技术变革、疫情反复以及外部市场不确定等不利因素综合叠加形成劳动力市场冲击，在此背景下，有效吸纳就业、构建和谐劳动关系并充分释放人力资本成为实现经济高质量发展的重点与难点。习近平总书记在党的十九大报告中指出：“提高就业质量和人民收入水平。就业是最大的民生。”现阶段我国企业内普遍存在重使用轻培养甚至只使用不培训的现象^[1]。长此以往，将会加剧国内劳动供给的结构性矛盾，对社会收入分配与人力资本积累造成难以逆转的损害。提高劳动人口素质、保障劳动权益便成为破题的关键。作为与学校教育同等重要的人力资本投资方式，在职技能培训需要得到重视。

工会作为党和劳动人民联系的纽带，具有维护员工权益、提高员工收益、维系劳动稳定等作用，是现阶段政府发挥作用的重要抓手。2021年《中华人民共和国工会法》(简称《工会法》)指出，我国工会需要基于维稳职能“动员和组织职工积极参加经济建设，努力完成生产任务和工作任务”。《工会法》中规定，我国工会具有维护、参与、建设和教育四项职能，其中又以维护员工权益为基本职能。现有文献大多聚焦于分析工会前三项职能的作用，认为工会能够通过集体协商、集体合同、党政发声等手段维护员工合法权益，对于工会教育职能的探究较少^[2-5]。值得重视的是，工会教育职能与员工在职培训密切相关，在为企业提供对口人才、提高劳动者收益、稳定企业劳动关系等方面，有着天然的优势^[6-7]。现有研究多将接受培训视为员工基本权利之一，^①探讨工会教育职能的表现，认为工会能够影响员工在职培训的经历或经费^[8-10]。若进一步从在职培训的角度进行识别，将目光投向工会教育职能可否且如何促进员工参与培训并提高劳动收益的问题，可以结合工会工资效应与其教育职能进行深入探究。考察我国工会教育职能的影响，能够与现有相关研究互补，更全面地考察工会作用，同时促推国内在职培训活动的开展，强化人力资本的积累。欧美学者将提供培训活动视为发达国家工会复兴的重要手段，将发展中国家视为工会研究的下一个重点^[11-12]。对于我国工会教育职能作用的分析，能够深化工会相关研究，为全球工会发展提供中国经验。

李博文等在研究中指出，广东南海是重要的制造业基地，此地劳动关系领域所发生的事件，如2010年本田停工事件等，曾成为全国关注的焦点。通过该地样本调查可以发现劳动关系转型的信号，对解决广东及其他地区的劳动关系问题具有重要的参考价值^[5]。本文基于2016年广东省佛山市南海区“雇主-雇员”匹配调查数据，对工会及其教育职能的工资效应作出分析，并进一步探究工会教育职能工资效应的作用机制与经济结果。本文可能的创新点在于：一是强化对于工会教育职能的理解与分析，基于工会会员身份与在职培训的探讨在一定程度上支撑了我国工会“有用论”，为有效构建和谐劳动关系、促进多方协同发展提供了新思路；二是使用劳动关系转型关键地区的数据研究工会与在职培训的工资效应，并结合工具变量法、处理效应模型等估计方法减缓潜在内生性问题，作出翔实的实证分析；三是在工会影响员工在职培训的基础上，进一步探究工会教育职能的作用机制与经济结果，检验了该职能的存在性、净效应以及其他影响，为工会推动员工主动融入社会建设提供佐证，丰富现有的工会研究。

一.   文献综述与理论分析

一   相关文献综述

作为工会研究的分支，本文尝试结合在职培训考察工会教育职能对工会工资效应的影响，与研究内容密切联系的文献主要为聚焦于工会及在职培训的工资效应的研究。

关于工会工资效应，现有理论认为发达国家的工会通常基于“垄断”与“代言”两副面孔发挥作用^{[3, 13-14]}。而我国工会在党的领导下“自上而下”推动组建而成，因此通常缺乏独立的“垄断”面孔，主要通过“代言”面孔和“党政发声”面孔发挥作用^{[3, 8]}。具体而言，“垄断”面孔下的工会类似于劳动供给的“卡特尔”组织，通过垄断劳动力供给，扭曲劳动要素价格^[15]发挥作用；“代言”面孔下的工会是员工的代表，充当员工集体呼吁的工具，促进劳资双方交流协商^[16]；而“党政发声”面孔则强调工会与党的协同作用，体现了我国工会在党组织的领导下实现“维权”与“维稳”双重定位的事实^{[3, 17]}。国外对于工会工资效应普遍达成了“刘易斯共识”，认为工会能够为员工带来工资增益^[18]。由于我国工会需要兼顾员工与社会利益，同时代表员工与政府，当个人和集体利益冲突时，可能难有作为^[14]；加之工会常依附于企业而组建，职能发挥的局限性常引发对我国工会实际作用的质疑^[19]。近年来，随着《工会法》《劳动法》《中华人民共和国劳动合同法》(简称《劳动合同法》)等法律法规的逐年完善与落实，我国工会“自上而下”的建设特点为工会切实发挥作用、维护员工权益提供了更广阔的舞台。得益于此，国内已有丰富的实证文献对工会积极影响的存在性作了检验，学术界逐步对其工资效应与维权作用的有效性形成共识^{[5, 17]}。

关于在职培训的工资效应，本文聚焦于员工参与在职培训所产生的工资效应，当培训与工会相关，便存在工会教育职能发挥作用的空间。教育经济学和劳动经济学的研究多在人力资本理论分析框架内讨论在职技能培训，且聚焦于培训需求与培训供给两个角度^[1]。劳动力作为一种生产要素，其价格由单位投入的边际产品价值决定，当劳动的边际生产率越高，其所得工资也就更高。而决定劳动边际生产率的核心因素是人力资本，在职培训作为人力资本投资的重要方式之一，可能影响到员工的人力资本存量，从而提高其工资报酬^{[7, 20]}。就在职培训的工资效应而言，国内外相关研究所得结果大多与理论预测相符，只是数值大小存在差异^{[7, 20-21]}。无论是发达国家还是发展中国家，企业在职培训确实能够为员工带来工资增益^[20]。国内的多数研究也证明了这个结论，而且该效应对农民工群体更为显著^{[7, 21-22]}。

无论是出于维权需求或是生产需要，在职培训对于员工匹配工作、争取权益与企业高效经营、扩大生产都意义重大。因此，理想中的工会有理由且有必要通过发挥教育职能，促进企业在职培训活动的开展，从而促成员工与企业双赢的局面^[23]。现有研究已考虑到工会的作用并不止于员工工资增益，我国工会所具有的教育职能可保障员工培训、发展的权益，提高员工参与在职培训的概率^[24]。如果工会和在职培训均能为员工带来工资增长，那两者之间存在的互动关系对工会工资效应有何影响？前人对于工会、在职培训、员工工资三者之间多展开两两研究，仅将培训作为工会作用的衡量指标^{[9, 24]}，或是作为影响工会作用的外生因素，未能考察教育职能的潜在工资效应^[14]。因此，有必要从在职培训的角度考察工会教育职能的工资效应，丰富现有研究。

二   理论分析

现有实证研究一般基于员工在职培训情况，从两个方面展开工会教育职能的分析。一是将在职培训视为员工权益，考察工会能否保障员工受训权益，促进员工参与在职培训^{[9, 24]}；二是以员工在职培训作为工会教育职能的衡量指标，考察其对企业业绩、企业劳动关系的影响^[6]。《工会法》总则第七条规定：“工会需要教育职工……投入到经济建设当中。”在职培训作为教育员工的主要手段之一，与工会教育职能的发挥息息相关。诸如中铁五局一公司工会组织职工开展“八段锦”培训、首都机场保安公司工会举办防雷击教育、山丹马场有限责任公司工会举办企业职工技能培训班等活动，均是企业工会教育职能发挥的生动案例。

工会工资效应源于工会四项职能协同发挥作用，其中教育职能的影响也应得到重视。工会教育职能包含思想政治教育与文化技术教育，前者能够端正员工工作态度，在稳定企业内部劳动关系的同时，使员工在工作中更具积极性，从而使生产效率得到提高，员工与企业的收益得以增加^{[23, 25]}；而后者能够直接提高员工人力资本水平，改善其生产效率，进而提高员工工资议价能力，并间接推动企业业绩改善，实现双方互利。由此可知，工会发挥教育职能培训员工，能够端正员工工作态度、提高员工技能水平，从而通过改善企业业绩或增强员工议价能力等途径，放大工会工资效应^[16-17]。得益于员工生产率的提高与企业总产出的增加，工会教育职能的积极影响将反映在初次分配上。

结合相关理论对上述两种机制展开分析。工会可以基于传统的“垄断”面孔，在同等大小的利润蛋糕中为员工争取更大的份额。此时的工会既可能通过拒绝参与培训来获取员工工资的短期上涨，也可能基于在职培训所具备的潜在议价能力作出要求，通过垄断劳动供给与企业分庭抗礼，最终将无益于双方^[17]。工会也可以基于“代言”“党政发声”面孔，协调做大利润的蛋糕。工会充当企业与员工的桥梁，在确保稳定劳动关系的前提下安排员工有序参与在职培训，通过协商与妥协换取长远利益，教育职能将促成员工工资的长效增长机制^{[1, 5]}。

一般认为我国工会在党组织的领导下不具备第一副面孔，因此可以推测，仅具有后两副面孔的我国工会更可能选择以提升企业业绩的方式，做大企业利润的蛋糕，保障员工在其中获取应得的收益，从而提高其工资报酬。从工会的定位出发，工会通过发挥教育职能使企业业绩得到改善，为员工带来工资增益的做法，更符合我国工会双重角色的身份定位，能够实现企业与员工协调发展的愿景，达成同时维护员工个人利益与集体利益的目标。而通过增加员工议价能力的强硬手段虽然可能有效，却容易造成消耗，影响企业的经营效率，故难以被工会接受。

基于上述分析，可以得出以下假说：

假说1：其他条件一定的情况下，工会具有工资溢价效应，且在职培训能够放大该效应。

假说2：工会教育职能可以通过增大企业利润为员工带来工资增益。

假说3：工会教育职能并非通过提高员工议价能力为其带来工资增益。

二.   模型设计与数据分析

一   模型设计与变量定义

本文实证分析的基准模型为：

其中，i为员工编号，j为企业编号。核心被解释变量Y_ij为j企业i员工的工资收益，以小时工资来衡量。核心解释变量TRAIN_ij为员工在职培训的虚拟变量，当员工回答“经常参加在职培训”时取1，否则取0。^②通过员工问卷可以反映更为正式的培训情况，减轻非正式培训的干扰^[26]。另一核心变量UNION_ij则为员工工会会员身份虚拟变量，取1时员工为企业工会会员，反之取0。同时构造二者的交互项UT_ij，以考察工会教育职能的工资效应。

控制变量包括员工特征(X_ij)、企业特征(E_j)、该企业所属行业固定效应(INDUSTRY_j)以及该企业所有制固定效应(SOE_j)，μ_ij则为随机扰动项。

个体层面的控制变量包括：(1)员工年龄，是员工资历、经验等不可观测能力的识别指标；(2)员工婚姻状况，间接体现其个人情况，是劳动市场上的重要信号；(3)员工受教育年限，是其能力的信号，直接关系员工的工资待遇；(4)员工户籍，是衡量员工社会关系的指标之一；(5)员工职位，关系其工资收益及参与培训的可能性。

除企业行业效应与所有制效应外，企业层面变量还包括：(1)企业年龄，一定程度上能够识别企业的不可观测能力；(2)企业净利润，能够代表企业规模和经营情况，从而影响员工工资；(3)企业培训经费，能够反映企业在职培训情况，经费的多少与企业培训的次数、质量等直接相关；(4)企业基层党组织建设，可衡量政治因素的影响，识别基层党组织的作用。

β₁、β₂、β₃是研究所关注的系数，分别代表在职培训、企业工会以及二者共同的工资效应。具体而言，当β₁大于0时，说明在职培训能够提高员工工资，小于0则反之；当β₂大于0时，说明工会对员工工资存在正向影响，小于0则反之；当β₃大于0时，说明工会教育职能可以放大工会工资效应，小于0则反之。根据上文论述，预计上述估计系数均显著为正。

二   数据来源与变量描述性统计

本文使用2016年广东省佛山市南海区“雇主-雇员”匹配调查数据进行研究，其中涵盖近150家企业近3 000名员工的数据。需要说明的是，实证中剔除了变量缺失的观测值和异常值，并对连续数据在1%和99%分位数上进行缩尾处理后取对数进行回归，以减轻极端值、单位差异等因素的影响。

上述相关变量的具体设定及统计特征见表 1。

表  1  描述性统计

变量	变量设定	观测数	均值	标准差	最大值	最小值
被解释变量
员工小时工资/元	加1取对数	2 854	2.84	0.32	3.84	2.13
解释变量
员工培训	二元虚拟变量：员工经常参加培训时取1	2 835	0.19	0.40	1	0
工会会员	二元虚拟变量：员工是企业工会会员时取1	2 854	0.37	0.48	1	0
控制变量
员工年龄/年	加1取对数	2 841	3.47	0.24	3.97	2.94
员工婚姻状况	二元虚拟变量：员工已婚时取1	2 834	0.70	0.46	1	0
员工受教育年限/年	多元分类变量：0为小学以下，6为小学，9为初中，12 为高中，15为大专，16为本科，19为研究生	2 854	11.97	3.08	19	0
员工户籍	二元虚拟变量：员工为广东户籍时取1	2 737	0.58	0.49	1	0
员工职位	二元虚拟变量：员工为普通员工时取1	2 857	0.38	0.49	1	0
企业年龄/年	加1取对数	2 634	2.57	0.61	3.53	0
企业净利润/万元	加1取对数	2 084	14.98	2.24	20.37	8.16
企业培训经费/万元	加1取对数	2 402	2.27	1.43	6.62	0
企业党支部	二元虚拟变量：企业有设立党支部时取1	2 615	0.32	0.47	1	0
企业所有制	二元虚拟变量：企业为国有企业时取1	2 623	0.04	0.19	1	0

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从原始数据来看，员工样本中仅有19%的员工回答经常参与员工培训，所有员工中约有37%的员工为企业工会会员。对于其他控制变量，样本中约70%的员工已婚，员工平均受教育水平为高中水平(约12年)，近60%的员工为广东户籍，国有企业员工仅占4%，68%的员工所处的企业中未设立中共党支部。

三   均值检验

为掌握原始数据特征，对员工工资、在职培训情况按工会会员身份分组进行均值检验，所得结果见表 2。

表  2  员工权益差异均值检验

变量	非工会会员组均值(0)	工会会员组均值(1)	差异
员工小时工资	2.80	2.92	-0.12***
员工培训	0.17	0.24	-0.07***
注：* * *p < 0.01, * *p < 0.05, *p < 0.1，后表同。

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表 2结果与前人研究相符，初步说明工会存在工资溢价效应和培训促进作用^{[14, 18]}。进一步分析工会教育职能的工资效应，按员工在职培训和工会会员身份进行分组均值检验，结果如表 3所示。结果显示，工会会员身份与在职培训均能为员工带来工资增益。具体而言，当工会会员经常参与培训时，其小时工资均值最高；未经常参加在职培训的工会会员次之；再次是经常参与培训的非工会会员；最低的是未经常参加培训的非工会会员。

表  3  工会会员与员工培训工资差异均值检验

	员工培训=1	员工培训=0	差异
工会会员= 1	3.02	2.89	0.13***
工会会员= 0	2.85	2.78	0.07**
差异	0.17***	0.11***

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结合表 2、表 3的结果可知，在职培训与加入工会均能够为员工带来工资增益，而接受在职培训的工会会员能够得到更大的工资增幅，可见工会教育职能同样可能存在工资效应。下文基于上述数据，结合计量方法进一步展开实证分析。

三.   企业工会与在职培训的工资效应检验

一   基准回归

本文基于模型(Ⅰ)分析在职培训对工会工资效应的影响，所有回归均采用异方差稳健标准误进行估计，结果如表 4所示。

表  4  基准回归：工会及其教育职能对员工工资的影响

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	OLS	OLS	OLS	OLS	OLS	OLS
	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资
员工培训		0.10***	0.07***	0.07***	0.07***	0.05**
		(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)
工会会员	0.13***	0.12***	0.11***	0.09***	0.09***	0.07***
	(0.01)	(0.01)	(0.01)	(0.02)	(0.02)	(0.02)
员工培训×工会会员			0.06*	0.09**	0.08**	0.07**
			(0.03)	(0.04)	(0.04)	(0.03)
员工年龄						0.21***
						(0.04)
婚姻状况						0.03*
						(0.02)
员工学历(以小学以下为基准组)
小学						-0.19
						(0.13)
初中						-0.14
						(0.12)
高中						-0.10
						(0.12)
大专						-0.06
						(0.12)
大学						0.05
						(0.13)
研究生						0.33*
						(0.18)
员工户籍						-0.05***
						(0.01)
员工职位						-0.15***
						(0.02)
企业年龄				-0.07***	-0.06***	-0.06***
				(0.01)	(0.01)	(0.01)
企业净利润				0.03***	0.03***	0.02***
				(0.00)	(0.00)	(0.00)
企业培训经费				-0.00	-0.00	-0.00
				(0.01)	(0.01)	(0.01)
企业基层党支部				-0.01	-0.02	0.00
				(0.02)	(0.02)	(0.02)
常数项	2.79***	2.78***	2.78***	2.46***	2.45***	2.01***
	(0.01)	(0.01)	(0.01)	(0.06)	(0.06)	(0.18)
企业所有制效应	N	N	N	N	Y	Y
企业行业效应	N	N	N	N	Y	Y
观测值	2 854	2 835	2 835	1 887	1 857	1 763
R2	0.04	0.05	0.05	0.13	0.14	0.27
注：括号内为稳健标准误，后表同。

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表 4列示了逐步加入各变量后所得的估计结果，在检验工会工资效应的基础上，加入在职培训、交互项的影响，进而再控制企业、员工层面的特征变量。结果中三个核心解释变量的正向工资效应保持显著且一致。第(6)列结果显示，在保持其他条件不变的情况下，工会能提高会员约7.25%(=e^0.07-1)的小时工资；普通员工经常参与在职培训能提高自身约5.13%(=e^0.05-1)的小时工资；而经常参与企业在职培训的工会会员，能在工会工资溢价的基础上进一步获得更多的工资增益(约7.25%，=e^0.07-1)。

在职培训的估计结果说明，经常参与在职培训能提高员工工资收入。其原因可能是培训能提高员工生产率和生产积极性，使之获得更高的工资收益。会员身份对员工工资存在显著正向效应，可以认为工会确实能够维护员工权益，提高员工工资收益。而员工培训与会员身份交互项的正向估计系数则说明在职培训的工资效应与工会相关，参与在职培训能够提高工会的正向工资效应，可视为工会教育职能的工资效应。与工会相关的在职培训除了提高员工生产效率，还可能增进员工的企业归属感，从而提高企业收益，使员工工资增加，放大工会工资效应，假说1得以验证。

对于控制变量，员工个人的年龄、学历、婚姻状况与工资正相关。前两者说明员工能力是影响工资的重要因素；已婚员工能够得到更高的工资，则可能是其婚姻状况充当了能力与工作稳定性的信号。此外，广东户籍的员工所得工资相对较低，可能是由于高能力者能够更好地流动，在本地工作的广东户籍的员工被认为能力较低；低职位的普通员工工资相对较低。

就企业特征而言，企业年龄与员工工资负相关，净利润则与之正相关。结果说明，企业年龄越大，企业内结构可能更为复杂，管理成本更高，从而影响员工工资。而净利润的估计系数表明企业经营情况越好，员工所得收益也随之提高。此外，企业培训经费与员工工资关系不显著，这可能是由于企业培训经费所占份额较小，因此不会影响员工工资决定。由于控制变量的估计结果差异不大，下文汇报的表格中将省略该部分结果。

二   稳健性分析

本文通过改变估计方法、增加控制变量、子样本回归进行稳健性检验。

第一，考虑到个体异质性的问题，当员工个体存在异方差时，OLS便不满足基本假设。虽然上文已使用了异方差稳健标准误进行估计，为了检验结果稳健性，采用更有效率的加权最小二乘法(WLS)进行回归分析。WLS是GLS的特例，该方法会根据数据信息量的不同而赋予其对应的权重，从而缓解异方差的影响。WLS回归的结果如表 5第(1)列所示，系数保持一致。

表  5  稳健性分析A：工会教育职能的工资效应分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	WLS	SUR	SUR	SUR	TEM-MLE	IV+TEM
	小时工资	小时工资	月工资	报酬	小时工资	小时工资
员工培训	0.06**	0.05**	0.05**	0.06**	0.47***	1.77***
	(0.03)	(0.02)	(0.03)	(0.03)	(0.03)	(0.33)
工会会员	0.08***	0.07***	0.07***	0.09***	0.06***	0.19*
	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.12)
员工培训×工会会员	0.07**	0.07**	0.07**	0.06*	0.06*	0.65*
	(0.04)	(0.03)	(0.04)	(0.04)	(0.03)	(0.34)
ρ	—	—	—	—	-1.05***	—
Sigma	—	—	—	—	-1.15***	—
控制变量	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业所有制效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业行业效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y
观测值	1 763	1 737	1 737	1 737	1 498	1 498
R2	0.27	0.27	0.10	0.13	—	0.06
LL	—	—	—	—	-844.02	—

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第二，考虑到员工小时工资与其月工资和社保金额相关，本文借鉴前人研究中所采用的似不相关回归(SUR)方法，基于模型(Ⅰ)对员工月工资、小时工资、员工报酬^③联立进行估计^{[19, 27]}。具体结果如表 5第(2)至(4)列所示，系数也保持一致。

第三，由于个体与组织的选择受到多种因素影响，员工加入工会和进行培训的决策可能与其工资互为因果，导致回归存在内生性问题。本文在此通过处理效应模型(TEM)减轻员工培训的内生性，再结合工具变量法(2SLS)减缓会员身份的内生性，对各个核心解释变量的内生性进行处理。

对于在职培训，当员工参与培训的选择存在潜在机制时，则认为其中存在自选择问题，那么文中“在职培训”变量的估计系数可能不一致，而采用TEM可以解决该问题。具体而言，当主体依据不可观测变量进行选择时，处理效应模型直接对处理变量Di(此处为二值虚拟变量，员工是否经常参与培训)进行结构建模，相应的思路如下：

基准方程:

处理方程:

如果D^*＞0，则TRAIN_ij=1，否则TRAIN_ij= 0。

其中，式(Ⅱ)为描述员工作出选择的处理方程，式(Ⅲ)(Ⅳ)为员工经常培训的自选择方程，Z为影响选择的工具变量集合，D^*则为连续潜变量，即识别员工作出选择的不可观测变量。通过Z来控制不可观测因素的影响，基于Probit模型考察员工自选择的概率。处理效应模型中假定上述μ、v两个随机误差项服从二元正态分布，且假定Var(μ)=σ²，Var(ν)=1，Cov(μ，ν)=ρσ²，ρ是二者的相关系数。针对H0：ρ=0可以进行似然比检验以确定是否需要采用处理效应模型。当ρ=0时，说明μ、ν间相互独立，可直接使用OLS进行估计；反之则说明回归方程和处理方程间存在联系，员工培训的虚拟变量TRAIN_ij存在内生性，需要采用处理效应模型进行估计。

本文从现有控制变量及企业、个人特征中选取影响员工选择的工具变量，包括企业主政治面貌、企业是否为高新技术企业、员工发展机会、员工年龄、员工职位以及员工日均工作时间。参考前人经验，其中原因可以从企业与员工两个层面分析^{[14, 21, 28]}。在企业层面，企业主政治面貌、企业行业差异会影响员工参与培训的必要性与可能性，从而影响员工的选择；在员工层面，员工自身发展机会、年龄大小和工作时长则是员工作出培训选择的重要影响因素，前一个因素决定了其预期的培训收益，后两个因素则决定了培训的个人成本。此外，员工是否参与培训除了受企业因素和主观选择的影响之外，还受到被动选择，员工职位便是其中的重要因素。

估计处理效应模型的估计方法包括两步法(Two-Step)和最大似然法(MLE)，本文仅汇报更有效率的MLE估计结果^[28]。由表 5第(5)列结果可知，两个方程扰动项之间的相关系数ρ在统计意义上显著不为0，因此有必要采用TEM进行检验；所得结果与上文相近，且与现有结论吻合，员工自选择问题可能会低估在职培训的工资效应^[21]。

更进一步，本文纳入TEM所计算的逆米尔斯比控制在职培训的自选择效应后，选取会员身份的工具变量，使用2SLS对上文结果进行检验。

对于工具变量的选择，需要满足相关性和外生性。现有研究对此作出了许多尝试，其中较为常见的是以区域层面的工会情况加总指标作为企业工会作用的工具变量^{[15, 26, 28]}。因此，本文延续前人的做法，以除企业自身外同行业企业集体合同签订人数的占比作为工会会员身份的工具变量。原因有二: 一是员工主观汇报的工会身份与实际可能有所出入，使用集体合同签订情况作为工具变量，可对工会作用进行更为准确的衡量，且通过加总可以减缓个体测量误差^[29]；二是该变量能够在一定程度上识别我国社会的人际关系、工会制度要求和整体工会意识等因素的影响^[15]。此外，由于我国工会的特殊性，我国工会作用的内生性问题会因党政影响得到缓解，企业内集体合同签订情况可以视为外生变量^[8]；工会覆盖率还能够减轻工会对优秀员工的选择效应，以及员工入会自选择效应的影响^[26]。由此推测，外部集体合同密度是合适的工具变量。

2SLS所得估计结果如表 5第(6)列所示，与上文保持一致，且与国外学者基于20世纪90年代初英国家庭调查数据估计的结果相近，只是我国工会作用的估计系数更大^[26]。

除上述稳健性检验外，为保证研究的谨慎性，本文进一步展开如下稳健性检验。其一，考虑到私营企业可能更能反映出工会维护员工权益的作用，故进一步选取非国有企业子样本重复基准回归^[10]。其二，考虑到工会主席的身份、专职化情况以及任命方式均会对工会作用产生影响，故同时加入识别上述因素的变量进行回归^{[19, 30-31]}。其三，考虑到企业政治关联的影响，本文以企业主人大代表身份、人大代表级别作为识别变量，引入基准回归中^{[3-4, 13]}。其四，员工的合同时长也会影响其培训的概率，因此引入员工有无签订劳动合同、劳动合同时长、有无签订集体合同、有无签订无固定期限合同四个识别指标，进行回归分析^[32]。其五，针对员工的维权意识，引入员工维权次数与工作年限作为识别变量，重复基准回归^[33]。无论是单独或综合考察上述因素，结果均保持稳健(见表 6)。

表  6  稳健性分析B：工会教育职能的工资效应分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	OLS	OLS	OLS	OLS	OLS	OLS
	非国企子样本	全样本	全样本	全样本	全样本	非国企子样本
	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资	小时工资
员工培训	0.05**	0.05**	0.04	0.05*	0.04**	0.03
	(0.02)	(0.03)	(0.03)	(0.02)	(0.02)	(0.03)
工会会员	0.08***	0.06***	0.06***	0.06***	0.07***	0.05**
	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)
员工培训×工会会员	0.07**	0.07*	0.09**	0.07**	0.08**	0.09*
	(0.03)	(0.04)	(0.04)	(0.04)	(0.04)	(0.05)
工会主席特征	N	Y	N	N	N	Y
政治关联因素	N	N	Y	N	N	Y
劳动合同因素	N	N	N	Y	N	Y
员工维权意识	N	N	N	N	Y	Y
控制变量	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业所有制效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业行业效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y
观测值	1 704	1 457	1 253	1 580	1 643	1 000
R2	0.26	0.26	0.30	0.28	0.27	0.30

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四.   工会教育职能的进一步探讨

一   工会教育职能的效应分析

交互项的估计结果说明在职培训能够放大工会的工资效应，其中工会教育职能的工资效应是否真的存在？其净效应又是多少？对不同员工群体的作用是否存在差异？

针对第一个问题，工会教育职能更可能与构建和谐劳动关系相关，即与构建和谐劳动关系相关的培训，应该与工会相关或由其负责。故以“企业认为行业协会或商会在构建和谐劳动关系的主要方式”为参考，设置对应的虚拟变量，当其回答中包含“开展劳动相关的教育培训”时，取值为1，反之为0。如果选择通过培训构建和谐劳动关系，工会便有发挥教育职能的空间，该分组中工会及培训的工资溢价效应便会因为工会教育职能而出现差异。基于该变量，将样本分组进行回归，结果如表 7前两列所示，可见在重视培训构建和谐劳动关系的分组中，工会的工资效应更大，即工会教育职能及其工资效应确实存在。

表  7  工会教育职能的具体效应分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
	OLS	OLS	OLS	PROBIT	OLS	OLS	OLS
	培训用于构建和谐劳动关系	培训未用于构建和谐劳动关系	全样本	全样本	全样本	低技能组	高技能组
	小时工资	小时工资	小时工资	员工培训	小时工资	小时工资	小时工资
员工培训	0.05*	0.04			0.08***	0.06**	0.06
	(0.03)	(0.04)			(0.02)	(0.03)	(0.04)
工会会员	0.07***	0.09***	0.10***	0.37***	0.09***	0.08***	0.06**
	(0.02)	(0.03)	(0.02)	(0.08)	(0.02)	(0.02)	(0.02)
员工培训×工会会员	0.10**	0.03				0.10**	0.03
	(0.04)	(0.06)				(0.05)	(0.05)
控制变量	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业所有制效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业行业效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
观测值	1 155	608	1 772	1 763	1 763	882	881
R2	0.29	0.30	0.26	—	0.27	0.17	0.22
Pseudo R2	—	—	—	0.05	—	—	—

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针对第二个问题，基于模型(Ⅰ)，删去其中员工培训与会员身份的交叉项后，使用温忠麟、叶宝娟的中介效应三步法对工会教育职能的净工资效应进行检验^[34]。结果如表 7第(3)至(5)列所示，可见在职培训的中介效应显著，且结果通过了Sobel-Goodman检验与自助法抽样检验，中介效应约占8.52%，即在工会工资溢价效应中约有8.52%是由工会教育职能实现的。结合上述两个问题的结果可知，工会对员工培训具有积极影响，而该培训效应则存在进一步的工资溢价效应，与现有结果相一致。

对于第三个问题，考虑到工会效应可能存在“加总谬误”，不同技能水平的员工有不同程度的工资效应^[28]，故采用综合技能分组方法(GSG)，将样本分为高技能员工和低技能员工两组进行分组回归，考察在职培训和工会对不同员工的影响差异^{[15, 28-29]}。具体而言，首先根据非工会会员子样本，使用模型(Ⅴ)估计出各变量的系数，将其视为无工会条件下劳动力市场中员工各禀赋特征的价格；然后根据所得的工资回报率，估计所有员工的无偏工资；最后将无偏工资视为员工自身的综合技能值，按照其中位数，将样本分为高技能组和低技能组，分别进行回归。

模型(Ⅴ)中各变量设置与模型(Ⅰ)保持一致。考虑到李博文等所提及的工会覆盖效应与会员效应，本文借鉴孙兆阳的识别方式，从“企业认可”“员工认同”与“员工认知”等方面考察工会的影响^{[5, 35]}。当员工与其所属企业均否认工会的存在时，将员工归入非工会会员组。回归结果如表 7后两列所示，可知工会对所有员工均有工资溢价效应，而其教育职能主要作用于低技能员工群体。工会教育职能更注重培训低技能水平的员工，故低技能员工所得工会工资效应更大，与前人研究结论一致并为其提供了解释^{[15, 18, 28]}。由此推测工会教育职能更可能是关于基本技能的一般培训，旨在帮助低技能员工应对工作需要，提高企业效率。

二   工会教育职能对员工工资的作用机制

现有研究认为，工会提高员工工资的途径有二：其一是增加员工的议价能力，通过集体谈判、集体合同等方式在确定大小的利润蛋糕中瓜分到更大收益^{[4, 13, 27]}；其二是使企业所赚取的蛋糕变大，从而提高员工收益^{[2, 8, 10]}。为了探究上述效应的具体作用机制，本文设置模型(Ⅵ)，以企业总产值和回报率为被解释变量，考察不同培训情况下工会对企业“蛋糕”的影响。

模型(Ⅵ)中的被解释变量Y_j为企业总产值与回报率。工会效应(UNIONj)和企业回报率(Y_j)分别用“企业内工会会员的比例”与“企业净利润占企业总产值的比例”来衡量^[8]；控制变量(Q_j)为模型(Ⅰ)中的企业层面特征变量(E_j)加上企业出口活动虚拟变量、高新技术企业虚拟变量和企业开工率三个变量。

而对于员工议价能力的检验则通过员工劳动合同和集体合同签订情况考察。处于弱势的员工群体相对而言更需要合同保障，因此相关合同的签订可视为员工争取利益的结果，与员工议价能力相关。基于模型(Ⅰ)，本文剔除员工培训变量、员工培训与会员身份的交互项，以工会会员身份作为工会效应衡量指标，以员工个人劳动合同、集体合同签订情况为被解释变量，通过Probit回归考察培训对员工议价能力的影响。实证中无论是否控制员工工作时长，结果一致，表 8仅汇报控制员工工作时长的结果。

表  8  工会教育职能的作用机制分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)
	OLS	OLS	OLS	OLS	PROBIT	PROBIT	PROBIT	PROBIT
	经常培训组	非经常培训组	经常培训组	非经常培训组	经常培训组	非经常培训组	经常培训组	非经常培训组
	总产值	总产值	回报率	回报率	个人合同	个人合同	集体合同	集体合同
工会效应	0.96***	0.79***	-0.04	-0.06***	-0.38	0.50***	0.71***	0.60***
	(0.23)	(0.10)	(0.02)	(0.01)	(0.57)	(0.17)	(0.19)	(0.10)
控制变量	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业所有制效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业行业效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
观测值	293	1 357	293	1 357	127	1 347	317	1 389
R2	0.66	0.74	0.73	0.81	—	—	—	—
Pseudo R2	—	—	—	—	0.60	0.10	0.15	0.05

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表 8前四列是以企业业绩为被解释变量的估计结果，后四列是以员工议价能力为被解释变量的估计结果。

从表 8第(1)至(4)列结果可知，工会对企业总产值有促进效应，但可能会抑制企业盈利能力。具体来说，工会对企业总产值的促进效应在经常参与培训的员工分组中更大；而工会对企业盈利能力的抑制效应在经常培训组则不再显著。这个现象可以看作企业人力资本培训的投入和产出，盈利能力减少可能是由于企业、工会以及员工需要花费精力与成本在培训上；产值的增加则得益于效率的提高，所得结果表明企业培训所得收益大于成本^[20]。总体来说，工会通过员工培训，做大了企业的利润蛋糕，使得员工的工资收益因此增加，假说2得以检验。

从表 8第(5)至(8)列结果可以发现，就个人劳动合同而言，对于未能经常参与培训的员工群体，工会能够提高他们劳动合同签订的概率；对于经常参与培训的员工群体，工会会员的估计系数为负，但不显著。对于集体合同，两个分组中的员工均能因工会会员身份而提高签订集体合同的概率，而对于经常培训分组的员工促进效用更大。合同方面的影响差异值得我们深思，集体合同相对而言涵盖的内容可能多为大而广的“底线型”权益，反映更多的是员工整体对于底线权益的议价能力^[5]；对于更能表现员工议价能力的劳动合同签订而言，工会重点保护由于未能经常参与企业培训，因而相对较为弱势的员工——这部分员工可能多为非工会会员，工会会促进其签订个人劳动合同。结果表明，我国工会注重保障员工“底线型权益”，同时致力于提高企业效率，假说3得到检验。

由此可知，相对于提高议价能力，我国工会可能更注重于做大整个企业利润的蛋糕，从而提高员工工资^[8]。本节估计结果具有我国工会的特色，这一增加企业产值的结果也与Ge的结论吻合，契合我国工会维权与维稳的双重角色定位，能够兼顾劳资双方的利益^[10]。正如Mcilroy所强调的，工会教育职能对于我国工会建设也有重要意义^[12]。

三   工会教育职能对员工其他权益的影响

考虑到工会还会影响员工参加社会保险的概率、得到企业劳动保护用品的概率以及员工工作时长^{[19, 24]}，本文基于模型(Ⅰ)探究在职培训、工会会员身份对员工参保情况、劳保用品接收和工作时长的影响。对于前两类福利采用Probit模型进行估计，其中无论是否控制员工工作时长，结果均一致，表 9汇报控制员工工作时长的结果；而对月总工时则用OLS进行估计。由表 9可知，工会能够增加员工参与各类社会保险、得到劳保用品的概率，同时还能够缩短员工月工作时长；在职培训对于员工参保情况无显著影响，但能够提高员工获得劳保用品的概率，并缩短员工月总工时；而两者的交互项对于各类福利的影响均不显著，可能是其中存在的联系较弱。

表  9  工会教育职能的其他效应分析

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
	PROBIT	PROBIT	PROBIT	PROBIT	PROBIT	PROBIT	OLS
	工伤保险	失业保险	医疗保险	养老保险	生育保险	劳保用品	月总工时
员工培训	0.19	0.12	0.12	0.19	0.19	0.52***	-0.03*
	(0.13)	(0.12)	(0.13)	(0.13)	(0.12)	(0.13)	(0.01)
工会会员	0.33***	0.28***	0.24**	0.34***	0.22***	0.23***	-0.03***
	(0.09)	(0.09)	(0.09)	(0.09)	(0.08)	(0.08)	(0.01)
员工培训×工会会员	-0.12	-0.00	-0.06	-0.02	-0.25	0.21	0.00
	(0.19)	(0.18)	(0.20)	(0.20)	(0.18)	(0.20)	(0.02)
控制变量	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业所有制效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
企业行业效应	Y	Y	Y	Y	Y	Y	Y
观测值	1 733	1 709	1 709	1 650	1 733	1 763	1 763
R2	—	—	—	—	—	—	0.18
Pseudo R2	0.13	0.18	0.17	0.19	0.17	0.08	—

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在职培训的估计结果说明, 员工社保参与的决策受到许多因素影响，接受培训对其干预不大。至于工作时间与劳保用品的获取，在职培训使员工能够更高效地完成更多工作，故提高了获得劳保用品的概率并降低了工作时间。

考虑到培训的效果，员工需要在实际工作中表现出高效，工会才能凭借员工参与培训的情况要求更大的增益，而非像工资一样可以提前决定。因此，工会难以仅凭员工经常参加培训的表现，向企业要求发放劳保用品、缩短工作时间、增加员工参保的概率，故交互项不显著。

五.   结论与建议

为了进一步分析我国工会教育职能的影响，深化工会相关研究，本文基于2016年广东省佛山市南海区雇主-雇员匹配调查数据，以员工参加工会与在职培训的情况识别工会及其教育职能的工资效应。研究发现，工会与在职培训均能提高员工小时工资，且结果稳健；两者交互项的估计结果与工会教育职能效应的检验结果表明，在职培训可以放大工会工资效应，即工会教育职能存在工资溢价效应。机制分析表明，这种工资效应源于在职培训提高了生产率，为企业带来了更大的收益，员工因而获得更高的工资。本文还进一步分析了工会与在职培训对不同员工群体的差异影响，发现工会能够为所有员工带来工资溢价，但其教育职能的工资效应主要集中于低技能员工群体。关于其他福利，工会能够促进员工参与医疗、养老等各类社会保险，提高员工获得劳保用品的概率，缩短其月工作时间；在职培训虽对员工参与社会保险的概率无显著影响，但能够提高员工获取劳保用品的概率，缩短员工的月工作时间；工会教育职能则无上述影响。

基于上述研究结果，本文提出四点建议。

第一，宣传工会教育职能，强化工会建设。对于企业与工会的关系，应加强双方相互理解并寻求合作共识，企业可以加强与工会的合作，通过发挥工会教育职能，促进员工参与在职培训，提高员工劳动生产率，帮助企业做大利润蛋糕，从而实现劳资双方互惠双赢；工会自身则不应局限于强硬维权的一面，而应合理发挥其教育职能的特殊作用，促进员工、企业乃至社会的稳定发展。

第二，扩大工会覆盖程度，落实教育职能。对于员工与工会的关系，应加强双方的沟通并落实职能发挥，员工需要了解工会各项职能的作用，明白教育职能同样能够如同其他三项职能一般维系企业劳动关系，维护全体员工的权益，为劳动者争取工资增益；工会则应妥善运用自身教育职能，提高员工人力资本水平，使其更好地胜任现有工作，在工作中更具主动性。

第三，推动工会直选，加强工会监督。推动工会直选有助于推举出合适的工会管理者，关注员工诸如培训、发展、工作环境等更多权益需求^[31]。监督工会运作，一是能够保障工会工作的落实，保障工会的运转，使其四项职能都得以有效发挥；二是可以监督工会的运转，把握工会实际情况；三是可以提高员工对工会工作的感知与认可度，强化工会建设。

第四，加强劳动立法，提高法治意识。随着工会的普及，相关法律法规也应该随工会的发展而不断完善。加强法律体系建设的同时，还需要推动法律知识的宣传，强化基本权益意识，弘扬法治精神。加强企业法治教育，建立员工权益保护体系，呼吁企业重视权益保护，号召员工依法维权，让工会充分发挥应有的作用。

① 《中华人民共和国劳动法》(简称《劳动法》)中规定的劳动者权益主要有：平等就业的权利；选择职业的权利；取得劳动报酬的权利；获得劳动安全卫生保护的权利；享有社会保险和福利的权利；接受职业技能培训的权利；提请劳动争议处理的权利；休息休假的权利。

② 考虑到员工回答“偶尔参加”时，表示员工培训无计划、无周期或无规律，培训效果较差，因此仅考虑其经常参加企业培训的情况，从而保障培训的质量与数量，避免培训不规范、不足够而导致无影响的问题。虽然单独的一次培训也可能对员工产生改变工作态度、点明工作方式等重要作用，但仅为少数。

③ 员工报酬为员工月工资与其社保金额之和。在对月工资和员工报酬进行回归时，将员工月工作时数纳入控制变量。