導(dǎo)語：如何才能寫好一篇離職證明樣本，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

茲證明XXX先生/女士/小姐原系我司市場開發(fā)部職員，在職時(shí)間為20XX年XX月XX日至20XX年XX月XX日。現(xiàn)已辦理所有離職手續(xù)。特此證明!

公司名稱(加蓋公章)

____年__月__日

職工離職證明樣本【二】離職證明

_______先生/女士/小姐，自____年__月__日至____年__月__日在我公司擔(dān)任________(部門)的_______職務(wù)，由于_________原因提出辭職，與公司解除勞動關(guān)系。以資證明!

公司名稱(加蓋公章)

___年__月__日

職工離職證明樣本【三】茲證明xx自xx年xx月xx日入職我公司擔(dān)任xx部門xx崗位，至xx年xx月xx日因xx原因申請離職，在此工作期間無不良表現(xiàn)，工作良好，同事關(guān)系融洽，期間曾被授予xx稱號(榮譽(yù))。經(jīng)公司慎重考慮準(zhǔn)予離職，已辦理交接手續(xù)。

因未簽訂相關(guān)保密協(xié)議，遵從擇業(yè)自由。

特此證明

公司蓋章

日期: 年 月 日

篇2

至xxx年12月12日因個(gè)人原因申請離職，在此2年間無不良表現(xiàn)，工作良好

期間曾被授予“某某”稱號榮譽(yù)）

經(jīng)公司慎重考慮準(zhǔn)予離職，已辦理交接手續(xù)。

因未簽訂相關(guān)保密協(xié)議，遵從擇業(yè)自由。

特此證明。

篇3

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)板上市公司 高管離職 影響因素

一、引言

創(chuàng)業(yè)板市場自2009年10月開市以來，高管離職的熱潮不斷高漲。深圳證券交易所公布的創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職公告顯示，截至2013年12月31日，共有459位高管離職。公司上市時(shí)間不長，高管們便迫不及待紛紛離職，其背后的原因耐人尋味。根據(jù)學(xué)術(shù)界對創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職原因的已有結(jié)論可知，高管之所以紛紛離職，原因之一是受到創(chuàng)業(yè)板市場高估的首發(fā)市盈率影響，高管們抵擋不了售股套現(xiàn)的誘惑，以離職為借口從而實(shí)現(xiàn)巨額的套現(xiàn)。另外，也有部分高管因?yàn)椴豢春霉境砷L而選擇離職，或是高管自身的原因選擇不再擔(dān)任公司的管理人員。那么，究竟是什么原因?qū)е聞?chuàng)業(yè)板上市公司高管離職現(xiàn)象越來越普遍，政府監(jiān)管部門應(yīng)采取哪些措施，值得理論與實(shí)務(wù)界進(jìn)一步研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

從目前已有的研究結(jié)果看，創(chuàng)業(yè)板高管離職的動機(jī)主要分為快速套現(xiàn)、高管對公司成長不看好以及高管自身的個(gè)性化原因三個(gè)方面。本文將具體展開以上三個(gè)方面，對影響創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職的因素做出如下研究假設(shè)：

假設(shè)一：高管薪酬與高管離職負(fù)相關(guān)。

根據(jù)委托理論的核心觀點(diǎn)，在委托關(guān)系中，如果人付出的努力和獲得的結(jié)果不能匹配，則人將產(chǎn)生不滿的情緒。如果創(chuàng)業(yè)板高管認(rèn)為自己的努力沒有得到相應(yīng)的報(bào)酬，也可能直接導(dǎo)致他們不滿而離職。因此，本文假設(shè)高管薪酬越高，高管離職率越低。

假設(shè)二：高管持股比例與高管離職正相關(guān)。

創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職之所以愈演愈烈，和該板塊限售股解禁的規(guī)定有著一定的內(nèi)在關(guān)系，也就是說高管離職很大程度上是為了將持有股票“套現(xiàn)”從而獲取巨額利益。由此，本文假設(shè)高管持股比例與高管離職正相關(guān)，高管持股比例越大，其離職的可能性就越大。

假設(shè)三：公司成長性與高管離職負(fù)相關(guān)。

創(chuàng)業(yè)板上市公司的高管大部分都是公司的創(chuàng)始人或者核心技術(shù)人員，他們對公司的了解勝過其他利益相關(guān)者。從長遠(yuǎn)看，如果創(chuàng)業(yè)板上市公司高管看好公司的成長，他們就不會放棄對公司的管理。所以，本文假設(shè)公司成長性與高管離職負(fù)相關(guān)。

假設(shè)四：公司經(jīng)營業(yè)績與高管離職負(fù)相關(guān)。

公司經(jīng)營業(yè)績的好壞與企業(yè)的高級管理人員有著密不可分的關(guān)系。如果公司的經(jīng)營狀況良好，業(yè)績蒸蒸日上，高管們的努力就會得到股東的肯定，由此而來的成就感將使得他們更有信心管理公司。也就是說，公司經(jīng)營業(yè)績越好，高管離職的可能性越小。

假設(shè)五：公司規(guī)模與高管離職負(fù)相關(guān)。

一般情況下，資產(chǎn)的規(guī)模大小反映了企業(yè)的復(fù)雜程度和控制資源的能力。充分的資金來源對于高成長性的創(chuàng)業(yè)板上市公司而言十分關(guān)鍵，也有助于公司規(guī)模的擴(kuò)大。而對于高管來說，規(guī)模越大的企業(yè)，給高管帶來的機(jī)會和利益就越多。也就是說高管離職的機(jī)會成本更大，更不可能離職。

假設(shè)六：公司成立年限與高管離職率負(fù)相關(guān)。

成立年限長的企業(yè)，經(jīng)過不同時(shí)期市場的風(fēng)浪，適應(yīng)力和生命力都更強(qiáng)。此外，成立年限長的企業(yè)相比于剛成立不久的企業(yè)而言，企業(yè)制度更加完善，人力資源的流動也更趨于穩(wěn)定，更能夠吸引人才。

假設(shè)七：高管年齡與高管離職負(fù)相關(guān)。

從高管自身的原因看，年齡也可能是影響高管離職的因素之一。年齡越大的高管，越能夠把持住巨大的利益誘惑，不會輕易因?yàn)椤笆酃商赚F(xiàn)”等原因而做出離職決定。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。為了保證研究數(shù)據(jù)的有效性和完整性，本文將2009年首批在創(chuàng)業(yè)板上市的36家公司作為研究樣本，選取了樣本公司2010年至2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，并以取平均數(shù)的方法作為最終的研究數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文數(shù)據(jù)來源于深圳證券交易所官方網(wǎng)站公布的離職公告，以及國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、巨潮網(wǎng)（http：//.cn/）所提供的上市公司年報(bào)信息、財(cái)務(wù)指標(biāo)等。

（二）模型選取與變量定義。

1.模型選取。本文采用逐步回歸的方法確定各因素對高管離職的影響。逐步回歸是線性回歸的一種方式，主要是通過引入每一個(gè)解釋變量進(jìn)行逐個(gè)檢驗(yàn)，當(dāng)后引入的變量使得原引入變量變得不再顯著時(shí)，就將前引入變量剔除。如此反復(fù)進(jìn)行，直到既無顯著的解釋變量進(jìn)入回歸方程，也無不顯著變量從回歸方程中剔除為止，從而得到最優(yōu)的回歸方程。本文建立的模型如下：

Turnover=α+β1 Salary+β2 Share+β3 Growth+β4 ROE+β5 Size+β6 Year+β7 Age+ε

該模型表示的是被解釋變量高管離職率與解釋變量、控制變量之間的關(guān)系，ε為方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.變量定義。根據(jù)假設(shè)，本文選取的變量如表1所示。

（1）被解釋變量。本文從公司層面出發(fā)，研究創(chuàng)業(yè)板高管離職的影響因素，被解釋變量設(shè)定為高管離職率，高管離職率詮釋了2010年至2013年，樣本上市公司發(fā)生離職的高管人數(shù)占全體高管人數(shù)的平均值。用高管離職率作為本文的解釋變量，是因?yàn)樵撝笜?biāo)能夠很好地反映各影響因素對高管離職的影響，因素影響越顯著，離職率越大。需要指出的是，本文對于創(chuàng)業(yè)板上市公司高管的界定包括董事長、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)、總工程師等參與公司管理決策的高級管理人員，不包括監(jiān)事、獨(dú)立董事、職工代表。

（2）解釋變量。本文選取了高管薪酬、高管持股比例以及公司成長性這三個(gè)指標(biāo)作為解釋變量，分析其對創(chuàng)業(yè)板高管離職是否有顯著影響。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)。在回歸之前，首先對樣本整體情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，得出所有樣本變量的極小值、極大值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差等數(shù)據(jù)。

由表2可知，首先，從高管持股比例的情況看，最大值為0.59，最小值為0?？梢娫跇颖酒髽I(yè)中，有的企業(yè)不愿意讓高管持有股份，而有的企業(yè)高管的持股比例很高。在高管持股方面，各公司的差異較大。其次，絕對指標(biāo)公司成立年限的最小值為3.49，最大值是17.16，均值是7.38，反映了樣本上市公司的成立時(shí)間并不長，屬于比較年輕的企業(yè)，人員流動性比較大。再次，由于進(jìn)入描述性統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)是2010年至2013年間樣本公司4年的平均情況，因此，以4年平均情況為前提，一方面，上述指標(biāo)中的相對指標(biāo)――高管離職率、成長性、公司經(jīng)營業(yè)績的標(biāo)準(zhǔn)差都較小，小于0.32，這說明數(shù)據(jù)間的差異較小，避免了數(shù)據(jù)差異大的影響，有利于進(jìn)行回歸分析;另一方面，將其中差異較大的數(shù)字平均化，這也是本文研究的局限性所在。最后，被解釋變量高管離職率的最小值為0，最大值為0.15，這樣的數(shù)據(jù)并沒有全面地體現(xiàn)出創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職情況的嚴(yán)重性。但從高管離職的絕對值看，4年間36家樣本上市公司高管離職的總?cè)藬?shù)就達(dá)到52人，創(chuàng)業(yè)板高管的離職情況并無減退之勢。

（二）相關(guān)性分析。相關(guān)性分析是運(yùn)用相關(guān)系數(shù)對兩個(gè)變量間的相關(guān)程度數(shù)值化的過程，相關(guān)性分析結(jié)果如上頁表3所示。

從表3可以看出，與被解釋變量高管離職率Pearson簡單顯著線性相關(guān)的解釋變量有高管薪酬、公司成長性、公司經(jīng)營業(yè)績、公司規(guī)模、公司成立年限以及高管年齡。其中，高管離職公司成長性在0.01的水平上顯著，與高管薪酬、公司成立年限在0.05的水平上顯著。所有變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值基本都小于0.5，可見變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，變量之間的相關(guān)性對回歸分析影響不大。

（三）回歸分析。

1.模型匯總。表4為逐步回歸分析中兩個(gè)模型的回歸擬合情況。其中模型2的R2為28.5%，大于模型1的17.1%，說明模型2的解釋變量能夠解釋高管離職率28.5%的變異性，選擇模型2更為準(zhǔn)確。需要指出的是，28.5%的解釋力反映出高管薪酬、高管持股比例、公司成長性等因素對高管離職率的解釋力有局限，鑒于創(chuàng)業(yè)板市場還不成熟，影響高管離職的因素錯(cuò)綜復(fù)雜，即使考慮公司經(jīng)營業(yè)績、規(guī)模、成立時(shí)間等因素，高管薪酬、高管持股比例、公司成長性等因素對高管離職率出現(xiàn)擬合度不高的情況也是可以理解的。Durbin-Watson值為2.063，非常接近2，說明誤差項(xiàng)是獨(dú)立的，沒有明顯的相關(guān)性。

2.方差分析。通過方差分析，可以實(shí)現(xiàn)對回歸方程的顯著性檢驗(yàn)，表5 的方差分析結(jié)果表明模型2的回歸方程的顯著性概率值為0.004，小于0.05，拒絕原假設(shè)，方程的擬合效果較好。

3.排除變量。如表6所示，通過逐步回歸分析之后，模型2剔除了不符合顯著性水平的因子，最終剩下公司成長性和公司規(guī)模兩個(gè)變量與被解釋變量高管離職具有顯著相關(guān)性。兩個(gè)變量公司成長性、公司規(guī)模的容忍度都為0.830，方差膨脹因子VIF也都為1.205。通常情況下，當(dāng)容忍度大于0.1、方差因子小于10時(shí)，則說明該變量和別的變量之間存在的多重共線性在允許的范圍內(nèi)，即在0.05的顯著性水平下，有且只有2個(gè)變量系數(shù)通過了T統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，這兩個(gè)變量分別為公司成長性與公司規(guī)模。其中，公司成長性的Beta值為0.566，是正數(shù)，與高管離職率正相關(guān);公司規(guī)模的Beta值為-0.371，與高管離職率負(fù)相關(guān)。

綜上所述，得到最終的回歸方程為：

Turnover=0.047+0.021Growth-0.014Size

五、研究結(jié)論

本文通過線性回歸的方法研究了我國創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職的影響因素，得出如下結(jié)論：

（一）公司成長性與高管離職正相關(guān)。實(shí)證分析結(jié)果表明，公司成長性與高管離職呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且成長性每增加1個(gè)單位，高管離職率將增加2.1%。這與本文的研究假設(shè)相反。原因可能在于：本文的公司成長性采用營業(yè)收入增長率進(jìn)行衡量，該指標(biāo)數(shù)值越大，公司的盈利能力就越強(qiáng)，股票的投資回報(bào)率也越高，因此，創(chuàng)業(yè)板高管可能因此而選擇股票具有較大價(jià)值的時(shí)期將其賣出套現(xiàn)。

（二）公司規(guī)模與高管離職負(fù)相關(guān)。公司規(guī)模反映了公司生存能力的頑強(qiáng)程度，資產(chǎn)規(guī)模越大，實(shí)力越強(qiáng)。對于創(chuàng)業(yè)板上市公司高管而言，較大規(guī)模企業(yè)相對于規(guī)模小的企業(yè)，更能擁有一個(gè)穩(wěn)定和規(guī)范的發(fā)展環(huán)境，職業(yè)發(fā)展平臺更廣闊。因此，高管們更不愿意離開這樣的企業(yè)。

（三）高管薪酬與高管離職無顯著關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，高管薪酬與高管離職率無顯著相關(guān)關(guān)系，此結(jié)論與假設(shè)不一致。其中的原因可能在于，高管薪酬雖然是高管離職的機(jī)會成本，但高管可能更看重公司所能提供的發(fā)展機(jī)會，相對于發(fā)展機(jī)會來說，薪酬顯得更不重要。

（四）高管持股比例與高管離職無顯著關(guān)系。根據(jù)實(shí)證結(jié)果可以判斷，高管持股比例并不直接影響高管離職。但這并不意味著“售股套現(xiàn)”原因與創(chuàng)業(yè)板上市公司高管離職無關(guān)，只是證明了高管的持股比例不作為高管考慮辭職的關(guān)鍵原因。

（五）公司經(jīng)營業(yè)績、公司成立年限、高管年齡與高管離職率無顯著關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，控制變量公司經(jīng)營業(yè)績、公司成立年限、高管年齡與高管離職率無顯著關(guān)系。原因可能在于這些因素并不能成為創(chuàng)業(yè)板高管離職的主要因素。

參考文獻(xiàn)：

1.胡建平.高管辭職套現(xiàn)的分析與防范[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2008，（8）：85-86.

篇4

作者簡介：何霞，廣州番禺職業(yè)技術(shù)學(xué)院工商管理系副教授。（廣州/511483）

*本文系廣東省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃2011年度研究項(xiàng)目“廣東省高職院校教師流失現(xiàn)狀調(diào)查與激勵(lì)體系構(gòu)建研究”（項(xiàng)目批準(zhǔn)號2011TJK168）、廣州番禺職業(yè)技術(shù)學(xué)院重點(diǎn)項(xiàng)目“高職院校教師流失現(xiàn)狀分析及激勵(lì)體系構(gòu)建研究”（項(xiàng)目批準(zhǔn)號C-G-3）及暨南大學(xué)教學(xué)改革研究項(xiàng)目“基于創(chuàng)新人才培養(yǎng)的創(chuàng)業(yè)教育生態(tài)系統(tǒng)本土化構(gòu)建探究”的階段性成果。 摘要：高職院校教師知識結(jié)構(gòu)的生存特征研究為保障教師隊(duì)伍建設(shè)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展提供了新視角。借助廣東省某高職院校2007～2012年人事檔案數(shù)據(jù)及生存分析方法，對高職教師的離職率和留任時(shí)間進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果顯示，高職教師留任時(shí)間普遍較短，留任時(shí)間的均值和中值分別只有3.05年和2年，且存在明顯的負(fù)時(shí)間依存性；Kaplan-Meier估計(jì)顯示，知識結(jié)構(gòu)對高職院校教師的留任時(shí)間具有顯著影響。文章進(jìn)一步采用Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型，在控制了性別、年齡、崗位選擇等因素后發(fā)現(xiàn)，知識結(jié)構(gòu)對高職教師留任時(shí)間的影響依然顯著，分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

關(guān)鍵詞：高職教師流失；知識結(jié)構(gòu)；生存分析；Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型 一、研究問題

擁有一支素質(zhì)高且穩(wěn)定的教師隊(duì)伍對高職院校的生存與發(fā)展而言，具有舉足輕重的作用。然而，高職院校目前普遍存在教師離職率高、留任時(shí)間短等問題，讓我們不得不反思究竟是何種原因?qū)е铝私處煹膰?yán)重流失。國內(nèi)外眾多學(xué)者從經(jīng)濟(jì)待遇、管理體制、考核標(biāo)準(zhǔn)、職業(yè)發(fā)展等諸多方面對這一問題展開透徹分析，并在激勵(lì)措施的制定和實(shí)施上進(jìn)行了一系列有益探索。[1]然而，高職院校教師的生存特征往往表現(xiàn)出持續(xù)期短、不穩(wěn)定且具有負(fù)時(shí)間依存性（negative duration dependence，即隨著留任時(shí)間的增長，教師的離職風(fēng)險(xiǎn)下降）的特點(diǎn)，單純依靠靜態(tài)的激勵(lì)研究并不一定能解決現(xiàn)實(shí)問題。因此，在設(shè)計(jì)和制定教師激勵(lì)措施的同時(shí)，應(yīng)結(jié)合高職教師留任時(shí)間的生存特征差異，細(xì)致分析教師從在職轉(zhuǎn)向離職的動態(tài)變化過程。

本文嘗試采用生存分析方法[2]，深入探討知識結(jié)構(gòu)對高職教師生存過程的影響，為降低高職教師離職率、延長教師留任時(shí)間提供實(shí)證依據(jù)。對高職教師這一特殊群體而言，知識結(jié)構(gòu)的重要性不言而喻。知識結(jié)構(gòu)既是促進(jìn)教師專業(yè)化發(fā)展、提高教育教學(xué)質(zhì)量的重要條件，也是高職教師區(qū)別于其他社會群體的關(guān)鍵特征。依據(jù)經(jīng)典人力資本理論，擁有豐富經(jīng)驗(yàn)、較高學(xué)歷和能力的教師更期望得到與之相對應(yīng)的崗位和薪酬。[3]教師的知識水平越高，職業(yè)遷移的意愿和能力就越強(qiáng)，而受教育程度和職稱則是體現(xiàn)高職院校教師知識結(jié)構(gòu)的主要特征①。因此，本文以受教育程度和職稱作為高職院校教師知識結(jié)構(gòu)的“變量”，將難以衡量的“知識結(jié)構(gòu)”轉(zhuǎn)化為兩個(gè)易測變量，以便更準(zhǔn)確地預(yù)測教師留任時(shí)間及制定教師激勵(lì)制度。

具體而言，本文的研究工作將基于統(tǒng)計(jì)學(xué)的生存分析方法，從以下兩個(gè)方面展開：第一，基于知識結(jié)構(gòu)，對高職教師離職率和留任時(shí)間的分布特征加以描述；第二，應(yīng)用生存分析的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型，估計(jì)各研究因素對高職教師留任時(shí)間的影響。

二、研究方法和數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

以往對教師流失問題的研究要么采用最小二乘法擬合回歸模型來預(yù)測事件發(fā)展變化的因果關(guān)系，要么采用Logistic回歸來預(yù)測結(jié)局事件是否發(fā)生。這些傳統(tǒng)方法都是基于截面數(shù)據(jù)的靜態(tài)分析，無法反映教師離職或留任狀況隨時(shí)間而改變的規(guī)律，也不能對觀測期內(nèi)不同時(shí)間截面上的變量取值變化給予正確的描述和解釋，從而造成信息的損失，甚至引起系統(tǒng)估計(jì)的偏差。生存分析方法通過為預(yù)測變量設(shè)置相應(yīng)的示性函數(shù)，對分布復(fù)雜的時(shí)間數(shù)據(jù)進(jìn)行生存函數(shù)估計(jì)，不僅解決了傳統(tǒng)方法的限制，揭示出傳統(tǒng)方法無法得到的生存特征，而且也精確地反映了預(yù)測事件發(fā)展變化的動態(tài)過程。

本文將采用生存分析的壽命表法（Life Tables）計(jì)算不同知識結(jié)構(gòu)的高職教師在各時(shí)點(diǎn)上生存函數(shù)的估計(jì)值（留任率），從時(shí)間維度上反映高職教師總體的生存狀況；采用Kaplan-Meier法比較不同知識結(jié)構(gòu)教師的留任時(shí)間差別；采用Cox Regression模型分析在控制其他因素的情況下知識結(jié)構(gòu)對高職教師生存狀況的影響。

·高職教育· 基于知識結(jié)構(gòu)的高職院校教師生存特征比較 （二）數(shù)據(jù)處理

定義高職院校教師留任時(shí)間為教師從進(jìn)入該校到辭職離開（中間沒有間隔）所經(jīng)歷的時(shí)間。為方便后續(xù)的數(shù)據(jù)分析和處理，本研究以“年”為單位，對高職教師的留任時(shí)間進(jìn)行記錄。教師離職稱之為“失敗事件”（failure event）。關(guān)于數(shù)據(jù)處理有兩點(diǎn)需要說明：（1）數(shù)據(jù)刪失（censor）問題。數(shù)據(jù)刪失是生存分析中非常普遍但須加以控制的現(xiàn)象。主要有兩種類型： 左刪失（left censoring）和右刪失（right censoring）。前者是指事件在觀測之前即已發(fā)生并持續(xù)至觀測期內(nèi)的樣本，后者是指到觀測期末仍未終止的樣本。右刪失問題對于研究分析沒有影響，生存分析方法能夠有效進(jìn)行處理，但對于左刪失問題目前仍缺乏有效的解決手段，大多數(shù)研究采取舍棄左刪失觀測值的做法。本研究的樣本為2007～2012年高職院校離（在）職教師，進(jìn)入觀測期內(nèi)的樣本都記錄了明確的起始時(shí)間（即入校時(shí)間），因此可以恰當(dāng)?shù)靥幚碜髣h失問題，避免了教師的留任時(shí)間被低估。（2）多個(gè)持續(xù)時(shí)間段 （multiple spells）問題。這是指高職教師如果在學(xué)校持續(xù)工作一段時(shí)間，離開學(xué)校后（至少一年），有可能再次返回該校工作，因此同一名教師可能存在多個(gè)留任時(shí)間。我們采取的處理方法是將同一名教師的多個(gè)留任時(shí)間視為相互獨(dú)立的留任時(shí)間段。

本文的樣本數(shù)據(jù)來源于廣東省某高職院校的人事檔案，主要分為兩部分：一是該校離職教師數(shù)據(jù)，共221例，留任時(shí)間為教師入校時(shí)間與離職時(shí)間的差值；二是該校在職教師數(shù)據(jù)，共373例，留任時(shí)間為教師入校時(shí)間與研究截止時(shí)間的差值。由此，我們得到了594個(gè)觀測樣本。接著，我們對高職教師的留任時(shí)間進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，為每一個(gè)時(shí)間段定義了結(jié)局變量（out variable），并對多個(gè)持續(xù)時(shí)間段進(jìn)行了標(biāo)記，最終的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

（一）高職教師留任時(shí)間的總體情況

表2是描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。第1行針對全部樣本，給出了高職教師留任時(shí)間的均值和中值，分別是3.05年和2.00年；第2行將分析樣本局限于離職教師，此時(shí)的均值和中值都有所下降，分別降至2.03年和1.00年；第3行選擇了在職教師樣本，相對于離職樣本和全樣本而言，留任時(shí)間均有所提升，均值和中值分別上升至3.65年和3.00年。整體而言，離職教師的留任時(shí)間普遍較短，并拉低了全體教師留任時(shí)間的均值和中值。

（二）高職院校不同知識結(jié)構(gòu)教師的留任情況

表3的上半部分反映了高職院校不同教育背景教師的留任情況。這里，我們將高職教師留任率定義為高職院校在職教師人數(shù)與總?cè)藬?shù)之比?？傮w而言，高職教師留任率普遍偏低，平均留任率為6279%，其中最低為高中及以下學(xué)歷教師，為3929%；最高為大專學(xué)歷教師，為6892%。數(shù)據(jù)結(jié)果與高職院校近年來教師隊(duì)伍建設(shè)的總體發(fā)展情況基本一致。

表3的下半部分反映了高職院校不同職稱教師的留任情況。從表3可知，在發(fā)生離職行為的221名教師中，無職稱教師43人、初級職稱教師88人、中級職稱教師70人、副高及以上職稱教師20人。平均而言，高職教師中留任率最低的是副高及以上職稱教師，為35.48%；最高的是無職稱教師，為67.18%。原因可能在于，職稱較高的教師更容易在勞動力市場找到工作，如果其對學(xué)校工作滿意度較低，就很容易發(fā)生辭職行為，從而導(dǎo)致雙方聘用關(guān)系中斷；無職稱人員大多為剛?cè)胄２痪玫男陆處?，他們可能會由于沒有職稱，在勞動力市場上的議價(jià)能力較弱而處于被動地位，因此暫不考慮離職。

四、生存分析結(jié)果

（一）高職院校不同教育背景教師的生存特征比較

1.高職院校不同教育背景教師留任率的分布情況

從上述對樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述中，我們得到了調(diào)查截止時(shí)點(diǎn)高職院校不同教育背景教師的留任率，但這一分析結(jié)果無法反映高職教師留任率的動態(tài)變化特征。因此，我們采用生存分析的壽命表法對不同時(shí)點(diǎn)高職教師的生存比例進(jìn)行估計(jì)，從而動態(tài)地描述高職院校不同教育背景教師留任率的變化情況。

利用壽命表法，我們對樣本數(shù)據(jù)中四種學(xué)歷的高職教師的留任率進(jìn)行了估計(jì)，其中高中及以下學(xué)歷的觀測個(gè)體有28人，大專學(xué)歷的有74人，本科學(xué)歷的有286人，研究生學(xué)歷的有206人。表4反映了高職院校不同教育背景教師留任率的分布情況。例如，具有研究生學(xué)歷的高職教師來校當(dāng)年有78%的人留任；來校1年后，有68%的人留任……。從表4可知，除高中及以下學(xué)歷教師外，對于相同時(shí)點(diǎn)（如來校后的某年），留任率隨高職教師受教育程度的提高而降低，留任率從高到低依次為大專、本科、研究生。留任率最低的是高中及以下學(xué)歷的教師，這可能是因?yàn)楦咝v來比較重視求職者的學(xué)歷，高中及以下學(xué)歷教師在高職院校的生存環(huán)境較差，故留任率較低。2.Kaplan-Meier估計(jì)

采用生存概率的非參數(shù)估計(jì)方法——乘積極限法（Product limit method）對高職院校不同教育背景教師的留任時(shí)間進(jìn)行了比較。表5是利用樣本數(shù)據(jù)獲得的高職院校不同教育背景教師留任時(shí)間的均值和中位數(shù)估計(jì)。由表5可知，高中及以下學(xué)歷教師留任時(shí)間的均值為5.225年，大專學(xué)歷教師為9.799年，本科學(xué)歷教師為7.054年，研究生學(xué)歷教師為4.082年。隨著教育程度的提高，高職教師的留任時(shí)間大幅度縮短。同時(shí)，我們還利用Log Rank、Breslow、Tarone-Ware方法分別對高職院校不同教育背景教師的留任時(shí)間進(jìn)行整體比較，查看他們的留任時(shí)間是否存在顯著差異。分析結(jié)果顯示，3種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05（Sig.=0.000），證明高職院校不同教育背景教師在留任時(shí)間上存在顯著差異。

圖1高職院校不同教育背景教師留任時(shí)間的生存特征曲線

圖1是高職院校不同教育背景教師留任時(shí)間（年）的生存曲線。圖中顯示，除高中及以下學(xué)歷教師外，其他學(xué)歷教師生存曲線所在的位置與其受教育水平呈反方向變化，即受教育程度越高，生存曲線所處的位置越低（即教師的生存狀況越差）。留任時(shí)間由長至短依次為大專、本科、研究生、高中及以下學(xué)歷。Kaplan-Meier的分析結(jié)果同樣支持該結(jié)論，教育程度較高的教師在勞動力市場更容易獲得工作，具體表現(xiàn)為留任時(shí)間相對縮短。從圖1中還可以看出，不同學(xué)歷教師留任人數(shù)下降速度最快的時(shí)點(diǎn)以及生存函數(shù)曲線的趨穩(wěn)時(shí)間都存在顯著差異，學(xué)歷較高教師的流失主要發(fā)生在來校后的1～3年，學(xué)歷較低教師的流失主要發(fā)生在來校后的5～6年；平穩(wěn)時(shí)間由早到晚分別是研究生、高中及以下學(xué)歷、大專、本科。結(jié)合生存表可知，研究生學(xué)歷教師的留任率趨穩(wěn)時(shí)間大約在5年左右、高中及以下學(xué)歷教師在6年左右、大專學(xué)歷教師在8年左右、本科學(xué)歷教師在9年左右。

（二）高職院校不同職稱教師的生存特征比較

1.高職院校不同職稱教師留任率的分布情況

利用壽命表法，我們對樣本數(shù)據(jù)中四種職稱教師的留任率進(jìn)行了估計(jì)，其中無職稱教師有131人，初級職稱教師有240人，中級職稱教師有192人，副高及以上職稱教師有31人。表6顯示了高職院校不同職稱教師留任率的分布情況。

從表6中的數(shù)據(jù)來看，高職教師留任時(shí)間隨著職稱的升高而降低，分別為15年、11年、11年、9年。第0～6年中，對于相同時(shí)點(diǎn)（如來校后的某年），留任率從高到低依次為中級、初級、無職稱、副高及以上職稱；第6～14年中，對于相同時(shí)點(diǎn)，留任率從高到低依次為中級、無職稱、初級、副高及以上職稱。以上數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，中級職稱教師在全時(shí)段留任率最高，副高及以上職稱教師在全時(shí)段留任率最低；初級職稱教師在前5年留任率較高，但超過5年之后，教師流失較大；無職稱教師則與初級職稱教師相反，超過5年之后，教師留任情況反而趨于穩(wěn)定。

2.Kaplan-Meier估計(jì)

我們同時(shí)也對高職院校不同職稱教師的留任時(shí)間進(jìn)行了比較。表7是利用樣本數(shù)據(jù)獲得的高職院校不同職稱教師留任時(shí)間的均值和中位數(shù)估計(jì)。

根據(jù)表7可知，無職稱教師留任時(shí)間的均值為8.584年，初級職稱教師為6.485年，中級職稱教師為7.294年，副高及以上職稱教師為4.367年。從中位生存時(shí)間的估計(jì)來看，中級職稱教師的中位生存時(shí)間大大超過其他組別，為11年；無職稱教師和整體估計(jì)一致，為8年；初級職稱教師的中位生存時(shí)間為7年；副高及以上職稱教師的中位生存時(shí)間最短，為3年。表7中的整體比較結(jié)果也證明，高職院校不同職稱教師在留任時(shí)間上差異顯著（3種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05）。

圖2高職院校不同職稱教師留任時(shí)間的生存特征曲線

圖2是高職院校不同職稱教師留任時(shí)間（年）的生存曲線。圖中顯示，中級職稱教師生存曲線所在的位置最高。這說明從一開始，中級職稱教師的生存狀況就明顯好于其他組別，全程也都比其他職稱教師更好。副高及以上職稱教師的流失速度最快，流失主要發(fā)生在來校后的第3年，且基本在9年內(nèi)流失殆盡。無職稱和初級職稱教師由于后期存在失訪數(shù)據(jù)，所以兩個(gè)曲線都有高于40%的累計(jì)生存率，且在第6年兩條曲線發(fā)生了交叉。在第0～6年，留任時(shí)間從長到短依次為中級、初級、無職稱、副高及以上；在第6～14年，留任時(shí)間由長至短依次為中級、無職稱、初級、副高及以上。因此，Kaplan-Meier的分析結(jié)果也支持了上述壽命表的分析結(jié)果。從圖2中還可以看出，高職院校不同職稱教師的生存狀況（留任時(shí)間）在全時(shí)間段內(nèi)存在顯著差異，各組別的生存曲線沒有重疊。結(jié)合生存表，我們得出各組別生存函數(shù)曲線的平穩(wěn)時(shí)間：無職稱教師8年左右、初級職稱教師9年左右、中級職稱教師8年左右、副高及以上職稱教師8年左右。這說明不同職稱教師留任率趨穩(wěn)時(shí)間差別不大，在職8、9年左右各類職稱教師的留任率都趨于穩(wěn)定。

（三）Cox Regression過程

實(shí)際研究中，我們更感興趣的是，在控制其他因素的影響后知識結(jié)構(gòu)是否還能顯著影響高職教師留任的持續(xù)時(shí)間。這需要借助統(tǒng)計(jì)學(xué)領(lǐng)域中的Cox Regression過程進(jìn)行多變量生存分析建模，基本結(jié)構(gòu)如下：

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

其中，h（t，X）代表在k個(gè)因素同時(shí)影響生存過程的情況下，時(shí)間t處的風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)（Hazard Function）；h0（t）代表沒有任何自變量影響下的生存狀況；X代表一組影響生存過程的因素。

對上式取對數(shù)，移項(xiàng)得：

Log[Rh（t）]=Log[h（t，X）/h0（t）]=β1X1+β2X2+…+βkXk

在這里，回歸系數(shù)β的實(shí)際含義是，當(dāng)變量X改變一個(gè)單位時(shí)，引起教師離職風(fēng)險(xiǎn)改變倍數(shù)的自然對數(shù)值。Cox Regression過程使用最大似然法來估計(jì)β值，并標(biāo)記為B。其雖不能給出各時(shí)點(diǎn)的風(fēng)險(xiǎn)率，但由于Cox回歸模型對生存時(shí)間分布無要求，并可估計(jì)出各研究因素對風(fēng)險(xiǎn)率的影響，因而應(yīng)用范圍更廣。對于生存時(shí)間不連續(xù)的情形，Cox回歸模型也可以通過Logistic變換將函數(shù)表達(dá)式推廣到離散情形。因此，本文嘗試?yán)肅ox回歸模型，在控制包括性別、年齡和崗位選擇（含教師、教輔和管理人員）等變量的情況下，探討高職教師的知識結(jié)構(gòu)是否影響其留任時(shí)間。Cox回歸結(jié)果見表8。

2 倍對數(shù)似然值 整體（得分）無效模型 Cox回歸模型 x2 df Sig.2584.096 2512.794***（2548.463***） 67.533（35.633） 10（7） 0.000注：a.對照組是女性；b.對照組是高中及以下學(xué)歷教師；c.對照組是無職稱教師；d.對照組是教輔人員；e.***、**和*分別表示參數(shù)的估計(jì)值在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；f.括號中為僅包含性別、年齡、崗位選擇等傳統(tǒng)變量的Cox回歸結(jié)果。

表8顯示，在納入所有自變量后，Cox回歸模型的“-2倍對數(shù)似然值”為2512.794，x2值為67.533，自由度為10，P=0.000

高職院校不同職稱教師的生存系數(shù)估計(jì)以無職稱教師為對照組。整體而言，隨著職稱的上升，離職風(fēng)險(xiǎn)先下降再上升，呈∪型分布。離職風(fēng)險(xiǎn)從高到低依次為：副高及以上職稱、無職稱、初級職稱、中級職稱，其中副高及以上職稱教師的離職風(fēng)險(xiǎn)是對照組（無職稱教師）的2.796倍，初級職稱教師的離職風(fēng)險(xiǎn)是對照組的0.845倍，中級職稱教師的離職風(fēng)險(xiǎn)是對照組的0.650倍。當(dāng)然，U型風(fēng)險(xiǎn)曲線的結(jié)論還要在后續(xù)研究中利用精確的類間兩兩比較加以驗(yàn)證。

五、結(jié)論與建議

本文從高職院校人事檔案中找出2007～2012年間教師離職情況的真實(shí)數(shù)據(jù)，在控制性別、年齡、崗位選擇等傳統(tǒng)變量的前提下，以受教育程度和職稱作為教師知識結(jié)構(gòu)的替代變量，對教師留任時(shí)間和留任率進(jìn)行生存分析。結(jié)果表明：其一，知識結(jié)構(gòu)的確是影響高職教師離職的主要因素。我們在引入性別、年齡、崗位選擇等傳統(tǒng)變量的基礎(chǔ)上，依次加入學(xué)歷和職稱這兩個(gè)反映知識結(jié)構(gòu)的變量，模型的整體擬合優(yōu)度提高了47%。換而言之，包含知識結(jié)構(gòu)變量的生存分析模型的擬合優(yōu)度（x2值為67.533）要遠(yuǎn)好于僅包含傳統(tǒng)變量的模型（x2值為35.633）。其二，不同知識結(jié)構(gòu)特征的高職教師之間無論是平均留任時(shí)間、在某一時(shí)點(diǎn)的留任率、留任人數(shù)下降速度還是留任率趨向穩(wěn)定的時(shí)間都存在差別。高學(xué)歷、高職稱教師對工作單位的依存度明顯較弱，研究生學(xué)歷、副高及以上職稱教師的離職時(shí)間主要集中在來校后第3年（見圖1、圖2）。高職院校中，大專學(xué)歷、中級職稱教師的生存狀況最好，高中及以下學(xué)歷、副高及以上職稱教師的生存狀況最差、流失率最高。其三，具有年齡和性別優(yōu)勢的高職教師離職風(fēng)險(xiǎn)更大。年齡是高職院校教師生存狀態(tài)的保護(hù)因素。高職教師在整個(gè)生存時(shí)間內(nèi)，年齡每增加一歲，發(fā)生離職的風(fēng)險(xiǎn)會降低2.2%（Exp=0.978）。目前，高職院校在職教師的年齡普遍偏小（本樣本均值為32.995歲），因此存在一定程度的人員流失風(fēng)險(xiǎn)。性別也是導(dǎo)致高職院校教師離職的重要因素，男性教師離職的可能性更高。在樣本數(shù)據(jù)整個(gè)生存時(shí)間內(nèi)，男教師的離職風(fēng)險(xiǎn)是女教師的2.027倍，女教師的留任時(shí)間更長。其四，從崗位選擇來看，專任教師的離職風(fēng)險(xiǎn)最大，是教輔人員的2.371倍。而行政與教輔人員由于工作任務(wù)和性質(zhì)較為接近，因此離職風(fēng)險(xiǎn)差別不大（Sig.=0.079>0.05）。

在政策操作層面，本文的實(shí)證結(jié)果表明，作為教師離職的根本內(nèi)因，知識結(jié)構(gòu)會放大高職教師對自身市場價(jià)值的成本收益比較，因此通過分析高職教師知識結(jié)構(gòu)的生存特征可以預(yù)測教師離職事件發(fā)生的時(shí)間，從而揭示教師任職的初始狀況和目標(biāo)狀況之間復(fù)雜的變化過程。例如，根據(jù)留任人數(shù)下降速度的時(shí)間特點(diǎn)，我們認(rèn)為解決高職稱、高學(xué)歷教師群體流失問題應(yīng)主要集中在其來校后的前3年。實(shí)踐中，我們通常以3年為界對新教師進(jìn)行入職管理，但缺乏實(shí)證支撐。本研究利用生存分析方法證實(shí)，入職3年是高職稱、高學(xué)歷教師產(chǎn)生離職意愿的敏感時(shí)期。因此，人事管理中，可將3年作為具有實(shí)踐意義的界值加以合理應(yīng)用；在這段時(shí)期，采取差異化培訓(xùn)、多元激勵(lì)等措施會收到意想不到的效果。同時(shí)，數(shù)據(jù)分析結(jié)果也顯示，在知識結(jié)構(gòu)的變量中，職稱對高職教師留任的影響更大，教師在職稱評定前后的職業(yè)穩(wěn)定性會有顯著差異，這提示我們在制定激勵(lì)政策時(shí)應(yīng)對這類教師群體給予特別關(guān)注。樣本數(shù)據(jù)中，本科學(xué)歷、中級職稱教師在來校10年后發(fā)生重大流失，這也從一個(gè)側(cè)面反映出他們的忠誠度實(shí)際上是最高的，但現(xiàn)有的激勵(lì)機(jī)制忽視了他們對職業(yè)發(fā)展的需求。此外，生存分析結(jié)論也解釋了傳統(tǒng)政策的困境——性別、年齡和崗位的不同會在一定程度上影響高職教師的離職選擇，因此在制定教師激勵(lì)政策時(shí)可針對高職教師的這些特點(diǎn)進(jìn)行設(shè)計(jì)與調(diào)整。

注釋：

① 用受教育程度和專業(yè)背景等特征變量知識結(jié)構(gòu)是國內(nèi)外學(xué)者在研究知識結(jié)構(gòu)問題時(shí)常用的方法[4][5]，本文用受教育程度和職稱來高職教師的知識結(jié)構(gòu)亦是此類方法在教育學(xué)研究領(lǐng)域的一種嘗試。

參考文獻(xiàn)：

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篇5

【關(guān)鍵詞】　工作嵌入；離職意愿；研究綜述

員工離職一直是人力資源管理和組織行為學(xué)領(lǐng)域關(guān)注的焦點(diǎn)問題，并且相關(guān)研究也表明員工的主動離職會給組織和個(gè)人帶來不可估量的巨大損失。大多數(shù)的離職研究吸收和借鑒了 March 和 Simon（1958年）提出的組織平衡模型中的員工態(tài)度變量（如工作滿意度和組織承諾等），然而實(shí)證研究的結(jié)果卻表明，態(tài)度變量對員工離職意愿的預(yù)測并非準(zhǔn)確。例如，在Lee等(1994)對44個(gè)離職的護(hù)士采用的半結(jié)構(gòu)化訪談中，其中55%護(hù)士的離職情況與傳統(tǒng)離職模型所述的一致，而剩下的45%雇員離職時(shí)，他們并沒有事先決定可供選擇的工作而這些正是傳統(tǒng)離職模型所不能解釋。2Hom和Griffeth 等的研究進(jìn)一步表明，態(tài)度變量對離職的解釋力僅為4%-5%，就連被廣泛認(rèn)為是離職直接原因的離職意愿也僅僅解釋了12%的主動離職行為。34究其原因，不少學(xué)者認(rèn)為可能由于員工的態(tài)度變量并不是導(dǎo)致員工離職的最主要前因變量，而可能是其它一些沒有被考慮到的更重要因素在起作用。

面對傳統(tǒng)離職模型的局限性，Mitchell和Lee在社會學(xué)家關(guān)于離職的研究成果以及社會資本理論的基礎(chǔ)之上，提出與傳統(tǒng)離職模型完全不同的“展開”模型，該模型充分考慮了非工作因素的重要性。5“展開”模型認(rèn)為，盡管員工在離職前都會對各可供選擇方案進(jìn)行比較，但他們更傾向于留職，而這種傾向性可能就是簡單的出于想維持現(xiàn)狀的考慮?；诖擞^點(diǎn)，Mitchell等考慮到個(gè)體可能會受到來自組織和社區(qū)的各種因素牽制，使他們“嵌入”到工作中，進(jìn)而提出了工作嵌入(Job Embeddedness)概念。

隨著理論界對于工作嵌入研究的不斷重視，使得許多國內(nèi)外學(xué)者對此的研究興趣大增，工作嵌入的研究成果也不斷豐富。從理論含義到測量維度，再到相關(guān)實(shí)證研究，工作嵌入都取得了很大的發(fā)展、完善和豐富。因此，我們有必要對工作嵌入理論進(jìn)行系統(tǒng)而全面的評述。

（一）工作嵌入的含義及維度

工作嵌入最早是由Mitchell等人于2001年提出來的，他們將工作嵌入定義為“一個(gè)將個(gè)體束縛其中的網(wǎng)絡(luò),是促使員工留職的各種力量的集合”。6工作嵌入模型不僅包含了一些足以對員工離職產(chǎn)生影響的工作群體和個(gè)體因素，還認(rèn)為員工離職可能由一些“震撼”引起,而不僅只是取決于員工態(tài)度和組織的認(rèn)知。Mitchell等認(rèn)為在個(gè)體對組織有多重依附的情況下,當(dāng)一些“震撼”發(fā)生時(shí)，即使員工有離職想法，這些依附關(guān)系也會阻止他們離職。6因此，工作嵌入水平高的個(gè)體，即使在現(xiàn)在工作環(huán)境不很理想的情況下，也會選擇留在組織中。

工作嵌入與傳統(tǒng)的態(tài)度變量有兩個(gè)最根本的區(qū)別：第一，工作滿意和組織承諾等關(guān)注的是與工作相關(guān)的因素，而工作嵌入除此之外還包括與社區(qū)相關(guān)的因素。因此，工作嵌入構(gòu)念比傳統(tǒng)態(tài)度構(gòu)念多，范圍上也比較廣。6第二，基于Maertz 和Campion的離職模型，人們對于留職和離職有著不同的動機(jī)。這些動機(jī)包括情感因素（如組織成員身份產(chǎn)生的積極情感）、利益因素（如對未來獲利的期望）、工作機(jī)會（如是否能得到一份類似的工作）、規(guī)范因素（如想符合家人和朋友的期望）等。

工作嵌入描述了個(gè)體與組織和社區(qū)間的不同依附關(guān)系，個(gè)人嵌入組織和社區(qū)的程度越高，將會形成愈加復(fù)雜的社會網(wǎng)絡(luò)，使得員工愈不容易離職。工作嵌入可以分為職內(nèi)嵌入（on the job embeddedness）與職外嵌入(off the job embeddedness)，前者是指個(gè)人與工作相關(guān)的組織嵌入的程度，后者是指個(gè)人與所在社區(qū)的嵌入程度。這兩者的影響因素可分為組織因素和社區(qū)因素。從其研究結(jié)果看，工作內(nèi)嵌入與工作滿意和組織承諾顯著正相關(guān)，影響員工的工作態(tài)度；而工作外嵌入則是一類相對獨(dú)立的影響雇員離職決策的強(qiáng)效應(yīng)中介因素。

工作嵌入可分為三個(gè)核心維度——聯(lián)系（link）、匹配(fit)和犧牲(sacrifice)。根據(jù)社會因素、組織因素和三個(gè)核心維度,則可將工作嵌入模型分成 6個(gè)不同的維度, 即組織聯(lián)系、組織匹配、組織犧牲、社區(qū)聯(lián)系、社區(qū)匹配、社區(qū)犧牲。

聯(lián)系 Link。聯(lián)系是指個(gè)人與組織和社區(qū)間存在的一種正式或非正式關(guān)聯(lián)。個(gè)人不僅與工作和組織有密切地關(guān)聯(lián)，還與所居住的社區(qū)、環(huán)境有一定的連結(jié)。工作嵌入理論認(rèn)為個(gè)人與組織和社區(qū)之中都存在著類似網(wǎng)狀的聯(lián)結(jié)，并且雇員與組織和社區(qū)的網(wǎng)狀聯(lián)系越多，就越容易被工作束縛，也越傾向于留在組織中。同時(shí)，工作同事、工作年限、親朋好友、家庭因素等一系列職內(nèi)職外變量，也會影響員工的留職。

匹配 Fit。工作嵌入理論表明員工要與組織文化價(jià)值觀等相匹配，還要考慮個(gè)人與社區(qū)環(huán)境相匹配的程度，不同的氣候條件、便利條件、生活娛樂設(shè)施、文化氛圍等都會影響員工與社區(qū)匹配的程度。工作嵌入理論認(rèn)為，員工與組織和社區(qū)的匹配度越好，他們在工作上就會越依附于組織，且在生活中與社區(qū)和環(huán)境的相容性會越好，越不容易離職。

犧牲 Sacrifice。犧牲代表了員工預(yù)知的由于離職所喪失的可能的物質(zhì)和精神損失。例如: 離職意味著個(gè)人需要付出一定的代價(jià)，放棄長期相處默契的同事、穩(wěn)定的工作環(huán)境，以及優(yōu)厚的福利待遇等。同時(shí)，雇員離開一個(gè)舒適的、便利的社區(qū)也是困難的選擇。雇員在離職時(shí)，考慮需要放棄的東西越多，就越難于離職。

（二）工作嵌入的測量

目前，工作嵌入的測量工具主要有兩類量表：組合量表（Composite Scale）和整體量表（Global Scale）。組合量表將工作嵌入的構(gòu)念整體視為各部分之和，用涵蓋構(gòu)念范圍的具體構(gòu)成指標(biāo)對各維度和整體構(gòu)念進(jìn)行測量。Mitchell 等開發(fā)的組合量表就是從指標(biāo)層面實(shí)現(xiàn)對工作嵌入的測量，即由指標(biāo)組合得到維度，再由維度組合得到構(gòu)念。6整體量表主張通過反映工作嵌入整體的概括性評價(jià)指標(biāo)測量個(gè)體對工作的整體依附感。Crossley等開發(fā)的整體量表就是從構(gòu)念層面對工作嵌入進(jìn)行直接測量的。

（1）組合測量

1、組合量表的構(gòu)成

Mitchell等將組合量表分為六個(gè)維度（如圖1），量表總共包含40 個(gè)題項(xiàng)。例如，“我真的喜歡我所在的社區(qū)”、“我的工作伙伴與我很相似”、“我在現(xiàn)在的職位上工作的時(shí)間”等。除“聯(lián)系”的兩個(gè)維度外（組織聯(lián)系和社區(qū)聯(lián)系），其余的四個(gè)維度均可用Likert 5點(diǎn)量表計(jì)分（從“非常不同意”到“非常同意”）。

2、組合測量的效度

Mitchell 等人對于所研究的零售商和醫(yī)院樣本表明，同期測量的工作嵌入與離職意愿的相關(guān)系數(shù)分別為-0.41和-0.47。8此后，國內(nèi)外的相關(guān)研究也驗(yàn)證了工作嵌入與離職意愿間呈顯著負(fù)相關(guān)。9另外，一些研究也報(bào)告了工作嵌入對員工的主動離職（一年后）、組織公民行為和工作績效等有著較高的預(yù)測效力。

3、組合測量的信度

Mitchell等應(yīng)用該組合量表分別對連鎖商店的員工和醫(yī)院工作人員進(jìn)行測量，全部 40 個(gè)題項(xiàng)的 Cronbach α系數(shù)分別是0.85和0.87。6Wijayanto 等應(yīng)用該量表對五家公立醫(yī)院的護(hù)士進(jìn)行測量和分析得出全部40個(gè)題項(xiàng)的 Cronbach α系數(shù)為0.81。

Lee等將工作嵌入分為職內(nèi)嵌入和職外嵌入，并根據(jù)樣本需要修訂了量表，將原來40個(gè)題項(xiàng)量表調(diào)整為34個(gè)題項(xiàng)。以某國際金融機(jī)構(gòu)的區(qū)域運(yùn)營中心的員工為被試，對兩種嵌入進(jìn)行了測量，職內(nèi)嵌入22個(gè)題項(xiàng)的Cronbach α系數(shù)為0.84，職外嵌入12個(gè)題項(xiàng)Cronbachα系數(shù)為0.82。

（2）整體測量

Crossley等認(rèn)為，整體測量較組合測量更具優(yōu)勢 ：第一，整體量表中各題項(xiàng)都是概括性的、非侵害性的問題，使被試樂于回答。第二，少數(shù)幾個(gè)反映性指標(biāo)不但能夠完整地反映構(gòu)念，且便于量表的實(shí)際操作，提高其準(zhǔn)確性和回收率。第三，各題項(xiàng)統(tǒng)一的作答方式，能夠克服組合測量中存在的統(tǒng)計(jì)局限。

1、整體量表的構(gòu)成

Crossley等開發(fā)的整體量表包含七個(gè)題項(xiàng)，分別是“我感覺對工作有依附感”、“我很難做出離開組織的決定”；“我太在乎本工作了，不能離開”、“我對工作單位感覺厭倦”、“我確實(shí)不能輕率地離開現(xiàn)在的工作單位”、 “離開現(xiàn)工作單位對我來說很容易”以及“我感到和工作單位緊緊地聯(lián)接在一起”。這些反映指標(biāo)從工作嵌入的整體層面進(jìn)行概括性的評價(jià)和測量，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分（“非常不同意”到“非常同意”）。

2、整體測量的效度

Crossley 等應(yīng)用整體量表，結(jié)果顯示同期測量的工作嵌入與情感承諾、工作滿意顯著正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)分別為0.61和0.45）；與離職意愿、工作尋找意愿和工作機(jī)會顯著負(fù)相關(guān)（相關(guān)系數(shù)分別為-0.49、-0.35和-0.18）。另外，研究顯示，工作嵌入對員工的主動離職（一年后）有著較好的預(yù)測效力（相關(guān)系數(shù)為-0.21）。

3、整體測量的信度

Crossley等應(yīng)用該整體量表對位于美國中西部的一家為老人和殘疾青年的生活提供幫助的中型組織中的員工進(jìn)行前后兩次測量，第一次測量的整體 Cronbach α系數(shù)為0.88，各題項(xiàng)因子負(fù)荷0.58到0.83；第二次測量的整體 Cronbach α系數(shù)為0.89，各題項(xiàng)因子負(fù)荷從0.42到0.90。

工作嵌入整體量表推動了工作嵌入在測量工具和方法上的發(fā)展，克服了組合測量中存在的局限性。首先，整體量表有助于識別個(gè)體較為關(guān)心的方面。其次，整體量表更易于應(yīng)用到潛變量測試離職模型中，而且因?yàn)轭}項(xiàng)較少、易于作答，能提高測量的準(zhǔn)確性和回收率。最后，在實(shí)證研究中，應(yīng)用整體量表測得的工作嵌入水平在離職模型中對主動離職的預(yù)測力優(yōu)于組合量表。盡管如此，工作嵌入的測量仍需完善。其一，目前工作嵌入的測量基于個(gè)體的主觀評價(jià)，易受到個(gè)體傾向和認(rèn)知模式的影響。其二，如何克服工作嵌入的各維度之間及與其他組織行為學(xué)變量之間的相關(guān)性，也值得研究。

（三）工作嵌入的評價(jià)與展望

測量工具的完善與改進(jìn)

盡管 Crossley 提出了整體工作嵌入度的測量，很大程度上推動了工作嵌入測量工具的發(fā)展，但工作嵌入的測量仍需進(jìn)一步改進(jìn)，目前工作嵌入的測量主要依賴于個(gè)體對其各個(gè)維度的主觀評價(jià)，勢必受到個(gè)體傾向和認(rèn)知模式的影響，個(gè)體間的差異會影響個(gè)體對嵌入程度的感知，例如，具有負(fù)面情感的特質(zhì)的個(gè)體往往會低估外界可供選擇的工作機(jī)會，也就會影響其與工作的嵌入程度。同時(shí)，工作嵌入概念具有非情感性和多維度的特點(diǎn)，如何克服各維度之間以及各維度與其他組織行為學(xué)變量之間的相關(guān)性，工作嵌入的聯(lián)結(jié)維度的項(xiàng)目能否用社會網(wǎng)絡(luò)分析中的測量項(xiàng)目代替，值得今后進(jìn)一步研究。

特定職業(yè)群體的工作嵌入研究

以往工作嵌入的研究更多選取護(hù)士、商店及銀行雇員進(jìn)行測量，這些樣本對工作嵌入的概念、維度提供了經(jīng)驗(yàn)支持，但是也存在一定的局限性。工作嵌入測量樣本的多樣化成為新的研究方向之一。

在日益多元化的今天，不同職業(yè)具有不同的職業(yè)特征，意味著個(gè)體不同的成長路徑和成長需求，個(gè)體的工作嵌入會影響其在職業(yè)發(fā)展過程中的離職或留職決策，工作嵌入的各維度在不同職業(yè)上對結(jié)果變量的影響是否存在差異，同時(shí)，成就動機(jī)高的職業(yè)人群，例如，工程師、會計(jì)師以及中層管理者可能更不希望其嵌入于組織中，更希望通過組織間流動實(shí)現(xiàn)自身的成就需求。

工作嵌入結(jié)果變量的拓展

已有工作嵌入的研究大都基于雇員主動離職模型的研究中，研究表明工作嵌入對個(gè)體離職意愿、離職行為的預(yù)測力要優(yōu)于工作滿意度、組織承諾等傳統(tǒng)態(tài)度類變量，但是，個(gè)體在組織中的行為變量不僅僅局限于離職行為和離職意愿，組織公民行為、工作績效也是組織行為學(xué)研究中常見的結(jié)果變量，工作嵌入能否同樣較好的預(yù)測個(gè)體的組織公民行為或工作績效值得進(jìn)一步研究。

同時(shí)，由于個(gè)體工作嵌入的非情感性特征，其對工作滿意度、組織承諾等態(tài)度類變量的影響也值得進(jìn)一步探討。此外，大量的研究證明組織的核心競爭力來源于組織知識的創(chuàng)新，參與組織知識創(chuàng)造的個(gè)體作為組織中知識資源的關(guān)鍵載體，其與工作的嵌入程度對個(gè)體在組織知識創(chuàng)造中的個(gè)體行為影響越來越明顯，因此工作嵌入對個(gè)體知識與組織知識之間轉(zhuǎn)化的影響機(jī)制非常值得進(jìn)一步研究。

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作者簡介：

篇6

關(guān)鍵詞：心理契約違背;員工滿意度;離職傾向

一、引言

近年來，IT企業(yè)發(fā)展迅猛，但激烈的市場競爭也給IT企業(yè)帶來了巨大的壓力，使得這些企業(yè)必須不斷進(jìn)行變革，通過調(diào)整組織策略、管理模式、雇傭關(guān)系及人員結(jié)構(gòu)來實(shí)現(xiàn)生存和發(fā)展。在這種情況下，員工與企業(yè)之間的心理契約難以維系，心理契約違背現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。過去的研究一致發(fā)現(xiàn)，心理契約違背與不良的雇員行為（包括離職、缺勤、破壞等）存在顯著的正相關(guān)，而與積極的雇員行為（包括工作績效、組織公民行為、組織承諾等）及態(tài)度（包括滿意度、忠誠度等）存在顯著的負(fù)相關(guān)[1]。

本文主要對某IT企業(yè)員工進(jìn)行問卷調(diào)查，分析員工心理契約違背對員工滿意度及員工離職傾向的影響，并通過定量研究，找到對心理契約違背產(chǎn)生影響的組織管理因素，從而為未來企業(yè)干預(yù)提出合理的改善建議。

二、概述

阿吉里斯（Argyris）在1960年首次提出心理契約的概念，之后萊文森（Levinson）等人給出了心理契約的明確定義，即組織與員工之間隱含的、未公開說明的相互期望的總和[1]。到了上世紀(jì)80年代，施恩（Schein）等人將心理契約劃分為個(gè)人和組織兩個(gè)層面[2];而美國組織行為學(xué)家羅素（Rousseau）認(rèn)為心理契約是員工個(gè)人以雇傭關(guān)系為背景，以許諾、信任和知覺為基礎(chǔ)而形成的關(guān)于雙方責(zé)任的各種信念的集合[3]。心理契約是一種心理認(rèn)知過程，可以從雇員的單視角識別雇員及雇主雙方心理契約履行的情況[4]，這一概念的提出使得有關(guān)心理契約的實(shí)證研究成為可能，本文即是基于羅素的理論框架及問卷來進(jìn)行定量研究。

心理契約違背是指員工在感知心理契約被破壞之后所產(chǎn)生的消極的情緒體驗(yàn)及相應(yīng)的與組織規(guī)范、期望、目標(biāo)相反的行為的總和。羅素和帕克斯（Parks）指出，當(dāng)員工感知到組織沒有履行包括在心理契約內(nèi)的一項(xiàng)或多項(xiàng)義務(wù)時(shí)，心理契約違背就發(fā)生了[5]。莫里森（Morrison）和羅賓遜（Robinson）認(rèn)為促成心理契約的違背有三個(gè)關(guān)鍵因素：無力兌現(xiàn)、食言和理解歧義，并提出了心理契約違背的形成過程模型，認(rèn)為個(gè)體感知到心理契約違背一般會經(jīng)歷三個(gè)階段：感知到差異、感知到破裂、違背體驗(yàn)。特恩里（Turnley）和費(fèi)爾德曼（Feldman）則提出了違背心理契約的食言模型，認(rèn)為違約理解差異主要受以下三個(gè)因素的影響：雇員期望的來源、心理契約破裂的具體原因以及食言本身的性質(zhì)，而對雇員行為的影響主要受到個(gè)體差異、組織實(shí)踐、勞動力市場特征等中間變量的調(diào)節(jié)[6]。本文暫從組織實(shí)踐角度研究影響心理契約違背的因素。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對象

本研究的主要對象是某IT企業(yè)的員工，采用網(wǎng)上調(diào)查的形式，共回收問卷338份，其中有效問卷274份，有效率為81.36%。樣本的總體情況見表1，調(diào)查樣本在各個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的分布與該企業(yè)總體人員分布比例基本相符。

表1 樣本特征分布

人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量 類別 人數(shù) 百分比

出生年份 1970～1979 55 20.1%

1980～1989 113 41.2%

1990～1999 106 38.7%

性別 男 178 65.0%

女 96 35.0%

婚姻狀況 已婚 133 48.5%

未婚 141 51.5%

學(xué)歷 本科 218 79.6%

碩士及以上 45 16.4%

其他 11 4.0%

司齡 1年以下 82 29.9%

1～2年 23 8.4%

3～5年 94 34.3%

5～10年 56 20.4%

10年以上 19 6.9%

（二）研究工具

對心理契約的測量工具主要參考羅素在2008年編制的《心理契約量表》，并在此基礎(chǔ)上參考李原編制的《心理契約問卷》增加人際關(guān)系維度，在試測后進(jìn)行因子分析，對題目進(jìn)行調(diào)整。調(diào)整后的問卷總體上保留了羅素的《心理契約量表》的結(jié)構(gòu)，包括雇員責(zé)任、雇主責(zé)任、心理契約違背和心理契約履行四個(gè)部分，其中雇員責(zé)任和雇主責(zé)任均包括六個(gè)維度：忠誠度（loyalty）、工作局限性（narrow）、績效支持（performance support）、發(fā)展（development）、穩(wěn)定性（stability）和人際關(guān)系（social relationship）。心理契約違背包括不信任（no trust）、不確定（uncertainty）和損害（erosion）三個(gè)維度，在本研究中只對心理契約違背整體進(jìn)行分析，暫不考慮各維度的差異。

關(guān)于員工滿意度，采用該企業(yè)一直沿用的員工滿意度問卷，該問卷具有較好的信度和效度。而關(guān)于離職傾向，在問卷設(shè)計(jì)中，我們詢問員工未來職業(yè)規(guī)劃，是考慮到其他企業(yè)尋找工作機(jī)會，還是繼續(xù)留在本企業(yè)工作。

所有問卷題目答案均采用5點(diǎn)計(jì)分形式，具體為非常同意計(jì)5分，比較同意計(jì)4分，一般計(jì)3分，比較不同意計(jì)2分，非常不同意計(jì)1分。全部數(shù)據(jù)主要采用SPSS20.0軟件進(jìn)行相關(guān)分析及線性回歸分析。

（三）數(shù)據(jù)分析

通過相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，心理契約違背和員工滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)（p<0.01）。之后進(jìn)行回歸分析，F(xiàn) 值為96.336，p<0.01，校正后的判定系數(shù)為 0.387，表明回歸方程能解釋總變異的38.7%。心理契約違背對員工滿意度的回歸系數(shù)為-0.413，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為-0.615，達(dá)到了非常顯著的水平，可見心理契約違背對員工滿意度有預(yù)測作用。心理契約違背與員工滿意度的回歸分析結(jié)果見表2。

表2 心理契約違背與員工滿意度的回歸分析

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù) t p

B 標(biāo)準(zhǔn) 誤差 系數(shù)β

1 （常量）

心理契約違背 4.450

-0.413 0.055

0.032

-.0615 80.353

-12.854 0.000

0.000

a.因變量：員工滿意度

通過相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，心理契約違背在0.01水平上和離職傾向顯著正相關(guān)。之后進(jìn)行回歸分析，心理契約違背對離職傾向的回歸系數(shù)為0.415，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為0.477，達(dá)到了顯著的水平，證明心理契約違背對離職傾向也有預(yù)測作用。心理契約違背與離職傾向的回歸分析結(jié)果如表3

所示。

表3 心理契約違背與離職傾向的回歸分析

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù) t p

B 標(biāo)準(zhǔn) 誤差 系數(shù)β

1 （常量）

心理契約違背 0.645

0.415 0.080

0.046

0.477 8.066

8.948 0.000

0.000

a.因變量：離職傾向

為探討影響心理契約違背的組織因素，以雇主契約的六個(gè)維度（忠誠度、工作局限性、績效支持、發(fā)展、穩(wěn)定性、人際關(guān)系）為自變量，以心理契約違背為因變量進(jìn)行多元回歸分析，其中忠誠度和人際關(guān)系維度對心理契約違背有顯著性影響?；貧w方程為：心理契約違背= -0.473*忠誠度-0.443*人際關(guān)系+4.888。具體分析結(jié)果見表4。

表4 雇主心理契約維度與心理契約違背的回歸分析

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù) t p

B 標(biāo)準(zhǔn) 誤差 系數(shù)β

1 （常量）

忠誠度

人際關(guān)系 4.888

-0.468

-0.481 0.134

0.046

0.051

-0.473

-0.443 36.497

-10.104

-9.448 0.000

0.000

0.000

a.因變量：離職傾向

四、研究結(jié)果與討論

本研究發(fā)現(xiàn)，員工心理契約違背對滿意度有負(fù)向影響，對離職傾向有正向影響。也就是說，心理契約違背的產(chǎn)生，會使員工對企業(yè)的滿意度有所下降，同時(shí)還可能導(dǎo)致離職行為。企業(yè)可以通過調(diào)查識別出現(xiàn)了心理契約違背的員工，并與其中的骨干員工進(jìn)行充分交流，重新建立心理契約，提升員工滿意度，從而降低流失風(fēng)險(xiǎn)。

企業(yè)最關(guān)注的是如何阻止心理契約違背的產(chǎn)生，所以本研究也重點(diǎn)分析了員工對雇主心理契約各維度履行情況的認(rèn)知如何影響心理契約的違背。通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，雇主心理契約的忠誠度維度和人際關(guān)系維度對心理契約維度有顯著性影響，其中的條目包括：“企業(yè)給我提供機(jī)會獲得個(gè)人的成就”、“企業(yè)給我提供了不錯(cuò)的福利待遇（如各種保險(xiǎn)、休假等）”、“企業(yè)安排工作時(shí)充分考慮了我的興趣”、“與其他企業(yè)相比，這個(gè)企業(yè)給我提供的待遇比較公平合理”、“企業(yè)中的上下級關(guān)系和諧友好”、“企業(yè)十分尊重自己的員工”、“企業(yè)提供了合作的工作氛圍”、“企業(yè)給我提供了友善而融洽的工作環(huán)境”及“企業(yè)中的同事之間相互信任和幫助”。從這些條目給出的因素可以看出，該企業(yè)可以通過關(guān)注員工職業(yè)發(fā)展、提供公平合理的薪酬福利及營造合作開放的文化氛圍來避免員工心理契約的違背，從而提升員工滿意度，降低員工流失率。

（一）關(guān)注員工職業(yè)發(fā)展

企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的實(shí)際情況，關(guān)注骨干員工的職業(yè)生涯發(fā)展。從縱向發(fā)展角度，企業(yè)可以提供職業(yè)生涯機(jī)會的評估，幫助員工設(shè)定職業(yè)生涯目標(biāo)，制定具體的行動計(jì)劃和措施，并提供相應(yīng)的培訓(xùn)，高端職位招聘優(yōu)先考慮內(nèi)部員工的提拔，為員工提供能夠施展才華、實(shí)現(xiàn)自我的舞臺。同時(shí)企業(yè)也應(yīng)該意識到，縱向晉升的機(jī)會畢竟有限，所以企業(yè)還應(yīng)關(guān)注員工的橫向發(fā)展，為員工提供輪崗機(jī)會，輪崗可以使員工開拓視野、積累人脈資源、發(fā)現(xiàn)自己真正的興趣與能力之所在、鍛造多方面的能力與經(jīng)驗(yàn)，從而拓寬員工的職業(yè)寬度以及增加升遷的可能性。

（二）提供公平合理的薪酬福利

在當(dāng)前的管理體系中，雖然薪酬已不再是激勵(lì)員工的最重要因素，但依然是員工衡量自我價(jià)值的尺度之一，因此，員工仍希望能夠得到與其業(yè)績相符的薪酬。企業(yè)應(yīng)該首先解決薪酬體系內(nèi)部的公平性和外部的競爭性，在企業(yè)和市場不斷的發(fā)展過程中，進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整。其次，薪資要與工作績效和員工的貢獻(xiàn)直接掛鉤，要與績效評估結(jié)果結(jié)合起來，讓員工明確自己的努力方向，調(diào)整員工的行為習(xí)慣和工作目標(biāo)。同時(shí)，企業(yè)還可以推行彈利制度，即允許員工根據(jù)自身及家庭需要，在企業(yè)提供的福利中選擇具體的內(nèi)容和水平，樹立企業(yè)獨(dú)特的競爭優(yōu)勢，在滿足員工個(gè)性化需求的同時(shí)，有效地維系與員工之間的心理契約。

（三）營造開放合作的文化氛圍

良好的文化氛圍，首先體現(xiàn)在企業(yè)內(nèi)部暢通的溝通機(jī)制上，隨著專業(yè)化程度不斷細(xì)化，企業(yè)需要建立橫向、縱向、多層次的溝通，鼓勵(lì)和增強(qiáng)員工的參與意識，這可以通過內(nèi)部論壇、高管對話等形式實(shí)現(xiàn)，也可以利用微信、微博等新的傳播媒介。另外，企業(yè)應(yīng)該倡導(dǎo)多元文化，強(qiáng)調(diào)不同的工作風(fēng)格和價(jià)值觀都應(yīng)該受到尊重和認(rèn)可，企業(yè)內(nèi)部輕松和簡單的人際關(guān)系能夠幫助企業(yè)形成凝力。當(dāng)然，在氛圍的形成過程中，各層管理者的管理方式會起到至關(guān)重要的影響，所以企業(yè)應(yīng)關(guān)注管理者的選拔及對管理者行為的規(guī)范，例如，在管理者上任的時(shí)候，通過培訓(xùn)和輔導(dǎo)幫助管理者認(rèn)同這種理念，并在日常的工作行為中有所體現(xiàn)。

總之，在IT企業(yè)中發(fā)生心理契約違背是比較常見的，關(guān)鍵在于如何采取正確的措施來降低心理契約違背發(fā)生的概率，以及當(dāng)心理契約違背發(fā)生時(shí)如何使消極的違背轉(zhuǎn)化為積極的互動，從而增強(qiáng)企業(yè)的內(nèi)聚力，并提升組織在激勵(lì)競爭環(huán)境下的戰(zhàn)斗力。

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篇7

關(guān)鍵詞：分配公平；相對剝奪感；離職傾向

一、 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入推進(jìn)，中國的企業(yè)經(jīng)濟(jì)也快速發(fā)展，企業(yè)內(nèi)部的員工結(jié)構(gòu)趨向復(fù)雜化，員工的流動性也不斷增強(qiáng)，為了滿足企業(yè)發(fā)展的需要，企業(yè)越來越重視吸引人才和培養(yǎng)人才。為了吸引外部優(yōu)秀人才，企業(yè)往往會給出比內(nèi)部同一崗位的員工更高的職位或者更豐厚的薪酬待遇，這使得內(nèi)部員工與外部人才相比較后，感覺到自己受到不公正待遇和處于劣勢，帶來內(nèi)部員工的相對剝奪感，這種感覺可以表現(xiàn)為不滿或消極情緒，有時(shí)甚至導(dǎo)致內(nèi)部人才流失。企業(yè)在吸引外部人才和培養(yǎng)內(nèi)部人才的同時(shí)，如何留住人才成為中國企業(yè)能夠走向世界，實(shí)現(xiàn)全球化的重要管理課題

通過企業(yè)中高層管理者訪談?wù){(diào)查，發(fā)現(xiàn)一些管理者在應(yīng)對減少員工離職行為問題時(shí)，更多地關(guān)注員工滿意度、組織承諾和組織公正對員工離職傾向所產(chǎn)生的影響，而很少關(guān)注員工內(nèi)在的心理資本因素，這也導(dǎo)致員工離職問題未從根本上解決。目前國內(nèi)有關(guān)相對剝奪感的研究相對薄弱，本文希望通過研究分配公平對員工離職傾向的影響，發(fā)現(xiàn)其中的影響機(jī)制，同時(shí)探索相對剝奪感在分配公平和離職傾向的關(guān)系中所起到的作用，補(bǔ)充國內(nèi)對相對剝奪感的研究空白，為企業(yè)做好員工離職傾向預(yù)測，為降低員工離職傾向提出行之有效的管理對策。

二、 概念界定與研究假設(shè)

1. 概念界定。相對剝奪感（Relative Deprivation）是基于分配公平理論而提出的，是指當(dāng)個(gè)體將自己的某種處境與其他參照物相比較時(shí)，發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢，并且認(rèn)為這是不公平導(dǎo)致的，產(chǎn)生一種被剝削的感覺，這種感覺會誘發(fā)消極情緒，表現(xiàn)為憤怒、怨恨或不滿（Wood，1989）。相對剝奪感包括三個(gè)重要內(nèi)容：第一是比較，個(gè)體與其他參照物的對比而產(chǎn)生的被剝奪感，如果沒有與參照物的對比就不會產(chǎn)生相對剝奪感；第二是在與參照物比較之后感到自己處于劣勢，如果個(gè)體與其他參照物相比，感到自己處于優(yōu)勢也不會產(chǎn)生被剝奪感；第三是個(gè)體必須認(rèn)為產(chǎn)生的劣勢是由于不公平導(dǎo)致的，這一點(diǎn)是產(chǎn)生相對剝奪感不可缺少的部分（Heather et al.，2012）。

分配公平（Distributive Justice）是指人們對于結(jié)果或資源配置的公平感知（Colquitt，2001），它以Adams的公平理論為基礎(chǔ)。Adams提出的公平理論主要關(guān)注分配結(jié)果是否公平的問題，強(qiáng)調(diào)人們對分配結(jié)果的比較（Adams，1965）。分配公平是組織公正的重要判斷標(biāo)準(zhǔn)，分配不公正會降低員工的工作滿意度，減少自己的付出，或者遠(yuǎn)離給自己帶來不公正感的組織（Robert & James，2005）。

離職傾向（Turnover Intention）是員工離開并尋找其他工作機(jī)會傾向的總體表現(xiàn)或態(tài)度。樊景立（1978）將離職傾向定義為員工想要離開目前的工作崗位，尋找其他工作機(jī)會的心理的一種傾向程度。研究發(fā)現(xiàn)離職傾向能夠很好地預(yù)測員工的實(shí)際離職行為（Price，2000）。高離職傾向的員工會降低自己的工作績效，并可能產(chǎn)生一系列反生產(chǎn)行為，例如偷竊、破壞、欺凌等（Kelloway，Gottlieb & Barham，1999）。

2. 分配公平與相對剝奪感。相對剝奪感和公平理論具有內(nèi)在的相關(guān)性（Olson & Roese，2002）。相對剝奪感是指當(dāng)與參照對象進(jìn)行比較時(shí)，個(gè)體體會到自身處于不利地位，并由此引發(fā)的負(fù)面感受（張書維等，2009）。分配是否公平的一個(gè)重要參照標(biāo)準(zhǔn)是個(gè)人的付出-受益比與參照對象的付出-受益比之間的差距，當(dāng)分配比較公平時(shí)，個(gè)體在與組織內(nèi)部他人的比較過程中不會感到自己受到剝奪。相反，當(dāng)分配不公平時(shí)，個(gè)體與參照對象比較時(shí)很容易覺得自己處于劣勢地位，而且這種不公平感會帶來較強(qiáng)的負(fù)向情緒。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：分配公平負(fù)向影響相對剝奪感。

3. 分配公平與離職傾向。已經(jīng)有大量研究表明分配公平與離職傾向負(fù)相關(guān)（馬超，薛電芳&毛重琳，2014）。Price（2000）對離職傾向的因果變量和作用機(jī)制進(jìn)行了較為全面的研究，并提出了離職模型，離職模型認(rèn)為對離職產(chǎn)生影響的外生變量是環(huán)境變量、個(gè)體變量和結(jié)構(gòu)化變量，分配公平性是影響離職傾向的重要結(jié)構(gòu)化變量。Daly和Geyer（1994）的研究也都表明，如果組織中的個(gè)體感知到了較高的分配公平和程序公平，那么將會較大幅度地降低其離開該組織的動機(jī)。張勉與張德（2007）對企業(yè)雇員離職意向的影響因素進(jìn)行了較為全面的量化研究，采用多元OLS模型回歸發(fā)現(xiàn)分配公平對離職傾向有顯著的負(fù)向影響，充分的理論表明分配公平是離職意愿的重要預(yù)測因素。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：分配公平負(fù)向影響離職傾向。

4. 相對剝奪感與離職傾向。個(gè)體通過與群體內(nèi)其他成員或者不同時(shí)期的自己進(jìn)行比較而產(chǎn)生的個(gè)體相對剝奪感，可以引發(fā)與個(gè)體相關(guān)的行為、態(tài)度或內(nèi)心狀態(tài)的變化。已有研究表明由收入不公引起的個(gè)體相對剝奪感與收入的主觀滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)（任國強(qiáng)，尚明偉&潘秀麗，2014）。而工作資源分配不公正而引起的相對剝奪感會導(dǎo)致員工產(chǎn)生低組織承諾、高離職率的問題（Mollica， Gray，Trevino & DeWitt，1999）。員工體驗(yàn)到的被剝奪感，會帶來了諸如低組織承諾、高離職率、低合作意愿等不良影響（Melkonian，Monin & Noorderhaven，2011）。充分的理論支持員工所體驗(yàn)到的個(gè)體相對剝奪感越高，其離職意向也越高（Cho，Lee & Kim，2014）。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：相對剝奪感正向影響離職傾向。

5. 相對剝奪感在分配公平與離職傾向關(guān)系中的作用。

直接研究相對剝奪感在分配公平與離職傾向間的作用的文獻(xiàn)較少。Trevor和Wazeter（2006）通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，組織的分配公平會通過個(gè)體相對剝奪感影響公司經(jīng)理的工作投入程度。以往有關(guān)分配公平與離職傾向的研究證明組織公平會通過組織承諾和工作滿意度來影響離職傾向，例如Price（2000）的離職模型。我國學(xué)者石偉（2005）通過對7家國有企業(yè)417個(gè)樣本的調(diào)查，研究了國有企業(yè)員工組織公平感、工作滿意度和離職傾向之間的關(guān)系，驗(yàn)證了組織公平對離職傾向有顯著的負(fù)向作用，同時(shí)發(fā)現(xiàn)公平感一方面直接影響離職傾向，另一方面通過工作滿意度作為中介變量間接影響離職傾向。也有研究表明工作滿意度在分配公平與離職意愿間起到部分中介作用（馬超、薛電芳、毛重琳，2014）。Zigarmi等（2009）基于社會認(rèn)知理論提出的工作激情模型認(rèn)為，組織特征、工作特征和個(gè)體特征，會通過個(gè)體認(rèn)知和情感的作用而影響個(gè)體在組織和工作中的行為。分配公平是重要的組織特征，分配不公平所帶來的相對剝奪感會影響員工的組織承諾和工作滿意度，同時(shí)也會降低員工的組織認(rèn)同（李永鑫等，2009），進(jìn)而增強(qiáng)其離職傾向。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4：相對剝奪感在分配公平與離職傾向間起到中介作用。

三、 研究方法

1. 數(shù)據(jù)的收集。本文的研究對象是北京地區(qū)的制造型企業(yè)員工，共發(fā)放問卷480份，回收365份，剔除回答不完整的無效問卷，實(shí)際取得有效問卷349份，有效率95.6%。在有效問卷中，研究對象的整體平均年齡為28.6歲，在本單位平均工作年限2.8年。性別比例方面，男性56.2%略高于女性43.8%；工作經(jīng)驗(yàn)方面，2年以內(nèi)的22.3%，2年～5年41.3%，5年～10年27.2%，10年以上的9.2%，被試集中在工作經(jīng)驗(yàn)在10年以內(nèi)的員工。學(xué)歷結(jié)構(gòu)方面，?？埔韵?.4%，本科74.5%，碩士21.8%，博士0.3%，被試集中在學(xué)歷為本科和碩士的員工。職位方面，普通員工38%，基層管理者21.5%，中層管理者14.3%，高層管理者7.2%。

2. 變量的測量。分配公平：采用Colquitt（2001）編制的《組織公平量表》，抽取測量分配公平的5個(gè)題項(xiàng)，原量表α系數(shù)為0.953，本研究的α系數(shù)為0.949，表明該量表在中國企業(yè)背景仍然具有較高的信度。

相對剝奪感：采用Tropp與Wright（1999年）編制的相對剝奪感問卷，共3個(gè)題目，α系數(shù)達(dá)到了0.86，在本研究中該量表的α系數(shù)為0.861。

離職傾向：采用Kelloway、Gottlieb和Barham（1999年）的離職傾向量表，共4個(gè)題目，α系數(shù)達(dá)到了0.920，在本研究中該量表的α系數(shù)為0.971。

各量表均采用李克特6點(diǎn)制。調(diào)查完成后采用SPSS 20.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析。

四、 研究結(jié)果

1. 相關(guān)分析與同源誤差檢驗(yàn)。相關(guān)分析的結(jié)果表明，分配公平與相對剝奪感、離職傾向均在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到-0.427、-0.334；相對剝奪感與離職傾向也在0.01的水平上顯著相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)為0.589。性別、學(xué)歷、工作年限、職務(wù)級別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量與分配公平、相對剝奪感和離職傾向間均有一定的相關(guān)性。本研究將人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量。

鑒于數(shù)據(jù)為同源數(shù)據(jù)，易產(chǎn)生共同方法偏差問題，采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。使用SPSS20.0將問卷的所有條目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，第一個(gè)因子解釋的變異為33.54%，未到總變異量（85.55%）的一半，說明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2. 假設(shè)檢驗(yàn)。研究方法遵循Baron和Kenny（1986）提出的傳統(tǒng)中介作用檢驗(yàn)程序：第一步，檢驗(yàn)分配公平對離職傾向的影響；第二步，檢驗(yàn)分配公平對相對剝奪感的影響；第三步，探討相對剝奪感對離職傾向的影響；若前三步的結(jié)果均是影響顯著則進(jìn)行第四步，將相對剝奪感因素一并加入，研究分配公平對離職傾向的影響作用，考察相對剝奪感的中介作用是否顯著。這一步采用Sobel檢驗(yàn)方法，具體過程是根據(jù)雙尾假設(shè)檢驗(yàn)下的單位正態(tài)分布得到z值，若z的絕對值大于1.96，說明p值小于0.05，即p顯著，進(jìn)而可以得知相對剝奪感在分配公平對離職傾向的影響中存在中介效應(yīng)。同時(shí)，如果第四步中研究顯示分配公平對離職傾向的影響作用由第一步中的顯著變?yōu)椴伙@著，說明相對剝奪感的中介作用是完全中介作用，反之則是部分中介作用。

采用分層回歸分析，分配公平對離職傾向和相對剝奪感的負(fù)向影響顯著，β值分別為-0.334**和-0.427**，相對剝奪感對離職傾向的正向影響也顯著（β=0.589**），見表1。故假設(shè)H1、H2、H3均得到驗(yàn)證。

采用Sobel檢驗(yàn)方法對相對剝奪感在分配公平和離職傾向中的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)z=-6.967（p

五、 討論

本研究以制造類企業(yè)365名員工為被試，探索了分配公平對員工離職傾向的影響，結(jié)果表明：分配公平負(fù)向影響員工的相對剝奪感和離職傾向；相對剝奪感正向影響離職傾向并在分配公平對離職傾向的影響中起到部分中介作用。

相對剝奪感是個(gè)體與他人進(jìn)行比較時(shí)發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢地位，并且感覺自己受到不公平對待所引發(fā)的負(fù)面感受。分配不公平會直接導(dǎo)致員工的相對剝奪感，相反企業(yè)資源和勞動報(bào)酬的公平分配會有效降低員工的相對剝奪感。組織公平尤其是分配公平會顯著影響員工的在職意愿（Taylor，1995），分配公平是個(gè)體離職意愿的顯著預(yù)測指標(biāo)（劉亞、龍立榮、李曄，2003），本研究再一次證實(shí)了分配公平顯著的負(fù)向影響離職意愿。同時(shí)，相對剝奪感也是離職意愿的預(yù)測指標(biāo)，分配不公平（例如獎(jiǎng)金的分配不公）所帶來的相對剝奪感，會降低員工對組織的滿意度，員工離職傾向會上升（Robert & James，2005），本文的研究證實(shí)了該觀點(diǎn)。

社會交換理論認(rèn)為員工通過自己的努力勞動來獲取報(bào)酬，員工與組織之間的相互依賴關(guān)系的形成與穩(wěn)固是以公平的、互利的交換關(guān)系為條件的（Rhoades & Eisenberger，2002），一旦分配不公平，員工的利益就無法得到保障，員工與組織間的穩(wěn)定關(guān)系就會受到挑戰(zhàn)，進(jìn)而引發(fā)員工的組織退縮行為，降低其努力程度和在職意愿。社會認(rèn)知理論也認(rèn)為組織特征會影響員工的心理感受并進(jìn)而影響個(gè)體在工作中的行為與決策（Zigarmi et al，2009）。分配公平會通過相對剝奪感影響員工的離職傾向。這啟發(fā)管理者在今后的管理實(shí)踐中應(yīng)該制定公正的薪酬體系，并保證薪酬體系執(zhí)行過程的公正性，同時(shí)也可以通過信息公開，建立同員工的溝通機(jī)制并關(guān)愛員工來降低員工的相對剝奪感。

六、 局限與展望

由于本論文的問卷取樣主要集中在北京地區(qū)的制造行業(yè)，樣本量相對有限，可能會受到區(qū)域性文化的影響，今后要降低外部效度的影響來進(jìn)一步增強(qiáng)本文研究成果的可推廣性。本論文提出的管理對策更多的是針對制造企業(yè)，在今后的研究中需要進(jìn)行檢驗(yàn)外部效度，需要在其他類型企業(yè)驗(yàn)證該管理對策是否有效。另外，本論文只是以離職傾向作為員工離職行為發(fā)生的預(yù)測，但是員工有離職傾向并不一定真的會離職，所以未來研究可以以員工離職行為作為結(jié)果變量，繼續(xù)跟蹤組織公正和相對剝奪感在一段時(shí)間后對離職行為的影響。

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基金項(xiàng)目：國家社科基金重大項(xiàng)目“中華民族偉大復(fù)興的社會心理促進(jìn)機(jī)制”（項(xiàng)目號：13&ZD155）；國家自然科學(xué)基金（項(xiàng)目號：71272156）。

篇8

單位錄取通知書范文一

Dear XXX ：

我非常高興地通知您，經(jīng)過我公司的面試和討論，我們一致認(rèn)為您是我公司 XX部 XXX崗位 的合適人選。根據(jù)公司的薪資福利政策，我們將給您提供以下薪酬福利待遇：

一、 現(xiàn)金薪酬：

您的年度目標(biāo)總現(xiàn)金收入為 稅前 RMB XX 萬元，由以下三個(gè)部分構(gòu)成：

1、 月固定工資： X 萬元/月

2、 年度服務(wù)獎(jiǎng)金：年度結(jié)束后，公司將為您提供相當(dāng)于一個(gè)月固定工資的年度服務(wù)獎(jiǎng)金

3、 績效獎(jiǎng)金：您目標(biāo)年度總現(xiàn)金收入的 %作為年度績效獎(jiǎng)金標(biāo)準(zhǔn)(相當(dāng)于X倍月固定工資)，年度績效獎(jiǎng)金發(fā)放時(shí)，將根據(jù)當(dāng)年度公司、個(gè)人績效表現(xiàn)進(jìn)行浮動。

關(guān)于年度服務(wù)獎(jiǎng)及績效獎(jiǎng)的特別說明：如您在 月 日前加入公司方能參與分配;入職未滿一年的員工根據(jù)入職時(shí)間按比例折算，15日前入職按全月計(jì)算，15日后入職按半月計(jì)算。

二、長期激勵(lì)：

應(yīng)屆畢業(yè)生網(wǎng)YJBYS.com大家都覺得好，yjbys.com

在您入職后，公司將在最近的統(tǒng)一期權(quán)授予日授予您X萬股期權(quán)。期權(quán)自授予日1年后開始，每年可行使20%。

三、福利：

根據(jù)公司福利政策，公司為您提供以下福利項(xiàng)目：

1、社會保險(xiǎn)：為您提供國家規(guī)定的社會保險(xiǎn);

2、通訊補(bǔ)助：公司為您提供XXX/月的通訊費(fèi)補(bǔ)貼。

3、商業(yè)保險(xiǎn)：公司為您提供最高保額XX萬元的人身意外傷害保險(xiǎn)和最高保額XX萬元的重大疾病保險(xiǎn)。

4、車補(bǔ)：享有車輛補(bǔ)助XXX元/月。

5、帶薪假期：按照公司規(guī)定，當(dāng)您入職滿X年后，每年可享受X天的帶薪假期;當(dāng)您入職滿1年后，每年可享受X天的帶薪假期;當(dāng)您入職滿X年后，每年可享受XX天的帶薪假期;當(dāng)您入職滿X年后，每年可享受XX天的帶薪假期;

除以上福利項(xiàng)目外，公司還會為您提供節(jié)日費(fèi)、員工婚育禮金等，并資助員工的各項(xiàng)活動。XX公司和諧的企業(yè)文化氛圍一定會讓您感受到集體的溫暖。(以上員工福利待遇信息為保密資料，請勿向公司內(nèi)外的其他人員透露。同時(shí)公司禁止兼職，并嚴(yán)格要求IPR保護(hù)及競業(yè)限制等)

四、其他

1、工作地點(diǎn)：

2、勞動合同期限： 年，其中試用期 個(gè)月。

3、報(bào)到時(shí)間： 年 月 日

應(yīng)屆畢業(yè)生網(wǎng)_yjbys.com，提供更全的校園宣講會信息，宣講會微信公眾號[xiaoyuan_xjh]

4、報(bào)到地點(diǎn)：

5、報(bào)到時(shí)請攜帶以下材料：

a) 身份證

b) 最高學(xué)歷證書原件

c) 原單位離職證明

d) 其他資歷、資格證書

e) 寸相片 張

f) 個(gè)月內(nèi)當(dāng)?shù)卣?guī)醫(yī)院出具的健康證明

如接受我公司的Offer，請回復(fù)郵件說明;如對Offer有任何疑問，也請盡快回復(fù)郵件說明，或致電0755-XXXXXXXX轉(zhuǎn)XXXX人力資源部XXX聯(lián)系。

備注：此錄用Offer已確認(rèn)了您的專業(yè)資格，如果您確認(rèn)此錄用Offer，我司相關(guān)人員將通知您入職資格(體檢、驗(yàn)證等)的審核事宜。若入職資格的審核(體檢、驗(yàn)證等)不符要求，此Offer將自動取消。故提醒您在前任單位離職前，先與我司做入職資格(體檢、驗(yàn)證等)的確認(rèn)。

真誠地歡迎您的加盟，讓我們一同秉承企業(yè)的使命，為XX成為國內(nèi)一流、國際知名、極具競爭力的企業(yè)而共同努力!

此致!

XX股份有限公司 人力資源部(需加蓋章)

年10月19日

單位錄取通知書范文二

_________先生/小姐：

經(jīng)嚴(yán)格考核后，您已符合我公司的招聘要求，決定錄用您為______部_____職位(試用期三個(gè)月)，請于____年___月___日至____年___月___ 日三天內(nèi)，攜帶錄用通知書和有關(guān)證件(身份證復(fù)印件二張、健康證、一寸彩色相片4張、服裝保證金及學(xué)歷證書復(fù)印件)前來人事部報(bào)到。逾期者，恕不辦理!

XXX人事部

______年_____月_____日

單位錄取通知書范文三

**** 先生：

通過我司的招聘選拔程序，您已被確定符合 ****主管 崗位條件并得到錄用。首先歡迎您的加盟，其次請您仔細(xì)閱讀以下內(nèi)容，按要求備齊相關(guān)資料，在指定時(shí)間內(nèi)到我司人力資源部辦理入職報(bào)到手續(xù)。

一、個(gè)人須準(zhǔn)備及提交的資料：

1. 本人近一年相片八張(紅底小一寸);

2. 本人戶口簿、身份證、畢業(yè)證、學(xué)歷證、學(xué)位證(如有)、職稱證或職業(yè)資格證(如有)等有效證件的原件、復(fù)印件(人力資源部驗(yàn)證后歸還原件并留取復(fù)印件);

3. 近期(三個(gè)月內(nèi)有效)體檢合格證明(須由我司指定醫(yī)院——****醫(yī)院出具);

4. 廣州市中國銀行的存折或卡的原件、復(fù)印件(本人須簽上名字);

5. 廣州移動手機(jī)號碼

6. 最后任職公司離職證明(必須提供，應(yīng)屆生除外)。

二、入職辦理：

1. 入職辦理時(shí)間： 201* 年 ** 月 ** 日 10：00 時(shí)。

2. 辦理地點(diǎn)：廣東省廣州市天河區(qū)****大廈****公司人力資源部

3. 提示說明：個(gè)人須提供的資料不齊全或虛假者不予辦理入職手續(xù);

4、薪資(以下描述包含績效薪資在內(nèi)，為稅前薪資)

試用期薪資 3800 元/月，轉(zhuǎn)正薪資 4500元/月(該薪資由若干薪資結(jié)構(gòu)組合而成);

5、公司提供 公司所在地 免費(fèi)食宿(個(gè)人需承擔(dān)宿舍的水電費(fèi))，個(gè)人用品自理。 入職人須首先到公司人力資源部報(bào)到并辦理手續(xù)，未在公司人力資源部辦理入職手續(xù)者不得直接前往用人部門上崗，違反者公司將不予錄用且不承擔(dān)任何費(fèi)用。

廣州市********有限公司

人力資源部

201*年 ** 月 *日

 

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篇9

關(guān)鍵詞：心理契約履行；領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系；工作滿意度；離職傾向；中介作用

本文運(yùn)用實(shí)證研究的方法，旨在了解小微型科技企業(yè)中心理契約履行會對員工的工作態(tài)度和行為產(chǎn)生哪些影響，工作態(tài)度和行為限定在工作滿意度和離職傾向。同時(shí)立足于關(guān)系導(dǎo)向更為突出的中國文化情境，引入領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）變量，考察領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系的質(zhì)量會否影響到心理契約履行的水平，以及這種影響是否會造成員工工作滿意度和離職傾向的變化。

一、 研究假設(shè)和模型

1. 領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對心理契約履行的影響。領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）被定義為組織成員和他/她的直接上級領(lǐng)導(dǎo)相互之間的尊重、信任和雙向責(zé)任等的一種二階的關(guān)系（Graen & Uhl-Bien，1995）。LMX是組織中社會交換的一種重要形式，涉及到員工與上級領(lǐng)導(dǎo)之間的關(guān)系，反映員工與直接領(lǐng)導(dǎo)之間的個(gè)人關(guān)系質(zhì)量。領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）的形成過程，是下屬與領(lǐng)導(dǎo)之間的一種物質(zhì)的、社會利益和心理交換的動態(tài)過程。而領(lǐng)導(dǎo)又通常被下屬視為組織代言人，因此心理契約和領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）之間可能有著密切的聯(lián)系，即當(dāng)員工和其直接上級具有較好的關(guān)系時(shí)，員工傾向于感知到心理契約得到有效的履行。由于從員工的角度，他的上級主管代表了組織（Lester et al.，2002），因此，這種員工和上級主管之間交換關(guān)系的質(zhì)量在很大程度上會對員工和其雇主之間的關(guān)系起決定作用。因此，LMX關(guān)系的質(zhì)量很可能會直接影響到員工對于心理契約組織責(zé)任的履行程度的感知。

領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）理論一直以來被學(xué)者們從不同層面解釋其如何影響雇傭關(guān)系中的員工態(tài)度和行為（Erdogan & Liden，2002；Liden et al，2006）。近年來，學(xué)者們越來越關(guān)注整合LMX理論和心理契約理論來驗(yàn)證領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系是如何通過心理契約的作用機(jī)制從而影響雇傭關(guān)系中的員工態(tài)度和行為（比如： Henderson et al.，2008；Restuborg et al.，2005，2010；Collins，2010）。

在小微型企業(yè)中，由于員工規(guī)模不大，企業(yè)組織結(jié)構(gòu)相對簡單，管理層級較少，員工與組織的關(guān)系更多的或者更加直接地體現(xiàn)在與直接管理者的關(guān)系上，員工更依賴于個(gè)人的特定關(guān)系，特別是能夠獲得資源和機(jī)會的直接領(lǐng)導(dǎo)，員工與組織中直接領(lǐng)導(dǎo)之間的關(guān)系本質(zhì)作為雇傭關(guān)系的主要機(jī)制（Pearce et al.，2001）。根據(jù)定義，員工感知到的上級領(lǐng)導(dǎo)對其責(zé)任的履行程度會影響到LMX關(guān)系的質(zhì)量。因此，LMX關(guān)系的質(zhì)量很可能會直接影響到員工對于心理契約履行程度的感知。因此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）的質(zhì)量直接影響到心理契約履行水平。

2. 心理契約履行對工作滿意度和離職傾向的影響。基于心理契約履行對工作態(tài)度和行為影響的相關(guān)文獻(xiàn)研究，提出假設(shè)2到假設(shè)4。

假設(shè)2：心理契約履行會直接影響工作滿意度，并對其具有正向預(yù)測力。

假設(shè)3：心理契約履行會直接影響離職傾向，并對其具有負(fù)向預(yù)測力。

假設(shè)4：工作滿意度會直接影響到離職傾向，并對其有負(fù)向預(yù)測力。

研究表明，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）是員工工作態(tài)度和行為的有效預(yù)測因素，如領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系能夠顯著影響組織忠誠、組織信任、利他行為、客觀績效、離職意愿和總體工作滿意度、任務(wù)績效和組織公民行為和組織承諾等。國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了基于中國文化背景的相關(guān)實(shí)證研究，王輝和劉雪峰（2005）通過對203名中層管理者及其直接主管的實(shí)證研究表明，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對組織承諾、組織公民行為和工作績效有顯著的正向影響。其他相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系能夠顯著影響組織承諾、工作滿意感、工作績效和組織公民行為（周明建、寶貢敏，2005；吳繼紅，2006；吳志明、武欣，2006；李秀娟、魏峰，2006）。

之前的研究表明具有高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系的員工會對組織貢獻(xiàn)更多（Gerstner & Day，1997；Iies et al.，2007）。而員工的直接領(lǐng)導(dǎo)也會因?yàn)檫@些貢獻(xiàn)而提供更多的獎(jiǎng)勵(lì)誘因。因此可以假設(shè)員工和直接領(lǐng)導(dǎo)之間積極良好的關(guān)系能促進(jìn)員工對于LMX質(zhì)量和心理契約履行的感知。組織中的個(gè)人會傾向于從與他關(guān)系比較親密的人那里獲得信息或進(jìn)行比較從而來評估其心理契約履行的程度。這種對契約有沒有履行的評估是個(gè)主觀的過程。擁有高質(zhì)量LMX的員工會從其直接領(lǐng)導(dǎo)那里獲得更多的資源和獎(jiǎng)勵(lì)，而擁有低質(zhì)量LMX的員工通過與其他與領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系密切的員工進(jìn)行比較，可能會感知到心理契約沒有得到履行。實(shí)證研究的結(jié)果也證明了這一點(diǎn)（Henderson & Liden，2007）。因此可以設(shè)想，和直接領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系如何將對員工的情感感知和行為具有重要的影響。既然員工對心理契約的主觀感知影響著LMX關(guān)系的質(zhì)量，那么LMX對員工的態(tài)度和行為表現(xiàn)會產(chǎn)生重大影響，由此提出假設(shè)5和假設(shè)6。

假設(shè)5：領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）和工作滿意度之間存在間接關(guān)系，心理契約履行在LMX和工作滿意度之間起著中介作用，即LMX的質(zhì)量會影響心理契約履行的程度，進(jìn)而影響工作滿意度（圖1中虛線箭頭）。

假設(shè)6：領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）和離職傾向之間存在間接關(guān)系，心理契約履行在LMX和離職傾向之間起著中介作用，即LMX的質(zhì)量會影響心理契約履行的程度，進(jìn)而影響離職傾向（圖1中虛線箭頭）。

二、 方法

1. 被試。被試選取上海張江高科技園區(qū)和漕河涇開發(fā)區(qū)中15家小微科技企業(yè)的員工，共發(fā)放問卷1000份，回收有效問卷556份，有效率達(dá)56%。在有效樣本中，男性81.2%，女性18.8%；30歲及以下占43%，31歲~40歲為39%，41歲~50歲為17%，51歲~60歲1%；博士占比例為10.1%，碩士為40.5%，大學(xué)本科比例為45.5%，?？普?.9%。

2. 測量工具。心理契約履行采用Rousseau和Tijoriwala（1998）的4條目量表。領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）采用最常用的Graen & Uhl-Bien （1995）的7條目量表（LMX-7）。工作滿意度采用Larwood等（1998）使用的量表，共5項(xiàng)。離職傾向采用Kickul和Lester（2001）使用的量表，共3項(xiàng)。所有量表采用Likert五點(diǎn)量表形式，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

3. 統(tǒng)計(jì)分析。運(yùn)用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行描述性分析、相關(guān)分析，運(yùn)用LISREL8. 51 軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、路徑分析和結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建。

三、 結(jié)果和分析

1. 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表1提供了結(jié)構(gòu)方程模型中需要檢測的各潛變量的描述性統(tǒng)計(jì)，包括均值、標(biāo)準(zhǔn)誤差和標(biāo)準(zhǔn)差。提供了模型的相關(guān)性矩陣。各項(xiàng)分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)見見表1中對角線括號中的數(shù)值，各項(xiàng)信度（Cronbach's α）系數(shù)均超過0.8，說明量表的信度較好。

2. 各變量間的路徑系數(shù)。結(jié)構(gòu)方程模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)估計(jì)見圖2，模型中參與估計(jì)的參數(shù)一共為54個(gè)，自由度為260。RMSEA為0.060，低于0.08，表明模型擬合得比較理想。

表2提供了模型中各因變量之間的直接影響和間接影響的路徑系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值。模型中所有的路徑系數(shù)都具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）對于心理契約的履行具有顯著正相關(guān)（?茁=0.45，t= 8.05），驗(yàn)證結(jié)果支持假設(shè)1。心理契約履行與工作滿意度之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系（?茁=0.53，t=9.01），驗(yàn)證結(jié)果支持假設(shè)2。心理契約履行對于離職傾向也具有顯著負(fù)相關(guān)（?茁=-0.40，t=-6.51），驗(yàn)證結(jié)果支持假設(shè)3。工作滿意度和離職傾向之間存在顯著的負(fù)相關(guān)（?茁=-0.49，t=-8.01），假設(shè)4得到支持。驗(yàn)證結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）對工作滿意度具有間接的影響，它們之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.25，t=6.83），心理契約履行部分中介了領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）和工作滿意度之間的關(guān)系，假設(shè)5得到支持。同時(shí)領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）對于離職傾向具有間接的影響，為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.35，t=-8.41），也就是說，心理契約履行也部分中介了領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）和離職傾向之間的關(guān)系，是這兩者關(guān)系的中介變量，假設(shè)6得到支持。

表3提供了各因變量之間直接影響的解釋變異量（R2）和各因變量的殘差項(xiàng)。在結(jié)構(gòu)方程模型中，R2的值提供了變量之間線性關(guān)系的強(qiáng)度，在模型中，線性關(guān)系最強(qiáng)的是心理契約履行對工作滿意度的直接影響（R2=0.55），領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）和心理契約履行、心理契約履行和離職傾向之間存在中等強(qiáng)度的線性關(guān)系（R2=0.32，R2=0.27）。

3. 中介作用分析。通過圖2可以看出，LMX通過心理契約履行影響到工作滿意度，中介效應(yīng)為0.45 0.53/0.488 5=0.488 2（總效應(yīng)=0.55 0.53+0.25= 0.488 5），說明心理契約履行在LMX和工作滿意度之間起到部分中介作用，中介效應(yīng)的大小占總效應(yīng)的48.82%。LMX通過心理契約履行影響離職傾向，中介效應(yīng)為0.45（-0.40）/（-0.53）=0.339 6（總效應(yīng)=0.45（-0.40）+（-0.35）=-0.53），心理契約履行在LMX和離職傾向之間起到部分中介作用，中介效應(yīng)的大小占總效應(yīng)的33.96%。

四、 討論

研究結(jié)果顯示（見圖2），從直接影響來看，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系的水平會顯著影響心理契約履行，路徑系數(shù)r為0.45，這說明當(dāng)員工和上級的關(guān)系質(zhì)量水平較高時(shí)，其感知到的組織履行其責(zé)任的水平也較高。員工感知的心理契約履行對員工的工作滿意度有正向的顯著影響，路徑系數(shù)r為0.53；對離職傾向有負(fù)向的顯著影響，路徑系數(shù)r為-0.40。這說明當(dāng)員工感知到組織積極履行其責(zé)任時(shí)，其工作滿意度會提升，同時(shí)其離職傾向也會降低。同時(shí)工作滿意度對離職傾向也具有較強(qiáng)的顯著預(yù)測力，路徑系數(shù)r為-0.49，表明當(dāng)員工的工作滿意度較高時(shí)，其離職傾向就會較低。從間接影響來看，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對工作滿意度具有正向的顯著影響，路徑系數(shù)r為0.25，表明當(dāng)員工和上級的關(guān)系比較好時(shí)，其工作滿意度也會較高。領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對離職傾向具有負(fù)向的顯著影響，路徑系數(shù)r為-0.35，表明當(dāng)員工和上級的關(guān)系比較好時(shí)，其離職傾向會比較低。

同時(shí)，考察心理契約履行的中介作用，領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系（LMX）通過心理契約履行的中介作用正向影響工作滿意度，負(fù)向影響離職傾向，心理契約履行在領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系和工作滿意度、離職傾向的關(guān)系中起到部分中介的作用，中介效應(yīng)的大小分別為48.82%和33.96%。研究者一直力圖在解釋導(dǎo)致離職傾向的變化真實(shí)的部分，由于改變工作的決定的復(fù)雜性。很多因素會影響決策，其中很多都和工作本身無關(guān)，這其中包括家庭-生活環(huán)境、勞動力市場的情況、工作的社會地位等等。工作滿意度對于離職傾向有很強(qiáng)的預(yù)測力（Griffeth et al.， 2000），本文的研究結(jié)果也支持這一結(jié)論。但是Trevor（2001）的元分析發(fā)現(xiàn)工作滿意度和離職傾向之間只有中等強(qiáng)度的關(guān)系（相關(guān)系數(shù)在-0.18到-0.28之間），表明可能有其它的變量中介了LMX和離職傾向的關(guān)系。之前的有關(guān)LMX關(guān)系直接影響離職傾向的研究也得出了一些模棱兩可的結(jié)果。針對這些情況，本研究引入了心理契約履行作為中介變量，來探討它在LMX和離職傾向之間的中介作用，結(jié)果表明，心理契約履行的中介作用比較明顯。同時(shí)，工作滿意度作為心理契約履行和離職傾向之間的中介作用也比較顯著。

本次調(diào)查的小微型科技企業(yè)中的員工大多數(shù)是70后、80后，普遍受教育程度高，具有較強(qiáng)的自主性，持續(xù)學(xué)習(xí)能力強(qiáng)，具有創(chuàng)新精神，對自身的要求和人生定位高。他們大多數(shù)期望自己所從事的工作要有意義，希望所學(xué)的專業(yè)能在企業(yè)發(fā)揮作用，為企業(yè)作出貢獻(xiàn)。他們會主動地持續(xù)學(xué)習(xí)，能夠接受具有挑戰(zhàn)性的工作，但是同時(shí)又希望在完成工作的過程中，獲得成就感。小微型科技企業(yè)員工希望企業(yè)有一個(gè)寬松融洽的工作環(huán)境，具有人情味的管理方式，他們非常關(guān)注自己的工作能否得到領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)可和同事的尊重，獲得領(lǐng)導(dǎo)和同事的認(rèn)可是他們進(jìn)一步努力的持久動力。因此，小微型科技企業(yè)員工的心理契約具有注重精神、感情、成就感和自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)等方面的特點(diǎn)。

作為小微型科技企業(yè)管理者，在日常管理中需要針對高科技企業(yè)員工的心理契約特點(diǎn)和發(fā)展變化，采取先進(jìn)的管理理念和管理方法，從而吸引、激勵(lì)和使用好高科技人才。本文的研究結(jié)果對現(xiàn)實(shí)中的小微型科技企業(yè)員工管理實(shí)踐有著重要啟示：領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系通過心理契約履行的中介作用影響到員工的工作態(tài)度和行為，作為小微型科技企業(yè)的管理者應(yīng)該采取有效措施來改善和促進(jìn)員工和直接管理者的關(guān)系水平，從而最大程度地提升員工對于心理契約履行所產(chǎn)生的心理感知水平，進(jìn)而提升員工工作滿意度，減少離職意愿。一方面讓員工更多地參與到企業(yè)管理工作中，由于小微型企業(yè)小而精的組織架構(gòu)，員工與企業(yè)高層之間的中間層級較少，員工的合理化建議和意見更容易得到高層的重視，從而營造一種員工是企業(yè)“主人”的感受，這種員工和企業(yè)之間的密切聯(lián)系既有利于提高領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系水平，又有利于員工提升對于企業(yè)履行契約的心理感知度；另一方面要統(tǒng)一企業(yè)與員工的愿景，由于小微型科技企業(yè)的員工普遍重視個(gè)人的成就和發(fā)展，因此企業(yè)要提出有意義、有挑戰(zhàn)性、符合員工價(jià)值觀的（下轉(zhuǎn)第82頁）愿景，這樣的愿景既是員工的自我需要，也是企業(yè)發(fā)展的目標(biāo)和方向。統(tǒng)一的愿景有利于員工對于企業(yè)的認(rèn)同，從而塑造良好的心理契約關(guān)系；此外小微型企業(yè)與員工的關(guān)系不能僅僅停留在雇傭關(guān)系的層面，企業(yè)要加大對員工的感情投資，管理者要多采取一些充滿人情味的管理措施，讓員工感受到“家”的溫暖，從心理層面上提升員工的歸屬感，進(jìn)而提升他們的工作滿意度。

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篇10

關(guān)鍵詞： CEO 現(xiàn)有任期；預(yù)期任期；所有權(quán)性質(zhì)；會計(jì)穩(wěn)健性

中圖分類號：F231.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A文章編號：1003-7217（2016）02-0067-07

一、引言

會計(jì)穩(wěn)健性是一項(xiàng)長期存在而且最具影響力的會計(jì)原則（Sterling，1970）。Basu（1997）把它定義為在財(cái)務(wù)報(bào)告中確認(rèn)“好消息”比“壞消息”需要更多的保證[1]。簡單的說，就是企業(yè)在對經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)事項(xiàng)進(jìn)行確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告時(shí)，要保持謹(jǐn)慎的態(tài)度，既不可高估資產(chǎn)或收益，也不可低估負(fù)債或費(fèi)用。作為衡量會計(jì)信息質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)之一，有助于緩解資本市場的信息不對稱，保護(hù)所有者和債權(quán)人的利益（Watts，2003）；作為一種公司治理機(jī)制，可以降低契約成本、訴訟成本，可以約束管理者做出最優(yōu)投資決策，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)的能力（吳婭玲，2012）。因此，研究會計(jì)穩(wěn)健性的影響因素就成為國內(nèi)外學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

在對會計(jì)穩(wěn)健性影響因素的研究中，現(xiàn)有理論成果主要集中在融資約束、薪酬契約、公司治理、投資決策等方面。此外，根據(jù)高層梯隊(duì)理論，已有文獻(xiàn)認(rèn)為高管背景特征會影響會計(jì)穩(wěn)健性[2]。近年來，學(xué)者們對管理者的個(gè)人特征也進(jìn)行了比較全面細(xì)致的研究，尤其是管理者性別、權(quán)力、過度自信、垂直對等方面。然而，這些文獻(xiàn)卻很少問及管理者任期對會計(jì)穩(wěn)健性所產(chǎn)生的影響。少數(shù)文獻(xiàn)雖然有兼顧到任期的影響，但是，仍然存在一些值得進(jìn)一步探討的問題：一是目前把管理者任期作為獨(dú)立觀察變量的文獻(xiàn)并不多見，研究管理者個(gè)人任期和穩(wěn)健性關(guān)系的還是空白。但管理者任期與其他管理者背景特征相比，具有更多的內(nèi)部信息含量，是管理者在企業(yè)經(jīng)營管理中顯現(xiàn)自己能力及權(quán)力的前提，是影響企業(yè)財(cái)務(wù)行為的關(guān)鍵因素[3]。因此，與其他背景特征相比，任期可能更容易對管理者的行為產(chǎn)生影響，從而影響到經(jīng)濟(jì)后果，對其進(jìn)行研究意義重大。二是現(xiàn)有文獻(xiàn)只考察了現(xiàn)有任期，而沒有對預(yù)期任期進(jìn)行探討。有研究表明，當(dāng)管理者預(yù)計(jì)其未來任期較短或鄰近卸任時(shí)，他們很可能會采取一些短視行為[4]。所以，我們在討論管理者任期對會計(jì)穩(wěn)健性的影響時(shí)，有必要將管理者的預(yù)期任期納入研究范圍，以得出更全面更深入的研究結(jié)論。三是現(xiàn)有的研究多是基于高管團(tuán)隊(duì)的任期，單對擁有并行使組織最高決策權(quán)的CEO任期進(jìn)行研究的文獻(xiàn)不多見。

基于上述分析，本文選取2010～2014年滬深兩市A股主板上市公司作為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了CEO現(xiàn)有任期和預(yù)期任期與會計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，以及不同所有權(quán)性質(zhì)下CEO現(xiàn)有任期和預(yù)期任期對會計(jì)穩(wěn)健性的影響程度。運(yùn)用Khan和Watts對Basu的拓展模型度量會計(jì)穩(wěn)健性水平（2009），發(fā)現(xiàn)CEO現(xiàn)有任期與穩(wěn)健性呈倒U型關(guān)系，CEO預(yù)期任期與會計(jì)穩(wěn)健性正相關(guān)。進(jìn)一步把樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，我們發(fā)現(xiàn)，與非國有上市公司相比，國有上市公司CEO任期（現(xiàn)有任期和預(yù)期任期）對會計(jì)穩(wěn)健性的影響更強(qiáng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

管理者的任期包括現(xiàn)有任期和預(yù)期任期?，F(xiàn)有任期是指管理者擔(dān)任現(xiàn)職以來的年限，預(yù)期任期是指管理者對自己未來任職年限的估計(jì)或預(yù)期。相關(guān)研究表明，不管是現(xiàn)有任期還是預(yù)期任期都會在某種程度上影響到管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好、投資決策、工作方式等個(gè)人行為特征，很顯然，這些個(gè)人行為特征會影響管理者對會計(jì)政策、方法及估計(jì)的選擇和使用，從而影響會計(jì)穩(wěn)健性[5，6]。

聲譽(yù)機(jī)制認(rèn)為，CEO在任職之初，能力還不被市場所認(rèn)可，很大程度上要依賴當(dāng)期的業(yè)績證明其勝任力[7]。Stein（2001）也認(rèn)為缺乏職場記錄的CEO更有動機(jī)操縱經(jīng)理人市場對其能力的評價(jià)[8]。因此，在任職初期，CEO為了避免被貼上“能力差”的標(biāo)簽，也為了建立良好的聲譽(yù)，甘愿冒險(xiǎn)進(jìn)行會計(jì)操控，此時(shí)的會計(jì)穩(wěn)健性較差。但當(dāng)CEO上任一段時(shí)間后，表明其已通過了董事會的重重考驗(yàn)，他們會將注意力轉(zhuǎn)移到如何維護(hù)和提升他們的聲譽(yù)上，機(jī)會主義的行為動機(jī)隨之降低[9]。隨著任期的延長，他們大多已經(jīng)贏得了較高的聲譽(yù)，此時(shí)一旦被發(fā)現(xiàn)有“干預(yù)”的行為，股東們就會對CEO之前的業(yè)績報(bào)告產(chǎn)生懷疑，這將對其極力維護(hù)的聲譽(yù)造成很大的傷害，“干預(yù)”所帶來的收益小于其所要付出的機(jī)會成本。因此，CEO 就有充分的理由提高會計(jì)穩(wěn)健性水平。但是，當(dāng)CEO處于“任期五階段模型”的“衰退離任期”時(shí)，由于不再需要考慮自己的聲譽(yù)問題，為了提高自己的“離職補(bǔ)償”，又會有更大的動機(jī)進(jìn)行向上的盈余管理[10，11，13]。因此，在此階段，會計(jì)穩(wěn)健性較差。

基于上述分析，從CEO現(xiàn)有的任期來看，如果任期較短，會計(jì)穩(wěn)健性會隨著其就任時(shí)間的延長而越來越高。但若現(xiàn)有任期過長，由于CEO已經(jīng)建立了較高的聲譽(yù)，積累了豐富的管理經(jīng)驗(yàn)、社會關(guān)系等，就會自信心膨脹。再加上對工作不再有濃厚的興趣，市場洞察力和判斷力也有所削弱，稍有不慎，就會引起業(yè)績的下滑。特別是在市場環(huán)境波動較大、競爭對手“步步緊逼”的情況下，為了在財(cái)務(wù)報(bào)表上繼續(xù)呈現(xiàn)優(yōu)秀的業(yè)績，就會冒險(xiǎn)“干預(yù)”。相關(guān)研究也表明，當(dāng)管理者現(xiàn)有任期過長時(shí)，他們對企業(yè)越了解，就越比較容易安于現(xiàn)狀[5，12]。因此，我們認(rèn)為，在CEO過長的現(xiàn)有任期中，在對穩(wěn)健性的影響上至少會出現(xiàn)一個(gè)拐點(diǎn)。在該拐點(diǎn)之前，CEO有證明自己個(gè)人能力及維護(hù)個(gè)人聲譽(yù)的強(qiáng)烈愿望，因此，隨著現(xiàn)有任期的延長，會計(jì)穩(wěn)健性水平會越來越高。在該點(diǎn)之后，隨著現(xiàn)有任期的延長，CEO就會由于安于現(xiàn)狀、故步自封而致使業(yè)績下降，最終導(dǎo)致會計(jì)穩(wěn)健性水平的削弱。綜合以上的理論分析，本文提出如下假設(shè)H1：

H1：CEO現(xiàn)有任期與會計(jì)穩(wěn)健性存在非線性關(guān)系。

從CEO預(yù)期任期的影響看，當(dāng)CEO的預(yù)期任期較短或者臨近卸任時(shí)，任職期限理論[10]指出，由于不再考慮聲譽(yù)效應(yīng)，他們會更關(guān)注自身利益及當(dāng)期業(yè)績，而忽視企業(yè)的長期發(fā)展及會計(jì)穩(wěn)健性水平。DeAngelo（1998）發(fā)現(xiàn)在CEO預(yù)期任期較短的情況下，存在向上的盈余管理[13]。然而，當(dāng)CEO的預(yù)期任期較長時(shí)，職業(yè)生涯考慮理論認(rèn)為，CEO在進(jìn)行當(dāng)前決策時(shí)會更多的考慮自己的“未來收益”[14]。因此，不管是為了維護(hù)個(gè)人職場聲譽(yù)，還是為了獲取未來收益，CEO在會計(jì)政策及處理方法的判斷和選擇上都會相當(dāng)謹(jǐn)慎，就可能提高其會計(jì)穩(wěn)健性?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)H2：

H2：CEO預(yù)期任期與會計(jì)穩(wěn)健性正相關(guān)。

在我國，大多數(shù)的上市公司都是由國有企業(yè)改制而來，因而存在人員配置僵化、所有者缺位和內(nèi)部人控制等問題[15]。同時(shí)，國有企業(yè)管理層的未來職業(yè)發(fā)展、升遷、薪酬及政治前途等都與其經(jīng)營業(yè)績休戚相關(guān)（嚴(yán)建苗等，2002；楊亞達(dá)等，2004），因此，國有企業(yè)的CEO為了滿足其政治訴求，越有可能采取不當(dāng)行為，從而降低會計(jì)穩(wěn)健性（孫光國等，2014）。而對于非國有上市公司，CEO的受聘有較大的選擇空間，而且受聘的CEO一般都具有卓越的能力及良好的聲譽(yù)[16]。同時(shí)，由于銀行等債權(quán)人對民營企業(yè)的會計(jì)信息質(zhì)量有更高的要求，CEO為維護(hù)、提升其個(gè)人聲譽(yù)，會更傾向于選用穩(wěn)健的會計(jì)政策[17]。基于此，我們提出假設(shè)H3：

H3：不同所有權(quán)性質(zhì)下，CEO任期對會計(jì)穩(wěn)健性的影響不同，與非國有上市公司相比，國有上市公司CEO任期（現(xiàn)有任期和預(yù)期任期）對會計(jì)穩(wěn)健性的影響更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

選取滬深兩市2010～2014年A股上市公司為初始樣本，并遵循研究慣例，剔除金融類、ST和*ST類公司，剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。在此基礎(chǔ)上，鑒于公共事業(yè)類及首次IPO上市公司的特殊性，剔除了當(dāng)年IPO的公司（劉運(yùn)國，2010）和公共事業(yè)類公司[16]。最后，為消除極端值的影響，對于所使用到的主要連續(xù)變量均按1%進(jìn)行Winsorize處理，最終我們獲得7600個(gè)觀測值，其中國有上市公司5067個(gè)，非國有上市公司2533個(gè)。本文CEO任期等高管背景特征來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.會計(jì)穩(wěn)健性。根據(jù)已有的文獻(xiàn)，選用 Khan 和 Watts（2009）對Basu（1997）的拓展模型度量公司的會計(jì)穩(wěn)健性水平[18]。巴蘇（1997）的盈余報(bào)酬反向回歸模型如下：

上述模型中的主要變量定義及解釋，參見模型（1）～（5）及表1。

四、實(shí)證研究

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2是CEO任期的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從全樣本看，CEO的現(xiàn)有任期的平均值為3.394，中位數(shù)為3，這些數(shù)據(jù)表明，就平均水平而言，我國上市公司的CEO的現(xiàn)有任期不長，基本在一個(gè)聘用周期內(nèi)結(jié)束，而且有高達(dá)50%的CEO的現(xiàn)有任期沒有超過3年；但其最大值為14.225，最小值僅為0.146，而且

其標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明不同企業(yè)的CEO現(xiàn)有任期差異很大，從短短數(shù)月到數(shù)十年不等。CEO預(yù)期任期的平均值為-0.046，這意味著就整個(gè)經(jīng)理人市場而言，大部分應(yīng)卸任的CEO仍在堅(jiān)持工作。然而，從其最大值、最小值及標(biāo)準(zhǔn)差的值來看，CEO的預(yù)期任期波動很大，從最小的-19.642到最大的21.313，也就是說，以某些行業(yè)的平均水平為標(biāo)準(zhǔn)，有的CEO應(yīng)在19.642年前卸任而仍在任，有的CEO還可以繼續(xù)擔(dān)任該職務(wù)21.313年。這與張兆國等（2014）描述的管理者任期現(xiàn)狀相吻合。

進(jìn)一步區(qū)分國有和非國有，從兩者的比較來看，在現(xiàn)有任期上，總體上二者差異不大，表明這兩種類型企業(yè)的CEO都呈現(xiàn)出變更頻繁的現(xiàn)狀，但是非國有企業(yè)CEO現(xiàn)有任期比國有企業(yè)CEO現(xiàn)有任期更分散，這可能與國企實(shí)行的高管任期制有關(guān)。而在CEO預(yù)期任期方面，這兩者表現(xiàn)出了顯著的差異，考慮到國企高管實(shí)行的是較為嚴(yán)格的離任退出機(jī)制，而非國有企業(yè)有較大的自，有些民營企業(yè)的CEO任期甚至與企業(yè)的存續(xù)期保持一致。所以，這一現(xiàn)象也就很容易理解了。

另外，為了初步判斷主要變量之間的差異是否顯著，我們對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的樣本均值及中位數(shù)進(jìn)行了均值差異t檢驗(yàn)和中位數(shù)差異z檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。從表中的數(shù)據(jù)可以看出，國有企業(yè)和非國有企業(yè)在EPS/P和CScore及預(yù)期任期FTenure上存在顯著的差異。這些結(jié)果初步證明了兩組樣本的CEO任期可能會對會計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生不同的影響。

（二）相關(guān)性分析

表4是主要變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。由表可知，CEO現(xiàn)有任期（GTenure）與穩(wěn)健性水平（CScore）在5%的水平上顯著相關(guān)，CEO預(yù)期任期（FTenure）與穩(wěn)健性水平在1%的水平上顯著相關(guān)，這些結(jié)論初步表明，現(xiàn)有任期、預(yù)期任期與會計(jì)穩(wěn)健性之間存在相關(guān)性。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)，CScore與EPS/P顯著負(fù)相關(guān)，說明我們選用KW模型進(jìn)行實(shí)證分析是可行的。除此之外，我們還發(fā)現(xiàn)，這些主要變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值都小于0.4，表明這些變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，這與前文初步判斷一致。