离职证明样本范文

导语：如何才能写好一篇离职证明样本，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

兹证明XXX先生/女士/小姐原系我司市场开发部职员，在职时间为20XX年XX月XX日至20XX年XX月XX日。现已办理所有离职手续。特此证明!

公司名称(加盖公章)

____年__月__日

职工离职证明样本【二】离职证明

_______先生/女士/小姐，自____年__月__日至____年__月__日在我公司担任________(部门)的_______职务，由于_________原因提出辞职，与公司解除劳动关系。以资证明!

公司名称(加盖公章)

___年__月__日

职工离职证明样本【三】兹证明xx自xx年xx月xx日入职我公司担任xx部门xx岗位，至xx年xx月xx日因xx原因申请离职，在此工作期间无不良表现，工作良好，同事关系融洽，期间曾被授予xx称号(荣誉)。经公司慎重考虑准予离职，已办理交接手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明

公司盖章

日期: 年 月 日

篇2

至xxx年12月12日因个人原因申请离职，在此2年间无不良表现，工作良好

期间曾被授予“某某”称号荣誉）

经公司慎重考虑准予离职，已办理交接手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明。

篇3

关键词：创业板上市公司 高管离职 影响因素

一、引言

创业板市场自2009年10月开市以来，高管离职的热潮不断高涨。深圳证券交易所公布的创业板上市公司高管离职公告显示，截至2013年12月31日，共有459位高管离职。公司上市时间不长，高管们便迫不及待纷纷离职，其背后的原因耐人寻味。根据学术界对创业板上市公司高管离职原因的已有结论可知，高管之所以纷纷离职，原因之一是受到创业板市场高估的首发市盈率影响，高管们抵挡不了售股套现的诱惑，以离职为借口从而实现巨额的套现。另外，也有部分高管因为不看好公司成长而选择离职，或是高管自身的原因选择不再担任公司的管理人员。那么，究竟是什么原因导致创业板上市公司高管离职现象越来越普遍，政府监管部门应采取哪些措施，值得理论与实务界进一步研究。

二、理论分析与研究假设

从目前已有的研究结果看，创业板高管离职的动机主要分为快速套现、高管对公司成长不看好以及高管自身的个性化原因三个方面。本文将具体展开以上三个方面，对影响创业板上市公司高管离职的因素做出如下研究假设：

假设一：高管薪酬与高管离职负相关。

根据委托理论的核心观点，在委托关系中，如果人付出的努力和获得的结果不能匹配，则人将产生不满的情绪。如果创业板高管认为自己的努力没有得到相应的报酬，也可能直接导致他们不满而离职。因此，本文假设高管薪酬越高，高管离职率越低。

假设二：高管持股比例与高管离职正相关。

创业板上市公司高管离职之所以愈演愈烈，和该板块限售股解禁的规定有着一定的内在关系，也就是说高管离职很大程度上是为了将持有股票“套现”从而获取巨额利益。由此，本文假设高管持股比例与高管离职正相关，高管持股比例越大，其离职的可能性就越大。

假设三：公司成长性与高管离职负相关。

创业板上市公司的高管大部分都是公司的创始人或者核心技术人员，他们对公司的了解胜过其他利益相关者。从长远看，如果创业板上市公司高管看好公司的成长，他们就不会放弃对公司的管理。所以，本文假设公司成长性与高管离职负相关。

假设四：公司经营业绩与高管离职负相关。

公司经营业绩的好坏与企业的高级管理人员有着密不可分的关系。如果公司的经营状况良好，业绩蒸蒸日上，高管们的努力就会得到股东的肯定，由此而来的成就感将使得他们更有信心管理公司。也就是说，公司经营业绩越好，高管离职的可能性越小。

假设五：公司规模与高管离职负相关。

一般情况下，资产的规模大小反映了企业的复杂程度和控制资源的能力。充分的资金来源对于高成长性的创业板上市公司而言十分关键，也有助于公司规模的扩大。而对于高管来说，规模越大的企业，给高管带来的机会和利益就越多。也就是说高管离职的机会成本更大，更不可能离职。

假设六：公司成立年限与高管离职率负相关。

成立年限长的企业，经过不同时期市场的风浪，适应力和生命力都更强。此外，成立年限长的企业相比于刚成立不久的企业而言，企业制度更加完善，人力资源的流动也更趋于稳定，更能够吸引人才。

假设七：高管年龄与高管离职负相关。

从高管自身的原因看，年龄也可能是影响高管离职的因素之一。年龄越大的高管，越能够把持住巨大的利益诱惑，不会轻易因为“售股套现”等原因而做出离职决定。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源。为了保证研究数据的有效性和完整性，本文将2009年首批在创业板上市的36家公司作为研究样本，选取了样本公司2010年至2013年的数据进行研究，并以取平均数的方法作为最终的研究数据进行实证分析。本文数据来源于深圳证券交易所官方网站公布的离职公告，以及国泰安CSMAR数据库、巨潮网（http：//.cn/）所提供的上市公司年报信息、财务指标等。

（二）模型选取与变量定义。

1.模型选取。本文采用逐步回归的方法确定各因素对高管离职的影响。逐步回归是线性回归的一种方式，主要是通过引入每一个解释变量进行逐个检验，当后引入的变量使得原引入变量变得不再显著时，就将前引入变量剔除。如此反复进行，直到既无显著的解释变量进入回归方程，也无不显著变量从回归方程中剔除为止，从而得到最优的回归方程。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

该模型表示的是被解释变量高管离职率与解释变量、控制变量之间的关系，ε为方程的随机误差项。

2.变量定义。根据假设，本文选取的变量如表1所示。

（1）被解释变量。本文从公司层面出发，研究创业板高管离职的影响因素，被解释变量设定为高管离职率，高管离职率诠释了2010年至2013年，样本上市公司发生离职的高管人数占全体高管人数的平均值。用高管离职率作为本文的解释变量，是因为该指标能够很好地反映各影响因素对高管离职的影响，因素影响越显著，离职率越大。需要指出的是，本文对于创业板上市公司高管的界定包括董事长、总经理、副总经理、财务总监、总工程师等参与公司管理决策的高级管理人员，不包括监事、独立董事、职工代表。

（2）解释变量。本文选取了高管薪酬、高管持股比例以及公司成长性这三个指标作为解释变量，分析其对创业板高管离职是否有显著影响。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计。在回归之前，首先对样本整体情况进行描述性统计，得出所有样本变量的极小值、极大值、均值、标准差等数据。

由表2可知，首先，从高管持股比例的情况看，最大值为0.59，最小值为0。可见在样本企业中，有的企业不愿意让高管持有股份，而有的企业高管的持股比例很高。在高管持股方面，各公司的差异较大。其次，绝对指标公司成立年限的最小值为3.49，最大值是17.16，均值是7.38，反映了样本上市公司的成立时间并不长，属于比较年轻的企业，人员流动性比较大。再次，由于进入描述性统计的数据是2010年至2013年间样本公司4年的平均情况，因此，以4年平均情况为前提，一方面，上述指标中的相对指标――高管离职率、成长性、公司经营业绩的标准差都较小，小于0.32，这说明数据间的差异较小，避免了数据差异大的影响，有利于进行回归分析;另一方面，将其中差异较大的数字平均化，这也是本文研究的局限性所在。最后，被解释变量高管离职率的最小值为0，最大值为0.15，这样的数据并没有全面地体现出创业板上市公司高管离职情况的严重性。但从高管离职的绝对值看，4年间36家样本上市公司高管离职的总人数就达到52人，创业板高管的离职情况并无减退之势。

（二）相关性分析。相关性分析是运用相关系数对两个变量间的相关程度数值化的过程，相关性分析结果如上页表3所示。

从表3可以看出，与被解释变量高管离职率Pearson简单显著线性相关的解释变量有高管薪酬、公司成长性、公司经营业绩、公司规模、公司成立年限以及高管年龄。其中，高管离职公司成长性在0.01的水平上显著，与高管薪酬、公司成立年限在0.05的水平上显著。所有变量之间的相关系数绝对值基本都小于0.5，可见变量之间不存在严重的多重共线性问题，变量之间的相关性对回归分析影响不大。

（三）回归分析。

1.模型汇总。表4为逐步回归分析中两个模型的回归拟合情况。其中模型2的R2为28.5%，大于模型1的17.1%，说明模型2的解释变量能够解释高管离职率28.5%的变异性，选择模型2更为准确。需要指出的是，28.5%的解释力反映出高管薪酬、高管持股比例、公司成长性等因素对高管离职率的解释力有局限，鉴于创业板市场还不成熟，影响高管离职的因素错综复杂，即使考虑公司经营业绩、规模、成立时间等因素，高管薪酬、高管持股比例、公司成长性等因素对高管离职率出现拟合度不高的情况也是可以理解的。Durbin-Watson值为2.063，非常接近2，说明误差项是独立的，没有明显的相关性。

2.方差分析。通过方差分析，可以实现对回归方程的显著性检验，表5 的方差分析结果表明模型2的回归方程的显著性概率值为0.004，小于0.05，拒绝原假设，方程的拟合效果较好。

3.排除变量。如表6所示，通过逐步回归分析之后，模型2剔除了不符合显著性水平的因子，最终剩下公司成长性和公司规模两个变量与被解释变量高管离职具有显著相关性。两个变量公司成长性、公司规模的容忍度都为0.830，方差膨胀因子VIF也都为1.205。通常情况下，当容忍度大于0.1、方差因子小于10时，则说明该变量和别的变量之间存在的多重共线性在允许的范围内，即在0.05的显著性水平下，有且只有2个变量系数通过了T统计检验，这两个变量分别为公司成长性与公司规模。其中，公司成长性的Beta值为0.566，是正数，与高管离职率正相关;公司规模的Beta值为-0.371，与高管离职率负相关。

综上所述，得到最终的回归方程为：

Turnover=0.047+0.021Growth-0.014Size

五、研究结论

本文通过线性回归的方法研究了我国创业板上市公司高管离职的影响因素，得出如下结论：

（一）公司成长性与高管离职正相关。实证分析结果表明，公司成长性与高管离职呈现显著的正相关关系，并且成长性每增加1个单位，高管离职率将增加2.1%。这与本文的研究假设相反。原因可能在于：本文的公司成长性采用营业收入增长率进行衡量，该指标数值越大，公司的盈利能力就越强，股票的投资回报率也越高，因此，创业板高管可能因此而选择股票具有较大价值的时期将其卖出套现。

（二）公司规模与高管离职负相关。公司规模反映了公司生存能力的顽强程度，资产规模越大，实力越强。对于创业板上市公司高管而言，较大规模企业相对于规模小的企业，更能拥有一个稳定和规范的发展环境，职业发展平台更广阔。因此，高管们更不愿意离开这样的企业。

（三）高管薪酬与高管离职无显著关系。实证结果表明，高管薪酬与高管离职率无显著相关关系，此结论与假设不一致。其中的原因可能在于，高管薪酬虽然是高管离职的机会成本，但高管可能更看重公司所能提供的发展机会，相对于发展机会来说，薪酬显得更不重要。

（四）高管持股比例与高管离职无显著关系。根据实证结果可以判断，高管持股比例并不直接影响高管离职。但这并不意味着“售股套现”原因与创业板上市公司高管离职无关，只是证明了高管的持股比例不作为高管考虑辞职的关键原因。

（五）公司经营业绩、公司成立年限、高管年龄与高管离职率无显著关系。实证结果表明，控制变量公司经营业绩、公司成立年限、高管年龄与高管离职率无显著关系。原因可能在于这些因素并不能成为创业板高管离职的主要因素。

参考文献：

1.胡建平.高管辞职套现的分析与防范[J].现代管理科学，2008，（8）：85-86.

篇4

作者简介：何霞，广州番禺职业技术学院工商管理系副教授。（广州/511483）

*本文系广东省教育科学“十二五”规划2011年度研究项目“广东省高职院校教师流失现状调查与激励体系构建研究”（项目批准号2011TJK168）、广州番禺职业技术学院重点项目“高职院校教师流失现状分析及激励体系构建研究”（项目批准号C-G-3）及暨南大学教学改革研究项目“基于创新人才培养的创业教育生态系统本土化构建探究”的阶段性成果。 摘要：高职院校教师知识结构的生存特征研究为保障教师队伍建设的持续稳定发展提供了新视角。借助广东省某高职院校2007～2012年人事档案数据及生存分析方法，对高职教师的离职率和留任时间进行了实证研究。结果显示，高职教师留任时间普遍较短，留任时间的均值和中值分别只有3.05年和2年，且存在明显的负时间依存性；Kaplan-Meier估计显示，知识结构对高职院校教师的留任时间具有显著影响。文章进一步采用Cox比例风险模型，在控制了性别、年龄、岗位选择等因素后发现，知识结构对高职教师留任时间的影响依然显著，分析结果具有稳健性。

关键词：高职教师流失；知识结构；生存分析；Cox比例风险模型 一、研究问题

拥有一支素质高且稳定的教师队伍对高职院校的生存与发展而言，具有举足轻重的作用。然而，高职院校目前普遍存在教师离职率高、留任时间短等问题，让我们不得不反思究竟是何种原因导致了教师的严重流失。国内外众多学者从经济待遇、管理体制、考核标准、职业发展等诸多方面对这一问题展开透彻分析，并在激励措施的制定和实施上进行了一系列有益探索。[1]然而，高职院校教师的生存特征往往表现出持续期短、不稳定且具有负时间依存性（negative duration dependence，即随着留任时间的增长，教师的离职风险下降）的特点，单纯依靠静态的激励研究并不一定能解决现实问题。因此，在设计和制定教师激励措施的同时，应结合高职教师留任时间的生存特征差异，细致分析教师从在职转向离职的动态变化过程。

本文尝试采用生存分析方法[2]，深入探讨知识结构对高职教师生存过程的影响，为降低高职教师离职率、延长教师留任时间提供实证依据。对高职教师这一特殊群体而言，知识结构的重要性不言而喻。知识结构既是促进教师专业化发展、提高教育教学质量的重要条件，也是高职教师区别于其他社会群体的关键特征。依据经典人力资本理论，拥有丰富经验、较高学历和能力的教师更期望得到与之相对应的岗位和薪酬。[3]教师的知识水平越高，职业迁移的意愿和能力就越强，而受教育程度和职称则是体现高职院校教师知识结构的主要特征①。因此，本文以受教育程度和职称作为高职院校教师知识结构的“变量”，将难以衡量的“知识结构”转化为两个易测变量，以便更准确地预测教师留任时间及制定教师激励制度。

具体而言，本文的研究工作将基于统计学的生存分析方法，从以下两个方面展开：第一，基于知识结构，对高职教师离职率和留任时间的分布特征加以描述；第二，应用生存分析的Cox比例风险模型，估计各研究因素对高职教师留任时间的影响。

二、研究方法和数据处理

（一）研究方法

以往对教师流失问题的研究要么采用最小二乘法拟合回归模型来预测事件发展变化的因果关系，要么采用Logistic回归来预测结局事件是否发生。这些传统方法都是基于截面数据的静态分析，无法反映教师离职或留任状况随时间而改变的规律，也不能对观测期内不同时间截面上的变量取值变化给予正确的描述和解释，从而造成信息的损失，甚至引起系统估计的偏差。生存分析方法通过为预测变量设置相应的示性函数，对分布复杂的时间数据进行生存函数估计，不仅解决了传统方法的限制，揭示出传统方法无法得到的生存特征，而且也精确地反映了预测事件发展变化的动态过程。

本文将采用生存分析的寿命表法（Life Tables）计算不同知识结构的高职教师在各时点上生存函数的估计值（留任率），从时间维度上反映高职教师总体的生存状况；采用Kaplan-Meier法比较不同知识结构教师的留任时间差别；采用Cox Regression模型分析在控制其他因素的情况下知识结构对高职教师生存状况的影响。

·高职教育· 基于知识结构的高职院校教师生存特征比较 （二）数据处理

定义高职院校教师留任时间为教师从进入该校到辞职离开（中间没有间隔）所经历的时间。为方便后续的数据分析和处理，本研究以“年”为单位，对高职教师的留任时间进行记录。教师离职称之为“失败事件”（failure event）。关于数据处理有两点需要说明：（1）数据删失（censor）问题。数据删失是生存分析中非常普遍但须加以控制的现象。主要有两种类型： 左删失（left censoring）和右删失（right censoring）。前者是指事件在观测之前即已发生并持续至观测期内的样本，后者是指到观测期末仍未终止的样本。右删失问题对于研究分析没有影响，生存分析方法能够有效进行处理，但对于左删失问题目前仍缺乏有效的解决手段，大多数研究采取舍弃左删失观测值的做法。本研究的样本为2007～2012年高职院校离（在）职教师，进入观测期内的样本都记录了明确的起始时间（即入校时间），因此可以恰当地处理左删失问题，避免了教师的留任时间被低估。（2）多个持续时间段 （multiple spells）问题。这是指高职教师如果在学校持续工作一段时间，离开学校后（至少一年），有可能再次返回该校工作，因此同一名教师可能存在多个留任时间。我们采取的处理方法是将同一名教师的多个留任时间视为相互独立的留任时间段。

本文的样本数据来源于广东省某高职院校的人事档案，主要分为两部分：一是该校离职教师数据，共221例，留任时间为教师入校时间与离职时间的差值；二是该校在职教师数据，共373例，留任时间为教师入校时间与研究截止时间的差值。由此，我们得到了594个观测样本。接着，我们对高职教师的留任时间进行统计，为每一个时间段定义了结局变量（out variable），并对多个持续时间段进行了标记，最终的统计分析结果如表1所示。

（一）高职教师留任时间的总体情况

表2是描述性统计分析结果。第1行针对全部样本，给出了高职教师留任时间的均值和中值，分别是3.05年和2.00年；第2行将分析样本局限于离职教师，此时的均值和中值都有所下降，分别降至2.03年和1.00年；第3行选择了在职教师样本，相对于离职样本和全样本而言，留任时间均有所提升，均值和中值分别上升至3.65年和3.00年。整体而言，离职教师的留任时间普遍较短，并拉低了全体教师留任时间的均值和中值。

（二）高职院校不同知识结构教师的留任情况

表3的上半部分反映了高职院校不同教育背景教师的留任情况。这里，我们将高职教师留任率定义为高职院校在职教师人数与总人数之比。总体而言，高职教师留任率普遍偏低，平均留任率为6279%，其中最低为高中及以下学历教师，为3929%；最高为大专学历教师，为6892%。数据结果与高职院校近年来教师队伍建设的总体发展情况基本一致。

表3的下半部分反映了高职院校不同职称教师的留任情况。从表3可知，在发生离职行为的221名教师中，无职称教师43人、初级职称教师88人、中级职称教师70人、副高及以上职称教师20人。平均而言，高职教师中留任率最低的是副高及以上职称教师，为35.48%；最高的是无职称教师，为67.18%。原因可能在于，职称较高的教师更容易在劳动力市场找到工作，如果其对学校工作满意度较低，就很容易发生辞职行为，从而导致双方聘用关系中断；无职称人员大多为刚入校不久的新教师，他们可能会由于没有职称，在劳动力市场上的议价能力较弱而处于被动地位，因此暂不考虑离职。

四、生存分析结果

（一）高职院校不同教育背景教师的生存特征比较

1.高职院校不同教育背景教师留任率的分布情况

从上述对样本数据的统计描述中，我们得到了调查截止时点高职院校不同教育背景教师的留任率，但这一分析结果无法反映高职教师留任率的动态变化特征。因此，我们采用生存分析的寿命表法对不同时点高职教师的生存比例进行估计，从而动态地描述高职院校不同教育背景教师留任率的变化情况。

利用寿命表法，我们对样本数据中四种学历的高职教师的留任率进行了估计，其中高中及以下学历的观测个体有28人，大专学历的有74人，本科学历的有286人，研究生学历的有206人。表4反映了高职院校不同教育背景教师留任率的分布情况。例如，具有研究生学历的高职教师来校当年有78%的人留任；来校1年后，有68%的人留任……。从表4可知，除高中及以下学历教师外，对于相同时点（如来校后的某年），留任率随高职教师受教育程度的提高而降低，留任率从高到低依次为大专、本科、研究生。留任率最低的是高中及以下学历的教师，这可能是因为高校历来比较重视求职者的学历，高中及以下学历教师在高职院校的生存环境较差，故留任率较低。2.Kaplan-Meier估计

采用生存概率的非参数估计方法——乘积极限法（Product limit method）对高职院校不同教育背景教师的留任时间进行了比较。表5是利用样本数据获得的高职院校不同教育背景教师留任时间的均值和中位数估计。由表5可知，高中及以下学历教师留任时间的均值为5.225年，大专学历教师为9.799年，本科学历教师为7.054年，研究生学历教师为4.082年。随着教育程度的提高，高职教师的留任时间大幅度缩短。同时，我们还利用Log Rank、Breslow、Tarone-Ware方法分别对高职院校不同教育背景教师的留任时间进行整体比较，查看他们的留任时间是否存在显著差异。分析结果显示，3种检验统计量的P值均小于0.05（Sig.=0.000），证明高职院校不同教育背景教师在留任时间上存在显著差异。

图1高职院校不同教育背景教师留任时间的生存特征曲线

图1是高职院校不同教育背景教师留任时间（年）的生存曲线。图中显示，除高中及以下学历教师外，其他学历教师生存曲线所在的位置与其受教育水平呈反方向变化，即受教育程度越高，生存曲线所处的位置越低（即教师的生存状况越差）。留任时间由长至短依次为大专、本科、研究生、高中及以下学历。Kaplan-Meier的分析结果同样支持该结论，教育程度较高的教师在劳动力市场更容易获得工作，具体表现为留任时间相对缩短。从图1中还可以看出，不同学历教师留任人数下降速度最快的时点以及生存函数曲线的趋稳时间都存在显著差异，学历较高教师的流失主要发生在来校后的1～3年，学历较低教师的流失主要发生在来校后的5～6年；平稳时间由早到晚分别是研究生、高中及以下学历、大专、本科。结合生存表可知，研究生学历教师的留任率趋稳时间大约在5年左右、高中及以下学历教师在6年左右、大专学历教师在8年左右、本科学历教师在9年左右。

（二）高职院校不同职称教师的生存特征比较

1.高职院校不同职称教师留任率的分布情况

利用寿命表法，我们对样本数据中四种职称教师的留任率进行了估计，其中无职称教师有131人，初级职称教师有240人，中级职称教师有192人，副高及以上职称教师有31人。表6显示了高职院校不同职称教师留任率的分布情况。

从表6中的数据来看，高职教师留任时间随着职称的升高而降低，分别为15年、11年、11年、9年。第0～6年中，对于相同时点（如来校后的某年），留任率从高到低依次为中级、初级、无职称、副高及以上职称；第6～14年中，对于相同时点，留任率从高到低依次为中级、无职称、初级、副高及以上职称。以上数据分析结果显示，中级职称教师在全时段留任率最高，副高及以上职称教师在全时段留任率最低；初级职称教师在前5年留任率较高，但超过5年之后，教师流失较大；无职称教师则与初级职称教师相反，超过5年之后，教师留任情况反而趋于稳定。

2.Kaplan-Meier估计

我们同时也对高职院校不同职称教师的留任时间进行了比较。表7是利用样本数据获得的高职院校不同职称教师留任时间的均值和中位数估计。

根据表7可知，无职称教师留任时间的均值为8.584年，初级职称教师为6.485年，中级职称教师为7.294年，副高及以上职称教师为4.367年。从中位生存时间的估计来看，中级职称教师的中位生存时间大大超过其他组别，为11年；无职称教师和整体估计一致，为8年；初级职称教师的中位生存时间为7年；副高及以上职称教师的中位生存时间最短，为3年。表7中的整体比较结果也证明，高职院校不同职称教师在留任时间上差异显著（3种检验统计量的P值均小于0.05）。

图2高职院校不同职称教师留任时间的生存特征曲线

图2是高职院校不同职称教师留任时间（年）的生存曲线。图中显示，中级职称教师生存曲线所在的位置最高。这说明从一开始，中级职称教师的生存状况就明显好于其他组别，全程也都比其他职称教师更好。副高及以上职称教师的流失速度最快，流失主要发生在来校后的第3年，且基本在9年内流失殆尽。无职称和初级职称教师由于后期存在失访数据，所以两个曲线都有高于40%的累计生存率，且在第6年两条曲线发生了交叉。在第0～6年，留任时间从长到短依次为中级、初级、无职称、副高及以上；在第6～14年，留任时间由长至短依次为中级、无职称、初级、副高及以上。因此，Kaplan-Meier的分析结果也支持了上述寿命表的分析结果。从图2中还可以看出，高职院校不同职称教师的生存状况（留任时间）在全时间段内存在显著差异，各组别的生存曲线没有重叠。结合生存表，我们得出各组别生存函数曲线的平稳时间：无职称教师8年左右、初级职称教师9年左右、中级职称教师8年左右、副高及以上职称教师8年左右。这说明不同职称教师留任率趋稳时间差别不大，在职8、9年左右各类职称教师的留任率都趋于稳定。

（三）Cox Regression过程

实际研究中，我们更感兴趣的是，在控制其他因素的影响后知识结构是否还能显著影响高职教师留任的持续时间。这需要借助统计学领域中的Cox Regression过程进行多变量生存分析建模，基本结构如下：

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

其中，h（t，X）代表在k个因素同时影响生存过程的情况下，时间t处的风险函数（Hazard Function）；h0（t）代表没有任何自变量影响下的生存状况；X代表一组影响生存过程的因素。

对上式取对数，移项得：

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

在这里，回归系数β的实际含义是，当变量X改变一个单位时，引起教师离职风险改变倍数的自然对数值。Cox Regression过程使用最大似然法来估计β值，并标记为B。其虽不能给出各时点的风险率，但由于Cox回归模型对生存时间分布无要求，并可估计出各研究因素对风险率的影响，因而应用范围更广。对于生存时间不连续的情形，Cox回归模型也可以通过Logistic变换将函数表达式推广到离散情形。因此，本文尝试利用Cox回归模型，在控制包括性别、年龄和岗位选择（含教师、教辅和管理人员）等变量的情况下，探讨高职教师的知识结构是否影响其留任时间。Cox回归结果见表8。

2 倍对数似然值 整体（得分）无效模型 Cox回归模型 x2 df Sig.2584.096 2512.794***（2548.463***） 67.533（35.633） 10（7） 0.000注：a.对照组是女性；b.对照组是高中及以下学历教师；c.对照组是无职称教师；d.对照组是教辅人员；e.***、**和*分别表示参数的估计值在1%、5%和10%的统计水平上显著；f.括号中为仅包含性别、年龄、岗位选择等传统变量的Cox回归结果。

表8显示，在纳入所有自变量后，Cox回归模型的“-2倍对数似然值”为2512.794，x2值为67.533，自由度为10，P=0.000

高职院校不同职称教师的生存系数估计以无职称教师为对照组。整体而言，随着职称的上升，离职风险先下降再上升，呈∪型分布。离职风险从高到低依次为：副高及以上职称、无职称、初级职称、中级职称，其中副高及以上职称教师的离职风险是对照组（无职称教师）的2.796倍，初级职称教师的离职风险是对照组的0.845倍，中级职称教师的离职风险是对照组的0.650倍。当然，U型风险曲线的结论还要在后续研究中利用精确的类间两两比较加以验证。

五、结论与建议

本文从高职院校人事档案中找出2007～2012年间教师离职情况的真实数据，在控制性别、年龄、岗位选择等传统变量的前提下，以受教育程度和职称作为教师知识结构的替代变量，对教师留任时间和留任率进行生存分析。结果表明：其一，知识结构的确是影响高职教师离职的主要因素。我们在引入性别、年龄、岗位选择等传统变量的基础上，依次加入学历和职称这两个反映知识结构的变量，模型的整体拟合优度提高了47%。换而言之，包含知识结构变量的生存分析模型的拟合优度（x2值为67.533）要远好于仅包含传统变量的模型（x2值为35.633）。其二，不同知识结构特征的高职教师之间无论是平均留任时间、在某一时点的留任率、留任人数下降速度还是留任率趋向稳定的时间都存在差别。高学历、高职称教师对工作单位的依存度明显较弱，研究生学历、副高及以上职称教师的离职时间主要集中在来校后第3年（见图1、图2）。高职院校中，大专学历、中级职称教师的生存状况最好，高中及以下学历、副高及以上职称教师的生存状况最差、流失率最高。其三，具有年龄和性别优势的高职教师离职风险更大。年龄是高职院校教师生存状态的保护因素。高职教师在整个生存时间内，年龄每增加一岁，发生离职的风险会降低2.2%（Exp=0.978）。目前，高职院校在职教师的年龄普遍偏小（本样本均值为32.995岁），因此存在一定程度的人员流失风险。性别也是导致高职院校教师离职的重要因素，男性教师离职的可能性更高。在样本数据整个生存时间内，男教师的离职风险是女教师的2.027倍，女教师的留任时间更长。其四，从岗位选择来看，专任教师的离职风险最大，是教辅人员的2.371倍。而行政与教辅人员由于工作任务和性质较为接近，因此离职风险差别不大（Sig.=0.079>0.05）。

在政策操作层面，本文的实证结果表明，作为教师离职的根本内因，知识结构会放大高职教师对自身市场价值的成本收益比较，因此通过分析高职教师知识结构的生存特征可以预测教师离职事件发生的时间，从而揭示教师任职的初始状况和目标状况之间复杂的变化过程。例如，根据留任人数下降速度的时间特点，我们认为解决高职称、高学历教师群体流失问题应主要集中在其来校后的前3年。实践中，我们通常以3年为界对新教师进行入职管理，但缺乏实证支撑。本研究利用生存分析方法证实，入职3年是高职称、高学历教师产生离职意愿的敏感时期。因此，人事管理中，可将3年作为具有实践意义的界值加以合理应用；在这段时期，采取差异化培训、多元激励等措施会收到意想不到的效果。同时，数据分析结果也显示，在知识结构的变量中，职称对高职教师留任的影响更大，教师在职称评定前后的职业稳定性会有显著差异，这提示我们在制定激励政策时应对这类教师群体给予特别关注。样本数据中，本科学历、中级职称教师在来校10年后发生重大流失，这也从一个侧面反映出他们的忠诚度实际上是最高的，但现有的激励机制忽视了他们对职业发展的需求。此外，生存分析结论也解释了传统政策的困境——性别、年龄和岗位的不同会在一定程度上影响高职教师的离职选择，因此在制定教师激励政策时可针对高职教师的这些特点进行设计与调整。

注释：

① 用受教育程度和专业背景等特征变量知识结构是国内外学者在研究知识结构问题时常用的方法[4][5]，本文用受教育程度和职称来高职教师的知识结构亦是此类方法在教育学研究领域的一种尝试。

参考文献：

[1]何霞，袁祖望.高职教师“职业高原”现象个体成因类型调查[J].高教探索，2009（6）：119-122.

[2]陈家鼎.生存分析与可靠性[M].北京：北京大学出版社，2005.

[3]Gomez-Mejia， L.R.， Balkin， pensation， organizational strategy and firm performance [M].Cincinnati， OH：South-Western， 1992.

篇5

【关键词】　工作嵌入；离职意愿；研究综述

员工离职一直是人力资源管理和组织行为学领域关注的焦点问题，并且相关研究也表明员工的主动离职会给组织和个人带来不可估量的巨大损失。大多数的离职研究吸收和借鉴了 March 和 Simon（1958年）提出的组织平衡模型中的员工态度变量（如工作满意度和组织承诺等），然而实证研究的结果却表明，态度变量对员工离职意愿的预测并非准确。例如，在Lee等(1994)对44个离职的护士采用的半结构化访谈中，其中55%护士的离职情况与传统离职模型所述的一致，而剩下的45%雇员离职时，他们并没有事先决定可供选择的工作而这些正是传统离职模型所不能解释。2Hom和Griffeth 等的研究进一步表明，态度变量对离职的解释力仅为4%-5%，就连被广泛认为是离职直接原因的离职意愿也仅仅解释了12%的主动离职行为。34究其原因，不少学者认为可能由于员工的态度变量并不是导致员工离职的最主要前因变量，而可能是其它一些没有被考虑到的更重要因素在起作用。

面对传统离职模型的局限性，Mitchell和Lee在社会学家关于离职的研究成果以及社会资本理论的基础之上，提出与传统离职模型完全不同的“展开”模型，该模型充分考虑了非工作因素的重要性。5“展开”模型认为，尽管员工在离职前都会对各可供选择方案进行比较，但他们更倾向于留职，而这种倾向性可能就是简单的出于想维持现状的考虑。基于此观点，Mitchell等考虑到个体可能会受到来自组织和社区的各种因素牵制，使他们“嵌入”到工作中，进而提出了工作嵌入(Job Embeddedness)概念。

随着理论界对于工作嵌入研究的不断重视，使得许多国内外学者对此的研究兴趣大增，工作嵌入的研究成果也不断丰富。从理论含义到测量维度，再到相关实证研究，工作嵌入都取得了很大的发展、完善和丰富。因此，我们有必要对工作嵌入理论进行系统而全面的评述。

（一）工作嵌入的含义及维度

工作嵌入最早是由Mitchell等人于2001年提出来的，他们将工作嵌入定义为“一个将个体束缚其中的网络,是促使员工留职的各种力量的集合”。6工作嵌入模型不仅包含了一些足以对员工离职产生影响的工作群体和个体因素，还认为员工离职可能由一些“震撼”引起,而不仅只是取决于员工态度和组织的认知。Mitchell等认为在个体对组织有多重依附的情况下,当一些“震撼”发生时，即使员工有离职想法，这些依附关系也会阻止他们离职。6因此，工作嵌入水平高的个体，即使在现在工作环境不很理想的情况下，也会选择留在组织中。

工作嵌入与传统的态度变量有两个最根本的区别：第一，工作满意和组织承诺等关注的是与工作相关的因素，而工作嵌入除此之外还包括与社区相关的因素。因此，工作嵌入构念比传统态度构念多，范围上也比较广。6第二，基于Maertz 和Campion的离职模型，人们对于留职和离职有着不同的动机。这些动机包括情感因素（如组织成员身份产生的积极情感）、利益因素（如对未来获利的期望）、工作机会（如是否能得到一份类似的工作）、规范因素（如想符合家人和朋友的期望）等。

工作嵌入描述了个体与组织和社区间的不同依附关系，个人嵌入组织和社区的程度越高，将会形成愈加复杂的社会网络，使得员工愈不容易离职。工作嵌入可以分为职内嵌入（on the job embeddedness）与职外嵌入(off the job embeddedness)，前者是指个人与工作相关的组织嵌入的程度，后者是指个人与所在社区的嵌入程度。这两者的影响因素可分为组织因素和社区因素。从其研究结果看，工作内嵌入与工作满意和组织承诺显著正相关，影响员工的工作态度；而工作外嵌入则是一类相对独立的影响雇员离职决策的强效应中介因素。

工作嵌入可分为三个核心维度——联系（link）、匹配(fit)和牺牲(sacrifice)。根据社会因素、组织因素和三个核心维度,则可将工作嵌入模型分成 6个不同的维度, 即组织联系、组织匹配、组织牺牲、社区联系、社区匹配、社区牺牲。

联系 Link。联系是指个人与组织和社区间存在的一种正式或非正式关联。个人不仅与工作和组织有密切地关联，还与所居住的社区、环境有一定的连结。工作嵌入理论认为个人与组织和社区之中都存在着类似网状的联结，并且雇员与组织和社区的网状联系越多，就越容易被工作束缚，也越倾向于留在组织中。同时，工作同事、工作年限、亲朋好友、家庭因素等一系列职内职外变量，也会影响员工的留职。

匹配 Fit。工作嵌入理论表明员工要与组织文化价值观等相匹配，还要考虑个人与社区环境相匹配的程度，不同的气候条件、便利条件、生活娱乐设施、文化氛围等都会影响员工与社区匹配的程度。工作嵌入理论认为，员工与组织和社区的匹配度越好，他们在工作上就会越依附于组织，且在生活中与社区和环境的相容性会越好，越不容易离职。

牺牲 Sacrifice。牺牲代表了员工预知的由于离职所丧失的可能的物质和精神损失。例如: 离职意味着个人需要付出一定的代价，放弃长期相处默契的同事、稳定的工作环境，以及优厚的福利待遇等。同时，雇员离开一个舒适的、便利的社区也是困难的选择。雇员在离职时，考虑需要放弃的东西越多，就越难于离职。

（二）工作嵌入的测量

目前，工作嵌入的测量工具主要有两类量表：组合量表（Composite Scale）和整体量表（Global Scale）。组合量表将工作嵌入的构念整体视为各部分之和，用涵盖构念范围的具体构成指标对各维度和整体构念进行测量。Mitchell 等开发的组合量表就是从指标层面实现对工作嵌入的测量，即由指标组合得到维度，再由维度组合得到构念。6整体量表主张通过反映工作嵌入整体的概括性评价指标测量个体对工作的整体依附感。Crossley等开发的整体量表就是从构念层面对工作嵌入进行直接测量的。

（1）组合测量

1、组合量表的构成

Mitchell等将组合量表分为六个维度（如图1），量表总共包含40 个题项。例如，“我真的喜欢我所在的社区”、“我的工作伙伴与我很相似”、“我在现在的职位上工作的时间”等。除“联系”的两个维度外（组织联系和社区联系），其余的四个维度均可用Likert 5点量表计分（从“非常不同意”到“非常同意”）。

2、组合测量的效度

Mitchell 等人对于所研究的零售商和医院样本表明，同期测量的工作嵌入与离职意愿的相关系数分别为-0.41和-0.47。8此后，国内外的相关研究也验证了工作嵌入与离职意愿间呈显著负相关。9另外，一些研究也报告了工作嵌入对员工的主动离职（一年后）、组织公民行为和工作绩效等有着较高的预测效力。

3、组合测量的信度

Mitchell等应用该组合量表分别对连锁商店的员工和医院工作人员进行测量，全部 40 个题项的 Cronbach α系数分别是0.85和0.87。6Wijayanto 等应用该量表对五家公立医院的护士进行测量和分析得出全部40个题项的 Cronbach α系数为0.81。

Lee等将工作嵌入分为职内嵌入和职外嵌入，并根据样本需要修订了量表，将原来40个题项量表调整为34个题项。以某国际金融机构的区域运营中心的员工为被试，对两种嵌入进行了测量，职内嵌入22个题项的Cronbach α系数为0.84，职外嵌入12个题项Cronbachα系数为0.82。

（2）整体测量

Crossley等认为，整体测量较组合测量更具优势 ：第一，整体量表中各题项都是概括性的、非侵害性的问题，使被试乐于回答。第二，少数几个反映性指标不但能够完整地反映构念，且便于量表的实际操作，提高其准确性和回收率。第三，各题项统一的作答方式，能够克服组合测量中存在的统计局限。

1、整体量表的构成

Crossley等开发的整体量表包含七个题项，分别是“我感觉对工作有依附感”、“我很难做出离开组织的决定”；“我太在乎本工作了，不能离开”、“我对工作单位感觉厌倦”、“我确实不能轻率地离开现在的工作单位”、 “离开现工作单位对我来说很容易”以及“我感到和工作单位紧紧地联接在一起”。这些反映指标从工作嵌入的整体层面进行概括性的评价和测量，采用Likert 5点计分（“非常不同意”到“非常同意”）。

2、整体测量的效度

Crossley 等应用整体量表，结果显示同期测量的工作嵌入与情感承诺、工作满意显著正相关（相关系数分别为0.61和0.45）；与离职意愿、工作寻找意愿和工作机会显著负相关（相关系数分别为-0.49、-0.35和-0.18）。另外，研究显示，工作嵌入对员工的主动离职（一年后）有着较好的预测效力（相关系数为-0.21）。

3、整体测量的信度

Crossley等应用该整体量表对位于美国中西部的一家为老人和残疾青年的生活提供帮助的中型组织中的员工进行前后两次测量，第一次测量的整体 Cronbach α系数为0.88，各题项因子负荷0.58到0.83；第二次测量的整体 Cronbach α系数为0.89，各题项因子负荷从0.42到0.90。

工作嵌入整体量表推动了工作嵌入在测量工具和方法上的发展，克服了组合测量中存在的局限性。首先，整体量表有助于识别个体较为关心的方面。其次，整体量表更易于应用到潜变量测试离职模型中，而且因为题项较少、易于作答，能提高测量的准确性和回收率。最后，在实证研究中，应用整体量表测得的工作嵌入水平在离职模型中对主动离职的预测力优于组合量表。尽管如此，工作嵌入的测量仍需完善。其一，目前工作嵌入的测量基于个体的主观评价，易受到个体倾向和认知模式的影响。其二，如何克服工作嵌入的各维度之间及与其他组织行为学变量之间的相关性，也值得研究。

（三）工作嵌入的评价与展望

测量工具的完善与改进

尽管 Crossley 提出了整体工作嵌入度的测量，很大程度上推动了工作嵌入测量工具的发展，但工作嵌入的测量仍需进一步改进，目前工作嵌入的测量主要依赖于个体对其各个维度的主观评价，势必受到个体倾向和认知模式的影响，个体间的差异会影响个体对嵌入程度的感知，例如，具有负面情感的特质的个体往往会低估外界可供选择的工作机会，也就会影响其与工作的嵌入程度。同时，工作嵌入概念具有非情感性和多维度的特点，如何克服各维度之间以及各维度与其他组织行为学变量之间的相关性，工作嵌入的联结维度的项目能否用社会网络分析中的测量项目代替，值得今后进一步研究。

特定职业群体的工作嵌入研究

以往工作嵌入的研究更多选取护士、商店及银行雇员进行测量，这些样本对工作嵌入的概念、维度提供了经验支持，但是也存在一定的局限性。工作嵌入测量样本的多样化成为新的研究方向之一。

在日益多元化的今天，不同职业具有不同的职业特征，意味着个体不同的成长路径和成长需求，个体的工作嵌入会影响其在职业发展过程中的离职或留职决策，工作嵌入的各维度在不同职业上对结果变量的影响是否存在差异，同时，成就动机高的职业人群，例如，工程师、会计师以及中层管理者可能更不希望其嵌入于组织中，更希望通过组织间流动实现自身的成就需求。

工作嵌入结果变量的拓展

已有工作嵌入的研究大都基于雇员主动离职模型的研究中，研究表明工作嵌入对个体离职意愿、离职行为的预测力要优于工作满意度、组织承诺等传统态度类变量，但是，个体在组织中的行为变量不仅仅局限于离职行为和离职意愿，组织公民行为、工作绩效也是组织行为学研究中常见的结果变量，工作嵌入能否同样较好的预测个体的组织公民行为或工作绩效值得进一步研究。

同时，由于个体工作嵌入的非情感性特征，其对工作满意度、组织承诺等态度类变量的影响也值得进一步探讨。此外，大量的研究证明组织的核心竞争力来源于组织知识的创新，参与组织知识创造的个体作为组织中知识资源的关键载体，其与工作的嵌入程度对个体在组织知识创造中的个体行为影响越来越明显，因此工作嵌入对个体知识与组织知识之间转化的影响机制非常值得进一步研究。

参考文献

［1］March, J. G., Simon, H. A.. Organizations, New York: Wiley,1958.

［2］Lee T W，Mitchell，TR.，An alternative approach: The unfolding model of voluntary employee turnover[J],Academy of Management Review,1994, 19(l):51一89.

［3］Griffeth, R. W., Hom, P. W., Gaertner, S.. A Meta-analysis of Antecedents and Correlates of Employee Turnover: Update,Moderator Tests, and Research Implications For the Next Millennium. Journal of Management, 2000, (3): 463-488.

［4］Maertz, C. P., Gampion, M. A.. 25 Years of Voluntary Turnover Research: A Review and Critique. International Review of Industrial and Organizational Psychology, 1998, (1): 49-81.

［5］Lee, T. W., Mitchell, T. R.. An Alternative Approach: The Unfolding Model of Voluntary Employee Turnover. Academy of Management Journal, 1994, (1): 51-89.

［6］Mitchell, T. R., Holtom, B. C., Lee, T. W.. Why People Stay: Using Job Embeddedness to Predict Voluntary Turnover. Academy of Management Journal, 2001, (6): 1102-1121.

［7］Maertz, C. P., Campion, M. A.. Profiles in Quitting: Integrating Process and Content Turnover Theory. Academy of Management Journal, 2004, (4): 566-582.

［8］Crossley, C. D., Bennett, R. J., Jex, S. M., Burnfield, J. L., Development of a Global Measure of Job Embeddedness and Integration into a Traditional Model of Voluntary Turnover. Journal of Applied Psychology, 2007, (4): 1031-1042

［9］Mallol, C. M., Holtom, B. C., Lee, T. W.. Job Embeddedness in a Culturally Diverse Environment. Journal of Business and Psychology, 2007, (1): 35-44.

［10］Wijayanto, B. R., Kismono, G.. The Effect of Job Embeddedness on Organizational Citizenship Behavior: The Mediating Role of Sense of Responsibility. Gadjah Mada International Journal of Business, 2004, (3): 335-354.

［11］Lee, T. W., Sablynski, C. J., Burton, J. P., Holtom, B. C.. The Effects of Job Embeddedness on Organizational Citizenship,Job Performance, Volitional Absences, and Voluntary Turnover. Academy of Management Journal, 2004, (5): 711-722.

［12］袁庆宏，陈文春. 工作嵌入的概念、测量及相关变量. 心理科学进展, 2008, (6): 941-946.

作者简介：

篇6

关键词：心理契约违背;员工满意度;离职倾向

一、引言

近年来，IT企业发展迅猛，但激烈的市场竞争也给IT企业带来了巨大的压力，使得这些企业必须不断进行变革，通过调整组织策略、管理模式、雇佣关系及人员结构来实现生存和发展。在这种情况下，员工与企业之间的心理契约难以维系，心理契约违背现象时有发生。过去的研究一致发现，心理契约违背与不良的雇员行为（包括离职、缺勤、破坏等）存在显著的正相关，而与积极的雇员行为（包括工作绩效、组织公民行为、组织承诺等）及态度（包括满意度、忠诚度等）存在显著的负相关[1]。

本文主要对某IT企业员工进行问卷调查，分析员工心理契约违背对员工满意度及员工离职倾向的影响，并通过定量研究，找到对心理契约违背产生影响的组织管理因素，从而为未来企业干预提出合理的改善建议。

二、概述

阿吉里斯（Argyris）在1960年首次提出心理契约的概念，之后莱文森（Levinson）等人给出了心理契约的明确定义，即组织与员工之间隐含的、未公开说明的相互期望的总和[1]。到了上世纪80年代，施恩（Schein）等人将心理契约划分为个人和组织两个层面[2];而美国组织行为学家罗素（Rousseau）认为心理契约是员工个人以雇佣关系为背景，以许诺、信任和知觉为基础而形成的关于双方责任的各种信念的集合[3]。心理契约是一种心理认知过程，可以从雇员的单视角识别雇员及雇主双方心理契约履行的情况[4]，这一概念的提出使得有关心理契约的实证研究成为可能，本文即是基于罗素的理论框架及问卷来进行定量研究。

心理契约违背是指员工在感知心理契约被破坏之后所产生的消极的情绪体验及相应的与组织规范、期望、目标相反的行为的总和。罗素和帕克斯（Parks）指出，当员工感知到组织没有履行包括在心理契约内的一项或多项义务时，心理契约违背就发生了[5]。莫里森（Morrison）和罗宾逊（Robinson）认为促成心理契约的违背有三个关键因素：无力兑现、食言和理解歧义，并提出了心理契约违背的形成过程模型，认为个体感知到心理契约违背一般会经历三个阶段：感知到差异、感知到破裂、违背体验。特恩里（Turnley）和费尔德曼（Feldman）则提出了违背心理契约的食言模型，认为违约理解差异主要受以下三个因素的影响：雇员期望的来源、心理契约破裂的具体原因以及食言本身的性质，而对雇员行为的影响主要受到个体差异、组织实践、劳动力市场特征等中间变量的调节[6]。本文暂从组织实践角度研究影响心理契约违背的因素。

三、研究设计

（一）研究对象

本研究的主要对象是某IT企业的员工，采用网上调查的形式，共回收问卷338份，其中有效问卷274份，有效率为81.36%。样本的总体情况见表1，调查样本在各个人口统计学变量上的分布与该企业总体人员分布比例基本相符。

表1 样本特征分布

人口统计学变量 类别 人数 百分比

出生年份 1970～1979 55 20.1%

1980～1989 113 41.2%

1990～1999 106 38.7%

性别 男 178 65.0%

女 96 35.0%

婚姻状况 已婚 133 48.5%

未婚 141 51.5%

学历 本科 218 79.6%

硕士及以上 45 16.4%

其他 11 4.0%

司龄 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

对心理契约的测量工具主要参考罗素在2008年编制的《心理契约量表》，并在此基础上参考李原编制的《心理契约问卷》增加人际关系维度，在试测后进行因子分析，对题目进行调整。调整后的问卷总体上保留了罗素的《心理契约量表》的结构，包括雇员责任、雇主责任、心理契约违背和心理契约履行四个部分，其中雇员责任和雇主责任均包括六个维度：忠诚度（loyalty）、工作局限性（narrow）、绩效支持（performance support）、发展（development）、稳定性（stability）和人际关系（social relationship）。心理契约违背包括不信任（no trust）、不确定（uncertainty）和损害（erosion）三个维度，在本研究中只对心理契约违背整体进行分析，暂不考虑各维度的差异。

关于员工满意度，采用该企业一直沿用的员工满意度问卷，该问卷具有较好的信度和效度。而关于离职倾向，在问卷设计中，我们询问员工未来职业规划，是考虑到其他企业寻找工作机会，还是继续留在本企业工作。

所有问卷题目答案均采用5点计分形式，具体为非常同意计5分，比较同意计4分，一般计3分，比较不同意计2分，非常不同意计1分。全部数据主要采用SPSS20.0软件进行相关分析及线性回归分析。

（三）数据分析

通过相关分析发现，心理契约违背和员工满意度呈显著负相关（p<0.01）。之后进行回归分析，F 值为96.336，p<0.01，校正后的判定系数为 0.387，表明回归方程能解释总变异的38.7%。心理契约违背对员工满意度的回归系数为-0.413，标准回归系数为-0.615，达到了非常显著的水平，可见心理契约违背对员工满意度有预测作用。心理契约违背与员工满意度的回归分析结果见表2。

表2 心理契约违背与员工满意度的回归分析

模型 非标准化系数 标准系数 t p

B 标准 误差 系数β

1 （常量）

心理契约违背 4.450

-0.413 0.055

0.032

-.0615 80.353

-12.854 0.000

0.000

a.因变量：员工满意度

通过相关分析发现，心理契约违背在0.01水平上和离职倾向显著正相关。之后进行回归分析，心理契约违背对离职倾向的回归系数为0.415，标准回归系数为0.477，达到了显著的水平，证明心理契约违背对离职倾向也有预测作用。心理契约违背与离职倾向的回归分析结果如表3

所示。

表3 心理契约违背与离职倾向的回归分析

模型 非标准化系数 标准系数 t p

B 标准 误差 系数β

1 （常量）

心理契约违背 0.645

0.415 0.080

0.046

0.477 8.066

8.948 0.000

0.000

a.因变量：离职倾向

为探讨影响心理契约违背的组织因素，以雇主契约的六个维度（忠诚度、工作局限性、绩效支持、发展、稳定性、人际关系）为自变量，以心理契约违背为因变量进行多元回归分析，其中忠诚度和人际关系维度对心理契约违背有显著性影响。回归方程为：心理契约违背= -0.473*忠诚度-0.443*人际关系+4.888。具体分析结果见表4。

表4 雇主心理契约维度与心理契约违背的回归分析

模型 非标准化系数 标准系数 t p

B 标准 误差 系数β

1 （常量）

忠诚度

人际关系 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.因变量：离职倾向

四、研究结果与讨论

本研究发现，员工心理契约违背对满意度有负向影响，对离职倾向有正向影响。也就是说，心理契约违背的产生，会使员工对企业的满意度有所下降，同时还可能导致离职行为。企业可以通过调查识别出现了心理契约违背的员工，并与其中的骨干员工进行充分交流，重新建立心理契约，提升员工满意度，从而降低流失风险。

企业最关注的是如何阻止心理契约违背的产生，所以本研究也重点分析了员工对雇主心理契约各维度履行情况的认知如何影响心理契约的违背。通过回归分析发现，雇主心理契约的忠诚度维度和人际关系维度对心理契约维度有显著性影响，其中的条目包括：“企业给我提供机会获得个人的成就”、“企业给我提供了不错的福利待遇（如各种保险、休假等）”、“企业安排工作时充分考虑了我的兴趣”、“与其他企业相比，这个企业给我提供的待遇比较公平合理”、“企业中的上下级关系和谐友好”、“企业十分尊重自己的员工”、“企业提供了合作的工作氛围”、“企业给我提供了友善而融洽的工作环境”及“企业中的同事之间相互信任和帮助”。从这些条目给出的因素可以看出，该企业可以通过关注员工职业发展、提供公平合理的薪酬福利及营造合作开放的文化氛围来避免员工心理契约的违背，从而提升员工满意度，降低员工流失率。

（一）关注员工职业发展

企业应根据自身的实际情况，关注骨干员工的职业生涯发展。从纵向发展角度，企业可以提供职业生涯机会的评估，帮助员工设定职业生涯目标，制定具体的行动计划和措施，并提供相应的培训，高端职位招聘优先考虑内部员工的提拔，为员工提供能够施展才华、实现自我的舞台。同时企业也应该意识到，纵向晋升的机会毕竟有限，所以企业还应关注员工的横向发展，为员工提供轮岗机会，轮岗可以使员工开拓视野、积累人脉资源、发现自己真正的兴趣与能力之所在、锻造多方面的能力与经验，从而拓宽员工的职业宽度以及增加升迁的可能性。

（二）提供公平合理的薪酬福利

在当前的管理体系中，虽然薪酬已不再是激励员工的最重要因素，但依然是员工衡量自我价值的尺度之一，因此，员工仍希望能够得到与其业绩相符的薪酬。企业应该首先解决薪酬体系内部的公平性和外部的竞争性，在企业和市场不断的发展过程中，进行相应的调整。其次，薪资要与工作绩效和员工的贡献直接挂钩，要与绩效评估结果结合起来，让员工明确自己的努力方向，调整员工的行为习惯和工作目标。同时，企业还可以推行弹利制度，即允许员工根据自身及家庭需要，在企业提供的福利中选择具体的内容和水平，树立企业独特的竞争优势，在满足员工个性化需求的同时，有效地维系与员工之间的心理契约。

（三）营造开放合作的文化氛围

良好的文化氛围，首先体现在企业内部畅通的沟通机制上，随着专业化程度不断细化，企业需要建立横向、纵向、多层次的沟通，鼓励和增强员工的参与意识，这可以通过内部论坛、高管对话等形式实现，也可以利用微信、微博等新的传播媒介。另外，企业应该倡导多元文化，强调不同的工作风格和价值观都应该受到尊重和认可，企业内部轻松和简单的人际关系能够帮助企业形成凝力。当然，在氛围的形成过程中，各层管理者的管理方式会起到至关重要的影响，所以企业应关注管理者的选拔及对管理者行为的规范，例如，在管理者上任的时候，通过培训和辅导帮助管理者认同这种理念，并在日常的工作行为中有所体现。

总之，在IT企业中发生心理契约违背是比较常见的，关键在于如何采取正确的措施来降低心理契约违背发生的概率，以及当心理契约违背发生时如何使消极的违背转化为积极的互动，从而增强企业的内聚力，并提升组织在激励竞争环境下的战斗力。

[1]朱燕，郑文哲. 心理契约违背：高科技企业人才流失研究[J]. 中山大学学报论丛，2006.

[2]李昊. 心理契约违背对员工离职倾向和情感承诺的影响研究――基于浙江企业员工的调查分析[D]. 浙江工商大学硕士论文，2007.

[3]Rousseau，D. M. The Problem of Psychological Contract Considered [J]. Journal of Organizational Behavior，1998.

[4]曹威麟，董玉芳，朱仁发. 心理契约履行、违背与破裂及其管理研究[J]. 现代管理科学，2007.

篇7

关键词：分配公平；相对剥夺感；离职倾向

一、 引言

随着经济全球化的深入推进，中国的企业经济也快速发展，企业内部的员工结构趋向复杂化，员工的流动性也不断增强，为了满足企业发展的需要，企业越来越重视吸引人才和培养人才。为了吸引外部优秀人才，企业往往会给出比内部同一岗位的员工更高的职位或者更丰厚的薪酬待遇，这使得内部员工与外部人才相比较后，感觉到自己受到不公正待遇和处于劣势，带来内部员工的相对剥夺感，这种感觉可以表现为不满或消极情绪，有时甚至导致内部人才流失。企业在吸引外部人才和培养内部人才的同时，如何留住人才成为中国企业能够走向世界，实现全球化的重要管理课题

通过企业中高层管理者访谈调查，发现一些管理者在应对减少员工离职行为问题时，更多地关注员工满意度、组织承诺和组织公正对员工离职倾向所产生的影响，而很少关注员工内在的心理资本因素，这也导致员工离职问题未从根本上解决。目前国内有关相对剥夺感的研究相对薄弱，本文希望通过研究分配公平对员工离职倾向的影响，发现其中的影响机制，同时探索相对剥夺感在分配公平和离职倾向的关系中所起到的作用，补充国内对相对剥夺感的研究空白，为企业做好员工离职倾向预测，为降低员工离职倾向提出行之有效的管理对策。

二、 概念界定与研究假设

1. 概念界定。相对剥夺感（Relative Deprivation）是基于分配公平理论而提出的，是指当个体将自己的某种处境与其他参照物相比较时，发现自己处于劣势，并且认为这是不公平导致的，产生一种被剥削的感觉，这种感觉会诱发消极情绪，表现为愤怒、怨恨或不满（Wood，1989）。相对剥夺感包括三个重要内容：第一是比较，个体与其他参照物的对比而产生的被剥夺感，如果没有与参照物的对比就不会产生相对剥夺感；第二是在与参照物比较之后感到自己处于劣势，如果个体与其他参照物相比，感到自己处于优势也不会产生被剥夺感；第三是个体必须认为产生的劣势是由于不公平导致的，这一点是产生相对剥夺感不可缺少的部分（Heather et al.，2012）。

分配公平（Distributive Justice）是指人们对于结果或资源配置的公平感知（Colquitt，2001），它以Adams的公平理论为基础。Adams提出的公平理论主要关注分配结果是否公平的问题，强调人们对分配结果的比较（Adams，1965）。分配公平是组织公正的重要判断标准，分配不公正会降低员工的工作满意度，减少自己的付出，或者远离给自己带来不公正感的组织（Robert & James，2005）。

离职倾向（Turnover Intention）是员工离开并寻找其他工作机会倾向的总体表现或态度。樊景立（1978）将离职倾向定义为员工想要离开目前的工作岗位，寻找其他工作机会的心理的一种倾向程度。研究发现离职倾向能够很好地预测员工的实际离职行为（Price，2000）。高离职倾向的员工会降低自己的工作绩效，并可能产生一系列反生产行为，例如偷窃、破坏、欺凌等（Kelloway，Gottlieb & Barham，1999）。

2. 分配公平与相对剥夺感。相对剥夺感和公平理论具有内在的相关性（Olson & Roese，2002）。相对剥夺感是指当与参照对象进行比较时，个体体会到自身处于不利地位，并由此引发的负面感受（张书维等，2009）。分配是否公平的一个重要参照标准是个人的付出-受益比与参照对象的付出-受益比之间的差距，当分配比较公平时，个体在与组织内部他人的比较过程中不会感到自己受到剥夺。相反，当分配不公平时，个体与参照对象比较时很容易觉得自己处于劣势地位，而且这种不公平感会带来较强的负向情绪。因此，本文提出如下假设：

H1：分配公平负向影响相对剥夺感。

3. 分配公平与离职倾向。已经有大量研究表明分配公平与离职倾向负相关（马超，薛电芳&毛重琳，2014）。Price（2000）对离职倾向的因果变量和作用机制进行了较为全面的研究，并提出了离职模型，离职模型认为对离职产生影响的外生变量是环境变量、个体变量和结构化变量，分配公平性是影响离职倾向的重要结构化变量。Daly和Geyer（1994）的研究也都表明，如果组织中的个体感知到了较高的分配公平和程序公平，那么将会较大幅度地降低其离开该组织的动机。张勉与张德（2007）对企业雇员离职意向的影响因素进行了较为全面的量化研究，采用多元OLS模型回归发现分配公平对离职倾向有显著的负向影响，充分的理论表明分配公平是离职意愿的重要预测因素。因此，本文提出如下假设：

H2：分配公平负向影响离职倾向。

4. 相对剥夺感与离职倾向。个体通过与群体内其他成员或者不同时期的自己进行比较而产生的个体相对剥夺感，可以引发与个体相关的行为、态度或内心状态的变化。已有研究表明由收入不公引起的个体相对剥夺感与收入的主观满意度呈显著负相关（任国强，尚明伟&潘秀丽，2014）。而工作资源分配不公正而引起的相对剥夺感会导致员工产生低组织承诺、高离职率的问题（Mollica， Gray，Trevino & DeWitt，1999）。员工体验到的被剥夺感，会带来了诸如低组织承诺、高离职率、低合作意愿等不良影响（Melkonian，Monin & Noorderhaven，2011）。充分的理论支持员工所体验到的个体相对剥夺感越高，其离职意向也越高（Cho，Lee & Kim，2014）。因此，本文提出如下假设：

H3：相对剥夺感正向影响离职倾向。

5. 相对剥夺感在分配公平与离职倾向关系中的作用。

直接研究相对剥夺感在分配公平与离职倾向间的作用的文献较少。Trevor和Wazeter（2006）通过回归分析发现，组织的分配公平会通过个体相对剥夺感影响公司经理的工作投入程度。以往有关分配公平与离职倾向的研究证明组织公平会通过组织承诺和工作满意度来影响离职倾向，例如Price（2000）的离职模型。我国学者石伟（2005）通过对7家国有企业417个样本的调查，研究了国有企业员工组织公平感、工作满意度和离职倾向之间的关系，验证了组织公平对离职倾向有显著的负向作用，同时发现公平感一方面直接影响离职倾向，另一方面通过工作满意度作为中介变量间接影响离职倾向。也有研究表明工作满意度在分配公平与离职意愿间起到部分中介作用（马超、薛电芳、毛重琳，2014）。Zigarmi等（2009）基于社会认知理论提出的工作激情模型认为，组织特征、工作特征和个体特征，会通过个体认知和情感的作用而影响个体在组织和工作中的行为。分配公平是重要的组织特征，分配不公平所带来的相对剥夺感会影响员工的组织承诺和工作满意度，同时也会降低员工的组织认同（李永鑫等，2009），进而增强其离职倾向。因此，本文提出如下假设：

H4：相对剥夺感在分配公平与离职倾向间起到中介作用。

三、 研究方法

1. 数据的收集。本文的研究对象是北京地区的制造型企业员工，共发放问卷480份，回收365份，剔除回答不完整的无效问卷，实际取得有效问卷349份，有效率95.6%。在有效问卷中，研究对象的整体平均年龄为28.6岁，在本单位平均工作年限2.8年。性别比例方面，男性56.2%略高于女性43.8%；工作经验方面，2年以内的22.3%，2年～5年41.3%，5年～10年27.2%，10年以上的9.2%，被试集中在工作经验在10年以内的员工。学历结构方面，专科以下3.4%，本科74.5%，硕士21.8%，博士0.3%，被试集中在学历为本科和硕士的员工。职位方面，普通员工38%，基层管理者21.5%，中层管理者14.3%，高层管理者7.2%。

2. 变量的测量。分配公平：采用Colquitt（2001）编制的《组织公平量表》，抽取测量分配公平的5个题项，原量表α系数为0.953，本研究的α系数为0.949，表明该量表在中国企业背景仍然具有较高的信度。

相对剥夺感：采用Tropp与Wright（1999年）编制的相对剥夺感问卷，共3个题目，α系数达到了0.86，在本研究中该量表的α系数为0.861。

离职倾向：采用Kelloway、Gottlieb和Barham（1999年）的离职倾向量表，共4个题目，α系数达到了0.920，在本研究中该量表的α系数为0.971。

各量表均采用李克特6点制。调查完成后采用SPSS 20.0进行数据处理与分析。

四、 研究结果

1. 相关分析与同源误差检验。相关分析的结果表明，分配公平与相对剥夺感、离职倾向均在0.01的水平上显著负相关，其相关系数分别达到-0.427、-0.334；相对剥夺感与离职倾向也在0.01的水平上显著相关，其相关系数为0.589。性别、学历、工作年限、职务级别等人口统计学变量与分配公平、相对剥夺感和离职倾向间均有一定的相关性。本研究将人口统计学变量作为控制变量。

鉴于数据为同源数据，易产生共同方法偏差问题，采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验。使用SPSS20.0将问卷的所有条目进行未旋转的探索性因子分析，第一个因子解释的变异为33.54%，未到总变异量（85.55%）的一半，说明不存在严重的共同方法偏差问题。

2. 假设检验。研究方法遵循Baron和Kenny（1986）提出的传统中介作用检验程序：第一步，检验分配公平对离职倾向的影响；第二步，检验分配公平对相对剥夺感的影响；第三步，探讨相对剥夺感对离职倾向的影响；若前三步的结果均是影响显著则进行第四步，将相对剥夺感因素一并加入，研究分配公平对离职倾向的影响作用，考察相对剥夺感的中介作用是否显著。这一步采用Sobel检验方法，具体过程是根据双尾假设检验下的单位正态分布得到z值，若z的绝对值大于1.96，说明p值小于0.05，即p显著，进而可以得知相对剥夺感在分配公平对离职倾向的影响中存在中介效应。同时，如果第四步中研究显示分配公平对离职倾向的影响作用由第一步中的显著变为不显著，说明相对剥夺感的中介作用是完全中介作用，反之则是部分中介作用。

采用分层回归分析，分配公平对离职倾向和相对剥夺感的负向影响显著，β值分别为-0.334**和-0.427**，相对剥夺感对离职倾向的正向影响也显著（β=0.589**），见表1。故假设H1、H2、H3均得到验证。

采用Sobel检验方法对相对剥夺感在分配公平和离职倾向中的中介效应进行检验，发现z=-6.967（p

五、 讨论

本研究以制造类企业365名员工为被试，探索了分配公平对员工离职倾向的影响，结果表明：分配公平负向影响员工的相对剥夺感和离职倾向；相对剥夺感正向影响离职倾向并在分配公平对离职倾向的影响中起到部分中介作用。

相对剥夺感是个体与他人进行比较时发现自己处于劣势地位，并且感觉自己受到不公平对待所引发的负面感受。分配不公平会直接导致员工的相对剥夺感，相反企业资源和劳动报酬的公平分配会有效降低员工的相对剥夺感。组织公平尤其是分配公平会显著影响员工的在职意愿（Taylor，1995），分配公平是个体离职意愿的显著预测指标（刘亚、龙立荣、李晔，2003），本研究再一次证实了分配公平显著的负向影响离职意愿。同时，相对剥夺感也是离职意愿的预测指标，分配不公平（例如奖金的分配不公）所带来的相对剥夺感，会降低员工对组织的满意度，员工离职倾向会上升（Robert & James，2005），本文的研究证实了该观点。

社会交换理论认为员工通过自己的努力劳动来获取报酬，员工与组织之间的相互依赖关系的形成与稳固是以公平的、互利的交换关系为条件的（Rhoades & Eisenberger，2002），一旦分配不公平，员工的利益就无法得到保障，员工与组织间的稳定关系就会受到挑战，进而引发员工的组织退缩行为，降低其努力程度和在职意愿。社会认知理论也认为组织特征会影响员工的心理感受并进而影响个体在工作中的行为与决策（Zigarmi et al，2009）。分配公平会通过相对剥夺感影响员工的离职倾向。这启发管理者在今后的管理实践中应该制定公正的薪酬体系，并保证薪酬体系执行过程的公正性，同时也可以通过信息公开，建立同员工的沟通机制并关爱员工来降低员工的相对剥夺感。

六、 局限与展望

由于本论文的问卷取样主要集中在北京地区的制造行业，样本量相对有限，可能会受到区域性文化的影响，今后要降低外部效度的影响来进一步增强本文研究成果的可推广性。本论文提出的管理对策更多的是针对制造企业，在今后的研究中需要进行检验外部效度，需要在其他类型企业验证该管理对策是否有效。另外，本论文只是以离职倾向作为员工离职行为发生的预测，但是员工有离职倾向并不一定真的会离职，所以未来研究可以以员工离职行为作为结果变量，继续跟踪组织公正和相对剥夺感在一段时间后对离职行为的影响。

参考文献：

[1] 李永鑫，李艺敏，张娜，申继亮.组织公正组织认同与教师离职意向的关系[J].心理与行为研究，2009，7（4）：253-257.

[2] 刘亚，龙立荣，李晔.组织公平感对组织效果变量的影响.管理世界，2003，（3）：126-132.

[3] 马超，薛电芳，毛重琳.组织公平感对离职意图的影响[J].华南师范大学学报，2014，（1）：74-82.

[4] 任国强，尚明伟，潘秀丽.参照群与群间相对剥夺：理论与实证[J].财金研究，2014，40（8）：130-144.

[5] 石伟.国有企业员工离职意愿影响因素的实证研究[J].江海学刊，2005（3）：80-84.

[6] 张书维，王二平，周洁.相对剥夺与相对满意：的动因分析.公共管理学报，2010，（7）：95-102.

基金项目：国家社科基金重大项目“中华民族伟大复兴的社会心理促进机制”（项目号：13&ZD155）；国家自然科学基金（项目号：71272156）。

篇8

单位录取通知书范文一

Dear XXX ：

我非常高兴地通知您，经过我公司的面试和讨论，我们一致认为您是我公司 XX部 XXX岗位 的合适人选。根据公司的薪资福利政策，我们将给您提供以下薪酬福利待遇：

一、 现金薪酬：

您的年度目标总现金收入为 税前 RMB XX 万元，由以下三个部分构成：

1、 月固定工资： X 万元/月

2、 年度服务奖金：年度结束后，公司将为您提供相当于一个月固定工资的年度服务奖金

3、 绩效奖金：您目标年度总现金收入的 %作为年度绩效奖金标准(相当于X倍月固定工资)，年度绩效奖金发放时，将根据当年度公司、个人绩效表现进行浮动。

关于年度服务奖及绩效奖的特别说明：如您在 月 日前加入公司方能参与分配;入职未满一年的员工根据入职时间按比例折算，15日前入职按全月计算，15日后入职按半月计算。

二、长期激励：

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三、福利：

根据公司福利政策，公司为您提供以下福利项目：

1、社会保险：为您提供国家规定的社会保险;

2、通讯补助：公司为您提供XXX/月的通讯费补贴。

3、商业保险：公司为您提供最高保额XX万元的人身意外伤害保险和最高保额XX万元的重大疾病保险。

4、车补：享有车辆补助XXX元/月。

5、带薪假期：按照公司规定，当您入职满X年后，每年可享受X天的带薪假期;当您入职满1年后，每年可享受X天的带薪假期;当您入职满X年后，每年可享受XX天的带薪假期;当您入职满X年后，每年可享受XX天的带薪假期;

除以上福利项目外，公司还会为您提供节日费、员工婚育礼金等，并资助员工的各项活动。XX公司和谐的企业文化氛围一定会让您感受到集体的温暖。(以上员工福利待遇信息为保密资料，请勿向公司内外的其他人员透露。同时公司禁止兼职，并严格要求IPR保护及竞业限制等)

四、其他

1、工作地点：

2、劳动合同期限： 年，其中试用期 个月。

3、报到时间： 年 月 日

应届毕业生网_yjbys.com，提供更全的校园宣讲会信息，宣讲会微信公众号[xiaoyuan_xjh]

4、报到地点：

5、报到时请携带以下材料：

a) 身份证

b) 最高学历证书原件

c) 原单位离职证明

d) 其他资历、资格证书

e) 寸相片 张

f) 个月内当地正规医院出具的健康证明

如接受我公司的Offer，请回复邮件说明;如对Offer有任何疑问，也请尽快回复邮件说明，或致电0755-XXXXXXXX转XXXX人力资源部XXX联系。

备注：此录用Offer已确认了您的专业资格，如果您确认此录用Offer，我司相关人员将通知您入职资格(体检、验证等)的审核事宜。若入职资格的审核(体检、验证等)不符要求，此Offer将自动取消。故提醒您在前任单位离职前，先与我司做入职资格(体检、验证等)的确认。

真诚地欢迎您的加盟，让我们一同秉承企业的使命，为XX成为国内一流、国际知名、极具竞争力的企业而共同努力!

此致!

XX股份有限公司 人力资源部(需加盖章)

年10月19日

单位录取通知书范文二

_________先生/小姐：

经严格考核后，您已符合我公司的招聘要求，决定录用您为______部_____职位(试用期三个月)，请于____年___月___日至____年___月___ 日三天内，携带录用通知书和有关证件(身份证复印件二张、健康证、一寸彩色相片4张、服装保证金及学历证书复印件)前来人事部报到。逾期者，恕不办理!

XXX人事部

______年_____月_____日

单位录取通知书范文三

**** 先生：

通过我司的招聘选拔程序，您已被确定符合 ****主管 岗位条件并得到录用。首先欢迎您的加盟，其次请您仔细阅读以下内容，按要求备齐相关资料，在指定时间内到我司人力资源部办理入职报到手续。

一、个人须准备及提交的资料：

1. 本人近一年相片八张(红底小一寸);

2. 本人户口簿、身份证、毕业证、学历证、学位证(如有)、职称证或职业资格证(如有)等有效证件的原件、复印件(人力资源部验证后归还原件并留取复印件);

3. 近期(三个月内有效)体检合格证明(须由我司指定医院——****医院出具);

4. 广州市中国银行的存折或卡的原件、复印件(本人须签上名字);

5. 广州移动手机号码

6. 最后任职公司离职证明(必须提供，应届生除外)。

二、入职办理：

1. 入职办理时间： 201* 年 ** 月 ** 日 10：00 时。

2. 办理地点：广东省广州市天河区****大厦****公司人力资源部

3. 提示说明：个人须提供的资料不齐全或虚假者不予办理入职手续;

4、薪资(以下描述包含绩效薪资在内，为税前薪资)

试用期薪资 3800 元/月，转正薪资 4500元/月(该薪资由若干薪资结构组合而成);

5、公司提供 公司所在地 免费食宿(个人需承担宿舍的水电费)，个人用品自理。 入职人须首先到公司人力资源部报到并办理手续，未在公司人力资源部办理入职手续者不得直接前往用人部门上岗，违反者公司将不予录用且不承担任何费用。

广州市********有限公司

人力资源部

201*年 ** 月 *日

 

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篇9

关键词：心理契约履行；领导部属关系；工作满意度；离职倾向；中介作用

本文运用实证研究的方法，旨在了解小微型科技企业中心理契约履行会对员工的工作态度和行为产生哪些影响，工作态度和行为限定在工作满意度和离职倾向。同时立足于关系导向更为突出的中国文化情境，引入领导部属关系（LMX）变量，考察领导部属关系的质量会否影响到心理契约履行的水平，以及这种影响是否会造成员工工作满意度和离职倾向的变化。

一、 研究假设和模型

1. 领导部属关系对心理契约履行的影响。领导部属关系（LMX）被定义为组织成员和他/她的直接上级领导相互之间的尊重、信任和双向责任等的一种二阶的关系（Graen & Uhl-Bien，1995）。LMX是组织中社会交换的一种重要形式，涉及到员工与上级领导之间的关系，反映员工与直接领导之间的个人关系质量。领导部属关系（LMX）的形成过程，是下属与领导之间的一种物质的、社会利益和心理交换的动态过程。而领导又通常被下属视为组织代言人，因此心理契约和领导部属关系（LMX）之间可能有着密切的联系，即当员工和其直接上级具有较好的关系时，员工倾向于感知到心理契约得到有效的履行。由于从员工的角度，他的上级主管代表了组织（Lester et al.，2002），因此，这种员工和上级主管之间交换关系的质量在很大程度上会对员工和其雇主之间的关系起决定作用。因此，LMX关系的质量很可能会直接影响到员工对于心理契约组织责任的履行程度的感知。

领导部属关系（LMX）理论一直以来被学者们从不同层面解释其如何影响雇佣关系中的员工态度和行为（Erdogan & Liden，2002；Liden et al，2006）。近年来，学者们越来越关注整合LMX理论和心理契约理论来验证领导部属关系是如何通过心理契约的作用机制从而影响雇佣关系中的员工态度和行为（比如： Henderson et al.，2008；Restuborg et al.，2005，2010；Collins，2010）。

在小微型企业中，由于员工规模不大，企业组织结构相对简单，管理层级较少，员工与组织的关系更多的或者更加直接地体现在与直接管理者的关系上，员工更依赖于个人的特定关系，特别是能够获得资源和机会的直接领导，员工与组织中直接领导之间的关系本质作为雇佣关系的主要机制（Pearce et al.，2001）。根据定义，员工感知到的上级领导对其责任的履行程度会影响到LMX关系的质量。因此，LMX关系的质量很可能会直接影响到员工对于心理契约履行程度的感知。因此提出假设1。

假设1：领导部属关系（LMX）的质量直接影响到心理契约履行水平。

2. 心理契约履行对工作满意度和离职倾向的影响。基于心理契约履行对工作态度和行为影响的相关文献研究，提出假设2到假设4。

假设2：心理契约履行会直接影响工作满意度，并对其具有正向预测力。

假设3：心理契约履行会直接影响离职倾向，并对其具有负向预测力。

假设4：工作满意度会直接影响到离职倾向，并对其有负向预测力。

研究表明，领导部属关系（LMX）是员工工作态度和行为的有效预测因素，如领导部属关系能够显著影响组织忠诚、组织信任、利他行为、客观绩效、离职意愿和总体工作满意度、任务绩效和组织公民行为和组织承诺等。国内学者也进行了基于中国文化背景的相关实证研究，王辉和刘雪峰（2005）通过对203名中层管理者及其直接主管的实证研究表明，领导部属关系对组织承诺、组织公民行为和工作绩效有显著的正向影响。其他相关研究也发现领导部属关系能够显著影响组织承诺、工作满意感、工作绩效和组织公民行为（周明建、宝贡敏，2005；吴继红，2006；吴志明、武欣，2006；李秀娟、魏峰，2006）。

之前的研究表明具有高质量的领导部属关系的员工会对组织贡献更多（Gerstner & Day，1997；Iies et al.，2007）。而员工的直接领导也会因为这些贡献而提供更多的奖励诱因。因此可以假设员工和直接领导之间积极良好的关系能促进员工对于LMX质量和心理契约履行的感知。组织中的个人会倾向于从与他关系比较亲密的人那里获得信息或进行比较从而来评估其心理契约履行的程度。这种对契约有没有履行的评估是个主观的过程。拥有高质量LMX的员工会从其直接领导那里获得更多的资源和奖励，而拥有低质量LMX的员工通过与其他与领导关系密切的员工进行比较，可能会感知到心理契约没有得到履行。实证研究的结果也证明了这一点（Henderson & Liden，2007）。因此可以设想，和直接领导的关系如何将对员工的情感感知和行为具有重要的影响。既然员工对心理契约的主观感知影响着LMX关系的质量，那么LMX对员工的态度和行为表现会产生重大影响，由此提出假设5和假设6。

假设5：领导部属关系（LMX）和工作满意度之间存在间接关系，心理契约履行在LMX和工作满意度之间起着中介作用，即LMX的质量会影响心理契约履行的程度，进而影响工作满意度（图1中虚线箭头）。

假设6：领导部属关系（LMX）和离职倾向之间存在间接关系，心理契约履行在LMX和离职倾向之间起着中介作用，即LMX的质量会影响心理契约履行的程度，进而影响离职倾向（图1中虚线箭头）。

二、 方法

1. 被试。被试选取上海张江高科技园区和漕河泾开发区中15家小微科技企业的员工，共发放问卷1000份，回收有效问卷556份，有效率达56%。在有效样本中，男性81.2%，女性18.8%；30岁及以下占43%，31岁~40岁为39%，41岁~50岁为17%，51岁~60岁1%；博士占比例为10.1%，硕士为40.5%，大学本科比例为45.5%，专科占3.9%。

2. 测量工具。心理契约履行采用Rousseau和Tijoriwala（1998）的4条目量表。领导部属关系（LMX）采用最常用的Graen & Uhl-Bien （1995）的7条目量表（LMX-7）。工作满意度采用Larwood等（1998）使用的量表，共5项。离职倾向采用Kickul和Lester（2001）使用的量表，共3项。所有量表采用Likert五点量表形式，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

3. 统计分析。运用SPSS17.0统计软件进行描述性分析、相关分析，运用LISREL8. 51 软件进行验证性因子分析、路径分析和结构方程模型构建。

三、 结果和分析

1. 变量的描述性统计结果。表1提供了结构方程模型中需要检测的各潜变量的描述性统计，包括均值、标准误差和标准差。提供了模型的相关性矩阵。各项分量表的内部一致性系数见见表1中对角线括号中的数值，各项信度（Cronbach's α）系数均超过0.8，说明量表的信度较好。

2. 各变量间的路径系数。结构方程模型的标准化路径系数估计见图2，模型中参与估计的参数一共为54个，自由度为260。RMSEA为0.060，低于0.08，表明模型拟合得比较理想。

表2提供了模型中各因变量之间的直接影响和间接影响的路径系数、标准误差和t值。模型中所有的路径系数都具有统计上的显著性。领导部属关系（LMX）对于心理契约的履行具有显著正相关（?茁=0.45，t= 8.05），验证结果支持假设1。心理契约履行与工作满意度之间具有显著的正相关关系（?茁=0.53，t=9.01），验证结果支持假设2。心理契约履行对于离职倾向也具有显著负相关（?茁=-0.40，t=-6.51），验证结果支持假设3。工作满意度和离职倾向之间存在显著的负相关（?茁=-0.49，t=-8.01），假设4得到支持。验证结果表明，领导部属关系（LMX）对工作满意度具有间接的影响，它们之间为显著的正相关关系（r=0.25，t=6.83），心理契约履行部分中介了领导部属关系（LMX）和工作满意度之间的关系，假设5得到支持。同时领导部属关系（LMX）对于离职倾向具有间接的影响，为显著的负相关关系（r=-0.35，t=-8.41），也就是说，心理契约履行也部分中介了领导部属关系（LMX）和离职倾向之间的关系，是这两者关系的中介变量，假设6得到支持。

表3提供了各因变量之间直接影响的解释变异量（R2）和各因变量的残差项。在结构方程模型中，R2的值提供了变量之间线性关系的强度，在模型中，线性关系最强的是心理契约履行对工作满意度的直接影响（R2=0.55），领导部属关系（LMX）和心理契约履行、心理契约履行和离职倾向之间存在中等强度的线性关系（R2=0.32，R2=0.27）。

3. 中介作用分析。通过图2可以看出，LMX通过心理契约履行影响到工作满意度，中介效应为0.45 0.53/0.488 5=0.488 2（总效应=0.55 0.53+0.25= 0.488 5），说明心理契约履行在LMX和工作满意度之间起到部分中介作用，中介效应的大小占总效应的48.82%。LMX通过心理契约履行影响离职倾向，中介效应为0.45（-0.40）/（-0.53）=0.339 6（总效应=0.45（-0.40）+（-0.35）=-0.53），心理契约履行在LMX和离职倾向之间起到部分中介作用，中介效应的大小占总效应的33.96%。

四、 讨论

研究结果显示（见图2），从直接影响来看，领导部属关系的水平会显著影响心理契约履行，路径系数r为0.45，这说明当员工和上级的关系质量水平较高时，其感知到的组织履行其责任的水平也较高。员工感知的心理契约履行对员工的工作满意度有正向的显著影响，路径系数r为0.53；对离职倾向有负向的显著影响，路径系数r为-0.40。这说明当员工感知到组织积极履行其责任时，其工作满意度会提升，同时其离职倾向也会降低。同时工作满意度对离职倾向也具有较强的显著预测力，路径系数r为-0.49，表明当员工的工作满意度较高时，其离职倾向就会较低。从间接影响来看，领导部属关系对工作满意度具有正向的显著影响，路径系数r为0.25，表明当员工和上级的关系比较好时，其工作满意度也会较高。领导部属关系对离职倾向具有负向的显著影响，路径系数r为-0.35，表明当员工和上级的关系比较好时，其离职倾向会比较低。

同时，考察心理契约履行的中介作用，领导部属关系（LMX）通过心理契约履行的中介作用正向影响工作满意度，负向影响离职倾向，心理契约履行在领导部属关系和工作满意度、离职倾向的关系中起到部分中介的作用，中介效应的大小分别为48.82%和33.96%。研究者一直力图在解释导致离职倾向的变化真实的部分，由于改变工作的决定的复杂性。很多因素会影响决策，其中很多都和工作本身无关，这其中包括家庭-生活环境、劳动力市场的情况、工作的社会地位等等。工作满意度对于离职倾向有很强的预测力（Griffeth et al.， 2000），本文的研究结果也支持这一结论。但是Trevor（2001）的元分析发现工作满意度和离职倾向之间只有中等强度的关系（相关系数在-0.18到-0.28之间），表明可能有其它的变量中介了LMX和离职倾向的关系。之前的有关LMX关系直接影响离职倾向的研究也得出了一些模棱两可的结果。针对这些情况，本研究引入了心理契约履行作为中介变量，来探讨它在LMX和离职倾向之间的中介作用，结果表明，心理契约履行的中介作用比较明显。同时，工作满意度作为心理契约履行和离职倾向之间的中介作用也比较显著。

本次调查的小微型科技企业中的员工大多数是70后、80后，普遍受教育程度高，具有较强的自主性，持续学习能力强，具有创新精神，对自身的要求和人生定位高。他们大多数期望自己所从事的工作要有意义，希望所学的专业能在企业发挥作用，为企业作出贡献。他们会主动地持续学习，能够接受具有挑战性的工作，但是同时又希望在完成工作的过程中，获得成就感。小微型科技企业员工希望企业有一个宽松融洽的工作环境，具有人情味的管理方式，他们非常关注自己的工作能否得到领导的认可和同事的尊重，获得领导和同事的认可是他们进一步努力的持久动力。因此，小微型科技企业员工的心理契约具有注重精神、感情、成就感和自我价值实现等方面的特点。

作为小微型科技企业管理者，在日常管理中需要针对高科技企业员工的心理契约特点和发展变化，采取先进的管理理念和管理方法，从而吸引、激励和使用好高科技人才。本文的研究结果对现实中的小微型科技企业员工管理实践有着重要启示：领导部属关系通过心理契约履行的中介作用影响到员工的工作态度和行为，作为小微型科技企业的管理者应该采取有效措施来改善和促进员工和直接管理者的关系水平，从而最大程度地提升员工对于心理契约履行所产生的心理感知水平，进而提升员工工作满意度，减少离职意愿。一方面让员工更多地参与到企业管理工作中，由于小微型企业小而精的组织架构，员工与企业高层之间的中间层级较少，员工的合理化建议和意见更容易得到高层的重视，从而营造一种员工是企业“主人”的感受，这种员工和企业之间的密切联系既有利于提高领导部属关系水平，又有利于员工提升对于企业履行契约的心理感知度；另一方面要统一企业与员工的愿景，由于小微型科技企业的员工普遍重视个人的成就和发展，因此企业要提出有意义、有挑战性、符合员工价值观的（下转第82页）愿景，这样的愿景既是员工的自我需要，也是企业发展的目标和方向。统一的愿景有利于员工对于企业的认同，从而塑造良好的心理契约关系；此外小微型企业与员工的关系不能仅仅停留在雇佣关系的层面，企业要加大对员工的感情投资，管理者要多采取一些充满人情味的管理措施，让员工感受到“家”的温暖，从心理层面上提升员工的归属感，进而提升他们的工作满意度。

参考文献：

1. 王辉，刘雪峰.领导―部属交换对员工绩效和组织承诺的影响.经济科学，2005，（2）:94-101.

2. 周明建，宝贡敏.组织中的社会交换:由直接到间接.心理学报，2005，（37）:535-541.

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4. 吴志明，武欣.基于社会交换理论的组织公民行为影响因素研究.人类工效学，2006，（12）：7-9.

5. 李秀娟，魏峰.打开领导有效性的黑箱：领导行为和领导下属关系研究.管理世界，2006，（9）:87-93.

6. Henderson D. J.， Liden R. C. Leader-mem- ber exchange differentiation and workgroup relat- ionships: A social network perspective. In L. R. Ford and E. Harden （Chairs）， Leader-member exchange （LMX）: Explorations and exploitation. Symposium conducted at the annual meeting of the Society for Industrial and Organizational Psychology， New York， April，2007.

篇10

关键词： CEO 现有任期；预期任期；所有权性质；会计稳健性

中图分类号：F231.6 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2016）02-0067-07

一、引言

会计稳健性是一项长期存在而且最具影响力的会计原则（Sterling，1970）。Basu（1997）把它定义为在财务报告中确认“好消息”比“坏消息”需要更多的保证[1]。简单的说，就是企业在对经济业务事项进行确认、计量和报告时，要保持谨慎的态度，既不可高估资产或收益，也不可低估负债或费用。作为衡量会计信息质量的标准之一，有助于缓解资本市场的信息不对称，保护所有者和债权人的利益（Watts，2003）；作为一种公司治理机制，可以降低契约成本、诉讼成本，可以约束管理者做出最优投资决策，降低投资风险，提高企业应对风险的能力（吴娅玲，2012）。因此，研究会计稳健性的影响因素就成为国内外学术界广泛关注的热点问题。

在对会计稳健性影响因素的研究中，现有理论成果主要集中在融资约束、薪酬契约、公司治理、投资决策等方面。此外，根据高层梯队理论，已有文献认为高管背景特征会影响会计稳健性[2]。近年来，学者们对管理者的个人特征也进行了比较全面细致的研究，尤其是管理者性别、权力、过度自信、垂直对等方面。然而，这些文献却很少问及管理者任期对会计稳健性所产生的影响。少数文献虽然有兼顾到任期的影响，但是，仍然存在一些值得进一步探讨的问题：一是目前把管理者任期作为独立观察变量的文献并不多见，研究管理者个人任期和稳健性关系的还是空白。但管理者任期与其他管理者背景特征相比，具有更多的内部信息含量，是管理者在企业经营管理中显现自己能力及权力的前提，是影响企业财务行为的关键因素[3]。因此，与其他背景特征相比，任期可能更容易对管理者的行为产生影响，从而影响到经济后果，对其进行研究意义重大。二是现有文献只考察了现有任期，而没有对预期任期进行探讨。有研究表明，当管理者预计其未来任期较短或邻近卸任时，他们很可能会采取一些短视行为[4]。所以，我们在讨论管理者任期对会计稳健性的影响时，有必要将管理者的预期任期纳入研究范围，以得出更全面更深入的研究结论。三是现有的研究多是基于高管团队的任期，单对拥有并行使组织最高决策权的CEO任期进行研究的文献不多见。

基于上述分析，本文选取2010～2014年沪深两市A股主板上市公司作为研究样本，实证检验了CEO现有任期和预期任期与会计稳健性的关系，以及不同所有权性质下CEO现有任期和预期任期对会计稳健性的影响程度。运用Khan和Watts对Basu的拓展模型度量会计稳健性水平（2009），发现CEO现有任期与稳健性呈倒U型关系，CEO预期任期与会计稳健性正相关。进一步把样本分为国有企业和非国有企业，我们发现，与非国有上市公司相比，国有上市公司CEO任期（现有任期和预期任期）对会计稳健性的影响更强。

二、理论分析与研究假设

管理者的任期包括现有任期和预期任期。现有任期是指管理者担任现职以来的年限，预期任期是指管理者对自己未来任职年限的估计或预期。相关研究表明，不管是现有任期还是预期任期都会在某种程度上影响到管理者的风险偏好、投资决策、工作方式等个人行为特征，很显然，这些个人行为特征会影响管理者对会计政策、方法及估计的选择和使用，从而影响会计稳健性[5，6]。

声誉机制认为，CEO在任职之初，能力还不被市场所认可，很大程度上要依赖当期的业绩证明其胜任力[7]。Stein（2001）也认为缺乏职场记录的CEO更有动机操纵经理人市场对其能力的评价[8]。因此，在任职初期，CEO为了避免被贴上“能力差”的标签，也为了建立良好的声誉，甘愿冒险进行会计操控，此时的会计稳健性较差。但当CEO上任一段时间后，表明其已通过了董事会的重重考验，他们会将注意力转移到如何维护和提升他们的声誉上，机会主义的行为动机随之降低[9]。随着任期的延长，他们大多已经赢得了较高的声誉，此时一旦被发现有“干预”的行为，股东们就会对CEO之前的业绩报告产生怀疑，这将对其极力维护的声誉造成很大的伤害，“干预”所带来的收益小于其所要付出的机会成本。因此，CEO 就有充分的理由提高会计稳健性水平。但是，当CEO处于“任期五阶段模型”的“衰退离任期”时，由于不再需要考虑自己的声誉问题，为了提高自己的“离职补偿”，又会有更大的动机进行向上的盈余管理[10，11，13]。因此，在此阶段，会计稳健性较差。

基于上述分析，从CEO现有的任期来看，如果任期较短，会计稳健性会随着其就任时间的延长而越来越高。但若现有任期过长，由于CEO已经建立了较高的声誉，积累了丰富的管理经验、社会关系等，就会自信心膨胀。再加上对工作不再有浓厚的兴趣，市场洞察力和判断力也有所削弱，稍有不慎，就会引起业绩的下滑。特别是在市场环境波动较大、竞争对手“步步紧逼”的情况下，为了在财务报表上继续呈现优秀的业绩，就会冒险“干预”。相关研究也表明，当管理者现有任期过长时，他们对企业越了解，就越比较容易安于现状[5，12]。因此，我们认为，在CEO过长的现有任期中，在对稳健性的影响上至少会出现一个拐点。在该拐点之前，CEO有证明自己个人能力及维护个人声誉的强烈愿望，因此，随着现有任期的延长，会计稳健性水平会越来越高。在该点之后，随着现有任期的延长，CEO就会由于安于现状、故步自封而致使业绩下降，最终导致会计稳健性水平的削弱。综合以上的理论分析，本文提出如下假设H1：

H1：CEO现有任期与会计稳健性存在非线性关系。

从CEO预期任期的影响看，当CEO的预期任期较短或者临近卸任时，任职期限理论[10]指出，由于不再考虑声誉效应，他们会更关注自身利益及当期业绩，而忽视企业的长期发展及会计稳健性水平。DeAngelo（1998）发现在CEO预期任期较短的情况下，存在向上的盈余管理[13]。然而，当CEO的预期任期较长时，职业生涯考虑理论认为，CEO在进行当前决策时会更多的考虑自己的“未来收益”[14]。因此，不管是为了维护个人职场声誉，还是为了获取未来收益，CEO在会计政策及处理方法的判断和选择上都会相当谨慎，就可能提高其会计稳健性。基于上述分析，本文提出如下假设H2：

H2：CEO预期任期与会计稳健性正相关。

在我国，大多数的上市公司都是由国有企业改制而来，因而存在人员配置僵化、所有者缺位和内部人控制等问题[15]。同时，国有企业管理层的未来职业发展、升迁、薪酬及政治前途等都与其经营业绩休戚相关（严建苗等，2002；杨亚达等，2004），因此，国有企业的CEO为了满足其政治诉求，越有可能采取不当行为，从而降低会计稳健性（孙光国等，2014）。而对于非国有上市公司，CEO的受聘有较大的选择空间，而且受聘的CEO一般都具有卓越的能力及良好的声誉[16]。同时，由于银行等债权人对民营企业的会计信息质量有更高的要求，CEO为维护、提升其个人声誉，会更倾向于选用稳健的会计政策[17]。基于此，我们提出假设H3：

H3：不同所有权性质下，CEO任期对会计稳健性的影响不同，与非国有上市公司相比，国有上市公司CEO任期（现有任期和预期任期）对会计稳健性的影响更强。

三、研究设计

（一）研究样本与数据来源

选取沪深两市2010～2014年A股上市公司为初始样本，并遵循研究惯例，剔除金融类、ST和*ST类公司，剔除相关数据缺失的公司。在此基础上，鉴于公共事业类及首次IPO上市公司的特殊性，剔除了当年IPO的公司（刘运国，2010）和公共事业类公司[16]。最后，为消除极端值的影响，对于所使用到的主要连续变量均按1%进行Winsorize处理，最终我们获得7600个观测值，其中国有上市公司5067个，非国有上市公司2533个。本文CEO任期等高管背景特征来源于CSMAR 数据库，产权性质来源于CCER数据库，其他数据来源于WIND数据库。

（二）变量设计

1.会计稳健性。根据已有的文献，选用 Khan 和 Watts（2009）对Basu（1997）的拓展模型度量公司的会计稳健性水平[18]。巴苏（1997）的盈余报酬反向回归模型如下：

上述模型中的主要变量定义及解释，参见模型（1）～（5）及表1。

四、实证研究

（一）描述性统计

表2是CEO任期的描述性统计结果。从全样本看，CEO的现有任期的平均值为3.394，中位数为3，这些数据表明，就平均水平而言，我国上市公司的CEO的现有任期不长，基本在一个聘用周期内结束，而且有高达50%的CEO的现有任期没有超过3年；但其最大值为14.225，最小值仅为0.146，而且

其标准差也较大，说明不同企业的CEO现有任期差异很大，从短短数月到数十年不等。CEO预期任期的平均值为-0.046，这意味着就整个经理人市场而言，大部分应卸任的CEO仍在坚持工作。然而，从其最大值、最小值及标准差的值来看，CEO的预期任期波动很大，从最小的-19.642到最大的21.313，也就是说，以某些行业的平均水平为标准，有的CEO应在19.642年前卸任而仍在任，有的CEO还可以继续担任该职务21.313年。这与张兆国等（2014）描述的管理者任期现状相吻合。

进一步区分国有和非国有，从两者的比较来看，在现有任期上，总体上二者差异不大，表明这两种类型企业的CEO都呈现出变更频繁的现状，但是非国有企业CEO现有任期比国有企业CEO现有任期更分散，这可能与国企实行的高管任期制有关。而在CEO预期任期方面，这两者表现出了显著的差异，考虑到国企高管实行的是较为严格的离任退出机制，而非国有企业有较大的自，有些民营企业的CEO任期甚至与企业的存续期保持一致。所以，这一现象也就很容易理解了。

另外，为了初步判断主要变量之间的差异是否显著，我们对国有企业和非国有企业的样本均值及中位数进行了均值差异t检验和中位数差异z检验，结果如表3所示。从表中的数据可以看出，国有企业和非国有企业在EPS/P和CScore及预期任期FTenure上存在显著的差异。这些结果初步证明了两组样本的CEO任期可能会对会计稳健性产生不同的影响。

（二）相关性分析

表4是主要变量之间的相关系数检验结果。由表可知，CEO现有任期（GTenure）与稳健性水平（CScore）在5%的水平上显著相关，CEO预期任期（FTenure）与稳健性水平在1%的水平上显著相关，这些结论初步表明，现有任期、预期任期与会计稳健性之间存在相关性。同时，我们发现，CScore与EPS/P显著负相关，说明我们选用KW模型进行实证分析是可行的。除此之外，我们还发现，这些主要变量之间的相关系数的绝对值都小于0.4，表明这些变量之间不存在严重的多重共线性问题，这与前文初步判断一致。