自20世紀(jì)60年代人力資本理論誕生以來(lái)，教育作為一種重要的人力資本投資形式，其對(duì)個(gè)人的經(jīng)濟(jì)收益受到國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者的廣泛關(guān)注。但是，相對(duì)于國(guó)外學(xué)者，國(guó)內(nèi)學(xué)者往往注重對(duì)教育的收入效應(yīng)和教育收益率的研究，并取得了豐富的研究成果，卻忽視了對(duì)教育與被解雇關(guān)系的研究。對(duì)于后者的研究，國(guó)外早在20世紀(jì)70年代就出現(xiàn)了，迄今已比較成熟，而國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究仍十分鮮見(jiàn)。當(dāng)然，國(guó)內(nèi)研究的這一不足有其客觀的歷史原因。眾所周知，在20世紀(jì)90年代以前，尤其是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，我國(guó)的勞動(dòng)就業(yè)制度具有“終身制”特點(diǎn)，工作就是“鐵飯碗”，職工一旦走上工作崗位，往往一輩子就呆在同一個(gè)單位里工作，企事業(yè)單位既不會(huì)解雇職員，也不允許職工辭職，這種制度對(duì)所有職工一視同仁，不論職工的受教育程度如何。這意味著在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，我國(guó)職工的受教育程度與被解雇基本上沒(méi)有什么聯(lián)系，或者說(shuō)，教育對(duì)被解雇沒(méi)有什么明顯影響。如果說(shuō)在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，由于基本上不存在被解雇現(xiàn)象，所以無(wú)法研究教育與被解雇的關(guān)系，那么，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，我國(guó)勞動(dòng)就業(yè)制度進(jìn)行了實(shí)質(zhì)性改革，企事業(yè)單位廣泛實(shí)行勞動(dòng)合同制，企事業(yè)單位有權(quán)解雇也有權(quán)辭職，越來(lái)越多的職工經(jīng)歷過(guò)辭職或被解雇?？傊谑袌?chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革30多年來(lái)被解雇現(xiàn)象日益普遍，我們既有條件也有必要研究教育對(duì)被解雇的影響。研究這一問(wèn)題不僅有利于人們從新的角度認(rèn)識(shí)教育的作用，引導(dǎo)人們做出理性的教育投資決策，也對(duì)完善勞動(dòng)就業(yè)制度具有深遠(yuǎn)意義。
一、教育與被解雇的理論分析：人力資本理論的視角
經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，勞動(dòng)與資本、土地一樣，作為企業(yè)的生產(chǎn)要素進(jìn)入企業(yè)的決策函數(shù)，企業(yè)在決策生產(chǎn)要素的使用量時(shí)，將遵循利潤(rùn)最大化原則，這一原則的內(nèi)涵就是生產(chǎn)要素的“邊際成本”和相應(yīng)的“邊際收益”相等，生產(chǎn)要素的“邊際成本”等于生產(chǎn)要素價(jià)格，而生產(chǎn)要素的“邊際收益”是指邊際收益產(chǎn)品MRP，即產(chǎn)品的邊際收益MR和要素的邊際產(chǎn)品MP的乘積MR-MP，當(dāng)生產(chǎn)要素為勞動(dòng)時(shí)，生產(chǎn)要素價(jià)格就是支付給工人的工資w，而生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)品是指勞動(dòng)的邊際產(chǎn)品MPL，所以，企業(yè)為了實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，在決策勞動(dòng)生產(chǎn)要素的使用時(shí)將滿足如下條件：MRPL=w，或者，MR·MPL=w。
因此，在利潤(rùn)最大化動(dòng)機(jī)的作用下，雇主將解雇那些邊際收益產(chǎn)品低于工資的工人。換言之，如果雇主發(fā)現(xiàn)某一個(gè)工人的邊際收益產(chǎn)品低于工資，MRPLi
現(xiàn)假定由于某種原因，市場(chǎng)對(duì)一個(gè)企業(yè)的產(chǎn)品需求減少，導(dǎo)致企業(yè)的產(chǎn)品邊際收益MR下降，這樣即使所有工人的邊際產(chǎn)品MP都不變，所有工人的邊際收益產(chǎn)品MRP也將下降，因而所有工人都有被解雇的可能。但是，根據(jù)人力資本理論，工人的企業(yè)專用性人力資本水平不同，被解雇的概率將不同。
作為人力資本理論的創(chuàng)始人之一，貝克爾(Becker)開(kāi)創(chuàng)性的將人力資本分為企業(yè)通用性和專業(yè)性人力資本，當(dāng)企業(yè)面臨產(chǎn)品需求減少時(shí)，由于企業(yè)專用性人力資本水平低的工人，其邊際產(chǎn)品收益起初等于工資，所以為了防止他們的邊際產(chǎn)品收益低于工資，企業(yè)將首先解雇他們。而企業(yè)專用性人力資本水平高的工人，邊際產(chǎn)品收益往往大于工資，盡管企業(yè)產(chǎn)品需求的減少也會(huì)使他們的邊際產(chǎn)品收益下降，但是，只要他們的邊際產(chǎn)品收益減少小于起初與工資的差額，企業(yè)繼續(xù)雇用他們?nèi)匀皇莿澦愕?。退一步說(shuō)，即使他們的工資暫時(shí)低于其邊際收益產(chǎn)品，雇主為了將來(lái)需求狀況好轉(zhuǎn)時(shí)儲(chǔ)備人才，也不會(huì)解雇他們。否則，一旦企業(yè)需求狀況好轉(zhuǎn)時(shí)，為了重新招聘工人將不得不支付一定成本，這意味著繼續(xù)雇用他們，可以節(jié)省未來(lái)的重新雇用成本，因此是合算的。這樣，在需求減少的情況下，專用性人力資本水平高的工人被解雇的概率要小于專用性人力資本水平低的工人。在需求狀況不變的情況下，即使企業(yè)搜尋到了能為企業(yè)帶來(lái)更多凈收益的工人，企業(yè)也不大可能更換(解雇)專用性人力資本水平高的工人。
總之，工人的企業(yè)專用性人力資本水平越高，工人被解雇的概率就越小，工人被解雇概率與專用性人力資本成負(fù)相關(guān)。由此可以分析教育與被解雇的關(guān)系：
命題1：在其他條件相同的情況下，受教育程度越高者，專用性人力資本水平越高，被解雇的概率越低。
命題2：與中等職業(yè)教育(包含中專、中技或職高，簡(jiǎn)稱中職教育)相比，普通高中教育的學(xué)習(xí)年限也是三年，但中職教育的教學(xué)內(nèi)容和教學(xué)目標(biāo)更注重培養(yǎng)學(xué)生的通用性知識(shí)和技能，所以中職學(xué)歷者的專用性人力資本水平更高。在其他條件相同的情況下，高中學(xué)歷者被解雇的概率高于中職學(xué)歷者。
二、教育與被解雇的統(tǒng)計(jì)分析
本文利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)隊(duì)和中國(guó)社科院對(duì)北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、重慶、四川、云南和甘肅一共12個(gè)省、直轄市的城鎮(zhèn)居民進(jìn)行的“2002年中國(guó)城鎮(zhèn)居民生活調(diào)查”數(shù)據(jù)，簡(jiǎn)稱CHIP-2002數(shù)據(jù)。為了分析的需要，筆者選取2002年底處于工作或就業(yè)中的工人作為分析樣本，樣本數(shù)為10280，同時(shí)將因收入低、工作不穩(wěn)定、工作條件不好、福利和社會(huì)保障不好、合同期滿、想自謀職業(yè)或工作調(diào)動(dòng)而離開(kāi)前一個(gè)工作單位的工人都?xì)w類為辭職者，將因被單位辭退、被單位下崗、單位解散(破產(chǎn))或不離開(kāi)就下崗而離開(kāi)前一個(gè)工作單位的工人都?xì)w類為被解雇者。CHIP-2002數(shù)據(jù)中，200(02002年間改變過(guò)工作單位的有955人，其中辭職者460人，被解雇者351人。
分析教育與被解雇之間的關(guān)系，可以通過(guò)比較不同受教育程度者的被解雇率來(lái)進(jìn)行。被解雇率的計(jì)算公式為：
被解雇率=被解雇人數(shù)／總?cè)藬?shù)×100％
根據(jù)CHIP-2002數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)不同受教育程度的工人在2000-2002年間的工作流動(dòng)率進(jìn)行計(jì)算，得出表1結(jié)果。
從表1中可以發(fā)現(xiàn)，(1)隨著受教育程度的上升，被解雇率明顯下降，表明教育與被解雇是負(fù)相關(guān)。(2)高中(職高、中技)學(xué)歷者的被解雇率明顯高于中專學(xué)歷者。原因是高中教育屬于普通教育，主要形成工人的通用性人力資本，而職高、中技和中專屬于職業(yè)教育，專用性人力資本成分更強(qiáng)。根據(jù)命題2，工人的專用性人力資本水平越高，被解雇的概率越低，所以，盡管高中(職高、中技)組混合了普通教育和職業(yè)教育，高中(職高、中技)學(xué)歷者的被解雇率仍然高于中專學(xué)歷者。顯然，這一結(jié)果驗(yàn)證了命題2。
總之，統(tǒng)計(jì)分析法得到的結(jié)論驗(yàn)證了命題1和命題2，不過(guò)，由于影響被解雇的因素還有很多，比如工齡、性別、企業(yè)規(guī)模等等，而統(tǒng)計(jì)分析法無(wú)法剝離其他因素對(duì)被解雇概率的影響，所以，為了更準(zhǔn)確地探究教育對(duì)被解雇概率的影響，需要進(jìn)行回歸計(jì)量分析。
三、教育與被解雇的計(jì)量分析
由于被解雇與否是一個(gè)二元選擇的問(wèn)題，所以，被解雇是一種二分變量，對(duì)于二分變量的計(jì)量分析，可以采用logistic回歸方法。
(一)計(jì)量模型的設(shè)定、變量選取、數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計(jì)
結(jié)合影響被解雇的因素和數(shù)據(jù)的可獲得性，可以將影響被解雇的解釋變量分為工人的個(gè)人特征、工作特征和勞動(dòng)力市場(chǎng)特征三個(gè)方面，其中工人的個(gè)人特征包括受教育年限、年齡、性別、婚姻、工作年限、企業(yè)工齡，工作特征包括收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的所有制性質(zhì)，勞動(dòng)力市場(chǎng)特征包括城市規(guī)模和地區(qū)差別。
這樣，被解雇概率的Logistic回歸模型A：
P(L=1)=f(受教育年限、年齡、性別、婚姻、工作年限、工作年限的平方、企業(yè)工齡、收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、城市規(guī)模、地區(qū))
需要指出的是，CHIP-2002數(shù)據(jù)反映的是樣本在最近三年(2000～2002)的被解雇情況，顯然只能以被解雇之前的各種特征作為解釋變量，即樣本在1999年時(shí)的狀況作為解釋變量，比如年齡變量是指1999年時(shí)的年齡，但是，CHIP一2002數(shù)據(jù)直接反映的是樣本在2002年時(shí)的狀況，所以需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行適當(dāng)處理。例如，需要剔出第一次參加工作的年份是2000年以后的樣本，因?yàn)檫@些樣本為無(wú)效樣本。這樣，有效樣本減少到9350，被解雇者樣本為304。
被解雇：如果樣本在2000-2002年間是被解雇者，則被解雇=1，反之，被解雇=0。
受教育年限：指樣本在1999年底的受教育年限。由于CHIP一2002僅提供樣本在2002年底的受教育年限數(shù)據(jù)，但對(duì)于絕大多數(shù)樣本來(lái)說(shuō)，他在2002年底時(shí)的受教育年限與在1999年底相同，故樣本“在2002年底所受教育年限(不含休學(xué)、退學(xué)和留級(jí)年份)”可以替代其在1999年底時(shí)的受教育年限。
年齡：年齡變量的取值是指1999年時(shí)的年齡，等于樣本報(bào)告年齡(即2002年時(shí)的年齡)減去3。
性別：樣本如果是男性，則性別=1，否則，性別=0。
婚姻：如果樣本是已婚者，則婚姻=1，否則，婚姻=0。
工作年限：參照國(guó)外的研究結(jié)果，工作年限與被解雇是倒U型關(guān)系，所以在選定解釋變量時(shí)，增設(shè)工作年限的平方變量。本研究中1999年勞動(dòng)力市場(chǎng)經(jīng)歷的計(jì)算方法是1999減去“第一次參加工作的年份”。如果樣本第一次參加工作的年份是1999年，其實(shí)際工齡是不足一年，但計(jì)算出來(lái)的工齡等于零，為了保證樣本有效，該值取平均數(shù)0.5。
企業(yè)工齡：是指樣本在1999年時(shí)的企業(yè)工齡，該變量的處理如下：對(duì)于辭職者，其企業(yè)工齡：“離開(kāi)前一個(gè)工作單位的年份”一“進(jìn)入前一個(gè)工作單位的年份”。對(duì)于工作未流動(dòng)者，其1999年時(shí)的企業(yè)工齡等于“2002年時(shí)在現(xiàn)在工作單位工作的時(shí)間”減去3。
收入：本文以1999年的年收入的對(duì)數(shù)形式作為解釋變量。
企業(yè)規(guī)模：根據(jù)內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)理論，企業(yè)規(guī)模越大，工人被解雇的概率越低。本研究中企業(yè)規(guī)模的代理變量是“工作單位在職職工人數(shù)”。如果工作單位的職工人數(shù)在500人以上，則企業(yè)規(guī)模=1，否則，企業(yè)規(guī)模=O。
企業(yè)性質(zhì)：根據(jù)工人工作單位的所有制性質(zhì)，可以將工作單位分為國(guó)有部門和私營(yíng)部門。國(guó)有部門包括國(guó)家機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、國(guó)有獨(dú)資企業(yè)(中央、省)、國(guó)有獨(dú)資企業(yè)或城鎮(zhèn)集體所有制企業(yè)(地方)，私營(yíng)部門是指城鎮(zhèn)私營(yíng)(包括合伙企業(yè))、城鎮(zhèn)個(gè)體(企業(yè))、中外合資企業(yè)、外資企業(yè)、國(guó)家控股企業(yè)、其他股份制企業(yè)(包括股份合作制企業(yè))、農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)、農(nóng)村個(gè)體及其他。如果樣本屬于國(guó)有部門，則企業(yè)性質(zhì)：1，否則，企業(yè)性質(zhì)=0。因?yàn)樾枰x擇的變量是樣本在被解雇前的部門性質(zhì)，所以，對(duì)于被解雇者，選擇的是其被解雇前(即1999年)工作單位的所有制性質(zhì)，對(duì)于工作未流動(dòng)者，既然工作沒(méi)有改變，就意味著其2002年時(shí)的工作單位與1999年時(shí)的工作單位相同，所以選擇其2002年時(shí)工作單位的部門性質(zhì)。
城市規(guī)模：一般來(lái)說(shuō)，城市規(guī)模越大，工人就越多，雇主挑選工人的機(jī)會(huì)越多，這意味著工人被解雇的可能性就越大，所以可以預(yù)期，城市規(guī)模越大，工人被解雇的概率就越大。本文對(duì)城市規(guī)模變量的處理方法是：如果樣本所在城市屬于地級(jí)及以上城市，則城市規(guī)模=1，如果是縣級(jí)城市樣本，城市規(guī)模=0。
地區(qū)：一般而言，相對(duì)于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，高素質(zhì)人才更多，所以東部地區(qū)企業(yè)挑選其他工人的機(jī)會(huì)就越多，這意味著工人被解雇的概率更大，因此，預(yù)測(cè)東部地區(qū)城鎮(zhèn)工人的被解雇概率大于中西部地區(qū)工人。如果樣本所在城市位于東部地區(qū)，則地區(qū)=1；否則，地區(qū)=0。
模型A中是以受教育年限作為教育變量，不過(guò)對(duì)于分析不同受教育程度者的被解雇差別時(shí)，需要以受教育程度作為教育變量。由于在CHIP-2002數(shù)據(jù)中，小學(xué)及以下學(xué)歷者所占比例僅為2.6％，所以將小學(xué)及以下學(xué)歷者和初中學(xué)歷者合并為初等教育組(比例為23.8％)，并以此作為參照組。這樣，可將樣本分為四組：初等教育組、高中(職高、中技)教育組、中專教育組和高等教育組。此時(shí)教育變量是虛擬變量。這樣，模型A就轉(zhuǎn)換為模型B：
P(L=1)=f(受教育程度、年齡、性別、婚姻、工作年限、工作年限的平方、企業(yè)工齡、收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、城市規(guī)模、地區(qū))
(二)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征
各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征如表2：
(三)計(jì)量回歸結(jié)果
1 全體工人被解雇概率的回歸結(jié)果。全體工人被解雇概率的回歸結(jié)果見(jiàn)表3，從中可以發(fā)現(xiàn)：受教育年限、中專教育、高等教育等變量的系數(shù)是負(fù)數(shù)，高中教育變量的系數(shù)為正數(shù)但極不顯著，表明總體上，工人的受教育程度越高，被解雇的概率越小。教育對(duì)被解雇概率的影響程度為，受教育程度每增加一年，被解雇概率就減少0.2％；中專學(xué)歷者和大專以上學(xué)歷者被解雇概率比受初等教育者分別低8.03％、9.46％；高中學(xué)歷者與受初等教育者被解雇概率沒(méi)有明顯差別。
2 不同性別工人被解雇概率的回歸結(jié)果。不同性別工人被解雇概率的回歸結(jié)果見(jiàn)表4，從中可以看出，教育對(duì)男性與女性工人被解雇概率的影響完全一致，都成負(fù)相關(guān)，高中教育變量系數(shù)不顯著，表明高中學(xué)歷者被解雇概率與受初等教育者沒(méi)有明顯差異。
(四)主要結(jié)論及解釋
計(jì)量分析的結(jié)果表明，無(wú)論是對(duì)于全體樣本還是不同性別的樣本，工人受教育程度越高，被解雇概率越低，高中學(xué)歷者被解雇概率與受初等教育者沒(méi)有明顯差異，中專學(xué)歷者被解雇概率低于高中學(xué)歷者?；貧w結(jié)果和結(jié)論都驗(yàn)證了命題1和命題2，表明教育與被解雇成負(fù)相關(guān)。原因在于專用性人力資本對(duì)于降低工人被解雇概率具有重要作用，而工人的受教育程度越高，專用性人力資本水平也越
總之，統(tǒng)計(jì)分析法得到的結(jié)論驗(yàn)證了命題1和命題2，不過(guò)，由于影響被解雇的因素還有很多，比如工齡、性別、企業(yè)規(guī)模等等，而統(tǒng)計(jì)分析法無(wú)法剝離其他因素對(duì)被解雇概率的影響，所以，為了更準(zhǔn)確地探究教育對(duì)被解雇概率的影響，需要進(jìn)行回歸計(jì)量分析。
三、教育與被解雇的計(jì)量分析
由于被解雇與否是一個(gè)二元選擇的問(wèn)題，所以，被解雇是一種二分變量，對(duì)于二分變量的計(jì)量分析，可以采用logistic回歸方法。
(一)計(jì)量模型的設(shè)定、變量選取、數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計(jì)
結(jié)合影響被解雇的因素和數(shù)據(jù)的可獲得性，可以將影響被解雇的解釋變量分為工人的個(gè)人特征、工作特征和勞動(dòng)力市場(chǎng)特征三個(gè)方面，其中工人的個(gè)人特征包括受教育年限、年齡、性別、婚姻、工作年限、企業(yè)工齡，工作特征包括收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的所有制性質(zhì)，勞動(dòng)力市場(chǎng)特征包括城市規(guī)模和地區(qū)差別。
這樣，被解雇概率的Logistic回歸模型A：
P(L=1)=f(受教育年限、年齡、性別、婚姻、工作年限、工作年限的平方、企業(yè)工齡、收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、城市規(guī)模、地區(qū))
需要指出的是，CHIP-2002數(shù)據(jù)反映的是樣本在最近三年(2000～2002)的被解雇情況，顯然只能以被解雇之前的各種特征作為解釋變量，即樣本在1999年時(shí)的狀況作為解釋變量，比如年齡變量是指1999年時(shí)的年齡，但是，CHIP一2002數(shù)據(jù)直接反映的是樣本在2002年時(shí)的狀況，所以需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行適當(dāng)處理。例如，需要剔出第一次參加工作的年份是2000年以后的樣本，因?yàn)檫@些樣本為無(wú)效樣本。這樣，有效樣本減少到9350，被解雇者樣本為304。
被解雇：如果樣本在2000-2002年間是被解雇者，則被解雇=1，反之，被解雇=0。
受教育年限：指樣本在1999年底的受教育年限。由于CHIP一2002僅提供樣本在2002年底的受教育年限數(shù)據(jù)，但對(duì)于絕大多數(shù)樣本來(lái)說(shuō)，他在2002年底時(shí)的受教育年限與在1999年底相同，故樣本“在2002年底所受教育年限(不含休學(xué)、退學(xué)和留級(jí)年份)”可以替代其在1999年底時(shí)的受教育年限。
年齡：年齡變量的取值是指1999年時(shí)的年齡，等于樣本報(bào)告年齡(即2002年時(shí)的年齡)減去3。
性別：樣本如果是男性，則性別=1，否則，性別=0。
婚姻：如果樣本是已婚者，則婚姻=1，否則，婚姻=0。
工作年限：參照國(guó)外的研究結(jié)果，工作年限與被解雇是倒U型關(guān)系，所以在選定解釋變量時(shí)，增設(shè)工作年限的平方變量。本研究中1999年勞動(dòng)力市場(chǎng)經(jīng)歷的計(jì)算方法是1999減去“第一次參加工作的年份”。如果樣本第一次參加工作的年份是1999年，其實(shí)際工齡是不足一年，但計(jì)算出來(lái)的工齡等于零，為了保證樣本有效，該值取平均數(shù)0.5。
企業(yè)工齡：是指樣本在1999年時(shí)的企業(yè)工齡，該變量的處理如下：對(duì)于辭職者，其企業(yè)工齡：“離開(kāi)前一個(gè)工作單位的年份”一“進(jìn)入前一個(gè)工作單位的年份”。對(duì)于工作未流動(dòng)者，其1999年時(shí)的企業(yè)工齡等于“2002年時(shí)在現(xiàn)在工作單位工作的時(shí)間”減去3。
收入：本文以1999年的年收入的對(duì)數(shù)形式作為解釋變量。
企業(yè)規(guī)模：根據(jù)內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)理論，企業(yè)規(guī)模越大，工人被解雇的概率越低。本研究中企業(yè)規(guī)模的代理變量是“工作單位在職職工人數(shù)”。如果工作單位的職工人數(shù)在500人以上，則企業(yè)規(guī)模=1，否則，企業(yè)規(guī)模=O。
企業(yè)性質(zhì)：根據(jù)工人工作單位的所有制性質(zhì)，可以將工作單位分為國(guó)有部門和私營(yíng)部門。國(guó)有部門包括國(guó)家機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、國(guó)有獨(dú)資企業(yè)(中央、省)、國(guó)有獨(dú)資企業(yè)或城鎮(zhèn)集體所有制企業(yè)(地方)，私營(yíng)部門是指城鎮(zhèn)私營(yíng)(包括合伙企業(yè))、城鎮(zhèn)個(gè)體(企業(yè))、中外合資企業(yè)、外資企業(yè)、國(guó)家控股企業(yè)、其他股份制企業(yè)(包括股份合作制企業(yè))、農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)、農(nóng)村個(gè)體及其他。如果樣本屬于國(guó)有部門，則企業(yè)性質(zhì)：1，否則，企業(yè)性質(zhì)=0。因?yàn)樾枰x擇的變量是樣本在被解雇前的部門性質(zhì)，所以，對(duì)于被解雇者，選擇的是其被解雇前(即1999年)工作單位的所有制性質(zhì)，對(duì)于工作未流動(dòng)者，既然工作沒(méi)有改變，就意味著其2002年時(shí)的工作單位與1999年時(shí)的工作單位相同，所以選擇其2002年時(shí)工作單位的部門性質(zhì)。
城市規(guī)模：一般來(lái)說(shuō)，城市規(guī)模越大，工人就越多，雇主挑選工人的機(jī)會(huì)越多，這意味著工人被解雇的可能性就越大，所以可以預(yù)期，城市規(guī)模越大，工人被解雇的概率就越大。本文對(duì)城市規(guī)模變量的處理方法是：如果樣本所在城市屬于地級(jí)及以上城市，則城市規(guī)模=1，如果是縣級(jí)城市樣本，城市規(guī)模=0。
地區(qū)：一般而言，相對(duì)于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，高素質(zhì)人才更多，所以東部地區(qū)企業(yè)挑選其他工人的機(jī)會(huì)就越多，這意味著工人被解雇的概率更大，因此，預(yù)測(cè)東部地區(qū)城鎮(zhèn)工人的被解雇概率大于中西部地區(qū)工人。如果樣本所在城市位于東部地區(qū)，則地區(qū)=1；否則，地區(qū)=0。
模型A中是以受教育年限作為教育變量，不過(guò)對(duì)于分析不同受教育程度者的被解雇差別時(shí)，需要以受教育程度作為教育變量。由于在CHIP-2002數(shù)據(jù)中，小學(xué)及以下學(xué)歷者所占比例僅為2.6％，所以將小學(xué)及以下學(xué)歷者和初中學(xué)歷者合并為初等教育組(比例為23.8％)，并以此作為參照組。這樣，可將樣本分為四組：初等教育組、高中(職高、中技)教育組、中專教育組和高等教育組。此時(shí)教育變量是虛擬變量。這樣，模型A就轉(zhuǎn)換為模型B：
P(L=1)=f(受教育程度、年齡、性別、婚姻、工作年限、工作年限的平方、企業(yè)工齡、收入、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、城市規(guī)模、地區(qū))
(二)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征
各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征如表2：
(三)計(jì)量回歸結(jié)果
1 全體工人被解雇概率的回歸結(jié)果。全體工人被解雇概率的回歸結(jié)果見(jiàn)表3，從中可以發(fā)現(xiàn)：受教育年限、中專教育、高等教育等變量的系數(shù)是負(fù)數(shù)，高中教育變量的系數(shù)為正數(shù)但極不顯著，表明總體上，工人的受教育程度越高，被解雇的概率越小。教育對(duì)被解雇概率的影響程度為，受教育程度每增加一年，被解雇概率就減少0.2％；中專學(xué)歷者和大專以上學(xué)歷者被解雇概率比受初等教育者分別低8.03％、9.46％；高中學(xué)歷者與受初等教育者被解雇概率沒(méi)有明顯差別。
2 不同性別工人被解雇概率的回歸結(jié)果。不同性別工人被解雇概率的回歸結(jié)果見(jiàn)表4，從中可以看出，教育對(duì)男性與女性工人被解雇概率的影響完全一致，都成負(fù)相關(guān)，高中教育變量系數(shù)不顯著，表明高中學(xué)歷者被解雇概率與受初等教育者沒(méi)有明顯差異。
(四)主要結(jié)論及解釋
計(jì)量分析的結(jié)果表明，無(wú)論是對(duì)于全體樣本還是不同性別的樣本，工人受教育程度越高，被解雇概率越低，高中學(xué)歷者被解雇概率與受初等教育者沒(méi)有明顯差異，中專學(xué)歷者被解雇概率低于高中學(xué)歷者?；貧w結(jié)果和結(jié)論都驗(yàn)證了命題1和命題2，表明教育與被解雇成負(fù)相關(guān)。原因在于專用性人力資本對(duì)于降低工人被解雇概率具有重要作用，而工人的受教育程度越高，專用性人力資本水平也越
