国民收入初次分配在很大程度上决定了社会最终收入分配的基本格局，关系到中国社会主义共同富裕目标能否加快实现。党的十七大报告明确提出，要逐步提高居民收入在国民收入分配中的比重，提高劳动报酬在初次分配中的比重。国家“十二五”规划建议中也强调，要努力实现居民收入增长和经济发展同步、劳动报酬增长和劳动生产率提高同步。实际上，关于收入初次分配尤其是劳动收入份额的研究一直层出不穷，但大多是直接采用统计年鉴上的劳动者报酬数据，根据其占收入法GDP的比重来观察劳动收入份额的变化规律，并未对自雇者的混合收入做出处理。本文则立足劳动报酬本质内涵，利用城乡住户调查微观数据对自雇者混合收入的拆分比例进行估算，进而通过拆分城乡自雇者混合收入、调整劳动者报酬数据，对河南省劳动收入份额进行了再测算。
一、为什么要拆分自雇者混合收入
从内涵上讲，劳动报酬是劳动者因付出劳动而获得的收入。所以，劳动报酬不包括资本、土地等其它要素收入。一般来说，雇员的劳动报酬很容易计算；但对于自雇者来说就比较困难。自雇者的收入是混合收入，不仅包括劳动报酬，还包括资本性收入或土地收益。因而，在计算自雇者劳动报酬时，如何从中剔除其它生产要素收入就成了国民收入账户核算中必须处理的难题。
现行国际做法是，将住户所拥有的非法人企业（不是准公司）的收入单列为混合收入，以便剔除自雇者对整体经济要素分配份额的影响。但我国的国民经济核算并未设此分类。实际上，针对自雇者收入，我国也曾先后2次调整统计口径，但均未能对自雇者收入进行分解，仅仅是变更了统计归类。2003年之前，个体劳动者通过生产经营获得的纯收入，全部视为劳动者报酬，包括个人所得的劳动报酬和经营获得的利润；2004年有所调整，个体经济业主的劳动报酬和经营利润全部视为营业利润,而劳动者报酬仅包括个体经济中的雇员报酬。新的统计归类持续到2008年再次发生调整，个体经济业主的劳动报酬和经营利润，再次全部视为劳动者报酬。而对于农户这种特殊的自雇者，其混合收入自始至终都是全部计入劳动报酬的。
二、自雇者混合收入拆分比例：基于微观调查数据的测算
目前国际上存在多种对自雇者收入进行处理的方法，大体分为三类：Young方法、Johnson方法和Gollin方法（表1）。其中，戈林的第一种方法就是我国目前使用的方法，即：把自雇者的所有经营收入都计入劳动报酬。张车伟、张士斌（2010）曾用Johnson方法和Gollin的第二种方法计算了中国自雇者的劳动报酬，并得出结论：中国自雇者的经营收入中，2/3属于劳动，1/3属于资本。
表1自雇者经营收入的调整方法
调整方法
Young(1994)
自雇者与部门、性别、年龄和受教育程度相同的雇员具有相同的小时工资。
Johnson(1954)
农业自雇者收入中的64%、非农业自雇者收入的2/3是劳动报酬。
Gollin(2002)
(1)自雇者的所有收入均属于劳动报酬；（2）自雇者与公司经营者有相同的分配比例；（3）自雇者与雇员有相同的劳动报酬。
由于自雇者主要存在于住户部门，所以理论上，利用住户调查数据能够较为准确地测算自雇者经营收入中劳动和资本的分配比例。考虑到中国城乡劳动力市场的分割现状，为充分反映城乡自雇者各自不同的收入函数，本文对其分别构建收入决定模型并予以测算。
（一）城镇个体经济业主经营净收入中劳动份额的测算
对于城镇个体经济业主，本文基本沿用Young（2004）的研究思路，首先利用雇员的性别、年龄、文化程度、行业和职业信息估计其工资函数，然后根据该工资函数和自雇者的相应特征变量估计自雇者的劳动报酬，最后计算自雇者劳动报酬估计值占其实际经营净收入的比重，进而考察城镇个体经济业主经营净收入中的劳动份额。构建工资函数时，假定劳动者的工资性收入完全由劳动者人力资本和其他个体特征决定，建立扩展的Mincer工资决定模型，形式如下：
其中，Wi代表工资性收入；sexi代表性别；agei代表年龄；Pi代表职业；edui代表文化程度，具体估计时以虚拟变量的形式出现，以小学以下文化程度为基准组，edu1代表初中、高中和中专文化程度，edu2代表大专以上文化程度；Si代表行业，具体估计时也以虚拟变量的形式出现，并参照杜鑫（2010）的做法，将20个行业划分为垄断性行业、竞争性行业、公共服务等其它行业三大类，以公共服务等其它行业为基准组，S1代表垄断性行业，S2代表竞争性行业。
表2城镇居民工资收入模型估计结果
变量
系数
标准误
t值
P值
C
7.780
0.187
41.656
0.000
sex
0.165
0.02
8.458
age
0.080
0.009
9.404
age^2
-0.001
0.0001
-8.562
edu1
0.396
0.079
4.984
edu2
0.701
0.081
8.642
S1
0.063
0.028
2.213
0.027
S2
-0.130
0.024
-5.414
P
-0.044
0.006
-7.057
调整后的R-squared
0.200
F统计量
99.587
Durbin-Watson统计量
1.876
观测值
3146
即，河南城镇居民工资性收入回归方程为：
将314个自雇者的性别、年龄、文化程度、行业和职业信息代入上述方程，得到自雇者的劳动报酬估计值，结合其实际经营净收入即可估计出劳动报酬所占份额。劳动份额估计值的统计特征如表3：
表3：城镇个体经济业主劳动报酬份额估计结果
原始估计值
删除个别奇异值
均值
1.090
0.809
中位数
0.686
0.661
最大值
19.717
4.348
最小值
0.116
1/4分位数
0.458
0.456
3/4分位数
1.031
0.952
314
304
可以看出，劳动份额估计值的均值受奇异值影响较大，不如中位数稳定。因而，本文使用删除个别超大奇异值后的中位数作为最终估计结果，劳动份额原始估计值的散点图如图1所示。据此，2010年河南城镇个体经济业主的经营净收入中，劳动报酬约占66%。这一结论与张车伟、张士斌（2010）的研究结果几乎完全一致。
（二）农户家庭经营纯收入中劳动份额的测算
根据农户特有的生产经营方式，本文使用扩展的Cobb-Douglas生产函数。形式如下：
其中，Y为农户家庭经营纯收入；K1为生产性固定资产原值，代表资本投入；K2为耕地面积，代表土地投入；L为家庭劳动力个数，代表劳动投入；α、β、γ分别代表资本、土地和劳动的弹性。理论上讲,C-D生产函数估计得到的各要素产出弹性即为要素分配份额。进而假定α+β+γ=1，将C-D生产函数转化为对数线性模型如下：
其中，劳动报酬所占份额γ=1-(α+β)。利用2010年河南4200户农村住户调查数据，对上述模型进行OLS估计，结果见表4。
表4农户家庭经营收入决定模型估计结果
3.860
0.126
30.562
LOG(K1/L)
0.134
0.010
12.761
LOG(K2/L)
0.607
0.022
28.113
0.239
585.438
1.385
3720
注：由于部分农户数据漏填家庭人口，部分农户的生产性固定资产原值和期初土地面积为0，部分农户的家庭经营纯收入为负或0，所以最终有效观测值为3720户。
即，河南农户家庭经营纯收入回归方程为：
可见，2010年河南农户家庭经营纯收入中劳动报酬所占份额为26%。这个估计结果略高于白重恩等（2009）利用Chow(1993)估计结果计算得到的比重21%，但与张车伟的2/3比例差别较大。这可能源于测算方法的差异，本文和白重恩的测算方法均基于C-D生产函数，与张车伟的方法显著不同。
三、河南省劳动收入份额的再测算
（一）测算思路及其公式
城乡自雇者混合收入中劳动和资本的拆分比例一经确定，就可以通过调整劳动报酬数据对劳动收入份额进行再测算。具体思路是：首先将自雇者经营收入分拆为劳动者报酬和营业盈余，然后据此调整各年宏观劳动者报酬数据，使之只包含自雇者的劳动报酬。具体调整方法是：用Ls′表示调整后的劳动收入份额，W为未调整的劳动者报酬，W′为调整后的劳动者报酬，Y为收入法GDP，Wn为未调整的城镇劳动者报酬，Wr为未调整的农业劳动者报酬，Inm为城镇个体经济的经营净收入，Irm为农民的经营纯收入，αn和αr分别为城乡自雇者混合收入中劳动报酬所占比重，βn和βr分别为城乡自雇者混合收入中其他要素收入所占比重，α+β=1，则：
2003年以前和2008年以后，由于国民经济核算时将城镇个体的混合收入全部计入了劳动者报酬，所以对自雇者混合收入进行拆分后的劳动收入份额计算公式为：
2004年至2007年，由于国民经济核算时将城镇个体的混合收入全部计入了营业盈余，所以对自雇者混合收入进行拆分后的劳动收入份额计算公式为：
其中，Irm=农村居民人均经营纯收入*农村人口；Inm=城镇居民人均经营净收入*城镇人口。
（二）测算结果及其评价
根据前述计算公式，按照城镇自雇者混合收入中66%为劳动报酬、34%为营业盈余，农村自雇者混合收入中26%为劳动报酬、74%为营业盈余的拆分比例（比例Ⅰ），利用城镇人均经营净收入（2001年前实为城镇个体经营者的净收益）和农村人均经营纯收入以及各年城乡人口数，本文对河南省劳动者报酬数据进行调整，并结合收入法GDP对各年劳动收入份额进行了再测算，见表5中第一列。
表5不同计算方法下的河南省劳动收入份额
年份
分拆自雇者混合收入
未分拆自雇者收入
比例Ⅰ
比例Ⅱ
方法Ⅰ
方法Ⅱ
1991
37.1%
49.6%
60.0%
1992
36.9%
47.8%
56.8%
1993
34.9%
45.2%
53.7%
1994
42.4%
52.6%
61.1%
1995
42.1%
52.4%
61.0%
1996
39.0%
49.8%
58.8%
1997
37.3%
47.5%
56.0%
1998
34.4%
44.4%
52.8%
1999
33.8%
43.3%
51.3%
2000
33.9%
42.3%
49.5%
2001
34.1%
42.0%
48.9%
2002
32.9%
40.4%
46.9%
2003
31.9%
38.1%
43.6%
2004
35.5%
41.1%
44.8%
46.2%
2005
36.5%
41.5%
44.3%
2006
34.2%
38.8%
41.3%
43.2%
2007
34.6%
38.9%
42.9%
2008
39.2%
43.0%
47.0%
2009
45.3%
49.1%
2010
46.3%
由于自雇者混合收入的分拆比例对测算结果产生直接影响，谨慎起见，本文也参照张车伟、张士斌（2010）研究成果中的分拆比例对河南省劳动收入份额进行了再测算，简称比例Ⅱ。同时，为了考察自雇者混合收入拆分与否对劳动收入份额的影响，我们还按照常规方法计算了未拆分自雇者混合收入的河南省劳动收入份额。一种是直接利用年鉴上的劳动者报酬数据，简称方法Ⅰ；另一种是在年鉴数据的基础上，将2004年至2007年国民经济核算中城镇个体经济经营净收入由营业盈余调回到劳动者报酬中去，实现历年数据口径可比，简称方法Ⅱ。计算结果详见表5，对比结果详见图2。
可以看出，由于将自雇者混合收入中的资本等其他要素收入从现有劳动者报酬数据中剔除出去，重新测算的劳动收入份额水平明显降低。其中，根据比例Ⅰ调整测算的劳动收入份额绝对水平较比例Ⅱ更低，主要原因在于农户经营纯收入的拆分比例存在较大差异。从变动趋势上看，若不考虑自雇者混合收入的分拆，劳动收入份额呈现明显的下降趋势。其中，方法Ⅰ因为直接使用年鉴上的劳动者报酬数据，未考虑2004年的统计口径变化，导致河南省劳动收入份额在2004年出现陡然下降。目前社会上关于中国劳动收入份额逐步下降的呼声如此之高，也多与这种计算方法有关。而对自雇者混合收入进行拆分后，重新测算的劳动收入份额的变化趋势则趋于平缓，尤其是90年代中期以来，劳动收入份额并未出现明显下降，而是长期保持相对稳定态势，这和张车伟等（2010）的研究结论较为相似。其中，采用比例Ⅰ的测算结果，变化趋势更为平稳。
可见，自雇者收入的处理方法不同，得到的研究结论也不相同。而无论如何，都应当首先搞清楚数据的统计口径，至少保证历年数据的口径一致，才有可比性。当然，本文对自雇者收入拆分比例的测算只是一种探索性尝试，尤其是对农户这种特殊自雇者的处理方法可能还不够深入，仍有待进一步研究。