发达地区乡镇企业的劳动力供求与工资决定，本文主要内容关键词为：乡镇企业论文,劳动力论文,发达地区论文,工资论文,供求论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
一般认为，“低工资、高积累”这样的积累机制是促成乡镇企业持续高速增长的重要原因之一。至于乡镇企业“低工资”形成的根本原因可归结为两点：一是因存在边际生产率很低甚至为零的农业剩余劳动力，所以抑制了乡镇企业的工资上升；二是绝大部分乡镇企业职工来自本地，因而一般迁移城市所必需的劳动力转移费在乡镇企业的工资中被大大节约。但是，随着农村经济体制改革的深入，促成乡镇企业低工资形成的因素本身也发生着变化，特别是产业间、地区间劳动力流动所形成的农村劳动力市场供求状况的变化，必然会对乡镇企业的工资决定产生新的影响。
从农村劳动力市场的功能来论述乡镇企业的工资决定，已经有了若干的实证研究成果。这些研究对于理解农村劳动力市场的形成过程、特点，以及乡镇企业的工资制度与工资决定机制，提供了很多的启示。但在另一方面， 这些研究中还有一些尚未充分阐明的问题。 比如孟昕（1988）、邱继成（1990）、严善平（1992a ）利用企业的问卷调查资料分析后认为，在整个80年代，决定乡镇企业工资最重要的因素，并不是农村劳动力市场中的供求关系，而是乡村政府的有关规定。换句话说，为了推进农村工业化，乡村政府把乡镇企业的工资限定在比较低的水准，进而强制性地压制其工资的上升。对乡镇企业来说，在“政企不分”的体制下，乡村政府直接参与非农业的投资与经营，并对其下属企业的工资决定有着很大的影响，这是事实。但是，在乡村政府决定下属企业的工资时，农村劳动力市场的供求关系是否也起作用，在上述研究中并没有予以阐明。又如大塚启二郎、刘德强、村上直树（1995）以大城市近郊为对象，通过工资决定函数的测算，发现乡外劳动力的跨地区流动所产生的劳动力市场调整，具有消除大城市近郊乡与乡之间工资差距的效果。但在他们的研究中，对于“外地人”的流入是否会对沿海乡镇企业的工资上升产生抑制作用，没有予以明确。
在本文中，我们将通过设计工资决定函数并进行测算，探讨发达地区乡镇企业的工资决定机制及其各个影响因素所起的作用，尤其将分析在乡镇企业的工资变动中，农村劳动力的供求关系是否具有调节的功能。由于把握发达地区整体的实际情况比较困难，我们以上海郊区的南汇县作为研究实例进行分析。以下，第二部分将简单说明调查地区农村劳动力供求的变化情况；第三部分将推导出用于测算的乡镇企业工资决定计量模型；第四部分是工资决定计量模型的测算结果；第五部分将分析工资决定的影响因素；最后则对全文的分析结果进行归纳。
二、调查地区劳动力供求状况的变化
在上海市的南汇县，人口密度1032人／平方公里，远远高于全国的平均值（124人／平方公里）；农村人口、 农村劳动力平均每人的耕地面积分别是0.7亩与1.3亩，显著低于全国的平均值（1.6亩和3.2亩）。1996年农村居民人均年纯收入为4846元，约为全国平均值的2.5倍。 根据县统计局的资料，农业部门在经历了1978年到1986年间的不稳定增长后，其后几乎一直保持着5%以上的增长率；工业部门在70 年代末以来的大多数年份中都保持着10%以上的增长率（注：本文所用统计数据均来自南汇县统计局《南汇统计年鉴》和《中国统计年鉴》。以下未加注的数据为相同来源。），如果是单纯的农村地区，工业部门的重要性在1980年时就已经超过了农业部门。
伴随着农村非农产业的迅速发展，农村劳动力的就业结构也发生了根本性转变。表1显示了南汇县农家劳动力就业结构的变化情况。 应该注意的有下面4点：（1）60年代后期以后，即使在上海近郊农村，也实施了计划生育政策，因而从1987年开始农村的就业人口数出现减少趋势；（2）农业就业人口的比率，在1984年落到了50%以下， 其后大体上呈下降趋势；（3 ）当地农业就业人数的大部分由乡村集体工业企业雇用，而乡村集体经营的服务业，以及私营企业对雇用的贡献，在1994年后才有所体现；（4）由于上海市有较好的就业机会， 有一定数量的农村劳动力也外出打工。
表1
上海市南汇县农家劳动力的就业结构变化
单位：人、%
当地其中
年度 总就业 农业 当地非农业其中:乡村工业
人口就业人口 比率 就业人口 比率 就业人口 比率
1978 329876
253814
76.94
76062
23.06
40273 52.95
1982 360016
235329
65.37 124687
34.63 102503 82.21
1984 360017
159502
44.30 181284
50.35 141910 78.28
1986 363142
124168
34.19 208270
57.35 160596 77.11
1990 357341
108840
30.46 209427
58.61 196241 93.70
1992 34533891373
26.46 213736
61.89 199783 93.47
1994 34444397659
28.35 203238
59.01 166358 81.85
1996 34396997866
28.45 201228
58.50 163956 81.48
年度 外出工
就业人口比率
1984 19775 5.49
1986 30704 8.46
1990 39074 10.93
1992 40229 11.65
1994 43246 12.64
1996 44875 13.05
资料来源：南汇县统计局编《南汇统计年鉴》；南汇县人民政府统计科编《光辉灿烂的三十五年（1949—1983）》。
注：在农村由于不存在公开的失业，就业人口与劳动人口同一概念。外出工是指去上海市区，或他县、他乡打工的劳动者。
关于农村劳动力供求状况的变化，显示出三个特征。第一，伴随着80年代初以来乡镇企业的迅速发展，当地农家劳动力的供给从丰富型经济向不足型经济转换。笔者曾在与南汇县的发展特征极为相似的近邻县奉贤县的青村镇唐家村，对222户农家进行过家访与问卷调查。 从调查的分析结果看，在1984年至1989年这一段农村工业化的高潮时期，女性劳动力也更多地转向了非农业，女性非农业就业者占非农业就业者总数的比率，在1989年时就达到了44.9%。 另一方面， 农业就业者人数从1979年的238人，减少到1983年的214人，1989年的74人。在1989年的农业就业者中，有56.8%是50岁以上的中高年龄者。家庭主妇的离农和农业就业者的高龄化，正意味着劳动力不足的问题已经开始发生。
第二，80年代中期以来非农业就业者兼营农业的程度大大提高。南汇县农村非农业就业者中兼营农业的人员比率，1984年只不过是5.71%，但到1985～1986年，迅速上升到70%，1987年以后进一步上升，一直保持在90%左右的水准。1985年兼业者比率急剧上升的原因有二：一是在经过1984年的投资波后，农业就业者进入乡镇企业就业的机会也同步扩大。同时，新的非农业就业者们因农业经营能力的下降， 将“责任田”中的一部分转包给了其他农户。二是与乡镇企业的就业者被要求承包“责任田”有关。1983年乡镇企业职工平均每人只承包0.4亩的口粮田，但并不承包责任田。由于小规模的承包耕地无论是作为单纯的资产保有，还是作为补充家庭收入的来源，或者作为非农就业不稳定的防备手段及养老保障等，都有各种各样的意义，因此，在经过1985年的“责任田”面积调整后，较多的乡镇企业职工拥有了“责任田”，兼营农业的程度被大大提高。
第三，对应于当地农家劳动力的供给不足，特别是乡镇企业对青壮劳动力需要的增加，1986年左右开始出现了雇用外地劳动力的现象，并呈现逐步增加的趋势。表2 反映了南汇县农村各部门雇用外来劳动力人数的变动情况。应该注意到，这一统计存在着低估外来雇用人数的可能。原因是，列入外来就业人口统计的是，在当地被雇用半年以上、且在政府有关部门（工商管理部门）登记的企业所雇用的人数，以及承包土地经营农业的人数；至于半年以下短期、临时雇用的，或被当地非正规企业、私营业雇用的外来劳动者未被统计进去的可能性很大。 根据表2，外来就业人口从90年代初起增加很快，其中大部分被非农业部门，特别是乡村工业企业所雇用。在1996年时，外来就业人口占当地就业者人数的比率已达到近7%。
表2南汇县农村对外来就业人口的雇用情况 单位：人、%
其中(人)
占当地 其中(%)
年度外来农业 非农业就业人口农业
就业人口合计 乡村工业的比率
19863188871
23171480
0.88 0.70
19885859
1153
47062918
1.65 1.08
19902371588
1783 959
0.66 0.54
1992
10439815
96247874
3.02 0.89
1994
14839
1137 13702
11461
4.31 1.16
1996
15178
1284 13894
11281
4.41 1.31
其中(%)
年度 非农业
合计乡村工业
19861.11 0.92
19882.23 1.54
19900.85 0.49
19924.50 3.94
19946.74 6.89
19966.91 6.88
注：这里的外来就业人口是指被当地各部门雇用的外省市劳动力。
三、关于乡镇企业工资决定的理论与计量模型
严善平（1992）根据上海的近郊366 家乡镇集体企业的厂长问卷调查分析后发现，在列出的诸如乡村政府的决定、企业的经营状况、当地其他企业的工资水准、物价的变化、县以上主管部门有关决定、农业从业人员收入、职工的要求、城市职工的工资水准、农家劳动力的供给状况等9项影响乡镇集体企业工资决定的因素中，有90%多的企业认为，最重要的是乡村政府的有关规定，尤其是在决定乡镇企业职工的最初工资和工资提升时，乡村政府起着主导的作用。
但这里需要特别指出的是，虽然乡镇企业的工资决定在很大程度上受乡村政府的影响，但这并不等于其工资是由行政制度决定的。首先，作为乡镇企业的上级主管乡村政府尽管是行政部门，但无论在其非农业的投资中，还是在决定下属企业的工资时，来自上一级政府部门的规制并不太严；其次，某种程度上可以说，乡村政府决定下属企业的工资本身也是受企业经营状况、物价上涨率、农家劳动力的供给状况、农业从业人员的收入水准等经济因素的影响的；第三，由于乡村政府更重要的角色还是乡镇企业的资产所有者，与企业利益几乎是一致的，在决定企业工资时将显示出企业的行为特征。因此，在研究乡镇企业的工资决定时，最重要的前提是必须把乡村政府和其下属企业放在一起加以考虑，这样才能如实反映其影响工资决定的真实含义。
影响工资决定的因素有很多（注：工资决定因素的理论假说，有失业假说、利润假说、工资波及假说。）。在考虑具体可操作的模型时，应该先进行必要的单纯化、可计量化处理。通常，作为货币工资变动的说明变量，劳动力的供求缺口即失业率，以及物价上涨率这两个变量具有较高的说明能力。这也被称为菲利浦斯曲线（注：包含工资交涉的工资决定函数中，不使用物价上升率变量，而使用通货膨胀预期变量。所谓工资交涉主要指企业中的工会组织对企业经营方的工资决定施加压力，以实现工资的上涨。参考Santomero A.M.and J.J.Seater ( 1978)PP.499-544，岛田晴雄、细川丰秋、清家笃（1982）。）。以下关于乡镇企业工资决定模型的推导，我们首先是从工资调整、劳动力需要、劳动力供给三个方程式设计农村劳动力市场的模型，然后从这一模型中再推导出本文测算所使用的诱导型模型。
（一）工资调整函数
货币工资的变动依存于物价变化率与劳动力供求缺口。工资调整函数可以如下表示（注：这里的工资调整函数与南亮进、 尾高皇之助（1972）为同一种类型。）：
W表示货币工资；
表示劳动力的供给量。函数J 表示由消费品物价上升所带来的工资变化程度，称为生计费调整函数。函数G 表示劳动力供大于求而引起的工资变化，称为劳动力供求调整函数。π表示J、G以外的影响因素（制度因素）。
（1）式可以改写成以下式子：
即工资水准的变化取决于π（物价、劳动力以外的因素影响带来的工资增长率）、μ（工资变化率对物价变化率的弹性值）、ν（工资对劳动力供求的反应系数）三者的组合。
（二）劳动力需要函数
劳动力需要函数从生产函数予以推导。作为生产函数，利用C-D 型生产函数。设Q为乡镇企业的纯附加价值，L为雇用量，K为资本积累。C-D型生产函数如下表示：
其中，A是表示生产函数初期状态水准的常数，e是自然对数的底，ρ是生产函数的移动率，即中立的技术进步率，t是时间指数。 α是表示劳动力的生产弹性，假定为0〈α〈1。根据生产函数1 次同次的假定，资本的生产弹性为1－α。
现在，假定乡镇企业以利润最大化为目标，其均衡条件根据工资与劳动的边际生产率相等而给出。即劳动力的边际生产率为：
但在现实中，由于生产市场的不完全性，劳动力市场的不完全性，工资并不与劳动力的边际生产率相等。我们把C 作为工资与劳动力的边际生产率之比，这样，
这儿，Ca不是一定需要的。把它假定为时间的线性函数，即
这时，劳动力需要函数就可以写成下面的式子：
在这一函数中，假定企业为了调整生产，可以操作的生产要素只有劳动力。
（三）劳动力供给函数
虽然乡镇企业的劳动力供给主要依赖于当地农家劳动力，但近些年由于青壮年劳动力供给处于相对不足的状态，来自内地的农家劳动力也不断被雇用。在这种状况下，乡镇企业的劳动力供给量一般是由部门间、地区间的工资差，以及劳动力的可供量决定。其劳动力供给函数可以如下设定（注：劳动力供给函数与大塚启二郎、刘德强、村上直树（1995）的模型为同一类型。）：
其中，
表示劳动力可供量，在统计上是当地劳动人口数加上外来劳动人口数的概念。对于外来劳动力人数，由于很难有完全的统计数据，在这儿，我们用当地劳动人口数加上被雇用的外来劳动人口数来代替劳动力可供量。γ表示当地劳动力的劳动力供给的工资弹性，λ表示外地劳动力的劳动力供给的工资弹性，η表示劳动力供给总人口、部门间及地区间的工资差以外的影响变量的参数。
对劳动力供给的公式化是以传统理论的“工资差别论”为基础的。但在农工间劳动力流动的理论中有所谓的“就业机会论”之说。在托达罗模型中，决定劳动力从农村向城市转移，是由农村、城市间的实质收入差距和在城市中能够找到工作的概率这样两个变量决定的，也就是说，“工资差别论”和“就业机会论”是合在一体的（注：Todaro M.P.(1969)。引入农工间交易条件的两部门分析是他与Harris的共同论文中被展开的。Harris J.R and M.P.Todaro(1970)。 在日本对“工资差别论”和“就业机会论”的假说进行验证的研究，也有一些。如梅村又次（1971）、儿玉守二（1970）等。）。在我们的模型中，由于当地劳动力在乡镇企业中找到工作的概率，以及外来劳动力在乡镇企业中找到工作的概率不可能推算出来，因而予以忽略。这是因为不存在当地农家劳动力的失业问题，也不可能把握未能被雇用的外来劳动力数量。
（四）工资决定的诱导型方程式
把（8）式、（9）式代入（2）式，然后在两边取自然对数， 就得到下面的式子：
（10）式是通过诱导所得到的工资决定方程式。如果各个独立变量用近似数据代入，就能够推算出各个参数。即
应该注意的是，使用推算出来的参数值并不能进一步推算结构方程式中的常数项，因而构成结构方程式的劳动力供给量
是无法识别的。但由于结构方程式的参数可以推算，那么也就可以得知，对于劳动力供给和劳动力需要的变化，工资是怎样反应的；对于物价的变动，工资是如何调整的；进一步可知，部门间、地区间的工资差对工资变动将产生何种程度的影响。
的比值的近似值是能够计算的。
现在，对于（2）式，假定π＝0，即物价、劳动力以外的因素对工资没带来什么变化。这个时候，劳动力供求对工资增长率的贡献程度可以用下式计算。
分别表示工资和消费品物价用指数表示的增长率。问题在于π＝ 0的假定是否妥当。π的内容也就是来自政府的影响等的因素。但如果把来自政府的影响看作已由生计费调整项目所反映的话，π＝0 的假定也并不是不现实的。而且我们所论述的对象不是劳动力供大于求的程度问题，只是各个年份的变动问题。
四、模型的测算
以下，将选用宏观性的工资数据，即平均每一个就业者的收入数据进行模型的测算。所需数据主要利用南汇县人民政府统计科编写的《光辉灿烂的三十五年（1949—1983）》，南汇县统计局编《南汇统计年鉴》1984年以来的各年版。
工资指标按三种类型选取，即乡村办工业企业（W[,1]）、 乡办工业企业（W[,2]）、村办工业企业（W[,3]）。工资指标为平均每人的年工资收入。当地农业工资率（W[a]）取自农村经济收益分配资料。1984年以前为生产队层面每个劳动力的平均收入，其后为以家庭经营为基础的每个劳动力的平均收入，兼业劳动力也包括在内。外地乡镇企业工资以《中国农业年鉴》为基础，用安徽省乡镇工业企业就业者的平均工资收入代替（注：之所以选用安徽数据，一是它是一个标准的内陆省份，二是因为我们在调查中觉得来自安徽省的流动人口比较多。）。
消费品物价指数（P）用上海市全体的消费品物指数代替。
乡镇企业的纯附加值额是乡镇工业企业的名义值。
劳动人口为当地生产年龄人口（16周岁以上人口）加被雇用的外来劳动人口。
时间t取1975～1978年（改革以前）为1，1979～1988年（迅速发展时期）为2，1989～1996年（调整与全面发展时期）为3。
作为测算模型，取A、B两种。模型A即为方程式（10 ）（扩张的菲利普斯曲线模型）、模型B为假定A[,2]＝0时的模型（μ＝0，菲利普斯曲线模型）。这两种模型都用OLS法进行推算。推算结果在表3 （模型A）、表4（模型B）中列出。
首先看模型A的测算结果。调整以后的相关系数非常高， 表明工资变动的大部分可以被说明。多宾系数统计量（d）约在1.9～2.1之间，不存在对系列相关问题的担心。参数的检验值（t），A[,1]在任何一种工资情况下都是有意义的；A[,2]、A[,3]则在任何一种情况下通常的信赖水准都没有意义；A[,0]、A[,5]、A[,6]除W[,3]以外都是有意义的；A[,4]在W[,1]、W[,3]中是有意义的。
关于模型B的测算结果，相关系数与模型A一样具有很高的值。多宾系数统计量在1.9～2.2之间，可以认为不存在系列相关。从A[,0]、A[,1]、A[,4]、A[,5]、A[,6]的统计有意性看，模型B 的良好程度大体同模型A相同。
利用A[,0]～A[,6]的参数推算值计算结构方程式的各参数。其推算结果在表5所示。结构方程式的各参数通过诱导型方程式参数除以A[,1]或A[,3]求得。因而当参数A[,1]、A[,3]含有较大的误差时，所求得的结构方程式的参数也会带有大的误差。这里，我们对A[,1]和A[,3] 在95%依赖水准无意义的情况，作为算不出结构方程式参数处理。在表5中用符号⊙予以表示。
表3模型A的测算结果
参数与说明变量
工资A[,0]A[,1] A[,2]A[,3]A[,4]
乡村工业企业 -0.2922* 0.5678**
0.0362 0.0565 0.2981△
(W[,1]) (-2.141) (3.691)
(0.086) (0.634) (1.441)
乡办工业企业 -1.3166* 0.5670**
0.0265 0.0588 0.3171
(W[,2]) (-1.864) (3.400)
(0.051) (0.626) (1.314)
村办工业企业 -0.8614
0.5158**
0.1224 0.0987 0.3884△
(W[,3]) (-0.932) (2.700)(0.253) (0.729) (1.509)
R[2]
工资A[,5] A[,6]&d
乡村工业企业
0.3615*-0.1175*0.991
(W[,1]) (1.958) (-1.926)1.881
乡办工业企业
0.3610 -0.1442*0.985
(W[,2]) (1.693) (-1.898)1.923
村办工业企业
0.2086 -0.0687 0.989
(W[,3]) (1.092) (-1.027)2.185
注：**表示有意义水准1%，*表示有意义水准5%， △表示有意义水准10%。（ ）内的数据是T值。
表4模型B的测算结果
参数与说明变量
工资A[,0]A[,1] A[,3]A[,4]A[,5]
乡村工业企业 -1.2870* 0.5712**
0.0581 0.2937△ 0.3596*
(W[,1]) (-2.224) (3.985)
(0.692) (1.521) (2.035)
乡办工业企业 -1.3142* 0.5695**
0.0597 0.3143△ 0.3597*
(W[,2]) (-1.935) (3.706)
(0.672) (1.389) (1.763)
村办工业企业 -0.8232
0.5248**
0.1060 0.36970.2047
(W[,3]) (-0.935) (2.896)(0.829) (1.552) (1.113)
R[2]
工资 A[,6]&d
乡村工业企业-0.1164*0.992
(W[,1] ) (-2.015)1.896
乡办工业企业-0.1433*0.987
(W[,2])
(-2.015)1.932
村办工业企业-0.0657 0.989
(W[,3])
-1.033 2.220
注：与表3相同。
表5结构方程式的计算结果
参数
模型 μ ν γ λ θ
模型A(W[,1])0.0638
0.0995⊙ ⊙ ⊙
(W[,2])0.0467
0.1037 ⊙ ⊙ ⊙
(W[,3])0.2373
0.1914 ⊙ ⊙ ⊙
模型B(W[,1]) 0.1018 ⊙ ⊙ ⊙
(W[,2]) 0.1049 ⊙ ⊙ ⊙
(W[,3]) 0.2019 ⊙ ⊙ ⊙
⊙的意思请参考正文说明。
正如表5所示，在模型A，工资对物价变化率的弹性值（μ），模型A（W[,1]）0.0638、模型A（W[,2]）0.0467、模型A（W[,3]）0.2373；工资的劳动力供求反应系数（ν），模型A（W[,1]）0.0995、模型A （W[,2]）0.1037、模型A（W[,3]）0.1914。在模型B，工资的劳动力供求反应系数（ν），模型B（W[,1]）0.1018、模型B（W[,2]）0.1049、模型B（W[,3]）0.2019。γ、λ、θ是⊙状态，表明由于诱导型方程式的参数A[,3]没有意义，无法予以计算。
五、乡镇企业工资决定的影响因素
表3、表4所显示的结果表明，由同时决定方程式所推导出来的工资决定函数，在现实中可以被观察，并且对工资变动具有较高的说明力。另外当地的农业收入以及外地乡镇企业的工资收入等说明变量，也大体满足符号条件，具有稳定的说明力，即对于乡镇企业的工资决定，当地农业的收入水准、外地乡镇企业的工资水准是有一定影响的。但由于消费品物价上升率与生产率都没有意义，这就意味着这两个因素对乡镇企业的工资决定和变动并没有什么大的影响。
我们的关心点在于劳动力供求的变化是否对乡镇企业的工资变动产生影响，而且有影响的话，其程度又如何。考察模型A。表6是利用（11）式推算的结果。从该表可以发现，由劳动力供求调整所带来的工资增长率，远远高于由生计费调整所带来的工资增长率。整个期间的平均值，劳动力供求调整的部分年率为10.82%，生计费调整的部分为0.35%。对于11.17%的工资增长率，劳动力供求调整效果达96.87%，生计费调整效果只有3.13%。当然，这样一些结果的前提是假定π＝0， 即工资变动只考虑劳动力供求调整与生计费调整两个因素。如果π〉0， 存在其他独立的工资上升影响因素，劳动力供求调整的效果就会被过大评价。但至少可以认为，关于乡镇企业的工资决定是否受劳动力供求关系影响这一点，上述计量结果提供了比较正确的情况。也就是说，乡镇企业的工资与其劳动力供求的变化是同步的。进一步，表示劳动力供求调整效果的数值为正值，意味着劳动力供求的变化正推动着乡镇企业的工资上升。
表6 乡镇企业工资增长率的因素分解
生计费调整效果
劳动力供求
调整效果
时 期工资增长率 贡献额 贡献率 贡献额 贡献率
1975～1996 11.17 0.35
3.1310.82 96.87
乡村
1975～1978 1.32 0.02
1.52 1.30 98.48
工业企业1978～1988 12.78 0.29
2.2712.49 97.73
1988～1996 15.05 0.67
4.4514.38 95.55
1975～1996 10.92 0.25
2.2910.67 97.71
乡办 1975～1978 0.58 0.01
1.72 0.57 98.28
工业企业1978～1988 12.57 0.21
1.6712.36 98.33
1988～1996 15.07 0.49
3.2514.58 96.75
1975～1996 11.78 1.30 11.0410.48 88.96
村办 1975～1978 4.23 0.07
1.65 4.16 98.35
工业企业1978～198813.38 1.08
8.0712.31 92.00
1988～199614.13 2.51 17.7611.63 82.31
注：工资增长率用指数表示。生计费调整效果用μ（lnP[,t-1]—lnP[,t-2]），劳动力供求调整效果用
推算。
关于劳动力供求的变化对乡镇企业的工资调整具有较大的影响这一观察到的事实，可以从农村劳动力市场的分割格局得到一定的解释。也就是，由于乡镇企业具有明显的社区性，农村劳动力市场存在以社区为界限的内部劳动力市场和外部劳动力市场（注：关于农村劳动力市场的分割格局，可参考严善平（1992b）p.216。）。尽管外部劳动力市场处于无限制的供给状况，却并不对当地农家劳动力的就业机会构成很大的影响，对乡镇企业工资上升的抑制功能也是受到制约的。
工资上升是经济发展后的必然趋势，但过快的工资上升也必然会降低企业的赢利水平，以至影响企业的资本积累。发展经济学的经典理论早就指出，农业剩余劳动的存在有助于工业部门积累资金，扩大投资，推动经济的增长。那么发达地区农村劳动力市场的分割显然会额外地增加这些地区乡镇企业的劳动成本，削弱其资金积累能力，乃至在市场中的价格竞争能力。因此，从增加资本积累的角度出发，应该在统一农村劳动市场方面进行创新，即要减少对本地劳动就业的过多保护，平等雇用外来劳动力，扩大劳动力的总供给，减缓劳动工资的过快上升。
另外，从表6还可以观察到以下一些结论。第一，从不同时期看，劳动力供求调整效果实际上是在1979年以后变得明显的。在这一时期，伴随着乡镇企业的迅速发展，在劳动力需要迅速扩大的另一面，劳动力供给趋向相对不足，乡镇企业的工资进一步上升。第二，生计费的调整效果处于缓慢上升之中，村办企业的场合，相对显得显著一点。关于其原因，可举出两点。一是在其工资决定中，多少会受到国有企业、政府部门工资调整的影响。在这些部门的工资调整中，因物价上升所进行的生计费调整是一重要因素。二是为了改善物价上升所带来的职工收入状况的恶化，乡村政府，或企业自身也在某种程度上进行生计费调整。特别是，村办企业的场合，劳动力供给方的农家与村办企业的关系，属于社区内的关系，与乡办企业相比，关系更近，进行生计费调整的可能性更大一点。
六、结论
本文以上海郊区南汇县为对象，在概括了发达地区农村劳动力市场的供求变化特点后，进一步从理论上构造了乡镇企业工资决定的模型，并利用其模型进行了实证分析。其分析的时期仅限于大部分集体企业进行改制之前的阶段。
工资决定的模型，是通过在劳动力需要函数和劳动力供给函数中引入工资调整函数而导出的诱导型方程式。工资调整函数把物价上升率、劳动力供求缺口以及两者以外的制度因素作为工资增长的说明变量。从计量结果得出以下4个结论。（1）在乡镇企业的工资变动中，劳动力供求的调整效果非常显著；（2）来自物价的影响并不是那么大；（3）对于乡镇企业的工资决定，当地农业的收入水准、外地乡镇企业的工资水准是有一定影响的；（4）不从个别企业看，而从地区整体看， 表明经济发展程度的指标，每一个劳动者所拥有的乡镇企业附加价值，即劳动生产率，其变化与乡镇企业的工资变动并不相关。
关于劳动力供求的变化以及乡镇企业与农业之间的工资差、沿海发达地区与内陆地区的工资差对乡镇企业的工资变动具体影响到什么程度，本文的分析案例由于某些参数在统计上没有意义，结果还不能得到确认。这方面还有待于今后作进一步的实例调查与研究。