时间：2023-05-31 09:11:12
离职证明
XXX 同志于 X年 X 月X日至 X 年X月X日任职于XXX公司，于X年X月X日正式与我公司解除劳动关系，特此证明，公司离职证明样本。
XXX公司(或人力资源部人事处)盖章
X 年 X 月 X 日
特别注明：
1、上述的离职证明有时候为了更加严谨，也可以在XXX 同志后加上“身份证(1234567890)”的身份标示，一般是不需要的。
2、一般来讲，如果你已离职超过6个月，是不需要提交离职证明的，或者你直接说丢失了就可以了，大公司一样如此，没有问题。
3、离职证明的目的是新公司用来划清你与原公司之间界限的法律依据，主要用来保护新公司权益的。
【离职证明参考写法】
1.证明格式。
2.必有信息：单位名称(注册全称)，离职者姓名，离职者曾任职务，在职时间，证明开具日期，开具日期处加盖公章(“骑年压月”)。另外，一般写明身份证号，因为那才是唯一的。
3.有竞业限制协议且公司方面支付了补偿金的，建议在离职证明里加以说明竞业限制约定。
4.页眉打印有公司LOGO——宣传公司形象。可以选择是否添加公司联系方式。
5.一般用A4纸打印(档案管理标准)，现实中也有些公司采取一式两份中间分割处盖骑缝章的方式。
6.无错别字，不允许篡改，若填写证明时出错建议重新开具。
7.现在的证明一般是在留存的空白版本基础上添加变动信息后打印，看上去整洁，美观，便于存档。不建议使用便笺手写。
8.一些用人单位由于前期管理不完善或不愿意构成用人单位对工龄“自认”，在没有明确要求情况下，采用了模糊描述，直接写在公司任何职务，于某年某月某日离职，避开入职时间说明，证明《公司离职证明样本》。
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【范本一】
离职证明
先生/女士/小姐(身份证号为 )自xx-xx年01月01日入职我公司担任人力资源 部 人力资源助理 职务，至xx-xx年07月31日因 个人 原因申请离职，在职期间无不良表现，经协商一致，已办理离职手续。
因未签订相关保密协议，遵从择业自由。
特此证明。
公司名称(加盖公章)
xx-xx年07月31日
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【范本二】
离职证明
兹证明 先生/女士/小姐原系我公司 市场开发部 职员，在职时间为xx-xx年01月01日至xx-xx年07月31日。现已办理完所有离职手续。特此证明!
公司名称(加盖公章)
xx-xx年07月31日
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【范本三】
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___个人______原因提出辞职，现已与公司解除劳动关系。特此证明!
公司名称(公章)
年 月 日
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【范本四】
劳动关系解除/终止确认书
甲方：(单位名称)
乙方： 身份证号：
乙方原为甲方________(部门)的_______(职务)，于2xx-xx年07月31日经双方协商一致解除劳动合同。甲乙双方确认 解除 / 终止 劳动关系。
双方现已就有关问题达成一致，并办妥离职手续。 特此证明。
甲方(签章)： 甲方代表签字：
兹证明________先生/女士/小姐原系我司________部职员，在职时间为20____年____月____日至20____年____月____日。现已办理所有离职手续。
特此证明!
公司名称(加盖公章)
20____年____月____日
样本[2]
_______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
样本[3]
兹有____同志____ 年____月____日至____ 年____月____日在我单位担任________一职，因个人原因提出离职，现与公司解除劳动关系。
特此证明!
本人签名：______________
单位盖章：______________
__________年____月____日
扩展阅读：
离职原因
1、本人离职的理由：希望在贸易方面，能获得更广泛的经验。
2、本人去职原因，是希望在广告业方面发展。
3、我为照顾住在远地的年老母亲，而申请辞职。
4、本人离职的理由是这样：本人深知无升迁的机会。
5、由于希望获得更高的职位负更多的责任，而离开现职。
注意事项
1、开离职证明要注意必须的格式。
《劳动合同实施条例》第二十四条规定：用人单位出具的解除、终止劳动合同的证明，应当写明劳动合同期限、解除或者终止劳动合同的日期、工作岗位、在本单位的工作年限。
《劳动合同法》第八十九条规定：用人单位违反本法规定未向劳动者出具解除或者终止劳动合同的书面证明，由劳动行政部门责令改正;给劳动者造成损害的，应当承担赔偿责任。
从上面的两项规定中可以看出：提供离职证明的用人单位的法定义务，不能以任何理由拒绝;同时，离职证明的内容也具有法定约束性，不能随意乱写。具体要求：
1、时间确定性
离职证明应当在解除或者终止劳动合同时依法提供;
2、内容法定性
离职证明应当并且只能写四要件，即：工作岗位、工作年限、合同期限、终止或解除期限。对于离职原因，或者对员工的任何评价性内容，则不是离职证明的必备条款。因为任何评价性的内容有可能给劳动者造成损害的，应当承担赔偿责任。
为什么离职证明上不能写任何评价性内容，包括离职原因?
1、从立法者的角度出发
考虑到离职员工日后就业的便利性，为约束用人单位喜欢在离职证明上写辞退、本人犯错、对公司造成重大损害等类似恶意行为，故对离职证明的内容进行了列举性规定，除了四要件之外的其他内容，必须经过员工本人许可，不能随意添加。否则，离职员工可以拒绝接受，并要求公司依法重新开具。
2、从情理的角度出发
即使员工存在重大过失，并导致因此被用人单位解除劳动合同和赔偿损失，员工已经受到了相应的惩罚，那么在开具离职证明时，公司就不能再在离职证明上揭示离职原因，让员工因一次错误承担两次惩罚。这样的行为偏离了教育为主、惩罚为辅的处理原则。话说回来，做人也不能这样吧：在别人的伤口上撒盐。
3、从法理的角度出发
《劳动合同实施条例》第二十四条就看出离职证明在内容上，具有限定性和确定性，用人单位只能按照这个规定的格式出具离职证明。若是任何一方需要增加其他内容，不仅要符合请求一方的意愿，还应该征得对方同意。
结论
第一、离职证明的作用仅仅限于证明一个时期内劳动关系的事实，公司无权借此机会在内容上对员工日后就业施加不利或者负面的影响;
第二、离职证明内容须要符合不损害员工利益原则，若因离职证明内容导致员工再次事业或者侵犯员工隐私的，公司须要承担违法责任。
第三、在离职证明的内容中增加除了法定四要件之外的内容，双方须达成一致意见。
因此，离职证明的格式样式基本如下：
兹证明(先生/女士)曾在本公司担任部一职。劳动合同期限年，自年月日至年月日止。现于年月日双方共同()解除()终止劳动关系。其在本公司共实际工作年月(年月日至年月日)。
备注：
本证明一式三份，公司、员工、失业保险机构各持一份
有限公司(盖章)
年月日
说明：
1、为何要给失业保险机构一份?因为《就业服务与就业管理规定》第六十四条规定：劳动者进行失业登记时，须持本人身份证件和证明原身份的有关证明;有单位就业经历的，还须持与原单位终止、解除劳动关系或者解聘的证明。
注意：
我国现行法律尚没有关于用人单位出具解除或者终止劳动合同证明书的完整、明确的规定，只有1999年国务院公布的《失业保险条例》从办理失业保险登记、享受失业保险待遇的角度，规定城镇企业事业单位应当及时为失业人员出具终止或者解除劳动关系的证明。
正文：
在实际操作中，我们理解和掌握离职证明的知识，主要目的是保护自己的职场利益。
1、离职证明的意义
证明你在原单位的工作行为;
现在很多单位入要求新人提供离职证明，成为了入职必备材料之一;
同时，表明你与前单位已解除关系，避免纠纷。
2、离职证明的内容
内容包括4部分，
人员基本信息(姓名、性别、身份证号)、职务信息(任职时间、岗位、职级、收入等)、离职原因、公章。
关于内容，需强调：
一、无论公司是否有范本，最好只体现基本信息，因为职务信息可能影响新雇主的判断。
比如，之前职务是客户部，应聘新单位的市场部，虽然实际工作内容一样，但也会造成误解。
比如，你应聘经理职位、且在面试时也介绍的是经理工作经历，但实际上是主管，这就更不便让新单位知道了。
二、员工被开除的，一般开具开除通知书或开除证明书;
但有的公司也是写到离职证明上，离职原因标注开除的原因。
这类问题，需要与公司和人事沟通好，无论怎么解决，千万不好体现在离职证明上。
三、由于劳务派遣、外包、子公司等情况，存在公司名称和盖章名称不一致的现象。
一定做好准备，不要被新单位提问时，无法解释或吞吞吐吐，造成不必要的误会。
总之，离职证明越简单越好。
3、离职证明的程序
正常离职，和原单位没有纠纷，开离职证明会比较顺利。
先咨询人事部门，公司是否有固定范本，如果有，直接由人事部门出具即可;
如没有范本，在网上找一份，只要人事部门认可即可。
当然，这个时间不会太长，短则一天、迟不过一周。特殊情况除外。
大多数公司，人事部门就能全部搞定这事，直接给你完成版的。
除非有的公司，人事部门会写好内容，让自己你去找印章保管人，这类情况很少。
4、离职证明的提供
虽然新单位会要求提供离职证明，但法律法规并没有明确规定，离职证明的交阅方。
所以，有以下问题需注意，
新单位不会强求离职证明的格式，只要涵盖基本信息，有公章即可;
如新单位没有硬性要求的，可提供复印件，原件自己留存;
【范本一】
离职证明
先生/女士/小姐(身份证号为 )自20XX年XX月XX日入职我公司担任人力资源 部 人力资源助理 职务，至20XX年XX月XX日因 个人 原因申请离职，在职期间无不良表现，经协商一致，已办理离职手续。
因未签订相关保密协议，遵从择业自由。
特此证明。
论文关键词：建筑企业；统计分析；工作满意感；组织认同；离职倾向
0引言
组织发展关 键，潜藏于人的资源，在于员工对工作满意和对组织认同。在人力资源管理成为企业竞争优势的重要源泉的今天，员工离职问题已经成为世界性的难题。离职乃代表 员工对所属组织的一种否定，员工自愿离职是指员工主动离开企业的过程。过高的离职率会给企业带来严重成本负荷和使企业竞争力下降。Porter等人指出， 研究员工离职倾向应把重点摆在退缩过程的心理层面，如工作满意感、组织认同等…。目前建筑企业员工自愿离职率已逐年攀升，且颇具严重性。建筑企业具有流动 性大、分散、野外、交通闭塞等自身行业特殊性，使得对员工离职问题的实证研究具有一定困难。因此，本文的实证分析不仅具有实践意义，而且还具有一定的理论内涵。
1理论背景与假设
1．1变量涵义
工作满意感一直是组织行为学中的热点问题，已成为组织中一种早期警戒指标。它是指工作者对自己工作所抱持的一般性满足与否的态度，工作满意程度高，则表 示工作者对工作抱有正面态度。组织认同是指员工是否将自己认为是组织的一份子，进而认同组织使命、价值观及目标，并将组织的利益纳入各项管理决策之中。它 具有较强的路径依赖性，并具有竞争对手难以模仿的特性，也成为组织行为学者们关注的焦点。而离职倾向是指员工所产生的离开组织的想法或者意愿。它是判断员 工离职行为的最佳指标，当一名员工离职倾向愈高时，其离职行为发生的可能性就愈大。
1．2理论基础
(1)工作满意感与离职倾 向关系。工作满意感表现为：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景。本文采用上述 10个指标作为变量的结构化基础，来检验员工总体满意感及其对离职倾向的影响。据有关研究表明：总体工作满意感对离职倾向具有显著的影响；员工离职倾向受 工作本身的兴趣、成就感等因素的影响；不良的工作环境容易使员工产生心理及生理的疲倦，影响工作上的情绪，进而使员工产生离职倾向；员工对主管领导的满意 感对降低离职倾向具有重要作用；项目价值是员工对于其服务的工程项目在完成上缴款及实现利润的多少等方面，所直接感知到的满意程度，经本研究调查发现员工 对项目价值非常关注；裙带关系是员工对于其工作中裙带关系所知觉到的满意程度，经调查发现企业裙带关系存在对离职倾向具有重要的影响；升迁考核由于对员工 的工作满意感有积极的影响，而对员工离职倾向具有重要的影响；员工对薪资福利的满意感有助于降低员工离职倾向的观点，得到了大量的支持；角色冲突对员工的 工作态度有着直接的影响，并与离职倾向有正相关关系；具有自主性的工作能够让员工获得内部满足感，从而有助于降低员工离职倾向；企业发展前景对员工离职倾 向具有重要影响。
(2)组织认同与离职倾向关系。Abramseta1．认为组织认同与离职倾向显著负相关并具有直接影响。 Bamber&Iyer的调查也表明，组织认同会降低组织一职业冲突(OPC)而且会显著降低员工离职倾向。由此推断组织认同对离职倾向具有显著 的解释能力。
1．3研究假设
尽管上述学者研究得出了一些结论，但这些研究结论未必适合中国企 业。鉴于此，本文研究作以下6个假设。假设1：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展 前景等变量与离职倾向具有显著负相关性。假设2：总体工作满意感与离职倾向具有显著负相关性。假设3：组织认同与离职倾向具有显著负相关性。假设4：工作 本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景等10个变量对离职倾向具有显著影响力。假设 5：总体工作满意感对离职倾向具有显著影响力。假设6：组织认同对离职倾向具有显著影响力。
2研究方法
2．1抽样方法
为了控制员工所在行业和所服务组织层面的差异对离职倾向可能产生的影响，本研究的样本取自我国某特大型建筑企业分布在全国各地的32个下属企业的全体正 式员工共18345人．调查时间是2007～09—01—2007—10—31。为使样本更具代表性，采用了分层抽样和系统抽样相结合的概率抽样法，问卷 共发出478份，回收419份，剔除填答不完整及刻意乱答者36份，最后取得有效问卷383份。有效回收率为80．13％，符合抽样原则，样本资料按不同 标志分组，如表1所示。
2．2统计分析表
(1)工作满意感量表。本研究在前人已有成果基础上结合个案企业实际，按照设计流程，经反复修改、征询专家意见开发了一份操作性强、针对性强、内容较完 善的员工工作满意感新量表，共由10个分量表，37个题目组成。示例性题目“建设项目所创造利润情况”、“从自己的工作中看到合理的晋升机会”及“本单位 的薪资水准”等。为了评定的科学性，采用Likert五点尺度法对每个项目进行评分，分别给予1～5分，非常不满意为1分，非常满意为5分，得分高低表示满意程度。Cronbachu系数为0．9016，见表2。
(2)组织认同感量表。该量表采用经修改Cheney(1983)的组织认同量表测定。共有l0道题目，示例性题目有“成为该单位的员工，我很自豪”及 “我向朋友提及我所工作的单位时会称其是很优秀的公司”等。计分方法为1～5分，非常不同意为1分，非常同意为5分，分数高低表示对组织认同感强弱程度。 Cronbachu系数为0．9490，见表2。
(3)离职倾向量表。该量表采用Farhet a1．(1998)的离职倾向量表测定。由 4道题目组成，示例性题目有“我常常想辞去我目前的工作”等。计分方法为1～5分，非常不同意为1分，非常同意为5分，得分高低说明离职倾向强弱程度。 Cronbachu系数为0．9206，见表2。
3实证分析
采用Spssl3．0对数据进行统计分析，并对缺失值的处理采用整列删除(Listwise)法。
3．1描述性统计分析结论
从表2看出：一是各变量量表信度水平即Cronbach’su系数均在0．85以上，说明量表具有很高的信度，问卷同质性、内部一致性程度高且内部结构 良好。二是就员工切身感受到工作满意l0个变量来看，员工的满意程度平均值介于1．97至3．01之间，且绝大部分低于总体均值3．0，说明员工对工作表 达了自己不满情绪。三是总体而言，员工具有较低工作满意感、较低组织认同度和较高的离职倾向。其中，员工最不满意变量分别是项目价值、裙带关系及角色冲 突，这应引起企业管理层的高度关注，需采取措施加以改善。
3．2工作满意感各变量与离职倾向关系验证
(1)相关分析。经皮尔逊
(Pearson)相关分析，并做双尾检验(2-tailed)，结果如表3所示。工作满意感10个变量离职倾向在0．0l显著水平上表现出显著负相关 性。验证了假设1关于工作满意感各构面与离职倾向具有显著负相关性的结论。根据系数判断，升迁考核与离职倾向相关程度最显著，居二三位的是主管领导和工作 本身，说明这3个变量可能对离职倾向产生较大影响，但仅仅根据相关程度不能判断各变量对离职倾向影响程度，即相关分析只是表明变量之间存在相关关系，而不 能确定变量之间因果关系，回归分析则弥补了这个缺陷。
(2)回归分析。本研究采用强迫进入回归法(Enter)进行嚣究变量的回归分析，回归结果如表4所示。从表4中可看出，F=46．595，在0．01 水平上显著，表明回归效果好，相关系数R=0．746，说明白变量与因变量之间相关性好。R=0．556，表示这总体工作满意感一个自变量，可以解释因变 量55．6％的变异性。方差膨胀因子wF=2．252和Durbin—WatsonL即D一1．673，两种多重共线性测度系数均在标准范围内，说明白变 量的残差之问不存在自相关，也不存在多重共线性问题。
回归分析表明，工作本身、主管领导、项目价值、升迁考核及薪资福利5个自变量的回归系数和常数项达到了0．01水平上显著，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。而工作环境、裙带关系、角色冲突、工作自主性和企业发展前 景5个自变量对离职倾向没有产生直接影响。尽管相关分析表明该5个自变量与离职倾向显著相关，这主要是由于该5个自变量通过其他5个自变量而与离职倾向产 生了显著相关。从回归系数B来看，升迁考核影响最大，工作本身和项目价值居二三位，说明这3个对员工离职具有更强的作用力。综合以上信息，用强迫进入回归 法最后得到的多元回归方程为：LZQX=5．704—0．272JSM1—0．191JSM3+0．200一0．313JSM6—0．092JSM7。以 上分析验证了假设4关于工作满意感各构面对离职倾向均具有显著影响的结论。
3．3总体工作满意感与离职倾向关系验证
(1)相关分析。经相关分析，并做双尾检验，其结果显示如表5所示。总体工作满意感与离职倾向之间的相关系数为r=-0.651，表现出了显著的负相关。该结论验证了假设2关于员工总体工作满意感与离职倾向具有显著负相关性结论。
(2)回归分析。回归分析结果见表6，总体工作满意感回归系数及常数项达到0.01水平上显著性，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。 F = 280.867，表示在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。I r I = 0.651，说明自变量与因变量之间呈显著相关。 r2 = 0.424，表示这整体工作满意感这个自变量，可以解释因变量42.4%的变异性。VIF = 1.736, D-W = 1.684，均在 标准范围内，说明自变量的残差之间不存在自相关，也不存在多重共线性问题。综合以上信息，用强迫进入回归法最后得到的一元回归方程 为:LZQX = 5.817一0.994JSM。以上分析验证了假设5关于总体工作满意感对离职倾向具有显著影响力的结论。
3.4组织认同与离职倾向关系验证
(1)相关分析。组织认同与离职倾向相关分析结果，如表7所示，组织认同与离职倾向之间的相关系数为IrI= 0.777，表现出显著负相关。该结论验证了假设3关于员工组织认同与离职倾向具有显著负相关性的结论。
(2)回归分析结果见表8，组织认同回归系数及常数项在0.01水平上显著，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。回归结果中 F = 578.709，在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。IrI= 0.777,说明自变量与因变量之间呈显著相关。R2=0.603，表示 这组织认同这个自变量，可以解释因变量60.3%的变异性。VIF= 2.529, D-W=1.673均在标准范测内，说明自变量的决兹之间不存在.自 相关，也不存在多重共线性问题。用强迫进入回归法得到的回归方程为：LZQX=5．774—0．946X。以上分析验证了假设6关于组织认同对离职倾向具 有显著影响的结论。
[关键词]人一组织匹配；价值观；要求一能力匹配；工作满意；离职倾向
一、引言
员工离职是指组织中的个体终止其组织成员关系的过程（Mobley，1977）。有关数据显示，2012年我国的人力资源流动进一步活跃，相比2011年增长26%（杨晓冬，2013）。罗迈国际咨询公司2013年3月的中国人才流动调查报告显示，在分布于20个城市、20多个行业的2000多名调查参与者中，有32.3%在2012年主动离职（罗迈国际，2013）。成熟员工的主动离职往往会给企业带来多方面的不利影响，一是会削弱企业的人力资源，二是会带来重新招聘和磨合、重新培训和社会化的成本，三是核心员工的流失还可能会带来技术和商业机密外泄的风险。因此，如何预防和减少人才流失，是企业管理实践中的一个重要问题（赵慧娟、龙立荣，2008）。
国内外相关研究发现，离职倾向、组织承诺和工作满意是员工离职的有效预测指标。其中，离职倾向作为一系列撤退认知的最后一个阶段，相比于组织承诺和工作满意，能够更好地预测员工的离职行为（Tett&Meyer，1993）。因此，有关离职倾向的前因、后果和作用机制的研究也已成为学术领域的热点之一。不少研究表明，实现高水平的人一组织匹配是降低员工离职倾向、从而控制离职率的一种有效途径。人一组织匹配可被宽泛地定义为个体与组织之间的相容性（Kfistof，1996）。随着组织文化描述量表（Organizational Culture Profile）（O’Reilly，Chatman&Caldwell，1991）的提出，价值观匹配作为人一组织匹配的一种可操作化定义，得到了广泛接受。本文针对人一组织价值观匹配和离职倾向问的关系，围绕着这样三个实证问题展开研究：（1）人一组织价值观匹配对离职倾向是否存在显著影响？（2）如果价值观匹配对离职倾向存在显著影响，则其通过何种途径产生影响？（3）价值观匹配与离职倾向间的关系是否受到要求一能力匹配的调节？对上述问题的回答可以为企业预知员工的离职心理动向、采取相应措施预防员工流失提供参考。
二、文献综述与研究假设
1.价值观匹配对离职倾向的影响
人一组织价值观匹配是指个体价值观和组织价值观的一致性（O'Reilly，Chatman&Caldwell，1991）。按照互动心理学的观点，相比于个体特征或环境特征，个体特征和环境特征之问的共同作用能更好地解释个体态度和行为的差异。因此，在组织边界内，组织文化或价值观与个体价值观之间的匹配程度会对个体的态度和行为产生重要影响（Kfistof，1996）。社会认同理论（Taifel，1982）区分了社会认同和个体认同，认为社会认同是某一社会群体内的成员共同拥有的信仰、价值观和行动取向的集中体现。个体意识到他属于特定的社会群体，同时也认识到作为群体成员带给他的情感和价值意义。基于该理论，可以推断，如果个体感知到和组织之间存在着较高水平的价值观匹配，那么，他对组织的归属感较强，离职倾向较低。相似一吸引理论认为，在信念、价值观和个性品质等方面相似的个体会互相吸引（Byrne&Griffitt，1973）。个体通过和与己相似的人交往，可以进一步强化自我概念。基于该理论，可以预期，当个体和组织在价值观这一重要特征上具有较高程度的一致性或相似性时，个体容易受到吸引，并倾向于留在组织中。
在以西方文化为背景的研究中，Chatman（1991）、Westerman和Cyr（2004）、Lauver和Kristof-Brown（2001）等证实了价值观匹配对离职倾向的显著负向影响。在以中国文化为背景的研究中，赵慧娟和龙立荣（2008，2010）、Liu、Liu和Hu（2010）、张一弛、高莹和刘鹏（2005）等亦证实了这种影响。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Villado等人（2006）的元分析结果均表明，价值观匹配和离职倾向具有较强的负相关关系。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第一个假设：
假设1：人一组织价值观匹配和离职倾向负相关。
2.工作满意的中介作用
工作满意是指个体对于工作给他带来的愉悦程度的评价和判断（Edwards，Bell&Arthur et al.，2008）。根据社会认同理论（Tajfel，1982）和相似～吸引理论（Byme&Griffitt，1973）的观点，个体通常追求和所在群体或组织拥有相同或相似的价值观。因此，可以预见，当个体对于自身和组织的价值观一致性具有较高评价时，其工作满意水平将较高。已有研究证实了价值观匹配对工作满意具有积极影响。比如，Chatman（1991）、O'Reilly、Chatman和Caldwell（1991）、Westmnan和Cyr（2004）、Vigoda-Gadot和Meiri（2008）、朱青松和陈维政（2009）、陈卫旗和王重呜（2007）等均证实了价值观匹配对工作满意的显著正向影响。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Vi！lado等人（2006）的元分析结果均表明，价值观匹配和工作满意具有较强的正相关关系。由较高水平的价值观匹配带来的较高水平工作满意会进一步带来较低的离职倾向。比如，Wheeler、Gallagher和Brouer等人（2007）、Brigham、De Castro和Shepherd（2007）的研究均表明，工作满意能较好地预测离职倾向。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第二个假设：
假设2：工作满意对价值观匹配和离职倾向间关系起到中介作用。
3.要求一能力匹配的影响和调节作用
人一组织匹配包含一致性匹配和互补性匹配（Muchinsky&Monahan，1987）。其中，价值观匹配是一致性匹配的重要内容，而要求一能力匹配则是互补性匹配的重要内容。要求一能力匹配是指个体拥有的知识、技能和能力是否能够满足组织和工作的要求（Kristof，1996）。相比于较低水平的要求一能力匹配，较高水平的要求一能力匹配通常可以带来更好的工作行为和结果。因此，对个体拥有的知识、技能和能力的评估在人力资源管理实践中，历来被用作人员选择决策的重要工具。Kenne-dy（2005）、赵慧娟和龙立荣（2010）、Guan、Deng和Bond等人（2010）均证实要求一能力匹配和离职倾向显著负相关，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）的元分析表明，具有较高要求一能力匹配水平的个体通常具有更高水平的工作满意、组织认同、组织承诺和知觉组织支持，具有更低的工作压力、离职倾向和实际离职行为，以及具有更高的工作效率和工作绩效。
此外，Jansen和Kristof-Brown（2006）指出，人们是和工作环境的多个维度同时嵌套的（simultane-ously nested），而并非只对工作环境的某一方面作出反应。根据这种“嵌套”观点，很多由匹配导致的态度和行为不能简单地归因于个体和环境某一单个方面特征的匹配或不匹配，而是对个人和环境多方面匹配评估的反应。因此，价值观匹配和要求一能力匹配作为人一组织匹配的两个不同维度，在对离职倾向产生影响时，可能存在交互作用。我们预期，要求一能力匹配水平较低的员工倾向于关注自身能力的提高或寻求与自身能力更为匹配的工作，对于价值观匹配的关注程度较低，价值观匹配和离职倾向间的相关性较弱；而要求一能力匹配水平较高的员工则会将更多的注意力放在价值观匹配上，价值观匹配和离职倾向间的相关性较强。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第三、第四个假设：
假设3：要求一能力匹配与离职倾向负相关。
假设4：要求一能力匹配对价值观匹配与离职倾向间的关系起到调节作用。
本研究假设模型如图1所示。
三、研究方法
1.样本和程序
利用研究者的社会关系，采用方便抽样技术，通过问卷调查收集实证数据。调查对象为位于上海、福建、安徽、河南等地多家企业中的全日制员工。在样本选取上，考虑选择处于不同经济发达程度和地理区域、不同行业及不同性质的企业，以保证样本具有较好的代表性。
调查问卷包括人一组织价值观匹配问卷、工作满意问卷、要求一能力匹配问卷、离职倾向问卷以及有关人口统计学特征和企业特征的问题。施测时，由研究者在取得企业总经理或部门负责人同意后，亲自到工作现场采集数据，或者委托企业人力资源管理部门的工作人员或部门负责人以同样的方法施测。具体过程为：在说明来意和研究意图后，将问卷和空白信封依次发放给调查对象，并口头讲述指导语；填答完毕后，将匿名填写的问卷密封在空白信封中，当场回收。共向500位员工发放问卷，回收387份，回收率为77.4%。剔除漏项填答较多、题项选答过于一致等的问卷后，剩余的有效问卷为328份，有效回收率为65.6%。参与问卷调查个体的人口统计学特征和所在企业特征如表1所示。其中，女性略多于男性；91.5%的个体年龄在40岁以下；74.7%的个体拥有大专及以上学历；81.7%的个体为基层员工；样本在各个行业均有分布，但以金融、投资、咨询行业居多；83。3%的个体分布在民营企业、中外合资企业或外商独资企业。
随后，运用验证性因子分析法对各量表的信度和效度进行了检验；运用相关分析、层次回归分析和路径分析等方法和技术，对研究假设进行了检验。用到的统计分析软件为SPSSl7.0和AMOS7.0。
2.变量测量
（1）采用Cable和DeRue（2002）的3条目人一组织价值观匹配量表来测量人一组织价值观匹配。该量表在Cable和DeRue（2002）研究中的克隆巴赫系数为0.91（单一企业样本）和0.92（多企业样本）。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.90，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Liu，Liu&Hu，2010）。
（2）采用由Abdel-Halim（1981）编制的5条目能力一工作匹配量表来测量要求一能力匹配。该量表在Abdel-Halim（1981）研究中的克隆巴赫系数为0.80。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.73，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Xie，1996）。
（3）采用Kennedy（2005）编制的3条目工作满意量表来测量工作满意。该量表在Kennedy（2005）研究中的克隆巴赫系数为0.83，并具有较好的构念效度和效标关联效度。该量表为英文量表，我们对其进行了翻译和回译，以保证重要的概念均被包括在内。
（4）采用Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）编制的3条目离职倾向量表来测量离职倾向。该量表在Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）研究中的克隆巴赫系数为0.85。该量表已被用于中国情境下的研究，其克隆巴赫系数约为0.72～0.79，并具有较好的构念效度和效标关联效度（张一弛，梁钧平和刘鹏等人，2005；任润，张一弛，刘超飞等人，2011）。任润、张一弛、刘超飞等人（2011）提供了该量表的中文版本，我们用该中文版离职倾向量表施测。
所有量表均采用李克特7点量尺进行计分，1代表“强烈不同意”，7代表“强烈同意”。
四、研究结果
1.各量表的信度和效度
运用AMOS7.0软件对各变量进行验证性因子分析和信度、效度检验。由于价值观匹配问卷和要求一能力匹配问卷测量的是人一组织匹配的两个不同方面，工作满意问卷和离职倾向问卷测量的都是工作态度，因此，我们构建了1个四因子模型、2个三因子模型、1个二因子模型和1个单因子模型，来检验各测量变量的区分效度。分析结果如表2所示。由该表可见，四因子模型的自由度大于其他各模型，而卡方值小于其他各模型，表明该模型与数据拟合得更好。四因子模型的各项拟合指标均达到良好标准（卡方自由度比值介于1～3，RMSEA0.90），表明问卷测量到了四个不同的变量，各测量变量具有较好的区分效度。
该四因子模型中，各变量测量条目的因子负荷、平均方差抽取值和组合信度如表3所示。其中，除要求一能力匹配有一个条目（DAFl）的因子负荷较低外，其余各条目的因子负荷均介于0.589～0.904之间，且所有因子负荷均在0.001水平上显著，表明各变量具有较好的聚合效度。除要求一能力匹配变量的平均方差抽取值略低于0.50外，其余三个变量的平均方差抽取值均大于0.50。各变量的组合信度介于0.78～0.89，均大于0.70，表明信度良好。
运用SPSS17.0软件对数据进行描述性统计分析，结果如表4所示。由该表可见，各变量两两之间均在0.01水平上显著相关；各量表的克隆巴赫系数均大于0.70，表明各量表条目的内部一致性较好。
综上，认为价值观匹配、要求一能力匹配、工作满意和离职倾向这四个变量具有较好的信度和效度，可用于后续分析。
2.价值观匹配对离职倾向的影响
由表4可见，价值观匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别和受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设1。这些控制变量类型均为类别变量，因此，先将其转换为虚拟变量。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.066～2.703之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表5所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，价值观匹配能显著增加离职倾向变异28.5%的解释量，因此，假设1受到了支持。
3.工作满意的中介作用
由表4可见，价值观匹配和工作满意、工作满意和离职倾向均显著相关，故检验假设2的前提条件得到满足。为检验假设2，利用结构方程建模技术中的路径分析法进行了一系列嵌套模型测试，分析结果如表6所示。其中，模型1是完全中介模型，为基准模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向。模型2是部分中介模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向，以及从价值观匹配到离职倾向。模型3是直接作用模型，价值观匹配分别直接作用于工作满意和离职倾向。
由表6可见，模型1拟合指标中的X2/df（介于1～3之间）、RMSEA（0.90）均达到拟合良好标准。这些指标均优于模型2和3的相应拟合指标，且模型1和模型2、3的卡方差异值在0.01水平上达到显著。综之，认为模型1和实证数据拟合良好，为最佳匹配模型，即工作满意对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到了完全中介作用。因此，假设2受到了支持。
4.要求一能力匹配的影响和调节作用
由表4可见，要求一能力匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别、受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设3。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.054～2.697之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表7所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，要求一能力匹配能显著增加离职倾向变异11.1%的解释量。因此，假设3受到了支持。
利用层次回归分析法对假设4进行检验，控制变量、价值观匹配、要求一能力匹配、价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项依次进入回归方程。分析结果如表8所示。由该表可见，当价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项进入方程后，离职倾向可被解释的变异没有显著增加，说明要求一能力匹配没有对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到调节作用。因此，假设4没有受到支持。
本文旨在探讨人一组织价值观匹配对个体离职倾向的作用和作用机制。研究发现：（1）价值观匹配和离职倾向存在显著负相关关系；（2）工作满意对价值观匹配和离职倾向间的关系起到完全中介作用；（3）要求一能力匹配和离职倾向显著负相关，对价值观匹配和离职倾向间的关系没有调节作用。
本研究结果表明，价值观匹配和要求一能力匹配都能显著预测离职倾向，且价值观匹配（r=-0.578，R2=28.5%）相比于要求一能力匹配（r=-0.343，R2=11.1%），和离职倾向的相关性更强，能解释离职倾向的变异更多。导致这一结果的可能原因，一是要求一能力匹配更多体现了组织的利益诉求，而价值观匹配则更多体现了个体的利益诉求。因此，价值观匹配相比于要求一能力匹配，对个体的组织行为具有更为强烈的影响。二是当个体感知到自己在知识、技能、能力方面与工作要求存在较大差距时，通常首先寻求对知识、技能、能力的改进，或者在组织内部寻求与自身能力更为匹配的工作，当这两条路径都行不通时，才会产生较强的离职意愿。而个体和组织的价值观都无法在短期内得到改变，因此，当个体感知到自己与组织在价值观上存在较大冲突时，就倾向于离开当前所在组织，寻求在价值观方面匹配度更高的组织。三是随着社会经济的发展和人们生活水平的提高，个体的自我实现需求日趋强烈，对价值观匹配的重视程度有所提高。同时，随着我国人力资源市场和社会保障体系的建立和完善，个体不再将组织看作未来生活保障的唯一依托，对离职的顾虑已逐步减弱，价值观匹配对离职倾向的影响增加。因此，从降低或控制员工离职倾向的角度而言，组织在招聘、培训和社会化、员工沟通等人力资源管理实践中，除了要求一能力匹配，还应给予价值观匹配以足够的重视。
本研究发现，要求一能力匹配水平的高低并未影响价值观匹配和离职倾向间关系的大小或方向。这与赵慧娟和龙立荣（2010）的发现存在差异。此外，由表8可见，当同时考虑要求一能力匹配和价值观匹配对离职倾向的影响时，要求一能力匹配的作用变得不再显著。这表明要求一能力匹配和价值观匹配对离职倾向的影响也不是简单的叠加关系。因此，有关要求一能力匹配和价值观匹配在影响离职倾向时，两者之间是否存在交互作用或其他形式的相互作用，还有待更多研究和探讨。
本文主要做出了以下两个方面的理论贡献：（1）丰富了人一组织匹配理论和员工离职管理理论。本文证实了价值观匹配、要求一能力匹配均与离职倾向显著负相关，且价值观匹配相比于要求一能力匹配，和离职倾向的相关性更强，能解释离职倾向的更多变异。这为人一组织匹配和员工离职倾向关系研究提供了更多的实证证据。（2）就人一组织价值观匹配对离职倾向的作用机制进行了有意义的探索。本文证实了价值观匹配通过工作满意作用于离职倾向，要求一能力匹配和价值观匹配在对离职倾向产生影响时，不存在交互作用。
【关键词】银行职员 职业倦怠 离职倾向 心理资本
一、引言
（一）职业倦怠
Maslach和Jaskson（1984）提出的职业倦怠理论在人力资源管理理论借被广为认可。Maslach等（1986）认为，职业倦怠包含三大维度，即：情绪衰竭――员工认为自己所有的情绪资源都已耗尽，对工作缺乏冲动，有挫折感、紧张感，甚至害怕工作的一种表现；玩世不恭――员工刻意与工作以及其他与工作相关的人员保持一定距离，对工作不热心、不投入，对自己工作的意义表示怀疑；职业效能――员工对自身持有负面的评价，认为自己不能有效地胜任工作。
（二）离职倾向
离职分为主动和被动。被动的离职可以提高企业效益，增加企业运行效率。然而主动离职会使企业出现人才流失的现象，无法挽留人才是企业欲更进一步的最大阻碍。离职理论研究始于20实际初，Porter和Steers（1974）提出离职倾向的概念定义被学界广为认可，其认为离职倾向是员工不满意现有工作从而产生的退缩行为。产生离职倾向的员工通常工作精神集中度不高，工作投入、工作效率下降，从而最终导致企业利益受损。
（三）心理资本
心理资本概念21世纪初被人力资源学界关注，代表人物是Luthans。Luthans等（2007）认为，心理资本是种积极心理，其包含四个维度，即：自我效能――员工喜欢表现，自信通过努力能胜任挑战任务；希望――员工坚定目标并能动地实现；回复力（韧性）――员工坚持信念，在遇到挫折时很快恢复最终成功；乐观――员工积极把当前困难与未来成功相连。
（四）职业倦怠、离职倾向和心理资本三者相互关系
职业倦怠被视为产生离职倾向的原因之一。工作环境是个体因素的重要影响因素，常常是因组织的不同而异，因此研究结果针对银行业从业人员方面具有预测的意义。但由于不同银行工作环境尚存在差异，因而本研究成果是否适用于所有银行环境缺乏足够的支持。另一方，心理资本使个体特征具有发展（Luthans，208）。过往研究表明，心理资本作为一个中介变量能对员工的职业倦怠所产生的行为以及最终产生的离职行为具有可靠有效的预测意义。若验证心理资本在银行职员职业倦怠对离职倾向影响起中介作用，则提示组织可以以通过控制和增强员工的心理资本，降低其产生职业倦怠的可能性，从而降低离职倾向产生的几率。
二、理论假设
根据过往大量的研究和职业倦怠、离职倾向以及心理资本可能的关系，本文提出以下研究模型和四个假设：
假设1：职业倦怠对离职倾向有显著正向影响；
假设2：心理资本对离职倾向有显著负向影响；
假设3：职业倦怠直线负向影响心理资本；
假设4：心理资本是职业倦怠的重要控制因素，在职业倦怠对离职倾向的影响中起中介作用。
三、研究方法
（一）研究对象与过程
研究对象是来自于x银行的正式员工，采用随机抽样的方法，调查过程获得研究对象的同意。量表由银行职员独立完成，并统一回收调查量表。量表一共发放300份，回收297份，回收率为99%。其中有效问卷264份，有效率达88.9%。调查样本男女比例平均，均在50%左右；样本年龄主要集中在26岁以下以及27～36岁之间，各占44%和47%；样本学历以本科为主，占85%。
（二）研究工具
1.职业倦怠量表。本研究使用职业倦怠量表由美国社会心理学家Maslach和Jaskson（1986）联合开发的工作倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）通用版，包括情绪衰竭、讥诮（玩世不恭）、职业效能三个纬度。量表测量采用Likert五点计分法，即“1”代表“完全不同意”到“5”代表“完全同意”。
2.离职倾向量表。本研究使用的离职倾向量表为邝颂东等（2009）根据Bluedorn离职意向问卷改变的5条单纬度离职意向量表。量表测量同样采用Likert五点计分法，即从“1”到“5”，数字越大代表被测样本越同意该条目的说法。
3.心理资本量表。本研究采用的心理资本量表为Luthans等人在2007年提出的心理资本量表，PsyCap Questionnair（PCQ-24），量表包括自我效能、希望、回复力与乐观四个维度，每个维度六个问题，共24题。量表测量同样采用Likert五点计分法。
（三）统计方法
研究采用SPSS20.0对数据进行描述性统计分析、对问卷进行信度和效度检验、对三个变量进行相关性分析以及心理资本中介效用分析。
四、研究结果
（一）量表信度效度分析
经过SPSS20.0的科隆巴赫信度检验，职业倦怠问卷内部一致信度为0.891，离职倾向问卷内部一致信度为0.889，心理资本内部一致信度为0.862。数据双明，各问卷的内部结构一致性强，问卷内部结构良好，适合进行数据分析。经过SPSS20.0的KMO样本测度和Bartlett’s检验以及因子分析得出，三部分问卷被测数据间相关性较高，因子结构清晰，具有良好结构效度，适合进行数据分析。
（二）变量间相关关系
表1给出三个变量的均值、标准差以及相关性系数。从各变量相关性系数得出，职业倦怠、离职倾向和心理资本两两显著相关；职业倦怠对离职倾向有正向影响；离职倾向对心理资本有负向影响；职业倦怠对心理资本有负向影响――本研究假设1、假设2和假设3成立。
表1 职业倦怠、离职倾向和心理资本均值、标准差和相关性系数
资料来源：本研究整理。
（三）心理资本中介效用验证
根据Baron & Kenny（1986）中介效用验证方法，若心理资本起中介效用需要满足三个条件：Y=cX+e中c不等于零；M=aX+e中a不等于零；Y=c*X+bM+e中b不等于零。根据上述三个验证方程带入职业倦怠、离职倾向和心理资本相关数据得出， a=-0.312，b=-0.246，c=0.093，c*=0.081，即a、b、c值均不为零，即心理资本中介效用得到验证。由于c*值显著，则心理资本在职业倦怠对离职倾向的影响中起部分中介效用――假设4成立，即心理资本低不仅仅是银行从业人员产生离职倾向的原因。
五、讨论
本文提出的四个假设通过相关性分析和中介效用验证方法验证成立。职业倦怠的后果将会导致员工产生离职倾向，两者之间存在必然关系。心理资本在职业倦怠对离职倾向的影响中起的中介作用得以验证，即员工产生职业倦怠是否会产生离职倾向受员工心理资本作用影响，这与大部分学者研究结果一致。研究结果表明，银行职员工作压力大，强度高容易导致工作倦怠的产生，若心理资本低下，将导致离职倾向的产生。因此要挽留住银行人才，需要进行有效绩效考核安排，加大组织支持力度，增强员工心理资本，减少职业倦怠，从而降低离职倾向。研究表明，心理资本起部分中介效用，即心理资本仅仅是其中一个影响离职倾向的因素之一，真正离职原因可能存在真实银行工作过程中和组织支持的干预。
过去有大量研究表明职业倦怠对离职倾向的影响，同样也有很多文献证实了心理资本在两者之间的中介效用。但针对银行职员的相关文献不多。本文以银行职员的工作环境作为研究对象，具体分析银行职员职业倦怠程度和离职倾向的强度，通过强调心理资本的中介效用，为银行管理工作者提供一定的参考。
参考文献
[1]Maslach，C.and Jackson，S.E.“Burnout in Organizational Settings，”in Applied Social Psychology Annual：Applications in Organizational Settings（5），Sage，Beverly Hills，CA，1984a，pp.133-153.
[2]Maslach C.and Jackson，S.E.Burnout Inventory Manual，Consulting Psychologists Press，Palo Alto，CA，1986.
[3]Porter L M，Steers R M，Mowday R T. Organizational Commitment，Job Satisfaction and Turnover among Psychiatric Technicians[J].Journal of Applied Psychology，1974（9）：603-609.
[4]Luthans F，Youssef C M，Avolio B J. Psychological Cap-ital[M].Oxford，U.K.：Oxford University Press，2007.
关键词：创业板；高管离职；股价
中图分类号：F832.5 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.01.12 文章编号：1672-3309（2013）01-32-03
2009年10月，我国创业板市场在深圳证券交易所正式成立，首批上市的企业有28家。随后，创业板市场进入了一段异常的活跃期。中小高新企业为谋其发展纷纷申请上市，截止到2012年3月14日，已成功上市的企业就有293家。 然而伴随创业板市场高速发展的同时一系列问题也浮出了水面，而高管离职潮的现象也是弥散在市场上的阴霾。根据深圳证券交易所公告显示，截止2011年12月31日，创业板高管离职公告已达到185份，而2010年还不到50份。 鉴于此，本文采用事件分析法，基于公司股价变化的视角来探讨高管离职对公司的影响。
一、国内外文献综述
Gay Hatfeild，Dan L. Worrell，Wallace N. Davidsion，Eugene Bland（1999）选取了1963-1987共25年间54家企业为样本，研究了公司表现、董事会特征、股东分布、公司规模、公司年限等对高管辞职的影响。Martin J. Conyon，Annita Florou（2002）以英国460家大型企业为样本，研究了高管辞职和公司表现之间的关系。Manu Gupta，L. Paige Fields（2008）根据纽约证券交易所和纳斯达克市场2008年上市公司股价的表现来研究董事的独立性在监管机制中的重要性和有效性。James Lau， Philip Sinnadurai， Sue Wright（2009）以澳大利亚大公司为例研究了公司业绩表现与CEO辞职可能性之间的关系。Weiwen Li， Yuan Lu， Ai He， Yuanyuan Gong（2011）从社会心理学角度分析了公司一般高管和CEO辞职的现象。Alexander J. S. Colvin（2011）利用长期交叉模型数据检验了就业、投资者退出、高管辞职和客户服务四者在公司发展中的关系。
李斌（2008）从对市场影响的角度分析了高管离职，皮海洲（2010）从套现的角度来分析创业板高管离职的原因。沈友涕、焦丽华、许成（2011）以2008—2009年中国制造业新增ST公司为样本，按同行业原则选取19家健康公司作为对照样本，揭示公司业绩变动的过程特征。危兆宾（2011）从法律的角度来研究创业板高管辞职套现，王楠、杨海芬、赵邦宏（2011）从公司治理角度分析了创业板高管离职的原因，彭洋（2011）从高管离职的角度来探讨高管薪酬激励机制。
二、样本选择及研究方法
（一）数据的选择
本文选取了自2010年1月1日至2011年12月31日所有发生高管离职的公司，共有样本184个（含有同一个公司两次及以上高管离职）。实证分析所需要的数据均来自深圳证券交易所（http//.cn）创业板板块和大智慧交易分析软件。其中所涉及的公司股价均采用当天收盘价。
从样本按年度分布统计我们可以看出，2010年高管离职相对比较平缓，而2011年呈加速状态，创业板高管离职潮自2010年出现以来，不仅没有减弱，而且愈演愈烈。其中一个很重要的因素是，起初只有28家企业上市，随后越来越多的企业涌入创业板，而且伴随着非流通股解禁日期的不断到来，越来越多的高管选择了离职，当然离职的原因有很多。上市企业在数量上的猛增，促使高管离职潮愈演愈烈也是一种很正常的现象。
从样本按行业分布统计我们可以看出，制造业占了绝大部分（64.13%），其次是社会服务业（10.87%）和信息技术（13.04%）。而在创业板上，制造业企业有192家，占总体的65.53%；信息技术企业有59家，占总体的20.14%；社会服务业企业有20家，占总体的6.83%。这与创业板上总的企业的行业分布基本吻合，说明了高管离职的企业并没有集中在哪一个行业，而是与总体企业分布密切相连。
（二）数据的处理方法
1969年Fama和Roll分析股票拆息信息对股价影响时提出了事件分析法，原理是选择某一特定事件以研究事件发生前后对某一段时期内样本股价或收益率的变化情况，进而解释特定事件对公司股价或收益率的影响。事件分析法隐藏三个重要假设：资本市场是有效的；事件没有被预测到；时间窗口内没有混淆事件。在此我们假定三个假设条件均被满足。
三、高管离职效应的实证分析
为了准确研究高管离职对公司的影响，本文将选定高管的离职日期作为事件窗口。另外，估计窗口为离职前10个交易日，事件后窗口为离职后10个交易日，即（-10，10）。
（一）全样本分析
从总体上看，高管离职对公司股价影响的程度不大。根据媒体猜测，基于套现的动机，高管离职会对公司产生重大影响。但事实上由于高管离职而导致股价下降的公司只有58.7%，而其中不乏由于股价的随机游走而在总体上促使股价下降的现象的产生（根据股价随机游走理论，会有50%的公司股价下降）。股价变化的程度较小，在184个样本中，只有47.8%的样本的股价变化率超过了5%。
从我们以上的分析可以看出，首先高管离职潮并不像媒体中报道的那样对公司产生很大的影响。从整体上来说，产生很大影响的企业只占1.5%（股价变动超过10%）。而理应导致股价下降的企业只占有58.7%，这与在无高管辞职的情况下，根据股价随机游走理论将会出现50%企业股价下降的情况来说并不是很明显。因此我们可以得出这样的结论：创业板高管离职只对一小部分企业产生重大的影响，而很大一部分公司的高管离职是公司人员流动的一种正常现象，市场并没有引起强烈的反应。
（二）小样本分析
为了深入分析高管离职对公司影响的规律，我们再次选取股价变化率超过10%的28家公司作为样本，对其再次集中分析。
从总体上看，高管离职对公司有一定的影响，由于高管离职而导致股价降低的概率为61%。
在离职原因分类中，我们可以看到若个人原因离职，则公司股价下降的概率为67%。而由于工作调动或工作需要原因离职对公司股价的变动基本没有什么影响；在公司规模分类中，规模较小的公司（总资产低于10亿元）在高管离职后对公司影响较大，股价下降的概率为69%。而总资产超过10亿元的公司影响不大；在行业分类中，信息技术和社会服务业的公司高管离职后对公司的影响较大，股价下降的概率分别为75%和80%。制造业和其他行业的公司影响不大；在不同职位分类中，若辞职的高管是董事的话，则公司股价下降的概率为67%。其他辞职职位的高管对公司股价影响性不大；在辞职后是否再任职的分类中，若辞职的高管再任职的话，则公司股价下降的概率为67%。而辞职的高管不再任职，则对公司的股价影响不大。
从我们对以上的分析结果可以看出，在选出的小样本下公司高管离职对公司的影响程度较大，尤其是在个人原因离职、公司规模较小（总资产低于10亿元）、信息技术和社会服务业、董事辞职及辞职后再任职这样的条件下，高管离职对公司的股价影响较大。这也对应了媒体所报道的高管离职潮对一些公司产生重大影响的说法。因此，我们可以得出这样的结论：在一定条件下，一部分公司当中，高管离职对公司股价将产生重要的影响。
四、政策建议
高管离职潮的出现暴漏出创业板成立的时间比较短，很多制度还不够完善。因此，如果我们能采取有效的措施，很多问题还是能够得到有效解决的。
（一）完善退市制度
如果有完善的退市制度，经营不好的公司勒令退市，公司自己便会完善制度，更不要说会有大量的高管离职的出现。美国的纳斯达克市场便是一个很好的榜样。因此为了创业板的长远发展和缓解高管离职潮，证券交易所应当完善退市制度。
（二）加强监管体系
宽监管使企业放松警惕，“为所欲为”地发展，也是企业内部矛盾重生，一部分高管不满企业的发展方式或看不到公司的未来也会选择离职。因此，如果证监会能做到适当的宽审核而严监管就会在一定程度上缓解高管离职潮，也会更好的促进创业板市场的长远发展。
参考文献：
[1] Weiwen Li， Yuan Lu， Ai He， Yuanyuan Gong. CEO-Senior Executive Dissimilarity and CEO Dismissal： The Moderating Role of Power Distance [J]. Academy of Management Annual Meeting Proceedings， 2011，6.
[2] Alexander J. S. Colvin. An Employment Systems Approach to Turnover. Human Resources Practices， Quits， Dismissals， and Performance [J].Academy of Management Journal， 2011，8.
[3] 邬国梅.对上市公司高管辞职套现的反思[J].现代管理科学，2008，（12）.
[4] 皮海洲.高管辞职套现的五大原因[J].武汉金融，2010，（10）.
关键词：内部市场导向；员工满意度；离职意向；实证研究
中图分类号：F270.3
文献标识码：A
文章编号：1003－7217(2010)05－0104－05
一、引 言
21世纪已进入服务经济时代。一方面，对于服务企业来说，由于服务产品的特殊性，员工的工作态度、工作质量直接影响着顾客的感知和评价，很大程度上决定了顾客对企业的满意度和忠诚度。员工在服务企业中的重要性不言而喻，如何让员工拥有主人翁的责任感，能自觉地为顾客提供优质服务从而使企业获得竞争优势，成为服务企业管理层追求的目标。另一方面，随着信息传播速度的加快，市场竞争的加剧，服务企业的员工流失率也日益攀升。如最典型的服务业一饭店业，员工流动率平均在25％左右。员工的频繁跳槽增加了企业的运营成本，也不利于服务质量的提高。因此，如何降低员工的离职率，保持服务业员工队伍的稳定成为服务业管理者面临的重要问题。
针对以上情况，营销学者们提出了内部市场导向的概念。内部市场导向是借鉴市场导向的概念，在以员工为主体的内部，进行广泛、深入地研究，促进员工之间沟通，对内部出现的问题做出及时反应，旨在提高员工的满意度，降低流失率。然而，内部市场导向在企业中的应用却较少。Spir0s P.G0u－naris认为，实证研究的缺乏影响了内部市场导向在企业界的实施和推广，同时也使内部营销理论体系的完整性受到损害。因此，本文试图从内部市场导向人手，建立研究模型，运用问卷调查数据，探讨内部市场导向与员工离职意愿之间的关系。
二、理论背景及假设
(一)内部市场导向
作者尚未发现内部市场导向明确的定义，学者们借鉴K0hli and Jaw0rski(1990)对市场导向的研究，从信息处理的视角将内部市场导向定义为三类活动的集合：对内部市场进行研究、收集相关信息，促进企业内部信息的交流和沟通，用有效的内部营销战略对内部信息做出积极响应。
Spir0s P.G0unaris在此基础上详尽分析了内部市场导向的维度及其活动之间的关系。如表1所示。
Pitt and F0reman(1999)把内部市场导向和外部市场导向并列构成企业的营销战略，认为引导和平衡企业的视线，员工和顾客这两个焦点都不能偏废。内部市场导向要求企业持续关注他们的需求，包括显性需求和隐性需求，并做出及时的响应，建立和维护与员工之间的良好合作关系，让员工满意，降低员工离职意愿和人员流动情况，保证服务质量的稳定。
(二)内部市场导向和离职意愿之间的关系
离职意愿在一定程度上可以看成是员工忠诚的反向变量，主观上产生离职意向的员工就是对组织不忠诚的员工。沃恩等人的实证研究得出员工离职是员工忠诚的后果变量，且忠诚组织的员工离职率比与忠诚主管的员工离职率更低。离职意愿是薪酬、领导风格、工作机会、任务特征等各类变量交互作用的结果，当员工感觉薪酬、领导风格、晋升机会、工作特点等方面不如人意时，他的离职意向会明显增强。在Price所提出的离职意图模型中，晋升机会、上级支持等因素对离职意图有显著的正向作用。W0ng等人基于中国合资企业的样本，发现程序公平与离职意图呈显著的负相关关系。而研究中的组织支持、薪酬公平、培训和发展、职业晋升等都是内部市场导向关注的问题。内部市场导向要求运用类营销方法促进内部员工之间的交流和协作，提高员工满意度，如进行内部市场细分，了解员工需求，增强内部沟通，让信息传递顺畅及时，建立公平透明的晋升通道，组织培训，提高员工工作技能，合理授权等措施。这些措施与员工忠诚度的培养不谋而合。李志，向征等提出了员工忠诚度的培养对策模型，其中包含8个因素，即员工的工作态度培养、企业对员工的尊重及沟通、员工的培训和提高、人本化的制度管理、激励管理制度、人才录用、企业形象和领导榜样。可以说，内部市场导向提供了培养员工忠诚度的环境和条件，企业的内部市场导向实施越到位，培养员工忠诚度的条件就越容易得到满足，员工对企业的忠诚度就会越高，员工的离职意愿则越低。因此，本文提出以下假设。
H1：内部研究对员工离职意向有着显著负向影响。
H2：内部沟通对员工离职意向有显著负向影响。
H3：内部响应对员工离职意向有显著负向影响。
(三)内部市场导向与员工满意之间的关系
员工满意存在多种定义，一种是员工对工作本身及有关环境所持的一种态度或看法，是对其工作角色的整体情感反应。根据0ECD(经济合作与发展组织)1998年调查发现，薪资、忙碌程度、弹性工时、升迁与发展机会、工作稳定度、有趣程度、自主性、帮助他人机会等是决定员工满意的重要因素。谢永珍，赵京玲(2001)认为，影响员工满意度的各种因素可以概括为工作本身、工作回报、工作背景、人际关系和企业整体五个方面。员工满意的另一种定义包括个人的付出和报酬以及他人的付出和报酬，其理论基础是亚当斯的公平理论。当员工感觉到所得小于付出时，就会感觉不公平，从而产生不满意感。反之，则相反。
内部市场导向和员工满意关系非常密切。一方面，内部市场导向要求企业把员工当成顾客，通过改善内部服务质量来提高员工满意度。内部服务质量是内部市场导向的核心思想，它包含的内容广泛，涉及到薪酬结构、工作内容、人际关系、事业发展、工作条件、管理状况等方面。根据Heskett(1998)的《服务利润链》，提高内部服务质量能够提高员工满意度和忠诚度。另一方面，内部市场导向的重点内容是员工和企业之间的价值交换，如同顾客和企业之间的关系一样，员工的付出包括他们在工作上花费的时间、精力、他们对组织的忠诚、对企业政策的遵从。企业的付出在于给员工提供合适的岗位、薪酬、人际环境、组织结构、无形的社会地位、良好声誉、成就感等。在实施内部市场导向的企业中，公司通过正式和非正式的渠道了解员工对于工作付出和工作所得的感知以及对价值交换的公平感，了解不同员工的不同需求和期望，然后采取相应的措施，促进互惠交换的实现，从而消除员工的不满意感。因此，提出以下假设。
H4：内部研究对员工满意有显著正向影响。
H5：内部沟通对员工满意有显著正向影响。
H6：内部响应对员工满意有显著正向影响。
(四)员工满意和离职意愿之间的关系
员工满意是员工留职的先决条件。不满意的员工容易跳槽，多数研究证明，员工满意会带来员工忠诚，减少离职率。Williams&Hazer(1986)指出工作满意的员工比工作不满意的员工更少缺勤(Hackett&Gui0n)，更少离职(Carsten&Spect0r，1987)，对生活更满意。施姆维尔(Shemwell)等人发现，满意程度越大，员工对公司忠诚的概率就越高，那么员工离职率就越低。根据Salins的研究，设想现实企业中常存在的直观现象(c0mm0nsense)：如果公司对我非常友好，关注我对工作的付出，关心我的感受和需要，那么我就能获得较大的满意感，并不会轻易跳槽；相反，我非常努力的工作，却得不到公司的关注和友善回报，那久而久之，我可能就会跳槽了。因此，本文提出假设：
H7：员工满意对离职意向存在负向影响。
三、研究模型
根据假设和变量之间的关系，以及各变量的观测指标，构建本研究的理论模型，如图1所示。
四、问卷设计和调查
(一)问卷设计
内部市场导向量表的设计以Spir0s P.G0u－naris(2006)开发的量表结构为基础，如表1所示，10个二级指标，每个二级指标下面均有4－5个题项，共36题。员工满意度量表以谢永珍，赵京玲(2001)构建的满意度指标体系作为问卷设计的蓝本，共5个二级指标，将每个二级指标编写成一个题项，共25个题项。离职意愿量表来自于J0van等人(2003)基于中国企业开发的量表，共4项，即：“我正在寻找本公司以外的工作；我打算在目前的工作单位待较长时间；一般情况下，我不会主动离开目前单位；假如继续呆在本单位，我的前景可能不会好。
(二)正式问卷调查
本次调研的对象要求在服务型企业工作1年以上，这种限制增加了调研难度，因此，采用便利原则，随机抽样。在进行正式调查之前在小范围内作了预调查，测试问卷的有效性，并删减无效题项。正式调研回收有效问卷157份。问卷样本覆盖长沙、湘潭、株洲、衡阳、常德、广州、上海、深圳等大小城市。其中被调查对象中，女性59位，占37.6％，男性98位，占62.4％，男女比例均衡；20－30岁96位，31－40岁53位，其他年龄的8位，被调查对象的年龄主要集中在20－40岁；被调查对象在工作年限、职位、受教育程度等方面也大体均衡，符合样本选取的科学性及统计分析要求。
五、数据分析和解释
(一)信度
信度分析主要是为了检验测量题项之间的内部一致性或者说测量题项的可靠性与精确性，通常用Cr0nbacha系数表示。系数可接受的最低值是0.6，大于0.7，表明数据可靠性较高；超过0.9则说明效果极佳。采用SPSS 11.5对各变量进行信度分析，结果表明，内部研究、内部沟通、内部响应、员工满意、离职意愿系数分别为0.822、0.816、0.893、0.856、0.842。说明各变量均具有较高的精确度，信度得到验证。
(二)效度分析
为了检验测量题项的准确性即效度，本研究运用L1SREL8.7对各变量进行验证性因子分析(C0nfirmat0ry Fact0r Analysis，CFA)，以确定测量题项是否具有足够的建构效度。通常用标准化因子负荷来判断观测变量的收敛效度，用平均变异抽取量来分析变量的判别效度。结果如表2所示。观测变量的65个题项的标准化因子负荷在0.54-0.80之间，测量误差在0.37－0.77之间，表明各观测变量具有较高的收敛效度。同时，各变量的平均变异抽取变量分别为0.532、0.590、0.596、0.580、0.571、0.564、0.732、0.634，均大于0.5。此外，从表2可以看出，AVE的平方根大于各变量相关系数的绝对值，同时也都大于0.5，表明各变量具有显著的判别效度。本研究观测变量的效度得到检验。
(三)模型拟合度检验
整体模型验证主要通过模型的相关拟合指标来衡量。本研究采用最大似然估计法，将观测变量的相关系数矩阵为基础，对整体模型进行检验，检验数据表明，不论是绝对拟合度、简约拟合度还是增值拟合度，都表明研究模型具有理想的模型适配程度。具体结果见表3。
(四)假设检验
为检验前文提出的研究框架间各变量的关系，本文运用LISREL8.70对H1～H3进行假设验证。结果如表4所示。
六、理论模型的修正
在设定模型结果的基础上，剔除了没有通过统计检验的路径，建立修正模型。修正模型的各项拟合指数分别为：γ2＝506.68(df＝241，P＝0.000；γ2／df＝2.1)，RMSEA＝0.058，NFI＝0.91，NNFI＝0.94，IFI＝0.95，GFI＝0.91，CFI＝0.95，完全达到了优秀的指标，且各条路径都通过了检验。
以下就内部市场导向的三个构面：内部研究、内部沟通、内部响应对员工满意、员工离职意向的影响效应进行分析：
(1)内部研究对员工满意、离职意向的作用都不显著，路径系数分别为0.23、－0.17。(2)内部沟通对离职意向存在两种影响：一是直接效应，其值为－0.74；二是间接效应，其值为0.62*(－0.56)≈－0.35。直接效应大于间接效应。(3)内部响应对离职意向的影响同样有两条路径：直接作用为－0.80，间接作用为0.59*(－0.56)≈－0.33。直接作用大于间接作用。(4)内部沟通、内部响应对员工满意的作用都达到了显著水平，标准化系数分别为0.62、0.59。员工满意对离职意向的影响也很显著，路径系数为－0.56。
七、结论和建议
综上分析，可以得出以下结论：
1.内部沟通能够显著提高员工满意度，影响员工离职意向。实证研究表明，上司对员工生活上的关怀和人格上的尊重，耐心聆听并帮助解决员工遇到的工作问题，就工作任务、工作目标与员工交流意见等纵向沟通、管理层之间、员工之间的横向沟通方法都能明显提高员工对工作本身、工作环境和企业整体的满意感，从而留住员工。
2.内部响应对员工满意度有显著正面影响，能显著降低员工离职意愿。主要指了解个体需求、按照员工的不同特点细分员工群体、有效的工作设计和职业生涯规划、管理层对员工工作及时的支持、符合员工特点的新政策和制度、有针对性的技能和知识培训、提供较多的发展机会、合理的富有激励性的工资水平、充分的授权等这些活动对员工满意度的提高有显著作用。
3.内部研究对员工满意度和离职意向没有影响或者作用不明显。研究结果表明，调查了解员工的需求和满意度、在企业内部宣传劳动法规的变动、探究其他公司在人才保留方面的措施等内部市场研究活动本身并不能显著影响员工的满意度和离职意向。合理的解释是，现在企业员工对满意度调查、需求调查等活动已经司空见惯，常有一些企业由于管理层的更换、部门间的协调不当，导致后续工作不了了之，员工无法从这类收集信息工作中获得实质性的利益或和帮助，这种“雷声大雨点小”情况把员工“训练”得更加“务实”，因此内部信息收集工作对留住人才的影响并不大。
关键词:家族企业;绝对权力;民营企业;治理结构;实证研究
在现有的关于绝对权力研究的文献中,一方面,缺乏针对家族企业绝对权力的专题研究,尤其是家族企业绝对权力对职业经理､企业绩效等产生何种实际影响;另一方面,现有的研究都是思辨似的,缺乏实证的数据支持｡所以,目前对家族企业绝对权力的研究依然是不深入的,值得进一步研究｡
一､ 研究假设的构造
本研究的基本思路是从家族企业的绝对权力对职业经理的心理和行为的影响､对家族企业绩效的影响等方面来分析的｡家族企业职业经理心理和行为的测度分别职业经理的组织公平､组织承诺和离职意愿等来计量｡所以,本研究涉及的主要变量的说明如下:
1. 主要研究概念的界定和计量｡组织公平感｡组织公平感各个维度变量的计量采取刘亚､龙立荣､李晔等研制的量表(2003),因子分析验证后分成4个因子,和原有量表结构和项目组成完全相同,分别代表分配公平感､程序公平感､人际公平感和信息公平感;组织公平的整体测度则可以采用将四个因子分别与其相应的特征值贡献率进行加权累加得到的综合因子计量｡
组织承诺度｡组织承诺各维度的计量采用了凌文辁等人的职工承诺研究量表,用因子分析进行验证,发现存在5个因子,除个别因子项目和凌文辁等的量表因子某些个别项目有些出入外,基本是吻合的｡5个因子依然代表情感承诺､机会承诺､理想承诺､规范承诺和经济承诺｡同样,组织承诺的整体测度则可以采取将五个因子分别与其相应的特征值贡献率进行加权累加得到的综合因子计量｡
绝对权力水平｡绝对权力就是家族企业控制权的垄断(郭强,2001)和绝对集权(向铁梅,2002),绝对权力水平其实就是测度家族企业主决策权力集中度的一个指标｡在本研究中对企业主决策权力集中度的度量方法是设计一个家族企业主要决策的累加的五级李克特综合累加量表:量表由家族企业各个层次的投资决策､管理决策项目等组成,量表的标度是:1表示“基本或完全由部门专职经理决定”,2表示“部门专职经理为主,家族企业主只是建议”,3表示“家族企业主和相关专职经理共同决策”,4表示“家族企业主为主,参考部门专职经理建议”,5表示“基本或完全是家族企业主说了算”｡那么这个累加的综合量表就基本反映了家族企业主决策权力的集中程度｡量表累加值越大,其决策权力越集中;相反,量表累加和越小,其决策集中度越低｡
企业绩效｡从数据获得的可行性考虑,本研究采取了总资产利润率ROA作为衡量家族企业绩效的计量指标｡
2. 研究基本假设构造｡绝对控制权必然会使得家族企业的员工,特别是差序格局之外层员工失去主动性和创造性,而差序格局中核心的家族成员则享有绝对的机会和得天独厚的待遇｡人与人之间的权利关系极不平等(易宪容,2002)｡拥有绝对权力的家族企业主可以随意辞退职业经理,可以随意修改分配原则,可以对下属不尊重等等｡所以,家族企业主绝对权力越大,职业经理受到的压抑和权力的剥夺越大,职业经理受到的不公平待遇越多｡据此,我们得出以下假设:
假设1:家族企业职业经理的公平感与家族企业绝对权力程度负相关｡根据郭强(2001)的分析,在绝对权力的条件下,企业会形成诸多排斥知识要素或弱化其作用的机制｡第一､由于缺乏制度,权力垄断者采取以信任而非能力用人机制,使虽具有能力优势却无信任优势的外部职业经理在职位竞争中处于劣势;第二､家族企业主的信任用人机制存在很大的局限性,因为高高在上的家族企业主无法了解众多的下属,这就使得不称职的下属难以淘汰,称职的下属难以提升;第三､身居要职而缺乏专业能力的职业经理为了减少竞争威胁,可能会自觉阻止有能力的下属与家族企业主接触,甚至输送相反的信息｡这些排斥知识要素的机制都会严重第伤害职业经理对家族企业的感情和忠诚｡所以,我们做出以下研究假设:
假设2:家族企业职业经理的组织承诺与家族企业绝对权力程度负相关｡国外文献也指出,组织公平感对其组织承诺,特别是情感承诺具有良好的预测力｡一项国内的实证研究表明,分配公平对组织承诺具有最大的预测力,其次是人际公平和程序公平(刘亚､龙立荣､李晔,2003)(凌文辁､张治灿､方俐洛,2001);同时,国外的实证研究又指出(Mathieu & Zajac,1990),离职意愿是组织承诺的后果变量,组织承诺与离职意愿的相关系数为-0.464｡也就是说,组织公平影响组织承诺,而组织承诺影响职业经理的离职意愿｡既然家族企业绝对权力会显著地降低家族企业职业经理的组织公平和组织承诺,当然会显著地提高职业经理的离职意愿,即得不到公平和赏识的职业经理一般会另择明主,选择离职｡我们提出以下假设:
假设3:家族企业职业经理的离职意愿与家族企业绝对权力程度正相关｡石束提出,“家族企业主的专制和独裁造成企业失误连连”(2001),给企业带来损失和灾难;许建业认为,家族企业重大决策集中的主观性和随意性较强,企业的风险比较大(许建业,2003);郭强研究绝对权力的结论是,私营企业权力垄断的结局必然是企业的衰败｡虽然这些研究没有提供经验证据,但观点是一致的:家族企业的绝对权力会给企业的绩效带来负面影响｡为了验证上述观点,我们提出以下假设:
假设4:家族企业的绩效与家族企业绝对权力程度负相关｡
二､ 研究对象界定､样本选择和调查实施
1. 研究对象界定｡梦然(2002)认为职业经理是“能够代替资本所有者在生产劳动中执行管理､监督､决策等职能的企业雇员”｡按照这个定义,作为本文研究对象的家族企业职业经理包括家族企业中除所有者以外的各个层次的管理人员,我们的调查对象确定为家族企业的外聘正副总经理､各部门正副经理等,对家族成员担任的经理人员则予以排除｡
2. 样本选择和调查实施｡本研究参照有的学者的做法(王宣喻､储小平,2002),没有采取严格的概率抽样的方式,而是实行老师和学生社会网络与随机抽样相结合的方式,以保证获得信息的可行性和真实性｡本研究的有效样本为328份｡
三､ 数据处理与结果分析
1. 绝对权力对家族企业职业经理心理和行为的影响｡尽管影响组织承诺､组织公平的因素很多,但家族企业的权力集中形成的绝对权力是一个非常特殊而有非常重要的因素｡在本研究中,我们设置“企业绩效”､“企业发展前景”(本研究中采取五级李克特量表来测量的:1表示“企业发展前景非常不好”,5表示“企业发展前景非常好”｡下同)为控制变量,以消除“企业绩效”､“企业发展前景”等因素对研究结果的影响｡绝对权力与组织承诺和组织公平的偏相关研究结果如下:
表1绝对权力与组织公平､组织承诺的偏相关分析（略）
实证研究结果表明,家族企业的绝对权力对职业经理的组织承诺呈显著负相关(显著性概率水平小于0.05),而与职业经理的组织公平的相关性并不显著｡这就是说,绝对权力会显著影响职业经理对家族企业的整体组织承诺度,假设2得到验证;然而出乎意外的是家族企业的绝对权力却对其整体公平感不存在显著影响(显著性概率水平为0.556,大于0.05),假设1被拒绝｡
那么,绝对权力对职业经理组织公平和组织承诺各维度的关系如何呢?
我们仍设置“企业绩效”､“企业发展前景”为控制变量,以消除“企业绩效”､“企业发展前景”等因素对研究结果的影响｡绝对权力与组织承诺和组织公平各维度的偏相关研究结果如下:
表2绝对权力与家族企业职业经理组织公平各维度的偏相关（略）
表3绝对权力与家族企业职业经理组织承诺各维度的偏相关 （略）
研究结果显示,绝对权力尽管不足以影响家族企业职业经理的整体公平感,但与程序公平和人际公平感呈现出显著负相关的特征;同样,绝对权力尽管显著影响家族企业职业经理的组织承诺度,但仅仅与情感承诺､理想承诺与机会承诺呈负相关,而和经济承诺与规范承诺没有显著的关联｡其实,在理论上,职业经理的机会承诺主要与其自身及社会环境有关,所以,我们认为绝对权力与家族企业职业经理的机会承诺的关联不符合理论检验｡
家族企业职业经理的离职的影响因素也是多方面的,如企业发展前景､企业的绩效等｡那么,家族企业老板的绝对权力行为对职业经理的离职意愿(采取5级李克特量表测量:1分表示“完全没有”,5分表示“很多”)有何关联呢?同样,在本研究中,我们设置“企业绩效”､“企业发展前景”为控制变量,以消除其他因素对研究结果的影响｡
偏相关的研究结果如下:
表4绝对权力与离职意愿的偏相关 （略）
研究结果表明,家族企业绝对权力治理模式与职业经理离职意愿存在显著的正相关,即绝对权力水平越高,职业经理离职意愿越高｡也就是说,绝对权力会对职业经理等管理要素产生排斥｡
综合上述研究结果,家族企业主的绝对权力治理模式,如同郭强分析的那样,会把职业经理变成惟命是从的“傀儡”,使职业经理无法锻炼自己的决策能力和管理能力,职业经理的理想自然就无法实现;另外,绝对权力可能会伤害职业经理对家族企业的一种归属感和忠诚感｡至于家族企业主的绝对权力为何不影响职业经理的组织公平感,主要是因为尽管绝对权力会显著影响程序公平,即绝对权力排斥规范的制度执行,同时也显著影响了人际公平,即绝对权力降低了对职业经理的尊重和支持,但家族企业主注意正确利用自己的权力,努力使职业经理的报酬满意公正,也积极与职业经理沟通,提高职业经理的分配公平和信息公平感予以弥补｡所以,从整体看来,绝对权力并没有显著降低职业经理的组织公平感｡
绝对权力之所以与职业经理的离职意愿负相关,是因为一方面会显著降低职业经理的程序公平和人际公平,从而影响职业经理的组织承诺,从而增加职业经理的离职意愿,另一方面,绝对权力会直接降低职业经理的情感承诺､理想承诺,从而也增加职业经理的离职意愿｡这和郭强指出的在家族企业的绝对权力环境中,优秀人才渐渐流失的结论是吻合的｡
2. 绝对权力对家族企业决策和绩效的影响｡为了验证家族企业的绝对权力对企业决策的影响,下面对绝对权力与企业决策失误程度(采取五级李克特量表测量,1表示决策失误“非常少”,5表示“非常多”)的关联､绝对权力与企业绩效的关联度分别进行研究｡
表5绝对权力与企业决策､企业绩效的偏相关（略）
结果发现,绝对权力和企业的绩效关系显著,呈负相关规律;而绝对权力却和家族企业的决策关系在0.05的水平上并不显著｡也就是说,就整体而言,家族企业主的绝对权力治理模式目前还没有对决策造成明显的影响｡
然而我们推断,绝对权力应该对不同规模的家族企业的影响应该是不同的｡我们按照家族企业资产的规模,分成比较大型企业和中小型企业两组(以总资产4 000万为临界点),再进行相关分析的结果如下:
表6大型家族企业绝对权力与企业决策､企业绩效偏相关（略）
表7中小型家族企业绝对权力与企业决策､企业绩效的偏相关（略）
研究结果表明,不同规模的家族企业的绝对权力决策模式的效果是不同的｡数据说明,比较大型的家族企业的绝对权力水平与决策失误呈显著正相关,也就是说,越是家族企业主决策权力垄断程度越高,企业决策失误越多｡并且,大型家族企业由于决策失误,其绩效降低,导致企业的衰败｡实证结论印证郭强理论分析观点,也从总体样本上的实证研究结果验证了假设4的观点｡但是,对于中小家族企业来讲,家族企业主采取绝对权力的决策模式,却并不是导致家族企业决策失误和绩效衰退的因素｡拥有绝对权力的家族企业主完全可以凭借自己丰富的实践经验进行快速的决策,赢得企业的优势和企业绩效的提高,即笼统地批评家族企业权力集中是有失偏颇的｡
我们认为一个比较可能的解释是,家族企业主的绝对权力治理存在一种效率替代｡集中的决策具有快速､高效的优势,能迅速捕捉市场锲机;而民主的决策能集思广益,减少决策的主观性和片面性｡在企业规模不大时,企业决策简单,主观片面的风险和缺陷并不大,即对企业绩效影响并不显著;当企业发展到一定程度,独断的决策可能给企业带来巨大的损失,超过快速决策的收益,家族企业的绩效会显著下降｡
四､ 研究的主要结论
经过实证研究,我们得到以下结果:
关键词：（中）关键词就业稳定性；任职期；离职
中图分类号：（中）中图分类号F2414文献标识码：A文章编号：1000-4149（2013）05-0079-10
收稿日期：（中）收稿日期2012-12-20；修订日期：（中）修回日期2013-04-09
基金项目：（中）基金项目广东省社科规划项目（GD10CYJ003、GD12CGL02）；广东省普通高校人文社会科学重大攻关项目（11ZGM79002）；广东教育厅人文社科基金项目（K1124610）。
作者简介：（中）作者简介 孟凡强（1982-），山东德州人，经济学博士，仲恺农业工程学院管理学院讲师。研究方向：劳资关系、人力资源管理等。
正文劳动力市场中的就业稳定性与流动性问题一直是西方成熟市场经济国家理论界和政策制定者关注的重要问题。如果劳动力市场中的就业群体不能获得高质量、稳定的工作，始终在就业和失业的边界上转换，那么劳动力市场上随时会产生大量的失业人群。人力资本理论认为稳定的雇佣关系是员工人力资本（尤其是企业专用性人力资本）积累的必要条件，而专用性人力资本则是企业赖以生存的关键性资源，同时也是地区经济发展的重要推动力。因此，就业稳定性问题不仅会影响到劳动者自身的收入水平和福利状况以及企业的竞争力，而且还将影响到整个社会的稳定与经济的发展。
在改革开放以前的传统经济体制下，我国并不存在严格意义上的劳动力市场，国家通过行政指令进行劳动力资源的配置，僵化的就业体制带来的是经济的低效率。始于20世纪80年代的劳动力市场改革旨在消除计划经济体制下形成的劳动力资源配置刚性，以双向选择取代固定用工制度，增加劳动力资源配置的灵活性和合理性，提高劳动力资源配置的效率和整体经济运行效率[1]。这是中国30多年来经济快速增长的秘诀之一，但由此带来的另一后果是劳动力的高流动性和劳动者就业的不稳定性。就业的不稳定性增加了企业与员工专用性人力资本投资的风险，降低了专用性人力资本投资的动力，人力资本投资的不足有可能使经济陷入“低技能、低产品质量”的陷阱。因此，如何提高就业稳定性，构建富有弹性的雇佣关系，成为我国劳动力市场改革的新目标。本文将尝试通过对个体工作经历调查数据的实证研究，分析我国劳动力市场上就业稳定性的形态变化及其影响因素，为劳动力市场改革的进一步推进提供意见参考。
一级标题一、文献回顾与理论假设
在西方发达国家，关于就业稳定性问题研究的文献较多，不同国家的学者对本国就业稳定性的变迁进行了大量研究，大多数研究都是实证性质的。早期美国学者考察了20世纪70年代至90年代早期美国就业稳定性的变化趋势，并未发现明显的下降趋势[2～3]。但其后相关学者的研究则发现了美国就业稳定性的下降趋势[4～6]。英国学者对本国就业稳定性研究也存在不同的结论。伯吉斯和瑞斯（Burgess & Rees）运用英国综合住户调查数据（GHS）发现20世纪70年代中期到90年代中期，英国的就业稳定性并未改变[7]。然而，格雷格和沃兹沃思（Gregg and Wadsworth）运用英国劳动力调查数据（BLFS）研究了同一时期的就业稳定性，却得出了就业稳定性下降的结论[8]。格雷格和沃兹沃思进一步将样本观察期扩展到2000年，同样发现了就业稳定性的下降趋势[9]。其他国家的学者也对本国的就业稳定性进行了研究。吉沃尔和莫林（Givor and Maurin）分析了1982～2002年间法国非自愿离职风险的变化，发现20世纪90年代非自愿离职的风险高于80年代，即使在控制了宏观经济因素之后，法国劳动力市场中的就业稳定性仍然有明显的下降趋势[10]。曹和克姆（Cho and Keum）运用韩国劳动力与收入的面板数据实证研究了1997年金融危机及复苏期间韩国就业稳定性的动态变化，发现1997年危机期间韩国就业稳定性大幅下降，并且再也没能恢复到危机前的水平。非正规就业、短期工和低学历水平工人的就业稳定性恢复比其他群体更慢，从而导致就业稳定性两极化问题恶化[11]。罗卡宁和乌西塔洛（Rokkanen and Uusitalo）运用终身工作历史数据考察了芬兰1963～2004年间就业稳定性的变化，研究发现工作终止风险在20世纪90年代早期有所上升，但目前（21世纪10年代）已恢复到20世纪70年代的水平[12]。布拉特贝格（Bratberg）运用挪威1986～2002年雇主雇员数据库分析了挪威的就业稳定性，发现在这一期间工作任职期只有轻微的变化，公共部门的短期任职期比例有所上升，超过8年的任职期比例有所下降，但是就业稳定性的轻微下降并未导致失业的增加或劳动力退出市场[13]。
国内关于就业稳定性
本文使用的就业稳定性（employment stability）概念，与国外文献中工作稳定性（job stability）的概念基本相同，国内学者用就业稳定性概念较多，因此，本文沿用这一概念。的研究尚处于开始阶段，相关文献较少。翁杰等利用2006年的调查数据研究了大学毕业生就业稳定性的现状和演变趋势，以及导致就业稳定性变迁的原因。研究发现，20世纪90年代以来，大学毕业生的就业稳定性在不断下降，尤其是2003年以后。1999年开始的高等教育规模扩展改变了大学毕业生劳动力市场的供需状况，导致了工作转换概率的上升和就业稳定性的下降。另外，以就业率为导向的就业政策也是引致就业不稳定的一个因素[14]。陈昭玖等对新生代农民工就业情况进行了调研，并对调研数据采用Logit模型对新生代农民工就业稳定性的影响因素进行实证分析。结果表明，新生代农民工的就业特征与传统农民工相比存在较大的差异，普遍表现出就业稳定性差的现象；新生代农民工就业稳定性受年龄、择业机会识别、工资、企业用工环境等多种因素的影响。其中，年龄、工资、企业用工环境与新生代农民工就业稳定性呈正相关，择业机会识别与新生代农民工就业稳定性呈负相关[15]。
通过文献的回顾可以发现，由于数据的可得性国外关于就业稳定性的研究较为丰富。不同学者运用不同的数据库对不同国家不同阶段就业稳定性的变迁进行了深入的研究。但国内关于就业稳定性研究的文献相对较少，现有研究多是对于某一特定群体如大学生、新生代农民工的就业稳定性的研究，尚缺乏对我国工人整体就业稳定性问题的实证研究。针对这一问题，本文拟采用2008年中国综合社会调查（CGSS）数据库对我国工人就业稳定性的变迁问题进行尝试性研究。中国综合社会调查数据库是一项全国范围内的、大型的抽样调查数据库，样本涉及全国28个省市，这使得我们可以从总体层面上考察我国工人的就业稳定性问题。
相比就业稳定性变化趋势的分析，就业稳定性影响因素的研究显得更为复杂。本文根据前人的研究，提出以下假设。
假设1：进入劳动力市场时间
工人进入劳动力市场的时间是指工人开始从事第一份工作的时间。越晚的工人群体，其整体就业稳定性越低。
我国于20世纪80年代开始进行劳动力市场改革，改革的方向是为过于刚性的劳动力市场注入灵活性，以双向选择取代固定用工制度，提高劳动力资源配置的效率和整体经济运行效率。制度的变迁将从供给和需求两个方面影响就业稳定性，鉴于我国劳动力市场改革的方向性，本文认为开始工作时间越晚的工人群体，其整体就业稳定性越低。
假设2：工人个体特征对就业稳定性有显著影响。
从供给的角度来看，当工人终止一份工作的预期效用大于当前工作获得的效用水平加上工作转换的成本的时候，理性的工人将选择离开当前的工作。由于男性和女性在工作转换的机会和成本方面存在差异，因此，就业稳定性可能会存在性别差异[16]，如女性工人由于照顾家庭的原因主动离职的可能性更大；根据工作搜寻理论，为更多地了解劳动力市场，探寻个人更适合哪一种工作，年轻工人转换工作的可能性更大，因此，年龄越大的工人主动离职的可能性越小 [17]。
假设3：企业特征对就业稳定性有显著影响。
从需求的角度来看，当企业终止一份工作的收益大于继续这份工作的收益加上终止成本时，企业将选择终止这份工作，不同类型（如行业、所有制等）的企业在终止工作方面的收益与成本不同，因此，企业类型也是影响就业稳定性的重要因素之一。根据人力资本理论，工人专用性人力资本的积累与任职期正相关，专用性人力资本投资的利益共享机制降低了工人的离职倾向[18～19]。与政府和社会组织的培训相比，企业组织的培训更具专用性人力资本投资的特征，因此，企业培训与工人的主动离职负相关。
一级标题二、数据、模型与方法
二级标题1数据来源
本文选取工作任职期作为就业稳定性的衡量指标，这一指标是国际上较为常用的用于衡量就业稳定性的指标[20]。任职期的数据来自2008年中国综合社会调查（CGSS）数据库中关于工人工作经历的调查数据。CGSS 2008关于工人工作经历的调查是通过工人对其工作经历的回顾来完成的，每个样本有十份备选工作经历，每份工作经历均涉及开始年份与结束年份，以及所在单位及个人的其他特征变量。这种工作历史数据提供了工人从开始第一份工作到调查时的所有工作经历，这使得我们可以考察不同群体的任职期。由于本文的研究对象是工作任职期，因此，只选取了有过正式工作经历的样本，共3626个，样本涉及全国28个省市，其中男性样本1903个，女性样本1723个。
二级标题2模型与方法
本文选取工作的任职期作为就业稳定性的测算指标，由于部分工作在调查的时候还未结束，工人任职期的数据存在截尾，因此，本文采用乘数极限法估计每份工作任职期的均值和中位数，据此来研究就业稳定性的变化趋势。在就业稳定性影响因素的分析方面，本文区分了三种不同的离职方式，并分别考察了三种离职方式的影响因素，第一种为主动离职（quit），主要是指工人的主动辞职行为，样本数为1311个；第二种为被动离职（layoff），该类别的离职方式包括组织调动、单位劝离和单位开除，样本数为433个；第三种为其他原因的离职（others），主要包括合同到期、健康问题、离/退休以及其他原因的离职，样本数为774个。
在就业稳定性影响因素的分析方面，由于存在三种竞争性的离职方式，因此，本文选用竞争风险模型（competing risk model）半参数估计方法估计三种离职方式的影响因素，模型形式如下：
根据前面的假设，劳动力市场改革的政策效应、工人个体特征及企业特征都是影响就业稳定性的因素，本文以进入劳动力市场的时间（4个虚拟变量，以1978年以前进入劳动力市场的工人为基组）来衡量劳动力市场改革的政策效应。以进入劳动力市场的年龄、性别、受教育程度（4个虚拟变量，以初中及以下教育程度为基组）和职业类型（8个虚拟变量，以初级职员为基组）作为工人个体特征变量。而企业方面的特征变量则包括单位所有制（5个虚拟变量，选取集体或集体控股企业为基组）、单位培训（4个虚拟变量，选取完全没有培训为基组）
根据研究需要，本文对数据库中的变量进行了分类处理，受教育程度分为初中及以下、高中学历、大学学历和研究生及以上四个层次，其中初中及以下包含没有受过教育、私塾、小学、初中四类样本，高中学历包括职业高中、普通高中、中专、技校四类样本，大学学历包括成人大专、普通大专、成人本科和普通本科四类。在职业类型方面，本文将专业人员和技术人员合并为一组，另外，由于军人职业的特殊性质，本文未将其考虑在内。在单位所有制方面，本文将港澳台资合并到了外资样本中，不做区分。由于数据的限制，本文未能将行业和工资等影响因素包含在内，从而使估计结果不可避免地存在一定程度的偏误。。表1为变量的描述性统计。
一级标题三、我国的就业稳定性在下降吗
我们首先用乘数极限法对工作任职期进行了估计，出于研究就业稳定性变化趋势的需要，本文将工人样本按进入劳动力市场的时间进行了分组。由于重点研究的是20世纪80年代劳动力市场改革之后就业稳定性的变迁，因此，将1978年以前开始工作的作为第一组，将1978年以后进入劳动力市场的样本分为三组：1979～1988年为一组，1989～1998年为一组，1999～2008年为一组。
本文对样本工人的工作经历数进行了统计，拥有四份工作经历的工人比例在3%左右，这一数值并不足以支持乘数极限法的估算，因此，本文只对前三份工作的任职期进行了估计，但本文认为，这已足以说明我们要考察的问题。（估计结果见表2）。从表2可以看出，进入劳动力市场的时间越晚的群体，其每份工作的任职期（无论是平均任职期还是中位任职期）越短。对于第一份工作，1978年以前进入劳动力市场的工人平均任职期为2165年，1978年之后的第一个十年工人的平均任职期下降为1554年，第二个十年下降为989年，进入新千年后工人平均任职期下降到520年，这说明随着我国劳动力市场改革的推进，工人的任职期不断缩短，就业稳定性不断下降。从相同群体不同工作序数的比较来看，随着工作数的增加，任职期不断缩短，这也印证了就业稳定性下降的结论。
二级标题2不同性别、不同离职类型任职期的估计
本文进一步对不同性别、不同离职类型的任职期进行了估计，估计结果见表3。从表3我们可以看出，总体上看，进入劳动力市场的时间越晚的工人群体，其整体的工作任职期越短，这一结论对于不同性别的三种离职类型均成立。被动离职的工人任职期比主动离职的工人任职期长，这一点对于所有男性工人和1978年以后进入劳动力市场的女性工人均成立。通过不同性别相同离职类型任职期的比较，我们没有发现明显的时间趋势。从离职比例数据来看，无论是男性工人还是女性工人，进入劳动力市场的时间越晚的工人群体，其主动离职的比例越高；另外，女性工人主动离职的比例始终高于男性工人。在被动离职方面，被动离职的比例随时间的推移呈现下降趋势，男性工人被动离职的比例高于女性。
一级标题四、就业稳定性的影响因素及性别差异
哪些因素导致了就业稳定性的下降，哪些因素影响了不同离职行为的发生，就业稳定性是否存在性别差异，为回答上述问题，下面利用竞争风险模型对不同性别三种离职方式的影响因素进行了估计，估计结果见表4
由于数据的限制，估计的结果仅针对第一份工作。。
二级标题1就业稳定性的影响因素分析
三级标题（1）劳动力市场改革的政策效应。
从估计结果可以看出，在控制了其他因素之后，进入劳动力市场的时间对于所有形式的离职都是一个显著的决定因素（基组是1978年以前进入劳动力市场的工人群体），无论是男性还是女性这一因素都有很高的显著性。在主动离职的样本中，总体上来看，进入劳动力市场的时间越晚，其回归系数越大，这表明无论是男性还是女性，进入劳动力市场的时间越晚，主动离职的可能性越大。对于被动方式的离职，所有回归系数均为负值，这表明与1978年以前进入劳动力市场的群体相比，1978年以后进入劳动力市场的群体更不易于以被单位解雇的方式结束工作，并且进入劳动力市场越晚，被动离职的风险越低，对于其他方式的离职，我们也可以得到与被动离职相同的结论。这说明我国就业稳定性的下降趋势主要表现为工人主动离职风险的提高。
三级标题（2）年龄、受教育程度及职业类型。
在其他因素中，年龄对于主动离职和其他原因离职（无论是男性还是女性）的影响都是显著的，并且年龄对主动离职的影响是负向的，这说明年龄越大，越不易于以主动离职的方式结束工作，这也验证了前面的假设。年龄对于其他原因的离职的影响是正向的，这是由于其他原因的离职中包含了离/退休、健康原因等因素，这些因素均与年龄有较强的相关性。而对于被动离职来说，年龄越大的男性工人被动离职的风险越高。在受教育程度方面，与初中及
以下教育程度相比，更高的教育程度降低了工人主动离职的风险，这一结论对男性工人和女性工人均适用，并且这一结果总体是显著的。通过系数间的比较我们可以发现，受教育程度越高，主动离职的风险就越低。在被动离职方面，研究生及以上学历的工人被动离职的风险较低。在其他方式的离职方面，与初中及以下学历相比，更高的学历降低了工人其他方式离职的风险，这一点对于研究生及以上学历的工人尤为明显。另外，职业类型也是影响工人离职行为的一个因素。男性管理者、专业技术工人、一般职员和操作工人、女性专业技术人员的主动离职风险均显著低于基组（初级职员）。
三级标题（3）企业特征因素。
在企业特征的影响因素中，与集体企业相比，国有企业工人主动离职的风险相对较低，但工人被动离职和其他方式离职的风险较高，本文认为出现这一结果的原因是我国劳动力市场改革过程中，国有企业的改制导致大批工人下岗。而私有企业工人主动离职的风险高于集体企业，被动离职和其他方式离职的风险低于集体企业，关于这一结果的解释，本文认为，由于私有企业中工人组织力量（如工会）的弱小，从而使得私有企业不断通过压低工人待遇的方式来增加利润空间，最终导致工人以“用脚投票”的方式离开企业。在单位培训方面，企业组织的培训降低了工人主动离职和被动离职的风险，这说明作为人力资本投资重要形式的企业培训能够降低工人的流动性，提高工作的稳定性，但这一结果仅对男性工人的主动离职影响显著。政府和社会组织的培训都降低了工人主动离职的风险，但这种影响并不显著。
二级标题2就业稳定性的性别差异
男性工人与女性工人在就业稳定性方面存在差异，比如女性更容易因照顾孩子或其他家庭因素停止工作，通过前面对原始数据的分析我们已经发现，女性主动离职的比例高于男性，被动离职的比例低于男性，并且这种性别差异在我们考察的整个期间（包括劳动力市场改革以来的30年）均存在。但当我们控制其他因素之后，这种性别差异是否仍然存在？为考察这一问题，本文利用混合样本重新估计了一组方程。首先，我们在基本模型变量的基础上加入了性别虚拟变量，估计结果见表5中的a组
由于篇幅限制，表5只列出了性别及性别与进入劳动力市场时间的交乘项。。从a组方程我们可以看出，女性工人主动离职的风险显著高于男性，而被动离职的风险显著低于男性，这进一步印证了前面对原始数据分析的结果。
为进一步考察不同群体之间男女性在就业稳定性方面的差异，b组方程在基本模型的基础上加入了性别与进入劳动力市场时间的交乘项，结果显示女性工人的离职行为（包括主动离职、被动离职和其他离职）与男性工人的差异并没有明显的时间趋势。相比对应群体的男性工人而言，女性工人的主动离职风险相对较高，这一结果对于1989～1998年和1999～2008年两个时间段的群体而言是显著的，但是不同时间段相对风险之间的差别并不明显。在被动离职方面，女性工人比对应男性群体的离职风险小。另外，1978年以前进入劳动力市场的女性工人以其他方式离职的风险显著高于对应的男性群体。
二级标题3稳健性检验
在考察就业稳定性的性别差异部分，本文在基本模型的基础上分别加入了性别虚拟变量和性别与进入劳动力市场时间的交乘项，利用混合样本重新估计了a组和b组两组方程，方程估计结果与基本模型估计结果的基本结论一致，因此，基本模型所得结论是稳健的。
一级标题五、结论与讨论
本文运用CGSS 2008关于工人工作经历的调查数据考察了我国工人就业稳定性的变化趋势，重点考察了1978年改革开放以后就业稳定性的变化。在就业稳定性衡量指标方面，本文选取了国际上常用的任职期指标。由于任职期数据的截尾特征，本文选取了乘数极限法估计任职期均值和中位数，并利用竞争风险模型考察了就业稳定性的影响因素和性别差异，所得结论基本验证了前面所提假设。这些结论主要包括：进入劳动力市场时间越晚的工人群体，其整体的工作任职期越短；随着工作经历数的增加，工人每份工作的任职期不断缩短，这些都表明改革开放以来我国就业稳定性呈现下降的趋势；无论是对于男性工人还是女性工人，进入劳动力市场的时间越晚，主动离职的风险越高，被动离职及其他离职的风险越低，这说明我国就业稳定性的下降主要是由于工人主动离职风险的提高。另外，年龄越大，主动离职的风险就越低；受教育程度越高，主动离职的风险越低；男性管理者、专业技术工人、一般职员和操作工人，女性专业技术人员的主动离职风险均显著低于初级职员；与集体企业相比，私有企业工人主动离职的风险较高；在单位培训方面，企业组织的培训降低了男性工人主动离职的风险；就业稳定性存在性别差异，女性工人主动离职的风险显著高于男性，而被动离职的风险显著低于男性，但女性工人的离职行为与男性工人的差异并没有表现出明显的时间趋势。
总体上看，随着劳动力市场改革的推进，我国的就业稳定性呈现明显的下降趋势，并且这种下降主要表现为工人主动离职风险的提高，这虽然是劳动力市场流动性提高的表现，但这种流动是一种低层次的流动，低学历工人、低职位工人、私企工人、女性工人等弱势群体成为劳动力市场上流动劳动力的主体，出现这种现象的原因在于利益诉求组织与机制（如工会组织、工资协商机制）的缺失导致“用脚投票”成为多数弱势工人群体利益诉求的主要途径。这种低层次的流动不利于工人人力资本尤其是专用性人力资本的积累，有可能造成劳动力市场的低水平均衡状态，同时也会带来失业及劳资冲突等一系列问题。因此，如何提高就业稳定性，保护劳动力市场上弱势工人群体的利益，构建稳定、和谐的劳资关系成为我国劳动力市场改革的新目标。2008年《劳动合同法》的实施标志着我国劳动力市场的改革进入一个新的阶段，改革的方向由灵活性向灵活安全性转型，鉴于目前我国劳动力市场上劳资双方“强资弱劳”的力量格局，《劳动合同法》的出台更多的是为了保护劳动者的相关权益，提高劳动力市场上的就业保护力度，平衡劳资双方的力量对比，构建和谐、稳定的劳资关系。但需要注意的是，这一改革方向与目前欧洲发达国家的改革方向相反，欧洲劳动力市场中过度的就业保护被认为是导致持续高失业率的原因，因此，从20世纪80年代起绝大多数欧洲国家开始降低就业保护力度，增加劳动力市场的灵活性，构建富有弹性的雇佣关系。因此，在进一步改革的过程中应借鉴欧洲发达国家劳动力市场改革的经验，避免过度就业保护问题及高失业率的问题。如何构建富有弹性的雇佣关系，实现劳动力市场的灵活安全性转型是一个有待进一步研究的问题。
本文由于数据的限制使得分析结果可能存在一定的偏差。如本文所使用的数据属于回顾数据，并且在任职期方面只有年份数据而没有月份数据，同时行业和工资数据的缺乏也使得本文的分析存在一定的误差。另外由于样本的限制，本文在就业稳定性影响因素分析的部分用对第一份工作影响因素的考察来代替整体就业稳定性的考察也使得研究的结论有可能存在偏差。上述问题有待在今后的研究中进一步改善。
（致谢：本论文使用数据全部来自中国国家社会科学基金资助的“中国综合社会调查（CGSS）”项目。该调查由中国人民大学社会学系与香港科技大学社会学部执行，项目主持人为李路路教授、边燕杰教授。作者感谢上述机构及其人员提供数据协助，本论文内容由作者自行负责。）
参考文献：
参考文献内容[1] 翁杰，周必彧，韩翼祥发达国家就业稳定性的变迁：原因和问题[J]浙江工业大学学报（社会科学版），2008，（2）
[2] Farber， H S Are Lifetime Jobs Disappearing？ Job Duration in the United States： 1973–1993[R] National Bureau for Economic Research， 1995
[3] Diebold， F X， D Neumark， and D Polsky， Job Stability in the United States[J] Journal of Labor Economics， 1997， 15（2）
[4] Neumark， D， D Polsky， and D Hansen Has Job Stability Declined Yet？ New Evidence from the 1990s[J] Journal of Labor Economics， 1999， 17 （4）
[5] Jaeger， DA and AH Stevens Is Job Stability in the United States Falling？ Reconciling Trends in the Current Population Survey and Panel Study of Income Dynamics[J] Journal of Labor Economics， 1999， 17 （4）
[6] Stevens， A H The More Things Change， the More They Stay the Same： Trends in Longterm Employment in the United States， 1969–2002[R] NBER Working Paper， No11878， 2005
[7] Burgess， S and H Rees Job Tenure in Britain 1975-92[J]The Economic Journal， 1996， 106（435）
[8] Gregg， P and J Wadsworth A Short History of Labour Turnover， Job Tenure， and Job Security， 1975-93[J] Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 1995， 11（1）
[9] Gregg， P and J Wadsworth Job Tenure in Britain，1975～2000：Is a Job for Life or just for Christmas？[J] Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 2002， 64（2）
[10] Givord， P and E Maurin Changes in Job Stability and Their Causes： An Empirical Analysis Method Applied to France，1982～2000[J] European Economic Review， 2004， 48（3）
[11] Cho， J and J Keum Dualism in Job Stability of the Korean Labour Market： The Impact of the 1997 Financial Crisis[J] Pacific Economic Review， 2009， 14（1）
[12] Rokkanen， M and R Uusitalo Changes in Job Stability： Evidence from Lifetime Job Histories[R] Government Institute for Economic Research （VATT） and IZA Discussion Paper， No 4721， 2010
[13] Bratberg， E Has Job Stability Decreased？ Population Data from a Small Open Economy[J] Scandinavian Journal of Economics， 2010， 112（1）
[14] 翁杰，周必彧，韩翼祥中国大学毕业生就业稳定性的变迁——基于浙江省的实证研究[J]中国人口科学，2008，（2）
[15] 陈昭玖，艾勇波，邓莹，朱红根新生代农民工就业稳定性及其影响因素的实证分析[J]江西农业大学学报（社会科学版），2011，（1）
[16] Booth， A L， MFrancesconi， and C GarciaSerrano Job Tenure and Job Mobility in Britain[J] Industrial and Labor Relations Review， 1999， 53（1）
[17] Stigler， G J Information in the Labor Market[J] Journal of Political Economy， 1962， 70（1）
[18] Becker， G S Investment in Human Capital： A Theoretical Analysis[J] Journal of Political Economy， 1962， 70（5）
一、劳动合同以及人事争议中档案纠纷的成因
近年来，随着劳动力市场化的深度发育，劳动合同中因档案问题引起的纠纷越来越多。扣押、丢失员工档案的纠纷案件已非个案，①如何面对这些已显性化的社会现象?这些纠纷该如何处理等问题亟待法学界进行深入研究，这样的问题也迫切需要立法之因应。档案纠纷的成因大体上可以从以下几个方面进行分析。
第一，在计划经济体制下，人事档案制度属于企业人事管理制度的一个环节，企业人事管理制度实质上是行政管理的延伸，档案完全属于国家。这时期的企业人事档案管理属于企业行政管理的内容之一，企业的性质和状态决定了企业人事档案的性质与状态。“企业从内部组织到外部关系，从产品生产到产品销售都完全置于国家的直接控制之下。……如果说国家与企业的关系可以用‘父子’关系来概括的话，那么，企业与企业之间的关系完全可以用‘亲兄弟、不算帐’的比喻来刻画。”②因此，从宏观角度上看，计划经济体制下的企业员工档案不产生归属和使用问题，而是被整体纳入到企业人事关系的体系之中。
而且，政企不分导致企业对人事档案的管理亦参照国家机关档案管理的做法。员工档案被不同企业所分割，员工之身份完全被一个企业所控制，档案进入企业人事管理系统后，员工档案只与员工的奖惩考核密切相关，并不会涉及员工档案的所有(归属)问题。如果员工调动至其他企业，只要原单位批准，档案则调往其他企业。因计划体制下的企业属于政府之附属物，不存在企业破产、企业主动注销等问题，所以员工档案永远存在。即使出现企业被行政撤销的情况，档案管理也会由政府的相关机构指定管理。总之，计划经济体制下的企业员工档案的流动性、使用频率以及因档案而生纠纷的可能性很小。
第二，在市场经济体制下，劳动力市场化改革决定着传统人事档案制度改革之因应，而后者目前尚未能跟上时代的步伐。市场经济体制确立后，企业已经逐步成为独立的市场主体，企业自身利益凸显，企业人事管理当因应这种发展与变化。若企业出现停产与破产问题时，员工档案由谁管理就成了不成问题的问题，更何况是在员工档案的流动性增大、使用频率提高的现状之下。在企业改制过程中，产权关系的梳理成为问题的中心和热点，而企业人事档案问题则被边缘化。其实员工档案纠纷实质上是企业与员工其他实质性权利义务关系扭曲的一个反衬。虽然目前我国企业在产权改革、用人制度改革方面已经迈出了坚实的步伐，但遗憾的是用人单位中的形式要件，即人事档案管理的环节却仍处在计划经济时期的落后状态。近年爆发出来的档案纠纷就是该制度不和谐的一个方面，换言之，目前的企业人事档案管理已经落后于时代的要求。
第三，档案管理的“双轨制”运行冲击着计划管理档案的模式。近年来，人才市场和劳动力市场等主体代管劳动者档案的情况越来越多，相当一部分劳动者的档案已经在摆脱计划管理模式的窠臼。已经市场化管理档案的模式，即“人才”管理与存放档案、当事人付费的模式使劳动者的档案管理更为灵活，使相当一部分劳动者能在劳动力市场上自由进退，不因档案受制于用人单位。与之相反，未进行档案市场化管理的劳动者的档案易成为用人单位掣肘劳动者流动的工具。如此“双轨制”是造成当前档案纠纷的又一个因素。
第四，人事档案纠纷实质上是其他纠纷的表象反映。目前人事档案纠纷并非是档案本身的纠纷，而是劳动力流动中实体权利义务关系扭曲的表象反映，如用人单位扣押劳动者的档案，无非有两个方面的原因:其一是用人单位不同意劳动者离开本单位，因为劳动者具有很高的使用价值;其二是用人单位利用扣押劳动者档案企图获得其他利益。至于丢失员工档案的问题，主要是档案在被使用过程中才凸显档案其价值的，如员工到其他单位谋职、办理社会保险手续、升学等都可能使用到档案。丢失档案就是在这样的情形下形成纠纷的。
第五，依据现有的企业与员工档案管理、使用、归属模式，事业单位因利益格局的调整同样会遇到相关问题。目前，事业单位员工离职同样会出现被扣押档案的情况，员工与原单位因其他权益纠纷导致档案纠纷的事例也很多。事业单位与员工之间产生的档案纠纷深层次地反映了事业单位变革与事业单位员工流动的现实冲突。可以预见，在未来事业单位聘用合同制度普遍推行的实践过程中，越来越多的档案纠纷会浮出水面，如同现今企业与其员工产生的档案纠纷一样。
二、我国人事档案制度中存在的法律问题
我国档案制度形成于计划经济时期，1987年9月5日全国人大常委会通过了《中华人民共和国档案法》(1996年修订)。该法在总体上应属于一部档案行政法，并没有就档案的本质、属性以及档案归属问题作出明确的规定，也没有对公、私档案作出规定与区分。现在越来越多的因人事档案引发的劳动合同纠纷多与人事档案制度中存在的问题有关。
现行企业人事档案的法律规制，一是依据《档案法》的相关规定，二是根据1992年6月9日劳动部和国家档案局联合颁发的《企业职工档案管理工作规定》。遗憾的是，在社会主义市场经济体制确立后，企业职工档案的法律规制仍就适用上述法律规定，制度的陈旧性暴露无遗。从某种程度上看，目前，企业与员工的档案纠纷以及法律梳理的困局，与法律规制不足有直接关系。
更值得关注的是，现行事业单位职工档案之法律规制几乎处于空白状态，事业单位职工档案管理沿袭几十年来之政策与习惯，制度的刚性不足。尤其是面对已经出现的事业单位与员工之间的档案纠纷，法律并没有直接的救济渠道，现状十分令人担忧。我国人事档案制度存在的法律问题很多，主要体现在以下几个方面。
第一，我国企业人事档案“重管理、轻使用”的格局仍未打破。从《档案法》和《企业职工档案管理工作规定》不难看出，目前企业人事档案仍将管理作为法律规制的重心，至于职工人事档案的使用几乎没有作出相应规定，即公法规制有余，而私法调整不足。
第二，企业职工档案的法律属性与权属不清。档案分为公档与私档，但我国现行法律制度并没有对此作出区分，我国企业职工档案究竟属于公档与私档的问题法律也无明确规定。档案之权属基本属于空白状态，法律没有明确企业人事档案究竟属于企业?属于国家?还是属于职工个人?
第三，企业与其员工之间档案信息严重不对称，甚至有些企业将档案控制当成制约员工的一种手段。员工私人档案中究竟应当沉淀什么样的信息?这样的信息是否能为双方当事人所认同?档案的公信力如何?这些问题都不清晰。如近年出现的企业任意将不利于职工的信息记载于档案之中，而职工对此却一无所知，直到找工作四处碰壁后才得知其中蹊跷。
第四，企业建档不规范。企业建档相对规范的是原国有大中型企业，这些企业在计划经济时期，普遍建立了相应的员工档案，并且类比国家机关之人事档案管理工作，建档相对完整;而外资企业、小型非国有企业等员工建档普遍较差，甚至员工工作多年都没有建档，原企业人事劳资部门演变为人力资源部门后，员工信息也只普遍注重现实，不注重历史积累和个人信息沉淀，换言之，在现代企业运作过程中，并不重视员工建档问题，是否存在“档案”亦值得思考，即使是这些企业拥有员工的相关个人信息，也与原国有企业的“档案”相去甚远。
第五，目前人事档案纠纷的法律梳理程序不畅。③上述企业与员工之间的档案纠纷现象足以说明这种现象的出现并非是档案本身的纠纷，而是其他权益的纷争。如果从制度层面上分析应当说属于历史遗留问题未解决。从上世纪80年代中期国有企业制度改革开始，虽然企业改革获得了长足的发展，但是企业人事档案制度改革并没有成为该系统工程中之子系统得到改革。旧式档案管理模式已经很难适用现代企业制度下的人力资源管理模式，也很难适应市场背景下的法制环境，如企业与员工之间的人事档案纠纷是否属于劳动争议?劳动仲裁机构能否受理?人民法院是否可以直接审理档案纠纷?档案纠纷案件审结后该如何执行等问题都是目前棘手的问题。④
综上可见，形成于计划经济时期的企业人事档案管理制度，实质上是政企不分、劳资拟制合流的结果。换言之，当时背景决定企业人事档案属于国家，企业只履行代管职能，员工个人根本不可能使用档案，档案中出现的问题完全纳入了行政机构干预、调节的范畴，尚未进入到法律调整的视野。社会主义市场经济体制确立后，档案纠纷问题开始出现，笔者在分析本节内容时，试图查阅国外劳动法对企业与员工之间“档案”问题如何规制的资料，结果很令人失望，就现掌握的产业发达国家之劳动法，对该问题都没有规定。从某种程度上看，我国企业人事档案并非是劳动法上调整的普遍问题，而应当是一个相对独特的制度。这种企业人事档案制度，对于国家而言是将人力资源信息完全控制于自己手中;对于企业而言，注重对劳动者“历史”之考察，以过去表现考证未来取向，这样的用人机制不利于市场体制下的企业与劳动者之间雇佣关系的建立，相反还会成为双方当事人社会关系梳理的绊脚石;对于个人而言，往往会对这种信息完全不对称的档案制度心有余悸，时时刻刻担心用人单位的掣肘与报复。从国外劳动法并无这样的制度构建上来
看，我们有必要对长久以来的我国企业人事档案制度作一反思。
三、离职证明书给我们的启发
作为雇佣关系双方当事人的雇主与雇员之间产生的雇佣合同关系，是一类非常特殊的合同关系，其附随权利关系相当普遍。例如，我国台湾地区板桥地方法院的一则劳动纠纷案件判决(1990年台劳诉字第9号)，对于员工离职证明书之性质、劳工之请求权以及对内地职工档案制度的启示非常有益。⑤一般情况下，原雇主应就离职员工之受雇时间、业务种类、就职期间之职位、工资等发放相应的证明书，雇员凭借该证明书再去求职。关于离职证明书的发放，我国台湾地区“劳动基准法”第19条规定:“劳动契约终止时，劳工如请求发给服务证明书，雇主或其人不得拒绝。”这一规定对离职证明书内容并未作详细规定，台湾地区相关当局在对“劳动基准法”第19条施行细则草案作规定时，认为依该法第19条雇主发给劳工之服务证明书，除记载雇用期间、工作种类、在该单位之职位、工资及劳工依事实所请求记载的事项外，不得记载对劳工不利之事项。但是，台湾地区行政当局在审查该草案时认为，如劳工在服务期间有不良记录，自应据实记载，使新雇主于雇用前知所抉择，且亦可促使劳工于服务期间珍惜自己的荣誉，努力工作，避免有不良行为，以免离职时有不良记录，而造成谋职困难。但最终该施行细则没有对此作出规定。⑥同样，日本《劳动基准法》第22条规定:“劳工因离职而请求发给有关受雇期间、业务种类、在该事业中之职位及工资之证明书时，雇主应即交付。前项证明书不得配载劳工未请求之事项。雇主不得以妨碍劳工之就业为目的，与第三人约定，对劳工之国籍、信仰、社会身份或在工会活动情形通知或在第一项之证明书内记载秘密之记号。”韩国《劳动基准法》第31条规定:“因契约之终止劳工得请求雇主立即发给证明书，此项证明书应记载受雇期限、工作性质、职称及工资，或其他事项。上述证明书内容，只能记载劳工所要求事项。雇主于证明书内不得注明任何秘密记号或采欺诈行为意图阻碍劳工之行动。”⑦类似规定，在欧洲一些国家的劳工法中同样有所体现。
由此可以对离职证明书的性质和作用做出判断和分析。“雇主对离职劳工负有发给证明书的义务，一方面使离职劳工易于获得工作，以谋生计，他方面使第三人(未来的雇主)决定是否雇用时，有参考之资料，具有增进劳工就业之社会功能。”⑧离职证明书仅仅是因离职，雇员在原雇主单位工作期间的相关情况的证明性文件。这类证明文件以雇员之请求而成立，贵在事后求职时以资证明的文件，类似于“简历”，只不过该“简历”由原雇主发给。同时，证明事项以劳工之请求事项为准，原雇主不得僭越劳工请求之事项而主动填加“证明材料”，至于原雇主以秘密方式记载不利于劳工求职的事项，则为法律所禁止。因此，离职证明书所起的作用体现在:以呈现劳工以前供职之历史，方便离职劳工另谋高就，原雇主不得妨碍劳工之重新就业。
反观我国劳动人事档案，是以统一、强制、不分优劣情形、不分是否属于个人隐私，将劳动者的个人信息全部记载于档案之中，而这些带有强烈公力证明性质的证明材料将伴随劳动者一生，当事人曾经的过错将会对其之后的就业造成负面影响。在一定程度上，我国计划经济体制下的企业人事档案制度所发挥的作用远不止于离职证明书，通过对该劳动者档案材料的查询，任何就职单位对该劳动者的情况都会一目了然，个人信息暴露无遗。更为可怕的是，档案竟然成为每个新用人单位决定是否录用该劳动者，以什么样的标准雇用该劳动者的公力证明材料，并且，离开了这样的档案许多劳动者竟不能就职。⑨目前，用人单位与劳动者其他劳动纠纷而涉及扣押劳动者档案的问题，在客观上是档案本身所造成的。严格意义上讲，市场经济体制下，劳动者之就业情形应当以公力机构之相关记载为准，主要记载应当是劳动者的就职期间、工资、个人工作年限乃至社会保险积累，至于劳动者在某单位之“违纪行为”被记载于档案并被后来之用人单位所知悉，与劳动法之基本法理相悖。正如上文所言，原雇主发给的离职证明书以劳动者请求事项为准，即便是劳动者在就职期间确有不当之行为，只要劳动者不请求，原雇主就不得以秘密方式记载，至于以明示方式记载不利于劳动者再谋新职的情形，更是为法律所禁止。可见，现行档案制度是问题的症结所在。
四、人事档案纠纷的法律应对
我国劳动人事档案制度承载的历史包袱太多、太重，改革企业乃至事业单位劳动人事档案制度不仅有利于劳动力流动，更为重要的是有利于保护劳动者的合法权益，从更高层面分析则有利于保护人权。因此，该领域之法律应对可采取两个步骤进行。
1·近期应对———企业人事档案纠纷之应对。
越来越多的档案纠纷凸显旧有制度之陈旧，但是，改变现有情形决非一日之功。在制度变迁的进程中，既需要对没有建构人事档案或档案社会化管理的主体予以热情鼓励并逐步规范，又应冷静面对几十年来形成的档案制度的历史惯性。目前相当多的用人单位仍认可档案，不论劳动者是否乐意如此，现行法律制度仍然支持这样的作法。因此，近期应对可集中于以下几个方面。
第一，劳动仲裁(包括人事仲裁)应当受理档案纠纷，以档案纠纷之独立存在为前提，处理用人单位与劳动者间的档案纠纷问题。目前许多的劳动仲裁机构、人事仲裁机构乃至人民法院不受理当事人就档案纠纷提起的仲裁申请或诉讼。对于劳动者而言，档案一旦被用人单位所扣押，档案中若干年前的历史记载，以及档案中许多属于个人的隐私，如父母、兄妹、夫妻以及他们的各种信息，就存在被侵害和利用的可能性，而对此没有任何的程序法可以救济。因此，笔者认为，劳动仲裁机构、人事仲裁机构乃至人民法院应当积极受理这样的纠纷，如果用人单位扣押员工档案皆事出有因，如住房纠纷、违约赔偿纠纷，那么，上述机构可以将与之相关联的问题一并处理，但前提是用人单位没有理由扣押员工档案，更没有任何理由阻碍劳动者之重新就业。劳动者该赔偿则赔偿，该退房则退房，皆应依法裁决。
第二，损毁、丢失劳动者档案者，用人单位之相关人员除应承担相应的公法责任10外，还应积极协助劳动者重制档案，如将劳动者过去经历在可能的情形下获得相关单位和部门的认同，即为劳动者补制档案的问题。显然，档案带有一定的历史性，损毁、丢失后即不可能复原，但是，档案的性质和作用表明，档案并非不可替代或补正，历史和事实之间尽管有偏差，但尽可能接近总是可以的。因此，遇到类似情形，用人单位不能以金钱赔偿带有人身属性的档案损毁和丢失的过错。正确之举措应当是，由该用人单位采取各种措施，与劳动者一起重新制作档案。当然，所有花费应当由用人单位负担。
第三，在现行档案法律制度下，分清公档与私档的界限。资本主义档案立法的典范———法国档案立法即对公档与私档分别立法，1979年颁布新档案法后，又制定了有关档案工作的各项配套法令，如《关于法国公共档案部门的权限及与各机关为收集、保存和提供利用公共档案进行合作的法令》、《法国关于保护具有历史价值和公共利益的私人档案的法令》等。11显然，公共档案和私人档案应有相应的分野。
就如何判定什么是公共档案，什么是私人档案，我们无从深入考证。但是，什么是属于“私人”的则可以依常理去解析，私人既包括自然人，也包括私法人。自然人因供职部门不同而可能造成其本人档案的公共属性和私人属性的差异，如政治性人物，其个人档案同时也是公共档案;而私人档案也未必不涉及公共利益，如年代久远且具有考古价值的私人记载则应当具有公共利益，国家公力当然应当予以保护。我国企业目前从其主体上判断应当属于私法人，不属于公法人范畴。尤其是市场化改革之后，许多企业已经割断了与政府之间的“脐带”，企业档案亦应随企业改革而改革，因公、私档不分导致的企业档案完全被企业所操纵本身就与劳动法之法理相冲突——劳资利益之法理不平衡。因此，企业档案属于私档的定性，应当考虑档案既不属于个人所有，也不属于企业所有，其作为服务期间之表现记载，应当分清公档管理与私档管理的区界。
第四，人民法院应当受理档案纠纷。目前，人民法院直接受理档案纠纷的案件极少，关键因素在于:其一，单独就档案纠纷而提起诉讼，如何认定这类纠纷的性质，目前对此的认定是既非劳动争议，也非普通民事纠纷;其二，档案纠纷仍被认定为政策性解释问题。我国目前存在的企业人事档案制度是市场经济体制确立以前的制度，并未随企业改革而改革。企业劳动争议处理制度恢复后，劳动争议的范围被行政立法所确定，而劳动争议范围中并没有将“档案纠纷”罗列其中，因此，目前用人单位扣押劳动者档案不能定性为是劳动争议，尤其是劳动者已经离职，这种纠纷就更难被定性为劳动争议。同时，档案纠纷也非普通民事纠纷，因此人民法院不受理档案纠纷有着充分的理由。再者，档案问题虽然产生纠纷，但仍被认为属于政策层面的问题，而非法律问题，12应当寻求诉讼外的其他程序予以救济。至于说极端性的、个别地方人民法院直接受理档案纠纷，并已进入执行程序的，最终也是不了了之，存在的制度障碍一览无余。
2·远景抉择———企业人事档案立法的选择。
我国企业人事制度形成于计划经济年代，有着深刻的历史烙印和时代背景，渗透着行政主导企业经营的计划管理思想。任何事物都是普遍联系的，于企业人事档案制度一角即可分析，我国企业市场化改革之最终成型仍有许多路要走，企业人事档案制度几乎被学界遗忘，至于档案立法亦未对人事档案立法浓墨重彩予以关注。因此，关注人事档案立法显得十分重要。
第一，市场经济体制确立前出台的《企业职工档案管理工作规定》已经落后于时代，事业单位档案制度尚未法制化，因此，应当关注人事档案立法工作，此等涉及无数劳动者切身利益的大事仍无相当之法律规制，不能不说是法制之遗憾、法学之遗憾。
第二，人事档案应当厘清其性质。笔者认为，人事档案既非公共档案，也非个人财产，更非用人单位要挟劳动者的“把柄”，它应当是我国用人制度中之一环，适应社会发展需求。人事档案管理应当实行社会化管理，即由专门的人事档案机构代为管理、保存劳动者的档案，这样既节约了管理成本，同时又对用人单位和劳动者有益处。13
第三，人事档案立法应逐步与离职证明书连接起来。如果说我国人事档案之管理、保存的公法属性过强的话，那么，离职证明书的私法属性又太强烈，离职证明书并不归档，并没有足够的公信力。因此，将离职证明书副本存入劳动者个人人事档案是档案立法又一应当考虑的因素。可以说，其他国家和地区的离职证明书制度有其积极作用，但是，仅仅凭借一纸离职证明书，不可能顾及久远的过去，也不可能考虑到预期的未来。因此，将来人事档案立法应当考虑到这些因素。 注释
①例如，重庆市首例档案纠纷案，是首例下达行政处罚书的档案纠纷，同时也是首例通过法院申请强制执行的档案纠纷。参见cqtoday.cqnews.net/system/2002/07/10/000169677.shtml，2007年7月10日访问;乌鲁木齐市天山区法院审理的因丢失档案引起的损害赔偿纠纷案，《老年日报》2006年5月29日。
②顾培东主编:《中国企业运行的法律机制》，重庆出版社1991年版，第48页。
③参见高云:《档案纠纷期待法律规范》，《中国劳动保障报》2004年8月24日。
④参见刘伟、邬江:《人事档案纠纷撞出法律真空》，《法治与社会》2003年第10期。
⑤参见王泽鉴:《雇主对离职劳工发给服务证明书之义务》，载《民法学说与判例研究(七)》，中国政法大学出版社1998年版，第170~185页;陈金泉:《离职证明书相关问题之探讨———台湾板桥地方法院七十九年度劳诉字第9号判决评介》，载台湾劳动法学会编:《劳动法裁判选辑(一)》，第89~98页。王泽鉴教授和陈金泉律师对劳工法颇有研究，从他们就同一案件之判决的相应学理分析，可以看出其中问题分析之必要性。
⑥同上注，台湾劳动法学会编书，第92页。
⑦同前注⑤，台湾劳动法学会编书，第89~98页。
⑧同前注⑤，王泽鉴书，第172页。
⑨目前，相当多的企业，尤其是外资企业、私营企业等在招用员工时，并不需要劳动者提供档案，而是要求劳动者必须提交职业能力方面的正面文件即可。曾经，档案不仅承载了证明劳动者就职的相关信息，还发挥着就业登记、工龄积累等若干公法规制的作用。内地的劳动人事档案承载的任务太多，可谓不堪重负。
10笔者认为，故意损毁他人人事档案者，应当承担刑事责任。但是，目前我国刑法尚未规定故意损毁档案的刑事责任。显然，如果从损毁档案对当事人的利益损害角度分析，远比一般盗窃来得严重。刑法在该领域应有所作为。
11参见施懿超主编:《档案法理论与实务》，重庆出版社2002年版，第86页。
12笔者认为，我国内地档案制度的历史惯性，扼杀了离职证明书之理论与实践的可能。
