介效应共计27.58%，其中物质福祉促进机制可以解释22.28%，远远大于主观福祉和关系福祉促进机制的比例5.30%。此外，异质性分析表明，工会参与对从事建筑业和服务业工作、受雇于非国有单位的第一代男性农民工城市居留意愿的促进效应更明显。

在城镇化建设的新时期背景下，本文为工会促进外来流动人口社会融合提供了具体的经验证据，丰富了工会对特殊人群市民化影响效应的研究。本文有如下政策启示：第一，完善基层工会组织建设，提高工会组织与服务对农民工的有效覆盖。利用新媒体开展灵活多样的宣传以打消农民工的入会疑虑，通过降低会费、加大补助力度等多种形式降低农民工入会成本。第二，强化工会的基本职能，切实维护农民工合法权益，提升农民工就业质量，进而增强其对城市的归属感。第三，加大工会对农民工的培训力度，为农民工提供多样化的知识和技能，进而提高其就业能力和城市居留意愿。第四，依托大数据打造“互联网+工会”新工作模式，提高工会服务的精准度。对困难农民工及其子女给予更多的关注，满足不同群体农民工的多样化服务需求，从而提高农民工的获得感和居留意愿。