離職證明樣本范文

導語：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，歡迎閱讀由公務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部職員，在職時間為20XX年XX月XX日至20XX年XX月XX日。現已辦理所有離職手續。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__日在我公司擔任________(部門)的_______職務，由于_________原因提出辭職，與公司解除勞動關系。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，工作良好，同事關系融洽，期間曾被授予xx稱號(榮譽)。經公司慎重考慮準予離職，已辦理交接手續。

因未簽訂相關保密協議，遵從擇業自由。

特此證明

公司蓋章

日期: 年 月 日

篇2

至xxx年12月12日因個人原因申請離職，在此2年間無不良表現，工作良好

期間曾被授予“某某”稱號榮譽）

經公司慎重考慮準予離職，已辦理交接手續。

因未簽訂相關保密協議，遵從擇業自由。

特此證明。

篇3

關鍵詞：創業板上市公司 高管離職 影響因素

一、引言

創業板市場自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業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。根據學術界對創業板上市公司高管離職原因的已有結論可知，高管之所以紛紛離職，原因之一是受到創業板市場高估的首發市盈率影響，高管們抵擋不了售股套現的誘惑，以離職為借口從而實現巨額的套現。另外，也有部分高管因為不看好公司成長而選擇離職，或是高管自身的原因選擇不再擔任公司的管理人員。那么，究竟是什么原因導致創業板上市公司高管離職現象越來越普遍，政府監管部門應采取哪些措施，值得理論與實務界進一步研究。

二、理論分析與研究假設

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

假設一：高管薪酬與高管離職負相關。

根據委托理論的核心觀點，在委托關系中，如果人付出的努力和獲得的結果不能匹配，則人將產生不滿的情緒。如果創業板高管認為自己的努力沒有得到相應的報酬，也可能直接導致他們不滿而離職。因此，本文假設高管薪酬越高，高管離職率越低。

假設二：高管持股比例與高管離職正相關。

創業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定有著一定的內在關系，也就是說高管離職很大程度上是為了將持有股票“套現”從而獲取巨額利益。由此，本文假設高管持股比例與高管離職正相關，高管持股比例越大，其離職的可能性就越大。

假設三：公司成長性與高管離職負相關。

創業板上市公司的高管大部分都是公司的創始人或者核心技術人員，他們對公司的了解勝過其他利益相關者。從長遠看，如果創業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，本文假設公司成長性與高管離職負相關。

假設四：公司經營業績與高管離職負相關。

公司經營業績的好壞與企業的高級管理人員有著密不可分的關系。如果公司的經營狀況良好，業績蒸蒸日上，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，公司經營業績越好，高管離職的可能性越小。

假設五：公司規模與高管離職負相關。

一般情況下，資產的規模大小反映了企業的復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業板上市公司而言十分關鍵，也有助于公司規模的擴大。而對于高管來說，規模越大的企業，給高管帶來的機會和利益就越多。也就是說高管離職的機會成本更大，更不可能離職。

假設六：公司成立年限與高管離職率負相關。

成立年限長的企業，經過不同時期市場的風浪，適應力和生命力都更強。此外，成立年限長的企業相比于剛成立不久的企業而言，企業制度更加完善，人力資源的流動也更趨于穩定，更能夠吸引人才。

假設七：高管年齡與高管離職負相關。

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，不會輕易因為“售股套現”等原因而做出離職決定。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源。為了保證研究數據的有效性和完整性，本文將2009年首批在創業板上市的36家公司作為研究樣本，選取了樣本公司2010年至2013年的數據進行研究，并以取平均數的方法作為最終的研究數據進行實證分析。本文數據來源于深圳證券交易所官方網站公布的離職公告，以及國泰安CSMAR數據庫、巨潮網（http：//.cn/）所提供的上市公司年報信息、財務指標等。

（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解釋變量進行逐個檢驗，當后引入的變量使得原引入變量變得不再顯著時，就將前引入變量剔除。如此反復進行，直到既無顯著的解釋變量進入回歸方程，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、控制變量之間的關系，ε為方程的隨機誤差項。

2.變量定義。根據假設，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，研究創業板高管離職的影響因素，被解釋變量設定為高管離職率，高管離職率詮釋了2010年至2013年，樣本上市公司發生離職的高管人數占全體高管人數的平均值。用高管離職率作為本文的解釋變量，是因為該指標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，本文對于創業板上市公司高管的界定包括董事長、總經理、副總經理、財務總監、總工程師等參與公司管理決策的高級管理人員，不包括監事、獨立董事、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指標作為解釋變量，分析其對創業板高管離職是否有顯著影響。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計。在回歸之前，首先對樣本整體情況進行描述性統計，得出所有樣本變量的極小值、極大值、均值、標準差等數據。

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。可見在樣本企業中，有的企業不愿意讓高管持有股份，而有的企業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間并不長，屬于比較年輕的企業，人員流動性比較大。再次，由于進入描述性統計的數據是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，上述指標中的相對指標――高管離職率、成長性、公司經營業績的標準差都較小，小于0.32，這說明數據間的差異較小，避免了數據差異大的影響，有利于進行回歸分析;另一方面，將其中差異較大的數字平均化，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，這樣的數據并沒有全面地體現出創業板上市公司高管離職情況的嚴重性。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人數就達到52人，創業板高管的離職情況并無減退之勢。

（二）相關性分析。相關性分析是運用相關系數對兩個變量間的相關程度數值化的過程，相關性分析結果如上頁表3所示。

從表3可以看出，與被解釋變量高管離職率Pearson簡單顯著線性相關的解釋變量有高管薪酬、公司成長性、公司經營業績、公司規模、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系數絕對值基本都小于0.5，可見變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，變量之間的相關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，鑒于創業板市場還不成熟，影響高管離職的因素錯綜復雜，即使考慮公司經營業績、規模、成立時間等因素，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，說明誤差項是獨立的，沒有明顯的相關性。

2.方差分析。通過方差分析，可以實現對回歸方程的顯著性檢驗，表5 的方差分析結果表明模型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，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模兩個變量與被解釋變量高管離職具有顯著相關性。兩個變量公司成長性、公司規模的容忍度都為0.830，方差膨脹因子VIF也都為1.205。通常情況下，當容忍度大于0.1、方差因子小于10時，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，即在0.05的顯著性水平下，有且只有2個變量系數通過了T統計檢驗，這兩個變量分別為公司成長性與公司規模。其中，公司成長性的Beta值為0.566，是正數，與高管離職率正相關;公司規模的Beta值為-0.371，與高管離職率負相關。

綜上所述，得到最終的回歸方程為：

Turnover=0.047+0.021Growth-0.014Size

五、研究結論

本文通過線性回歸的方法研究了我國創業板上市公司高管離職的影響因素，得出如下結論：

（一）公司成長性與高管離職正相關。實證分析結果表明，公司成長性與高管離職呈現顯著的正相關關系，并且成長性每增加1個單位，高管離職率將增加2.1%。這與本文的研究假設相反。原因可能在于：本文的公司成長性采用營業收入增長率進行衡量，該指標數值越大，公司的盈利能力就越強，股票的投資回報率也越高，因此，創業板高管可能因此而選擇股票具有較大價值的時期將其賣出套現。

（二）公司規模與高管離職負相關。公司規模反映了公司生存能力的頑強程度，資產規模越大，實力越強。對于創業板上市公司高管而言，較大規模企業相對于規模小的企業，更能擁有一個穩定和規范的發展環境，職業發展平臺更廣闊。因此，高管們更不愿意離開這樣的企業。

（三）高管薪酬與高管離職無顯著關系。實證結果表明，高管薪酬與高管離職率無顯著相關關系，此結論與假設不一致。其中的原因可能在于，高管薪酬雖然是高管離職的機會成本，但高管可能更看重公司所能提供的發展機會，相對于發展機會來說，薪酬顯得更不重要。

（四）高管持股比例與高管離職無顯著關系。根據實證結果可以判斷，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”原因與創業板上市公司高管離職無關，只是證明了高管的持股比例不作為高管考慮辭職的關鍵原因。

（五）公司經營業績、公司成立年限、高管年齡與高管離職率無顯著關系。實證結果表明，控制變量公司經營業績、公司成立年限、高管年齡與高管離職率無顯著關系。原因可能在于這些因素并不能成為創業板高管離職的主要因素。

參考文獻：

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

篇4

作者簡介：何霞，廣州番禺職業技術學院工商管理系副教授。（廣州/511483）

*本文系廣東省教育科學“十二五”規劃2011年度研究項目“廣東省高職院校教師流失現狀調查與激勵體系構建研究”（項目批準號2011TJK168）、廣州番禺職業技術學院重點項目“高職院校教師流失現狀分析及激勵體系構建研究”（項目批準號C-G-3）及暨南大學教學改革研究項目“基于創新人才培養的創業教育生態系統本土化構建探究”的階段性成果。 摘要：高職院校教師知識結構的生存特征研究為保障教師隊伍建設的持續穩定發展提供了新視角。借助廣東省某高職院校2007～2012年人事檔案數據及生存分析方法，對高職教師的離職率和留任時間進行了實證研究。結果顯示，高職教師留任時間普遍較短，留任時間的均值和中值分別只有3.05年和2年，且存在明顯的負時間依存性；Kaplan-Meier估計顯示，知識結構對高職院校教師的留任時間具有顯著影響。文章進一步采用Cox比例風險模型，在控制了性別、年齡、崗位選擇等因素后發現，知識結構對高職教師留任時間的影響依然顯著，分析結果具有穩健性。

關鍵詞：高職教師流失；知識結構；生存分析；Cox比例風險模型 一、研究問題

擁有一支素質高且穩定的教師隊伍對高職院校的生存與發展而言，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、留任時間短等問題，讓我們不得不反思究竟是何種原因導致了教師的嚴重流失。國內外眾多學者從經濟待遇、管理體制、考核標準、職業發展等諸多方面對這一問題展開透徹分析，并在激勵措施的制定和實施上進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出持續期短、不穩定且具有負時間依存性（negative duration dependence，即隨著留任時間的增長，教師的離職風險下降）的特點，單純依靠靜態的激勵研究并不一定能解決現實問題。因此，在設計和制定教師激勵措施的同時，應結合高職教師留任時間的生存特征差異，細致分析教師從在職轉向離職的動態變化過程。

本文嘗試采用生存分析方法[2]，深入探討知識結構對高職教師生存過程的影響，為降低高職教師離職率、延長教師留任時間提供實證依據。對高職教師這一特殊群體而言，知識結構的重要性不言而喻。知識結構既是促進教師專業化發展、提高教育教學質量的重要條件，也是高職教師區別于其他社會群體的關鍵特征。依據經典人力資本理論，擁有豐富經驗、較高學歷和能力的教師更期望得到與之相對應的崗位和薪酬。[3]教師的知識水平越高，職業遷移的意愿和能力就越強，而受教育程度和職稱則是體現高職院校教師知識結構的主要特征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構的“變量”，將難以衡量的“知識結構”轉化為兩個易測變量，以便更準確地預測教師留任時間及制定教師激勵制度。

具體而言，本文的研究工作將基于統計學的生存分析方法，從以下兩個方面展開：第一，基于知識結構，對高職教師離職率和留任時間的分布特征加以描述；第二，應用生存分析的Cox比例風險模型，估計各研究因素對高職教師留任時間的影響。

二、研究方法和數據處理

（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測事件發展變化的因果關系，要么采用Logistic回歸來預測結局事件是否發生。這些傳統方法都是基于截面數據的靜態分析，無法反映教師離職或留任狀況隨時間而改變的規律，也不能對觀測期內不同時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，甚至引起系統估計的偏差。生存分析方法通過為預測變量設置相應的示性函數，對分布復雜的時間數據進行生存函數估計，不僅解決了傳統方法的限制，揭示出傳統方法無法得到的生存特征，而且也精確地反映了預測事件發展變化的動態過程。

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

·高職教育· 基于知識結構的高職院校教師生存特征比較 （二）數據處理

定義高職院校教師留任時間為教師從進入該校到辭職離開（中間沒有間隔）所經歷的時間。為方便后續的數據分析和處理，本研究以“年”為單位，對高職教師的留任時間進行記錄。教師離職稱之為“失敗事件”（failure event）。關于數據處理有兩點需要說明：（1）數據刪失（censor）問題。數據刪失是生存分析中非常普遍但須加以控制的現象。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生并持續至觀測期內的樣本，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，進入觀測期內的樣本都記錄了明確的起始時間（即入校時間），因此可以恰當地處理左刪失問題，避免了教師的留任時間被低估。（2）多個持續時間段 （multiple spells）問題。這是指高職教師如果在學校持續工作一段時間，離開學校后（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留任時間。我們采取的處理方法是將同一名教師的多個留任時間視為相互獨立的留任時間段。

本文的樣本數據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據，共221例，留任時間為教師入校時間與離職時間的差值；二是該校在職教師數據，共373例，留任時間為教師入校時間與研究截止時間的差值。由此，我們得到了594個觀測樣本。接著，我們對高職教師的留任時間進行統計，為每一個時間段定義了結局變量（out variable），并對多個持續時間段進行了標記，最終的統計分析結果如表1所示。

（一）高職教師留任時間的總體情況

表2是描述性統計分析結果。第1行針對全部樣本，給出了高職教師留任時間的均值和中值，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，離職教師的留任時間普遍較短，并拉低了全體教師留任時間的均值和中值。

（二）高職院校不同知識結構教師的留任情況

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與總人數之比。總體而言，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歷教師，為3929%；最高為大專學歷教師，為6892%。數據結果與高職院校近年來教師隊伍建設的總體發展情況基本一致。

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，如果其對學校工作滿意度較低，就很容易發生辭職行為，從而導致雙方聘用關系中斷；無職稱人員大多為剛入校不久的新教師，他們可能會由于沒有職稱，在勞動力市場上的議價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

從上述對樣本數據的統計描述中，我們得到了調查截止時點高職院校不同教育背景教師的留任率，但這一分析結果無法反映高職教師留任率的動態變化特征。因此，我們采用生存分析的壽命表法對不同時點高職教師的生存比例進行估計，從而動態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，我們對樣本數據中四種學歷的高職教師的留任率進行了估計，其中高中及以下學歷的觀測個體有28人，大專學歷的有74人，本科學歷的有286人，研究生學歷的有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，具有研究生學歷的高職教師來校當年有78%的人留任；來校1年后，有68%的人留任……。從表4可知，除高中及以下學歷教師外，對于相同時點（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歷的教師，這可能是因為高校歷來比較重視求職者的學歷，高中及以下學歷教師在高職院校的生存環境較差，故留任率較低。2.Kaplan-Meier估計

采用生存概率的非參數估計方法——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間進行了比較。表5是利用樣本數據獲得的高職院校不同教育背景教師留任時間的均值和中位數估計。由表5可知，高中及以下學歷教師留任時間的均值為5.225年，大專學歷教師為9.799年，本科學歷教師為7.054年，研究生學歷教師為4.082年。隨著教育程度的提高，高職教師的留任時間大幅度縮短。同時，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間進行整體比較，查看他們的留任時間是否存在顯著差異。分析結果顯示，3種檢驗統計量的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間（年）的生存曲線。圖中顯示，除高中及以下學歷教師外，其他學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）。留任時間由長至短依次為大專、本科、研究生、高中及以下學歷。Kaplan-Meier的分析結果同樣支持該結論，教育程度較高的教師在勞動力市場更容易獲得工作，具體表現為留任時間相對縮短。從圖1中還可以看出，不同學歷教師留任人數下降速度最快的時點以及生存函數曲線的趨穩時間都存在顯著差異，學歷較高教師的流失主要發生在來校后的1～3年，學歷較低教師的流失主要發生在來校后的5～6年；平穩時間由早到晚分別是研究生、高中及以下學歷、大專、本科。結合生存表可知，研究生學歷教師的留任率趨穩時間大約在5年左右、高中及以下學歷教師在6年左右、大專學歷教師在8年左右、本科學歷教師在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，我們對樣本數據中四種職稱教師的留任率進行了估計，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中的數據來看，高職教師留任時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，對于相同時點（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，對于相同時點，留任率從高到低依次為中級、無職稱、初級、副高及以上職稱。以上數據分析結果顯示，中級職稱教師在全時段留任率最高，副高及以上職稱教師在全時段留任率最低；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定。

2.Kaplan-Meier估計

我們同時也對高職院校不同職稱教師的留任時間進行了比較。表7是利用樣本數據獲得的高職院校不同職稱教師留任時間的均值和中位數估計。

根據表7可知，無職稱教師留任時間的均值為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。從中位生存時間的估計來看，中級職稱教師的中位生存時間大大超過其他組別，為11年；無職稱教師和整體估計一致，為8年；初級職稱教師的中位生存時間為7年；副高及以上職稱教師的中位生存時間最短，為3年。表7中的整體比較結果也證明，高職院校不同職稱教師在留任時間上差異顯著（3種檢驗統計量的P值均小于0.05）。

圖2高職院校不同職稱教師留任時間的生存特征曲線

圖2是高職院校不同職稱教師留任時間（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，流失主要發生在來校后的第3年，且基本在9年內流失殆盡。無職稱和初級職稱教師由于后期存在失訪數據，所以兩個曲線都有高于40%的累計生存率，且在第6年兩條曲線發生了交叉。在第0～6年，留任時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的分析結果也支持了上述壽命表的分析結果。從圖2中還可以看出，高職院校不同職稱教師的生存狀況（留任時間）在全時間段內存在顯著差異，各組別的生存曲線沒有重疊。結合生存表，我們得出各組別生存函數曲線的平穩時間：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時間差別不大，在職8、9年左右各類職稱教師的留任率都趨于穩定。

（三）Cox Regression過程

實際研究中，我們更感興趣的是，在控制其他因素的影響后知識結構是否還能顯著影響高職教師留任的持續時間。這需要借助統計學領域中的Cox Regression過程進行多變量生存分析建模，基本結構如下：

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

其中，h（t，X）代表在k個因素同時影響生存過程的情況下，時間t處的風險函數（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，移項得：

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

在這里，回歸系數β的實際含義是，當變量X改變一個單位時，引起教師離職風險改變倍數的自然對數值。Cox Regression過程使用最大似然法來估計β值，并標記為B。其雖不能給出各時點的風險率，但由于Cox回歸模型對生存時間分布無要求，并可估計出各研究因素對風險率的影響，因而應用范圍更廣。對于生存時間不連續的情形，Cox回歸模型也可以通過Logistic變換將函數表達式推廣到離散情形。因此，本文嘗試利用Cox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構是否影響其留任時間。Cox回歸結果見表8。

2 倍對數似然值 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*分別表示參數的估計值在1%、5%和10%的統計水平上顯著；f.括號中為僅包含性別、年齡、崗位選擇等傳統變量的Cox回歸結果。

表8顯示，在納入所有自變量后，Cox回歸模型的“-2倍對數似然值”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估計以無職稱教師為對照組。整體而言，隨著職稱的上升，離職風險先下降再上升，呈∪型分布。離職風險從高到低依次為：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險是對照組（無職稱教師）的2.796倍，初級職稱教師的離職風險是對照組的0.845倍，中級職稱教師的離職風險是對照組的0.650倍。當然，U型風險曲線的結論還要在后續研究中利用精確的類間兩兩比較加以驗證。

五、結論與建議

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數據，在控制性別、年齡、崗位選擇等傳統變量的前提下，以受教育程度和職稱作為教師知識結構的替代變量，對教師留任時間和留任率進行生存分析。結果表明：其一，知識結構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、崗位選擇等傳統變量的基礎上，依次加入學歷和職稱這兩個反映知識結構的變量，模型的整體擬合優度提高了47%。換而言之，包含知識結構變量的生存分析模型的擬合優度（x2值為67.533）要遠好于僅包含傳統變量的模型（x2值為35.633）。其二，不同知識結構特征的高職教師之間無論是平均留任時間、在某一時點的留任率、留任人數下降速度還是留任率趨向穩定的時間都存在差別。高學歷、高職稱教師對工作單位的依存度明顯較弱，研究生學歷、副高及以上職稱教師的離職時間主要集中在來校后第3年（見圖1、圖2）。高職院校中，大專學歷、中級職稱教師的生存狀況最好，高中及以下學歷、副高及以上職稱教師的生存狀況最差、流失率最高。其三，具有年齡和性別優勢的高職教師離職風險更大。年齡是高職院校教師生存狀態的保護因素。高職教師在整個生存時間內，年齡每增加一歲，發生離職的風險會降低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險。性別也是導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。在樣本數據整個生存時間內，男教師的離職風險是女教師的2.027倍，女教師的留任時間更長。其四，從崗位選擇來看，專任教師的離職風險最大，是教輔人員的2.371倍。而行政與教輔人員由于工作任務和性質較為接近，因此離職風險差別不大（Sig.=0.079>0.05）。

在政策操作層面，本文的實證結果表明，作為教師離職的根本內因，知識結構會放大高職教師對自身市場價值的成本收益比較，因此通過分析高職教師知識結構的生存特征可以預測教師離職事件發生的時間，從而揭示教師任職的初始狀況和目標狀況之間復雜的變化過程。例如，根據留任人數下降速度的時間特點，我們認為解決高職稱、高學歷教師群體流失問題應主要集中在其來校后的前3年。實踐中，我們通常以3年為界對新教師進行入職管理，但缺乏實證支撐。本研究利用生存分析方法證實，入職3年是高職稱、高學歷教師產生離職意愿的敏感時期。因此，人事管理中，可將3年作為具有實踐意義的界值加以合理應用；在這段時期，采取差異化培訓、多元激勵等措施會收到意想不到的效果。同時，數據分析結果也顯示，在知識結構的變量中，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穩定性會有顯著差異，這提示我們在制定激勵政策時應對這類教師群體給予特別關注。樣本數據中，本科學歷、中級職稱教師在來校10年后發生重大流失，這也從一個側面反映出他們的忠誠度實際上是最高的，但現有的激勵機制忽視了他們對職業發展的需求。此外，生存分析結論也解釋了傳統政策的困境——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政策時可針對高職教師的這些特點進行設計與調整。

注釋：

① 用受教育程度和專業背景等特征變量知識結構是國內外學者在研究知識結構問題時常用的方法[4][5]，本文用受教育程度和職稱來高職教師的知識結構亦是此類方法在教育學研究領域的一種嘗試。

參考文獻：

[1]何霞，袁祖望.高職教師“職業高原”現象個體成因類型調查[J].高教探索，2009（6）：119-122.

[2]陳家鼎.生存分析與可靠性[M].北京：北京大學出版社，2005.

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

篇5

【關鍵詞】　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領域關注的焦點問題，并且相關研究也表明員工的主動離職會給組織和個人帶來不可估量的巨大損失。大多數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度變量（如工作滿意度和組織承諾等），然而實證研究的結果卻表明，態度變量對員工離職意愿的預測并非準確。例如，在Lee等(1994)對44個離職的護士采用的半結構化訪談中，其中55%護士的離職情況與傳統離職模型所述的一致，而剩下的45%雇員離職時，他們并沒有事先決定可供選擇的工作而這些正是傳統離職模型所不能解釋。2Hom和Griffeth 等的研究進一步表明，態度變量對離職的解釋力僅為4%-5%，就連被廣泛認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，不少學者認為可能由于員工的態度變量并不是導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。

面對傳統離職模型的局限性，Mitchell和Lee在社會學家關于離職的研究成果以及社會資本理論的基礎之上，提出與傳統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”模型認為，盡管員工在離職前都會對各可供選擇方案進行比較，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狀的考慮。基于此觀點，Mitchell等考慮到個體可能會受到來自組織和社區的各種因素牽制，使他們“嵌入”到工作中，進而提出了工作嵌入(Job Embeddedness)概念。

隨著理論界對于工作嵌入研究的不斷重視，使得許多國內外學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，再到相關實證研究，工作嵌入都取得了很大的發展、完善和豐富。因此，我們有必要對工作嵌入理論進行系統而全面的評述。

（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“一個將個體束縛其中的網絡,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生影響的工作群體和個體因素，還認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度和組織的認知。Mitchell等認為在個體對組織有多重依附的情況下,當一些“震撼”發生時，即使員工有離職想法，這些依附關系也會阻止他們離職。6因此，工作嵌入水平高的個體，即使在現在工作環境不很理想的情況下，也會選擇留在組織中。

工作嵌入與傳統的態度變量有兩個最根本的區別：第一，工作滿意和組織承諾等關注的是與工作相關的因素，而工作嵌入除此之外還包括與社區相關的因素。因此，工作嵌入構念比傳統態度構念多，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。這些動機包括情感因素（如組織成員身份產生的積極情感）、利益因素（如對未來獲利的期望）、工作機會（如是否能得到一份類似的工作）、規范因素（如想符合家人和朋友的期望）等。

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

工作嵌入可分為三個核心維度——聯系（link）、匹配(fit)和犧牲(sacrifice)。根據社會因素、組織因素和三個核心維度,則可將工作嵌入模型分成 6個不同的維度, 即組織聯系、組織匹配、組織犧牲、社區聯系、社區匹配、社區犧牲。

聯系 Link。聯系是指個人與組織和社區間存在的一種正式或非正式關聯。個人不僅與工作和組織有密切地關聯，還與所居住的社區、環境有一定的連結。工作嵌入理論認為個人與組織和社區之中都存在著類似網狀的聯結，并且雇員與組織和社區的網狀聯系越多，就越容易被工作束縛，也越傾向于留在組織中。同時，工作同事、工作年限、親朋好友、家庭因素等一系列職內職外變量，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值觀等相匹配，還要考慮個人與社區環境相匹配的程度，不同的氣候條件、便利條件、生活娛樂設施、文化氛圍等都會影響員工與社區匹配的程度。工作嵌入理論認為，員工與組織和社區的匹配度越好，他們在工作上就會越依附于組織，且在生活中與社區和環境的相容性會越好，越不容易離職。

犧牲 Sacrifice。犧牲代表了員工預知的由于離職所喪失的可能的物質和精神損失。例如: 離職意味著個人需要付出一定的代價，放棄長期相處默契的同事、穩定的工作環境，以及優厚的福利待遇等。同時，雇員離開一個舒適的、便利的社區也是困難的選擇。雇員在離職時，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念整體視為各部分之和，用涵蓋構念范圍的具體構成指標對各維度和整體構念進行測量。Mitchell 等開發的組合量表就是從指標層面實現對工作嵌入的測量，即由指標組合得到維度，再由維度組合得到構念。6整體量表主張通過反映工作嵌入整體的概括性評價指標測量個體對工作的整體依附感。Crossley等開發的整體量表就是從構念層面對工作嵌入進行直接測量的。

（1）組合測量

1、組合量表的構成

Mitchell等將組合量表分為六個維度（如圖1），量表總共包含40 個題項。例如，“我真的喜歡我所在的社區”、“我的工作伙伴與我很相似”、“我在現在的職位上工作的時間”等。除“聯系”的兩個維度外（組織聯系和社區聯系），其余的四個維度均可用Likert 5點量表計分（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院樣本表明，同期測量的工作嵌入與離職意愿的相關系數分別為-0.41和-0.47。8此后，國內外的相關研究也驗證了工作嵌入與離職意愿間呈顯著負相關。9另外，一些研究也報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測效力。

3、組合測量的信度

Mitchell等應用該組合量表分別對連鎖商店的員工和醫院工作人員進行測量，全部 40 個題項的 Cronbach α系數分別是0.85和0.87。6Wijayanto 等應用該量表對五家公立醫院的護士進行測量和分析得出全部40個題項的 Cronbach α系數為0.81。

Lee等將工作嵌入分為職內嵌入和職外嵌入，并根據樣本需要修訂了量表，將原來40個題項量表調整為34個題項。以某國際金融機構的區域運營中心的員工為被試，對兩種嵌入進行了測量，職內嵌入22個題項的Cronbach α系數為0.84，職外嵌入12個題項Cronbachα系數為0.82。

（2）整體測量

Crossley等認為，整體測量較組合測量更具優勢 ：第一，整體量表中各題項都是概括性的、非侵害性的問題，使被試樂于回答。第二，少數幾個反映性指標不但能夠完整地反映構念，且便于量表的實際操作，提高其準確性和回收率。第三，各題項統一的作答方式，能夠克服組合測量中存在的統計局限。

1、整體量表的構成

Crossley等開發的整體量表包含七個題項，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”、“我確實不能輕率地離開現在的工作單位”、 “離開現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接在一起”。這些反映指標從工作嵌入的整體層面進行概括性的評價和測量，采用Likert 5點計分（“非常不同意”到“非常同意”）。

2、整體測量的效度

Crossley 等應用整體量表，結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（相關系數分別為0.61和0.45）；與離職意愿、工作尋找意愿和工作機會顯著負相關（相關系數分別為-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）有著較好的預測效力（相關系數為-0.21）。

3、整體測量的信度

Crossley等應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行前后兩次測量，第一次測量的整體 Cronbach α系數為0.88，各題項因子負荷0.58到0.83；第二次測量的整體 Cronbach α系數為0.89，各題項因子負荷從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體較為關心的方面。其次，整體量表更易于應用到潛變量測試離職模型中，而且因為題項較少、易于作答，能提高測量的準確性和回收率。最后，在實證研究中，應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測力優于組合量表。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體的主觀評價，易受到個體傾向和認知模式的影響。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變量之間的相關性，也值得研究。

（三）工作嵌入的評價與展望

測量工具的完善與改進

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展，但工作嵌入的測量仍需進一步改進，目前工作嵌入的測量主要依賴于個體對其各個維度的主觀評價，勢必受到個體傾向和認知模式的影響，個體間的差異會影響個體對嵌入程度的感知，例如，具有負面情感的特質的個體往往會低估外界可供選擇的工作機會，也就會影響其與工作的嵌入程度。同時，工作嵌入概念具有非情感性和多維度的特點，如何克服各維度之間以及各維度與其他組織行為學變量之間的相關性，工作嵌入的聯結維度的項目能否用社會網絡分析中的測量項目代替，值得今后進一步研究。

特定職業群體的工作嵌入研究

以往工作嵌入的研究更多選取護士、商店及銀行雇員進行測量，這些樣本對工作嵌入的概念、維度提供了經驗支持，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，不同職業具有不同的職業特征，意味著個體不同的成長路徑和成長需求，個體的工作嵌入會影響其在職業發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上對結果變量的影響是否存在差異，同時，成就動機高的職業人群，例如，工程師、會計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現自身的成就需求。

工作嵌入結果變量的拓展

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體離職意愿、離職行為的預測力要優于工作滿意度、組織承諾等傳統態度類變量，但是，個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研究中常見的結果變量，工作嵌入能否同樣較好的預測個體的組織公民行為或工作績效值得進一步研究。

同時，由于個體工作嵌入的非情感性特征，其對工作滿意度、組織承諾等態度類變量的影響也值得進一步探討。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新，參與組織知識創造的個體作為組織中知識資源的關鍵載體，其與工作的嵌入程度對個體在組織知識創造中的個體行為影響越來越明顯，因此工作嵌入對個體知識與組織知識之間轉化的影響機制非常值得進一步研究。

參考文獻

［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］袁慶宏，陳文春. 工作嵌入的概念、測量及相關變量. 心理科學進展, 2008, (6): 941-946.

作者簡介：

篇6

關鍵詞：心理契約違背;員工滿意度;離職傾向

一、引言

近年來，IT企業發展迅猛，但激烈的市場競爭也給IT企業帶來了巨大的壓力，使得這些企業必須不斷進行變革，通過調整組織策略、管理模式、雇傭關系及人員結構來實現生存和發展。在這種情況下，員工與企業之間的心理契約難以維系，心理契約違背現象時有發生。過去的研究一致發現，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，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）及態度（包括滿意度、忠誠度等）存在顯著的負相關[1]。

本文主要對某IT企業員工進行問卷調查，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生影響的組織管理因素，從而為未來企業干預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80年代，施恩（Schein）等人將心理契約劃分為個人和組織兩個層面[2];而美國組織行為學家羅素（Rousseau）認為心理契約是員工個人以雇傭關系為背景，以許諾、信任和知覺為基礎而形成的關于雙方責任的各種信念的集合[3]。心理契約是一種心理認知過程，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心理契約的實證研究成為可能，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生的消極的情緒體驗及相應的與組織規范、期望、目標相反的行為的總和。羅素和帕克斯（Parks）指出，當員工感知到組織沒有履行包括在心理契約內的一項或多項義務時，心理契約違背就發生了[5]。莫里森（Morrison）和羅賓遜（Robinson）認為促成心理契約的違背有三個關鍵因素：無力兌現、食言和理解歧義，并提出了心理契約違背的形成過程模型，認為個體感知到心理契約違背一般會經歷三個階段：感知到差異、感知到破裂、違背體驗。特恩里（Turnley）和費爾德曼（Feldman）則提出了違背心理契約的食言模型，認為違約理解差異主要受以下三個因素的影響：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，而對雇員行為的影響主要受到個體差異、組織實踐、勞動力市場特征等中間變量的調節[6]。本文暫從組織實踐角度研究影響心理契約違背的因素。

三、研究設計

（一）研究對象

本研究的主要對象是某IT企業的員工，采用網上調查的形式，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，調查樣本在各個人口統計學變量上的分布與該企業總體人員分布比例基本相符。

表1 樣本特征分布

人口統計學變量 類別 人數 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》，并在此基礎上參考李原編制的《心理契約問卷》增加人際關系維度，在試測后進行因子分析，對題目進行調整。調整后的問卷總體上保留了羅素的《心理契約量表》的結構，包括雇員責任、雇主責任、心理契約違背和心理契約履行四個部分，其中雇員責任和雇主責任均包括六個維度：忠誠度（loyalty）、工作局限性（narrow）、績效支持（performance support）、發展（development）、穩定性（stability）和人際關系（social relationship）。心理契約違背包括不信任（no trust）、不確定（uncertainty）和損害（erosion）三個維度，在本研究中只對心理契約違背整體進行分析，暫不考慮各維度的差異。

關于員工滿意度，采用該企業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。而關于離職傾向，在問卷設計中，我們詢問員工未來職業規劃，是考慮到其他企業尋找工作機會，還是繼續留在本企業工作。

所有問卷題目答案均采用5點計分形式，具體為非常同意計5分，比較同意計4分，一般計3分，比較不同意計2分，非常不同意計1分。全部數據主要采用SPSS20.0軟件進行相關分析及線性回歸分析。

（三）數據分析

通過相關分析發現，心理契約違背和員工滿意度呈顯著負相關（p<0.01）。之后進行回歸分析，F 值為96.336，p<0.01，校正后的判定系數為 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為-0.413，標準回歸系數為-0.615，達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測作用。心理契約違背與員工滿意度的回歸分析結果見表2。

表2 心理契約違背與員工滿意度的回歸分析

模型 非標準化系數 標準系數 t p

B 標準 誤差 系數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

通過相關分析發現，心理契約違背在0.01水平上和離職傾向顯著正相關。之后進行回歸分析，心理契約違背對離職傾向的回歸系數為0.415，標準回歸系數為0.477，達到了顯著的水平，證明心理契約違背對離職傾向也有預測作用。心理契約違背與離職傾向的回歸分析結果如表3

所示。

表3 心理契約違背與離職傾向的回歸分析

模型 非標準化系數 標準系數 t p

B 標準 誤差 系數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，以雇主契約的六個維度（忠誠度、工作局限性、績效支持、發展、穩定性、人際關系）為自變量，以心理契約違背為因變量進行多元回歸分析，其中忠誠度和人際關系維度對心理契約違背有顯著性影響。回歸方程為：心理契約違背= -0.473*忠誠度-0.443*人際關系+4.888。具體分析結果見表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 非標準化系數 標準系數 t p

B 標準 誤差 系數β

1 （常量）

忠誠度

人際關系 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、研究結果與討論

本研究發現，員工心理契約違背對滿意度有負向影響，對離職傾向有正向影響。也就是說，心理契約違背的產生，會使員工對企業的滿意度有所下降，同時還可能導致離職行為。企業可以通過調查識別出現了心理契約違背的員工，并與其中的骨干員工進行充分交流，重新建立心理契約，提升員工滿意度，從而降低流失風險。

企業最關注的是如何阻止心理契約違背的產生，所以本研究也重點分析了員工對雇主心理契約各維度履行情況的認知如何影響心理契約的違背。通過回歸分析發現，雇主心理契約的忠誠度維度和人際關系維度對心理契約維度有顯著性影響，其中的條目包括：“企業給我提供機會獲得個人的成就”、“企業給我提供了不錯的福利待遇（如各種保險、休假等）”、“企業安排工作時充分考慮了我的興趣”、“與其他企業相比，這個企業給我提供的待遇比較公平合理”、“企業中的上下級關系和諧友好”、“企業十分尊重自己的員工”、“企業提供了合作的工作氛圍”、“企業給我提供了友善而融洽的工作環境”及“企業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，該企業可以通過關注員工職業發展、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）關注員工職業發展

企業應根據自身的實際情況，關注骨干員工的職業生涯發展。從縱向發展角度，企業可以提供職業生涯機會的評估，幫助員工設定職業生涯目標，制定具體的行動計劃和措施，并提供相應的培訓，高端職位招聘優先考慮內部員工的提拔，為員工提供能夠施展才華、實現自我的舞臺。同時企業也應該意識到，縱向晉升的機會畢竟有限，所以企業還應關注員工的橫向發展，為員工提供輪崗機會，輪崗可以使員工開拓視野、積累人脈資源、發現自己真正的興趣與能力之所在、鍛造多方面的能力與經驗，從而拓寬員工的職業寬度以及增加升遷的可能性。

（二）提供公平合理的薪酬福利

在當前的管理體系中，雖然薪酬已不再是激勵員工的最重要因素，但依然是員工衡量自我價值的尺度之一，因此，員工仍希望能夠得到與其業績相符的薪酬。企業應該首先解決薪酬體系內部的公平性和外部的競爭性，在企業和市場不斷的發展過程中，進行相應的調整。其次，薪資要與工作績效和員工的貢獻直接掛鉤，要與績效評估結果結合起來，讓員工明確自己的努力方向，調整員工的行為習慣和工作目標。同時，企業還可以推行彈利制度，即允許員工根據自身及家庭需要，在企業提供的福利中選擇具體的內容和水平，樹立企業獨特的競爭優勢，在滿足員工個性化需求的同時，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，首先體現在企業內部暢通的溝通機制上，隨著專業化程度不斷細化，企業需要建立橫向、縱向、多層次的溝通，鼓勵和增強員工的參與意識，這可以通過內部論壇、高管對話等形式實現，也可以利用微信、微博等新的傳播媒介。另外，企業應該倡導多元文化，強調不同的工作風格和價值觀都應該受到尊重和認可，企業內部輕松和簡單的人際關系能夠幫助企業形成凝力。當然，在氛圍的形成過程中，各層管理者的管理方式會起到至關重要的影響，所以企業應關注管理者的選拔及對管理者行為的規范，例如，在管理者上任的時候，通過培訓和輔導幫助管理者認同這種理念，并在日常的工作行為中有所體現。

總之，在IT企業中發生心理契約違背是比較常見的，關鍵在于如何采取正確的措施來降低心理契約違背發生的概率，以及當心理契約違背發生時如何使消極的違背轉化為積極的互動，從而增強企業的內聚力，并提升組織在激勵競爭環境下的戰斗力。

[1]朱燕，鄭文哲. 心理契約違背：高科技企業人才流失研究[J]. 中山大學學報論叢，2006.

[2]李昊. 心理契約違背對員工離職傾向和情感承諾的影響研究――基于浙江企業員工的調查分析[D]. 浙江工商大學碩士論文，2007.

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

[4]曹威麟，董玉芳，朱仁發. 心理契約履行、違背與破裂及其管理研究[J]. 現代管理科學，2007.

篇7

關鍵詞：分配公平；相對剝奪感；離職傾向

一、 引言

隨著經濟全球化的深入推進，中國的企業經濟也快速發展，企業內部的員工結構趨向復雜化，員工的流動性也不斷增強，為了滿足企業發展的需要，企業越來越重視吸引人才和培養人才。為了吸引外部優秀人才，企業往往會給出比內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，帶來內部員工的相對剝奪感，這種感覺可以表現為不滿或消極情緒，有時甚至導致內部人才流失。企業在吸引外部人才和培養內部人才的同時，如何留住人才成為中國企業能夠走向世界，實現全球化的重要管理課題

通過企業中高層管理者訪談調查，發現一些管理者在應對減少員工離職行為問題時，更多地關注員工滿意度、組織承諾和組織公正對員工離職傾向所產生的影響，而很少關注員工內在的心理資本因素，這也導致員工離職問題未從根本上解決。目前國內有關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，發現其中的影響機制，同時探索相對剝奪感在分配公平和離職傾向的關系中所起到的作用，補充國內對相對剝奪感的研究空白，為企業做好員工離職傾向預測，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

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，是指當個體將自己的某種處境與其他參照物相比較時，發現自己處于劣勢，并且認為這是不公平導致的，產生一種被剝削的感覺，這種感覺會誘發消極情緒，表現為憤怒、怨恨或不滿（Wood，1989）。相對剝奪感包括三個重要內容：第一是比較，個體與其他參照物的對比而產生的被剝奪感，如果沒有與參照物的對比就不會產生相對剝奪感；第二是在與參照物比較之后感到自己處于劣勢，如果個體與其他參照物相比，感到自己處于優勢也不會產生被剝奪感；第三是個體必須認為產生的劣勢是由于不公平導致的，這一點是產生相對剝奪感不可缺少的部分（Heather et al.，2012）。

分配公平（Distributive Justice）是指人們對于結果或資源配置的公平感知（Colquitt，2001），它以Adams的公平理論為基礎。Adams提出的公平理論主要關注分配結果是否公平的問題，強調人們對分配結果的比較（Adams，1965）。分配公平是組織公正的重要判斷標準，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會傾向的總體表現或態度。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，尋找其他工作機會的心理的一種傾向程度。研究發現離職傾向能夠很好地預測員工的實際離職行為（Price，2000）。高離職傾向的員工會降低自己的工作績效，并可能產生一系列反生產行為，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在的相關性（Olson & Roese，2002）。相對剝奪感是指當與參照對象進行比較時，個體體會到自身處于不利地位，并由此引發的負面感受（張書維等，2009）。分配是否公平的一個重要參照標準是個人的付出-受益比與參照對象的付出-受益比之間的差距，當分配比較公平時，個體在與組織內部他人的比較過程中不會感到自己受到剝奪。相反，當分配不公平時，個體與參照對象比較時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的負向情緒。因此，本文提出如下假設：

H1：分配公平負向影響相對剝奪感。

3. 分配公平與離職傾向。已經有大量研究表明分配公平與離職傾向負相關（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制進行了較為全面的研究，并提出了離職模型，離職模型認為對離職產生影響的外生變量是環境變量、個體變量和結構化變量，分配公平性是影響離職傾向的重要結構化變量。Daly和Geyer（1994）的研究也都表明，如果組織中的個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。張勉與張德（2007）對企業雇員離職意向的影響因素進行了較為全面的量化研究，采用多元OLS模型回歸發現分配公平對離職傾向有顯著的負向影響，充分的理論表明分配公平是離職意愿的重要預測因素。因此，本文提出如下假設：

H2：分配公平負向影響離職傾向。

4. 相對剝奪感與離職傾向。個體通過與群體內其他成員或者不同時期的自己進行比較而產生的個體相對剝奪感，可以引發與個體相關的行為、態度或內心狀態的變化。已有研究表明由收入不公引起的個體相對剝奪感與收入的主觀滿意度呈顯著負相關（任國強，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致員工產生低組織承諾、高離職率的問題（Mollica， Gray，Trevino & DeWitt，1999）。員工體驗到的被剝奪感，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到的個體相對剝奪感越高，其離職意向也越高（Cho，Lee & Kim，2014）。因此，本文提出如下假設：

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較少。Trevor和Wazeter（2006）通過回歸分析發現，組織的分配公平會通過個體相對剝奪感影響公司經理的工作投入程度。以往有關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。我國學者石偉（2005）通過對7家國有企業417個樣本的調查，研究了國有企業員工組織公平感、工作滿意度和離職傾向之間的關系，驗證了組織公平對離職傾向有顯著的負向作用，同時發現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）基于社會認知理論提出的工作激情模型認為，組織特征、工作特征和個體特征，會通過個體認知和情感的作用而影響個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，同時也會降低員工的組織認同（李永鑫等，2009），進而增強其離職傾向。因此，本文提出如下假設：

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. 數據的收集。本文的研究對象是北京地區的制造型企業員工，共發放問卷480份，回收365份，剔除回答不完整的無效問卷，實際取得有效問卷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%；工作經驗方面，2年以內的22.3%，2年～5年41.3%，5年～10年27.2%，10年以上的9.2%，被試集中在工作經驗在10年以內的員工。學歷結構方面，專科以下3.4%，本科74.5%，碩士21.8%，博士0.3%，被試集中在學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個題項，原量表α系數為0.953，本研究的α系數為0.949，表明該量表在中國企業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個題目，α系數達到了0.86，在本研究中該量表的α系數為0.861。

離職傾向：采用Kelloway、Gottlieb和Barham（1999年）的離職傾向量表，共4個題目，α系數達到了0.920，在本研究中該量表的α系數為0.971。

各量表均采用李克特6點制。調查完成后采用SPSS 20.0進行數據處理與分析。

四、 研究結果

1. 相關分析與同源誤差檢驗。相關分析的結果表明，分配公平與相對剝奪感、離職傾向均在0.01的水平上顯著負相關，其相關系數分別達到-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，其相關系數為0.589。性別、學歷、工作年限、職務級別等人口統計學變量與分配公平、相對剝奪感和離職傾向間均有一定的相關性。本研究將人口統計學變量作為控制變量。

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

2. 假設檢驗。研究方法遵循Baron和Kenny（1986）提出的傳統中介作用檢驗程序：第一步，檢驗分配公平對離職傾向的影響；第二步，檢驗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；若前三步的結果均是影響顯著則進行第四步，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檢驗方法，具體過程是根據雙尾假設檢驗下的單位正態分布得到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。同時，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為不顯著，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H1、H2、H3均得到驗證。

采用Sobel檢驗方法對相對剝奪感在分配公平和離職傾向中的中介效應進行檢驗，發現z=-6.967（p

五、 討論

本研究以制造類企業365名員工為被試，探索了分配公平對員工離職傾向的影響，結果表明：分配公平負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。

相對剝奪感是個體與他人進行比較時發現自己處于劣勢地位，并且感覺自己受到不公平對待所引發的負面感受。分配不公平會直接導致員工的相對剝奪感，相反企業資源和勞動報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），分配公平是個體離職意愿的顯著預測指標（劉亞、龍立榮、李曄，2003），本研究再一次證實了分配公平顯著的負向影響離職意愿。同時，相對剝奪感也是離職意愿的預測指標，分配不公平（例如獎金的分配不公）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），本文的研究證實了該觀點。

社會交換理論認為員工通過自己的努力勞動來獲取報酬，員工與組織之間的相互依賴關系的形成與穩固是以公平的、互利的交換關系為條件的（Rhoades & Eisenberger，2002），一旦分配不公平，員工的利益就無法得到保障，員工與組織間的穩定關系就會受到挑戰，進而引發員工的組織退縮行為，降低其努力程度和在職意愿。社會認知理論也認為組織特征會影響員工的心理感受并進而影響個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。這啟發管理者在今后的管理實踐中應該制定公正的薪酬體系，并保證薪酬體系執行過程的公正性，同時也可以通過信息公開，建立同員工的溝通機制并關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的制造行業，樣本量相對有限，可能會受到區域性文化的影響，今后要降低外部效度的影響來進一步增強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，在今后的研究中需要進行檢驗外部效度，需要在其他類型企業驗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生的預測，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果變量，繼續跟蹤組織公正和相對剝奪感在一段時間后對離職行為的影響。

參考文獻：

[1] 李永鑫，李藝敏，張娜，申繼亮.組織公正組織認同與教師離職意向的關系[J].心理與行為研究，2009，7（4）：253-257.

[2] 劉亞，龍立榮，李曄.組織公平感對組織效果變量的影響.管理世界，2003，（3）：126-132.

[3] 馬超，薛電芳，毛重琳.組織公平感對離職意圖的影響[J].華南師范大學學報，2014，（1）：74-82.

[4] 任國強，尚明偉，潘秀麗.參照群與群間相對剝奪：理論與實證[J].財金研究，2014，40（8）：130-144.

[5] 石偉.國有企業員工離職意愿影響因素的實證研究[J].江海學刊，2005（3）：80-84.

[6] 張書維，王二平，周潔.相對剝奪與相對滿意：的動因分析.公共管理學報，2010，（7）：95-102.

基金項目：國家社科基金重大項目“中華民族偉大復興的社會心理促進機制”（項目號：13&ZD155）；國家自然科學基金（項目號：71272156）。

篇8

單位錄取通知書范文一

Dear XXX ：

我非常高興地通知您，經過我公司的面試和討論，我們一致認為您是我公司 XX部 XXX崗位 的合適人選。根據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、 現金薪酬：

您的年度目標總現金收入為 稅前 RMB XX 萬元，由以下三個部分構成：

1、 月固定工資： X 萬元/月

2、 年度服務獎金：年度結束后，公司將為您提供相當于一個月固定工資的年度服務獎金

3、 績效獎金：您目標年度總現金收入的 %作為年度績效獎金標準(相當于X倍月固定工資)，年度績效獎金發放時，將根據當年度公司、個人績效表現進行浮動。

關于年度服務獎及績效獎的特別說明：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入職時間按比例折算，15日前入職按全月計算，15日后入職按半月計算。

二、長期激勵：

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在您入職后，公司將在最近的統一期權授予日授予您X萬股期權。期權自授予日1年后開始，每年可行使20%。

三、福利：

根據公司福利政策，公司為您提供以下福利項目：

1、社會保險：為您提供國家規定的社會保險;

2、通訊補助：公司為您提供XXX/月的通訊費補貼。

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

4、車補：享有車輛補助XXX元/月。

5、帶薪假期：按照公司規定，當您入職滿X年后，每年可享受X天的帶薪假期;當您入職滿1年后，每年可享受X天的帶薪假期;當您入職滿X年后，每年可享受XX天的帶薪假期;當您入職滿X年后，每年可享受XX天的帶薪假期;

除以上福利項目外，公司還會為您提供節日費、員工婚育禮金等，并資助員工的各項活動。XX公司和諧的企業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，請勿向公司內外的其他人員透露。同時公司禁止兼職，并嚴格要求IPR保護及競業限制等)

四、其他

1、工作地點：

2、勞動合同期限： 年，其中試用期 個月。

3、報到時間： 年 月 日

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4、報到地點：

5、報到時請攜帶以下材料：

a) 身份證

b) 最高學歷證書原件

c) 原單位離職證明

d) 其他資歷、資格證書

e) 寸相片 張

f) 個月內當地正規醫院出具的健康證明

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

備注：此錄用Offer已確認了您的專業資格，如果您確認此錄用Offer，我司相關人員將通知您入職資格(體檢、驗證等)的審核事宜。若入職資格的審核(體檢、驗證等)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、驗證等)的確認。

真誠地歡迎您的加盟，讓我們一同秉承企業的使命，為XX成為國內一流、國際知名、極具競爭力的企業而共同努力!

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：

經嚴格考核后，您已符合我公司的招聘要求，決定錄用您為______部_____職位(試用期三個月)，請于____年___月___日至____年___月___ 日三天內，攜帶錄用通知書和有關證件(身份證復印件二張、健康證、一寸彩色相片4張、服裝保證金及學歷證書復印件)前來人事部報到。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，其次請您仔細閱讀以下內容，按要求備齊相關資料，在指定時間內到我司人力資源部辦理入職報到手續。

一、個人須準備及提交的資料：

1. 本人近一年相片八張(紅底小一寸);

2. 本人戶口簿、身份證、畢業證、學歷證、學位證(如有)、職稱證或職業資格證(如有)等有效證件的原件、復印件(人力資源部驗證后歸還原件并留取復印件);

3. 近期(三個月內有效)體檢合格證明(須由我司指定醫院——****醫院出具);

4. 廣州市中國銀行的存折或卡的原件、復印件(本人須簽上名字);

5. 廣州移動手機號碼

6. 最后任職公司離職證明(必須提供，應屆生除外)。

二、入職辦理：

1. 入職辦理時間： 201* 年 ** 月 ** 日 10：00 時。

2. 辦理地點：廣東省廣州市天河區****大廈****公司人力資源部

3. 提示說明：個人須提供的資料不齊全或虛假者不予辦理入職手續;

4、薪資(以下描述包含績效薪資在內，為稅前薪資)

試用期薪資 3800 元/月，轉正薪資 4500元/月(該薪資由若干薪資結構組合而成);

5、公司提供 公司所在地 免費食宿(個人需承擔宿舍的水電費)，個人用品自理。 入職人須首先到公司人力資源部報到并辦理手續，未在公司人力資源部辦理入職手續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任何費用。

廣州市********有限公司

人力資源部

201*年 ** 月 *日

 

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篇9

關鍵詞：心理契約履行；領導部屬關系；工作滿意度；離職傾向；中介作用

本文運用實證研究的方法，旨在了解小微型科技企業中心理契約履行會對員工的工作態度和行為產生哪些影響，工作態度和行為限定在工作滿意度和離職傾向。同時立足于關系導向更為突出的中國文化情境，引入領導部屬關系（LMX）變量，考察領導部屬關系的質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、 研究假設和模型

1. 領導部屬關系對心理契約履行的影響。領導部屬關系（LMX）被定義為組織成員和他/她的直接上級領導相互之間的尊重、信任和雙向責任等的一種二階的關系（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導之間的關系，反映員工與直接領導之間的個人關系質量。領導部屬關系（LMX）的形成過程，是下屬與領導之間的一種物質的、社會利益和心理交換的動態過程。而領導又通常被下屬視為組織代言人，因此心理契約和領導部屬關系（LMX）之間可能有著密切的聯系，即當員工和其直接上級具有較好的關系時，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系的質量在很大程度上會對員工和其雇主之間的關系起決定作用。因此，LMX關系的質量很可能會直接影響到員工對于心理契約組織責任的履行程度的感知。

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

在小微型企業中，由于員工規模不大，企業組織結構相對簡單，管理層級較少，員工與組織的關系更多的或者更加直接地體現在與直接管理者的關系上，員工更依賴于個人的特定關系，特別是能夠獲得資源和機會的直接領導，員工與組織中直接領導之間的關系本質作為雇傭關系的主要機制（Pearce et al.，2001）。根據定義，員工感知到的上級領導對其責任的履行程度會影響到LMX關系的質量。因此，LMX關系的質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1。

假設1：領導部屬關系（LMX）的質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度和行為影響的相關文獻研究，提出假設2到假設4。

假設2：心理契約履行會直接影響工作滿意度，并對其具有正向預測力。

假設3：心理契約履行會直接影響離職傾向，并對其具有負向預測力。

假設4：工作滿意度會直接影響到離職傾向，并對其有負向預測力。

研究表明，領導部屬關系（LMX）是員工工作態度和行為的有效預測因素，如領導部屬關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、任務績效和組織公民行為和組織承諾等。國內學者也進行了基于中國文化背景的相關實證研究，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證研究表明，領導部屬關系對組織承諾、組織公民行為和工作績效有顯著的正向影響。其他相關研究也發現領導部屬關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量的領導部屬關系的員工會對組織貢獻更多（Gerstner & Day，1997；Iies et al.，2007）。而員工的直接領導也會因為這些貢獻而提供更多的獎勵誘因。因此可以假設員工和直接領導之間積極良好的關系能促進員工對于LMX質量和心理契約履行的感知。組織中的個人會傾向于從與他關系比較親密的人那里獲得信息或進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主觀的過程。擁有高質量LMX的員工會從其直接領導那里獲得更多的資源和獎勵，而擁有低質量LMX的員工通過與其他與領導關系密切的員工進行比較，可能會感知到心理契約沒有得到履行。實證研究的結果也證明了這一點（Henderson & Liden，2007）。因此可以設想，和直接領導的關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關系的質量，那么LMX對員工的態度和行為表現會產生重大影響，由此提出假設5和假設6。

假設5：領導部屬關系（LMX）和工作滿意度之間存在間接關系，心理契約履行在LMX和工作滿意度之間起著中介作用，即LMX的質量會影響心理契約履行的程度，進而影響工作滿意度（圖1中虛線箭頭）。

假設6：領導部屬關系（LMX）和離職傾向之間存在間接關系，心理契約履行在LMX和離職傾向之間起著中介作用，即LMX的質量會影響心理契約履行的程度，進而影響離職傾向（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和漕河涇開發區中15家小微科技企業的員工，共發放問卷1000份，回收有效問卷556份，有效率達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%，大學本科比例為45.5%，專科占3.9%。

2. 測量工具。心理契約履行采用Rousseau和Tijoriwala（1998）的4條目量表。領導部屬關系（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。離職傾向采用Kickul和Lester（2001）使用的量表，共3項。所有量表采用Likert五點量表形式，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

3. 統計分析。運用SPSS17.0統計軟件進行描述性分析、相關分析，運用LISREL8. 51 軟件進行驗證性因子分析、路徑分析和結構方程模型構建。

三、 結果和分析

1. 變量的描述性統計結果。表1提供了結構方程模型中需要檢測的各潛變量的描述性統計，包括均值、標準誤差和標準差。提供了模型的相關性矩陣。各項分量表的內部一致性系數見見表1中對角線括號中的數值，各項信度（Cronbach's α）系數均超過0.8，說明量表的信度較好。

2. 各變量間的路徑系數。結構方程模型的標準化路徑系數估計見圖2，模型中參與估計的參數一共為54個，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、標準誤差和t值。模型中所有的路徑系數都具有統計上的顯著性。領導部屬關系（LMX）對于心理契約的履行具有顯著正相關（?茁=0.45，t= 8.05），驗證結果支持假設1。心理契約履行與工作滿意度之間具有顯著的正相關關系（?茁=0.53，t=9.01），驗證結果支持假設2。心理契約履行對于離職傾向也具有顯著負相關（?茁=-0.40，t=-6.51），驗證結果支持假設3。工作滿意度和離職傾向之間存在顯著的負相關（?茁=-0.49，t=-8.01），假設4得到支持。驗證結果表明，領導部屬關系（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關系（r=0.25，t=6.83），心理契約履行部分中介了領導部屬關系（LMX）和工作滿意度之間的關系，假設5得到支持。同時領導部屬關系（LMX）對于離職傾向具有間接的影響，為顯著的負相關關系（r=-0.35，t=-8.41），也就是說，心理契約履行也部分中介了領導部屬關系（LMX）和離職傾向之間的關系，是這兩者關系的中介變量，假設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。在結構方程模型中，R2的值提供了變量之間線性關系的強度，在模型中，線性關系最強的是心理契約履行對工作滿意度的直接影響（R2=0.55），領導部屬關系（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度的線性關系（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，中介效應為0.45 0.53/0.488 5=0.488 2（總效應=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，中介效應的大小占總效應的48.82%。LMX通過心理契約履行影響離職傾向，中介效應為0.45（-0.40）/（-0.53）=0.339 6（總效應=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，中介效應的大小占總效應的33.96%。

四、 討論

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

同時，考察心理契約履行的中介作用，領導部屬關系（LMX）通過心理契約履行的中介作用正向影響工作滿意度，負向影響離職傾向，心理契約履行在領導部屬關系和工作滿意度、離職傾向的關系中起到部分中介的作用，中介效應的大小分別為48.82%和33.96%。研究者一直力圖在解釋導致離職傾向的變化真實的部分，由于改變工作的決定的復雜性。很多因素會影響決策，其中很多都和工作本身無關，這其中包括家庭-生活環境、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的預測力（Griffeth et al.， 2000），本文的研究結果也支持這一結論。但是Trevor（2001）的元分析發現工作滿意度和離職傾向之間只有中等強度的關系（相關系數在-0.18到-0.28之間），表明可能有其它的變量中介了LMX和離職傾向的關系。之前的有關LMX關系直接影響離職傾向的研究也得出了一些模棱兩可的結果。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，結果表明，心理契約履行的中介作用比較明顯。同時，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。

本次調查的小微型科技企業中的員工大多數是70后、80后，普遍受教育程度高，具有較強的自主性，持續學習能力強，具有創新精神，對自身的要求和人生定位高。他們大多數期望自己所從事的工作要有意義，希望所學的專業能在企業發揮作用，為企業作出貢獻。他們會主動地持續學習，能夠接受具有挑戰性的工作，但是同時又希望在完成工作的過程中，獲得成就感。小微型科技企業員工希望企業有一個寬松融洽的工作環境，具有人情味的管理方式，他們非常關注自己的工作能否得到領導的認可和同事的尊重，獲得領導和同事的認可是他們進一步努力的持久動力。因此，小微型科技企業員工的心理契約具有注重精神、感情、成就感和自我價值實現等方面的特點。

作為小微型科技企業管理者，在日常管理中需要針對高科技企業員工的心理契約特點和發展變化，采取先進的管理理念和管理方法，從而吸引、激勵和使用好高科技人才。本文的研究結果對現實中的小微型科技企業員工管理實踐有著重要啟示：領導部屬關系通過心理契約履行的中介作用影響到員工的工作態度和行為，作為小微型科技企業的管理者應該采取有效措施來改善和促進員工和直接管理者的關系水平，從而最大程度地提升員工對于心理契約履行所產生的心理感知水平，進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管理工作中，由于小微型企業小而精的組織架構，員工與企業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“主人”的感受，這種員工和企業之間的密切聯系既有利于提高領導部屬關系水平，又有利于員工提升對于企業履行契約的心理感知度；另一方面要統一企業與員工的愿景，由于小微型科技企業的員工普遍重視個人的成就和發展，因此企業要提出有意義、有挑戰性、符合員工價值觀的（下轉第82頁）愿景，這樣的愿景既是員工的自我需要，也是企業發展的目標和方向。統一的愿景有利于員工對于企業的認同，從而塑造良好的心理契約關系；此外小微型企業與員工的關系不能僅僅停留在雇傭關系的層面，企業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，進而提升他們的工作滿意度。

參考文獻：

1. 王輝，劉雪峰.領導―部屬交換對員工績效和組織承諾的影響.經濟科學，2005，（2）:94-101.

2. 周明建，寶貢敏.組織中的社會交換:由直接到間接.心理學報，2005，（37）:535-541.

3. 吳繼紅.組織支持認知與領導―成員交換對員工回報的影響實證研究.軟科學，2006，（20）:63-66.

4. 吳志明，武欣.基于社會交換理論的組織公民行為影響因素研究.人類工效學，2006，（12）：7-9.

5. 李秀娟，魏峰.打開領導有效性的黑箱：領導行為和領導下屬關系研究.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

關鍵詞： CEO 現有任期；預期任期；所有權性質；會計穩健性

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

一、引言

會計穩健性是一項長期存在而且最具影響力的會計原則（Sterling，1970）。Basu（1997）把它定義為在財務報告中確認“好消息”比“壞消息”需要更多的保證[1]。簡單的說，就是企業在對經濟業務事項進行確認、計量和報告時，要保持謹慎的態度，既不可高估資產或收益，也不可低估負債或費用。作為衡量會計信息質量的標準之一，有助于緩解資本市場的信息不對稱，保護所有者和債權人的利益（Watts，2003）；作為一種公司治理機制，可以降低契約成本、訴訟成本，可以約束管理者做出最優投資決策，降低投資風險，提高企業應對風險的能力（吳婭玲，2012）。因此，研究會計穩健性的影響因素就成為國內外學術界廣泛關注的熱點問題。

在對會計穩健性影響因素的研究中，現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，根據高層梯隊理論，已有文獻認為高管背景特征會影響會計穩健性[2]。近年來，學者們對管理者的個人特征也進行了比較全面細致的研究，尤其是管理者性別、權力、過度自信、垂直對等方面。然而，這些文獻卻很少問及管理者任期對會計穩健性所產生的影響。少數文獻雖然有兼顧到任期的影響，但是，仍然存在一些值得進一步探討的問題：一是目前把管理者任期作為獨立觀察變量的文獻并不多見，研究管理者個人任期和穩健性關系的還是空白。但管理者任期與其他管理者背景特征相比，具有更多的內部信息含量，是管理者在企業經營管理中顯現自己能力及權力的前提，是影響企業財務行為的關鍵因素[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生影響，從而影響到經濟后果，對其進行研究意義重大。二是現有文獻只考察了現有任期，而沒有對預期任期進行探討。有研究表明，當管理者預計其未來任期較短或鄰近卸任時，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穩健性的影響時，有必要將管理者的預期任期納入研究范圍，以得出更全面更深入的研究結論。三是現有的研究多是基于高管團隊的任期，單對擁有并行使組織最高決策權的CEO任期進行研究的文獻不多見。

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，實證檢驗了CEO現有任期和預期任期與會計穩健性的關系，以及不同所有權性質下CEO現有任期和預期任期對會計穩健性的影響程度。運用Khan和Watts對Basu的拓展模型度量會計穩健性水平（2009），發現CEO現有任期與穩健性呈倒U型關系，CEO預期任期與會計穩健性正相關。進一步把樣本分為國有企業和非國有企業，我們發現，與非國有上市公司相比，國有上市公司CEO任期（現有任期和預期任期）對會計穩健性的影響更強。

二、理論分析與研究假設

管理者的任期包括現有任期和預期任期。現有任期是指管理者擔任現職以來的年限，預期任期是指管理者對自己未來任職年限的估計或預期。相關研究表明，不管是現有任期還是預期任期都會在某種程度上影響到管理者的風險偏好、投資決策、工作方式等個人行為特征，很顯然，這些個人行為特征會影響管理者對會計政策、方法及估計的選擇和使用，從而影響會計穩健性[5，6]。

聲譽機制認為，CEO在任職之初，能力還不被市場所認可，很大程度上要依賴當期的業績證明其勝任力[7]。Stein（2001）也認為缺乏職場記錄的CEO更有動機操縱經理人市場對其能力的評價[8]。因此，在任職初期，CEO為了避免被貼上“能力差”的標簽，也為了建立良好的聲譽，甘愿冒險進行會計操控，此時的會計穩健性較差。但當CEO上任一段時間后，表明其已通過了董事會的重重考驗，他們會將注意力轉移到如何維護和提升他們的聲譽上，機會主義的行為動機隨之降低[9]。隨著任期的延長，他們大多已經贏得了較高的聲譽，此時一旦被發現有“干預”的行為，股東們就會對CEO之前的業績報告產生懷疑，這將對其極力維護的聲譽造成很大的傷害，“干預”所帶來的收益小于其所要付出的機會成本。因此，CEO 就有充分的理由提高會計穩健性水平。但是，當CEO處于“任期五階段模型”的“衰退離任期”時，由于不再需要考慮自己的聲譽問題，為了提高自己的“離職補償”，又會有更大的動機進行向上的盈余管理[10，11，13]。因此，在此階段，會計穩健性較差。

基于上述分析，從CEO現有的任期來看，如果任期較短，會計穩健性會隨著其就任時間的延長而越來越高。但若現有任期過長，由于CEO已經建立了較高的聲譽，積累了豐富的管理經驗、社會關系等，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，就會引起業績的下滑。特別是在市場環境波動較大、競爭對手“步步緊逼”的情況下，為了在財務報表上繼續呈現優秀的業績，就會冒險“干預”。相關研究也表明，當管理者現有任期過長時，他們對企業越了解，就越比較容易安于現狀[5，12]。因此，我們認為，在CEO過長的現有任期中，在對穩健性的影響上至少會出現一個拐點。在該拐點之前，CEO有證明自己個人能力及維護個人聲譽的強烈愿望，因此，隨著現有任期的延長，會計穩健性水平會越來越高。在該點之后，隨著現有任期的延長，CEO就會由于安于現狀、故步自封而致使業績下降，最終導致會計穩健性水平的削弱。綜合以上的理論分析，本文提出如下假設H1：

H1：CEO現有任期與會計穩健性存在非線性關系。

從CEO預期任期的影響看，當CEO的預期任期較短或者臨近卸任時，任職期限理論[10]指出，由于不再考慮聲譽效應，他們會更關注自身利益及當期業績，而忽視企業的長期發展及會計穩健性水平。DeAngelo（1998）發現在CEO預期任期較短的情況下，存在向上的盈余管理[13]。然而，當CEO的預期任期較長時，職業生涯考慮理論認為，CEO在進行當前決策時會更多的考慮自己的“未來收益”[14]。因此，不管是為了維護個人職場聲譽，還是為了獲取未來收益，CEO在會計政策及處理方法的判斷和選擇上都會相當謹慎，就可能提高其會計穩健性。基于上述分析，本文提出如下假設H2：

H2：CEO預期任期與會計穩健性正相關。

在我國，大多數的上市公司都是由國有企業改制而來，因而存在人員配置僵化、所有者缺位和內部人控制等問題[15]。同時，國有企業管理層的未來職業發展、升遷、薪酬及政治前途等都與其經營業績休戚相關（嚴建苗等，2002；楊亞達等，2004），因此，國有企業的CEO為了滿足其政治訴求，越有可能采取不當行為，從而降低會計穩健性（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[16]。同時，由于銀行等債權人對民營企業的會計信息質量有更高的要求，CEO為維護、提升其個人聲譽，會更傾向于選用穩健的會計政策[17]。基于此，我們提出假設H3：

H3：不同所有權性質下，CEO任期對會計穩健性的影響不同，與非國有上市公司相比，國有上市公司CEO任期（現有任期和預期任期）對會計穩健性的影響更強。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

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，剔除相關數據缺失的公司。在此基礎上，鑒于公共事業類及首次IPO上市公司的特殊性，剔除了當年IPO的公司（劉運國，2010）和公共事業類公司[16]。最后，為消除極端值的影響，對于所使用到的主要連續變量均按1%進行Winsorize處理，最終我們獲得7600個觀測值，其中國有上市公司5067個，非國有上市公司2533個。本文CEO任期等高管背景特征來源于CSMAR 數據庫，產權性質來源于CCER數據庫，其他數據來源于WIND數據庫。

（二）變量設計

1.會計穩健性。根據已有的文獻，選用 Khan 和 Watts（2009）對Basu（1997）的拓展模型度量公司的會計穩健性水平[18]。巴蘇（1997）的盈余報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、實證研究

（一）描述性統計

表2是CEO任期的描述性統計結果。從全樣本看，CEO的現有任期的平均值為3.394，中位數為3，這些數據表明，就平均水平而言，我國上市公司的CEO的現有任期不長，基本在一個聘用周期內結束，而且有高達50%的CEO的現有任期沒有超過3年；但其最大值為14.225，最小值僅為0.146，而且

其標準差也較大，說明不同企業的CEO現有任期差異很大，從短短數月到數十年不等。CEO預期任期的平均值為-0.046，這意味著就整個經理人市場而言，大部分應卸任的CEO仍在堅持工作。然而，從其最大值、最小值及標準差的值來看，CEO的預期任期波動很大，從最小的-19.642到最大的21.313，也就是說，以某些行業的平均水平為標準，有的CEO應在19.642年前卸任而仍在任，有的CEO還可以繼續擔任該職務21.313年。這與張兆國等（2014）描述的管理者任期現狀相吻合。

進一步區分國有和非國有，從兩者的比較來看，在現有任期上，總體上二者差異不大，表明這兩種類型企業的CEO都呈現出變更頻繁的現狀，但是非國有企業CEO現有任期比國有企業CEO現有任期更分散，這可能與國企實行的高管任期制有關。而在CEO預期任期方面，這兩者表現出了顯著的差異，考慮到國企高管實行的是較為嚴格的離任退出機制，而非國有企業有較大的自，有些民營企業的CEO任期甚至與企業的存續期保持一致。所以，這一現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，我們對國有企業和非國有企業的樣本均值及中位數進行了均值差異t檢驗和中位數差異z檢驗，結果如表3所示。從表中的數據可以看出，國有企業和非國有企業在EPS/P和CScore及預期任期FTenure上存在顯著的差異。這些結果初步證明了兩組樣本的CEO任期可能會對會計穩健性產生不同的影響。

（二）相關性分析

表4是主要變量之間的相關系數檢驗結果。由表可知，CEO現有任期（GTenure）與穩健性水平（CScore）在5%的水平上顯著相關，CEO預期任期（FTenure）與穩健性水平在1%的水平上顯著相關，這些結論初步表明，現有任期、預期任期與會計穩健性之間存在相關性。同時，我們發現，CScore與EPS/P顯著負相關，說明我們選用KW模型進行實證分析是可行的。除此之外，我們還發現，這些主要變量之間的相關系數的絕對值都小于0.4，表明這些變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，這與前文初步判斷一致。