离职证明样本【优秀5篇】

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离职证明样本范文【第一篇】

关键词： 工作满意度 组织承诺 离职意向 90后员工

一、引 言

随着越来越多90后员工步入职场，企业面临着带有90后明显特征思维和价值观的冲击。企业需求的是符合并支持企业长期发展的员工，而社会能为企业提供的却是带有工作不满意就跳槽的求职观念的90后新生代员工。据中国之声《央广新闻》2012年10月3日报道，90后职场新人离职率高达30%。面对如此高的离职率，不得不引起90后父母、用人单位和社会各界人士，以及有关部门的高度重视，这将影响到企业人力资源的稳定管理，也将社会人力资本市场带来空前的模式冲击和严峻考验。

如何实现人力资本价值的提升已经成为企业人力资源竞争力的核心。作为企业管理者，必须具有极高的洞察力，才能根据90后员工的内在需求制定出相应的政策和措施，以便有效实现人力资源的管理。提高90后工作满意度，增强其履行组织承诺的能力，降低离职的意向，激励90后应该真正努力并创造性的工作。

当前，90后新生代员工已经不可逆转的步入职场，在企业中扮演着越来越重要的角色，并开始成为中国各行各业的主要生力军。虽然90后员工的出现给中国的企业注入了新鲜的血液，但是伴随而来的却是90后不安分守己的求职观念。抱一而终的观念早已经被这一代人撕得粉碎，企业换来新生力量的同时也带来了极大的管理考验。国内以工作满意度和离职意向为主题进行研究的学者并不少见，但以90后新生代员工为研究对象的却屈指可数。本文正是以90后新生代员工为研究对象的实证研究，主要探讨其工作满意度和离职意向之间的关系，并检验组织承诺的中介作用。这不仅丰富了90后新生代管理研究理论体，对提高我国90后人力资源管理水平也具有较强的指导意义。

二、理论背景及假设

1.员工工作满意度与离职意向。工作满意度是企业员工对其工作所持有的一种整体的看法，是组织成员对其工作特征的一种感知和对其情感经历的一种评价[1]。Locke认为， 根据马斯洛的“需求层次理论”，物质回报、工作性质、工作环境、得到提升和认可均与工作满意度联系密切。国内也有学者研究发现，员工工作满意度的主要影响因素包括学历、薪酬、工作性质、晋升与认同、上司和同事等。本文在前人相关研究基础上，探讨90后新生代员工的工作满意度，针对该类员工进行网络问卷调查，以了解当前90后员工工作满意度的现状。

离职意向是指员工在某一组织工作一段时间，经过一段时间的体验并考虑后，欲意离开组织的念头和意图，属于主动离职的范畴。有关离职意向的测量，多数学者在进行学术研究时，所运用的工具是Mobley（1978）提出的测量量表，主要用于测量员工对企业印象与认识的转变、离职的倾向与念头、另寻工作的行为以及找到其他工作的可能性。国外有关离职意向的实证研究，主要集中于离职意向影响因素分析上。比如工作满意度、组织承诺、组织信任、工作绩效等。国内有关员工离职的研究还处于起步阶段，并不成熟，对于离职意向动因模型的研究则更为少见。国内学者主要从两种思路来研究关于员工的离职：一种是对国外研究离职动因模型的评价；另一种是分析影响员工离职的因素。

关于工作满意度与离职意向的关系，很多学者进行过探讨并研究。Muhinsky&Tuttle（1979）曾对与工作满意度和离职意向有关的研究进行过总结，发现大多数研究结果是呈负相关的。国内许多学者也对工作满意度与离职意向的关系进行过实证研究，但结果却不一，有些认为两者之间呈显著的负相关关系，而也有些认为两者之间并没有显著相关关系。因此，本文提出研究假设：

H1：员工工作满意度与离职意向显著负相关。

2.员工组织承诺与离职意向。组织承诺是联结员工与组织的心理纽带，是员工对组织的一种态度和行为的反映，体现了员工对组织归属感和依赖感。目前得到广泛应用的是Meyer & Allen 提出的组织承诺三维度模型：情感承诺（ 员工对组织的情感依赖、认同和投入） 、持续承诺（ 员工对离开组织所带来的损失的认知） 和规范承诺 （ 员工对继续留在组织的义务感和责任感）。本文以90后员工为研究对象，并将组织承诺划分情感承诺、持续承诺和规范承诺三个维度。

Morris和Sherman（1981）认为组织承诺可以有效预测员工绩效、缺勤及离职行为。Quarles（1994）发现，组织承诺和工作满意度对离职意向有直接负向的影响]。Sousa-Poza&Hennebeger（2004）指出工作满意度与组织承诺为离职意向最主要的决定因素[8]。崔勋通过问卷调查研究，提出员工组织承诺对离职意愿有显著的影响。叶仁荪、王玉芹、林泽炎等人对国有企业员工进行问卷调查并进行分析，结果显示：工作满意度和组织承诺与员工离职显著负相关。因此，本文提出如下研究假设：

H2：企业员工组织承诺负向影响离职意向，并且组织承诺各个维度与离职意向负相关。

3.员工工作满意度与组织承诺。Poter （ 1974 ） 研究指出，工作满意感与工作环境有着密切的联系，比组织承诺更易变化，基于工作满意的不稳定性，可将工作满意感视为组织承诺的前因变量。多数学者也认为，工作满意度正向影响组织承诺。Rayton（2006） 的相关研究发现工作满意度与组织承诺具有正向相关关系。因此，本文提出以下研究假设：

H3：员工工作满意度正向影响组织承诺，并与组织承诺各维度正相关。

H4：组织承诺在员工工作满意度和离职意向的关系中起中介作用。

三、量表设计与样本选择

1.量表。本研究共有三个量表，离职意向调查量表主要以Kim等（1996）开发的量表为主要参考资料进行设计，包括4道题目；工作满（阿拉文库★）意度调查问卷以明尼苏达满意度短式量表为基础，包括4道题，修订后为3道题；组织承诺调查量表则以Meyer、Allen和Smith （1997）开发的量表为主要参考资料。三个量表的信度和效度检验如表2所示。

2.描述性统计。问卷调查是通过90后员工进行滚雪球式的电子版发放，问卷发放城市主要包括南宁、广州、深圳、武汉和天津。此次问卷共发放200份，收回180份，回收率为90%，去掉有明显错漏或有规律性答题的问卷剩下164份有效问卷，效率为%。样本结构具体详情见表1。

表1 样本基本情况

四、检验及分析

1.信度及效度检验。本问卷运用对其信、效度进行分析，得出结果为：工作满意度量表在Bartlett's球度检验中的卡方值为，相应的概率P值无限接近于0，小于显著水平，应拒绝零假设，认为工作满意度量表的相关系数矩阵与单位矩阵有着显著差异。同时，KMO值为，结合Kaiser给出的标准，认为该量表适合做因子分析。同理，组织承诺量表和离职意向量表也都达到了非常显著的标准，适合做因子分析。各研究变量的检验结果如表2所示。

表2 各研究变量KMO检验与巴特利特球度检验结果（N=164）

注：*表示显著性水平在时可拒绝原假设。

2.相关分析。本研究运用软件对工作满意度、组织承诺及其各维度和离职意向进行相关分析。各变量及维度之间的相关系数如表2，企业员工工作满意度与离职意向显著负相关，其相关系数为-；工作满意度正相关于组织承诺，相关系数为。工作满意度与持续承诺、规范承诺和情感承诺也都呈显著正相关关系，相关系数分别为、和；组织承诺与离职意向负相关关系，其相关系数为-，且持续承诺、规范承诺以及情感承诺与离职意向之间的关系也呈现出较强的负相关关系，其相关系数分别为-、-和-。

表3 各研究变量的均值、标准差和相关系数矩阵

**. 在 水平（双侧）上显著相关。

*. 在 水平（双侧）上显著相关。

3.回归分析及中介变量验证。通过上文的分析可以发现工作满意度、组织承诺及离职意向之间存在一定的相关关系。综合前人研究，我们可以肯定工作满意度和离职意向以及组织承诺之间必定存在着一定的相互影响关系。但它们之间又呈现出怎样的规律呢？接下来借助，对三者进行逐步回归分析，以便揭示它们之间的相互关系，并采用Baron& Kenny （1986）提出中介效益验证模型基本步骤来依次分层进行相关性检验与验证，具体的数据结果如下表：

表4 逐步回归分析结果

输出结果见上表，模型1验证H2，工作满意度对组织承诺产生显著正向影响关系（回归系数B=且Sig=0

根据Baron& Kenny （1986）提出中介效益验证三步骤原理，由上表-4可以知道模型2完成了第一步骤的检验，模型1和模型3则完成了第二步骤的检验。模型4是加入组织承诺中介变量后工作满意度、组织承诺和离职意向之间的关系。在模型4中，H2组织承诺对离职意向产生显著负向影响得到验证（P

五、研究结论与启示

1.研究结论。工作满意度一直以来都是诸多学者研究的一个热门话题，尽管以往很多学者对工作满意度的前因结果变量进行过研究，但两者之间的影响机制研究则相对较少涉及。本文主要探讨了组织承诺在工作满意度对离职意向影响过程中的作用，并以90后164名全职员工作为研究对象对上述议题进行了实证分析，结论如下：第一，工作满意度正向相关于组织承诺及其三个子维度；第二，工作满意度和离职意向呈负相关关系；第三，组织承诺和离职意向呈负相关关系，且三个子维度和离职意向也呈负相关关系；第四，通过逐步回归分析发现，工作满意度对组织承诺有着很好的正向预测作用，工作满意度对离职意向则刚好相反，具有较强的负向影响；第五，组织承诺对离职意向具有负向影响作用，且其在工作满意度和离职意向之间起到部分中间的作用。

2.启示与展望。本文主要对90后员工工作满意度对离职意向影响以及组织承诺的中介作用的研究并进行研究假设的验证。研究结论可以为企业今后更好的管理90后员工提供有意义的参考。企业可以针对不同的90后员工特点制定出相应的管理政策和措施。既要发挥90后员工工作满意度的正向促进作用，又要注重提高90后员工的组织承诺水平，以增强工作满意度负向影响离职意向的总效应，更好地降低整体的离职意向，为企业留住人才。

本文的局限性主要表现在以下几个方面：样本数量相对较少；有关测量量表主要参考了国外有关学者的研究成果，问卷的信度和效度都比较高，但其是否适合中国文化情景的相关研究还需进一步的验证。在后续的研究中，可以通过扩大样本的范围和数量，提高其实际应用价值；进行量表信度和效度的检验并进一步探讨变量之间的相互交叉作用可能会给研究带来不同的研究结论等。

参考文献：

[1]马凌，王瑜，邢芸。企业员工工作满意度、组织承诺与工作绩效关系[J].人力资源，2013，（5）.

[2]王志刚，蒋慧明。关于中国员工个体特征对其公司满意度影响的实证研究[J].南开管理评论，2004，（7）.

[3]Meyer three-component conceptualization of organizational commitment [J]. Human Resource Management Review，1991，91（1）.

[4]王仙雅，林盛，陈立芸。情绪智力与工作满意度的关系研究――工作满意度的中介作用[J].企业管理，2013，（3）.

[5]赵君，蔡翔，赵书松。组织信任对工作满意度的影响――以组织公平为调节变量[J].软科学，2013，（6）.

[6]崔勋。员工个人特性对组织承诺与离职意愿的影响研究[J].南开管理评论，2003，（04）.

[7]叶仁荪，王玉芹，林泽炎。工作满意度、组织承诺对国企员工离职影响的实证研究[J].管理世界，2005，（3）.

离职证明样本范文【第二篇】

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

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

关键词：高职教师流失；知识结构；生存分析；Cox比例风险模型 一、研究问题

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

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

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

二、研究方法和数据处理

（一）研究方法

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

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

·高职教育· 基于知识结构的高职院校教师生存特征比较 （二）数据处理

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

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

（一）高职教师留任时间的总体情况

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

（二）高职院校不同知识结构教师的留任情况

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

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

四、生存分析结果

（一）高职院校不同教育背景教师的生存特征比较

1.高职院校不同教育背景教师留任率的分布情况

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

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

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

图1高职院校不同教育背景教师留任时间的生存特征曲线

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

（二）高职院校不同职称教师的生存特征比较

1.高职院校不同职称教师留任率的分布情况

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

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

估计

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

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

图2高职院校不同职称教师留任时间的生存特征曲线

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

（三）Cox Regression过程

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

h（t，X）=h0（t）e β1X1+β2X2+…βkXk

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

对上式取对数，移项得：

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

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

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

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

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

五、结论与建议

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

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

注释：

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

参考文献：

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

离职证明样本范文【第三篇】

单位员工离职证明样本1离职证明

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

公司名称(加盖公章)

20xx年xx月xx日

单位员工离职证明样本2离职证明

某某先生/女士/小姐自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，在此间无不良表现，经公司研究决定，同意其离职，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)

20xx年xx月xx日

单位员工离职证明样本3离职证明

兹证明XXX先生/女士/小姐原系我司市场开发部职员，在职时间为20xx年04月01日至20xx年xx月xx日。现已办理所有离职手续。特此证明！

公司名称(加盖公章)

20xx年xx月xx日

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。

离职证明样本范文【第四篇】

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。）

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离职证明样本范文【第五篇】

关键词 组织公平 工作满意度 离职倾向 酒店员工

一、组织公平、工作满意度与离职倾向的关系

公平理论最早是由美国的心理学家亚当斯在1965年提出的，根据他的理论可知，人们通过比较自己的产出和投入比来判断回报是否公平。他提出的公平是偏重结果的分配公平（Distributive Justice）。1975年，Thibaut与Walker在研究律师对司法过程的公平感时提出程序性公平，强调分配资源时所使用的程序及过程的公平性，即程序公平（Procedural Justice）。Bies和Moag（1986）在分程序执行过程的基础上，探讨组织公平与人际互动的作用关系，提出“互动公平”的概念。互动公平关注的是在程序执行过程中程序的执行者对待员工的态度、方式等对员工的公平知觉的影响，认为将互动公平从程序公平中分离出来具有重要意义。本研究主要关注分配公平、程序公平和互动公平。

工作满意度（Job Satisfaction）是组织行为学中一个重要的研究内容。1935年Hoppock在大量研究的基础上提出工作满意度是员工心理及生理两方面对环境因素的满意感受，心理学家Vroom进而提出工作满意度取决于员工期望与实际情况相契合的程度。Morris、Ealias、Warr分别从个体特征、工作匹配等角度研究工作满意度的影响因素。

所谓离职（Turnover），是指劳动者工作场所的移动或者不同职业、不同行业见的转换。员工离职是指从组织中获取物质收益的个体终止其组织成员关系的过程，它分为主动离职与被动离职两种类型（Ferguson1986），而离职倾向（Turnover Intension）是指员工在产生离职行为前的一种心理状态，即指在特定组织工作一段时间，经过一番考虑，蓄意要离开组织的意图（Mobley，1977），属于主动离职的范畴。Porter&Steers（1974）认为离职倾向是当员工经历了不满足以后的下一个退缩行为，而其他学者却指出，当员工产生了离职倾向后才会开始产生离开原有工作的想法。

Ching-Fu Chen（2006）利用Twiwanese航空公司的空乘人员为样本，探讨了工作满意度、组织承诺以及员工个人因素对离职意愿的影响。通过回归方程分析，工作满意度与空乘人员的离职意愿呈明显的负相关关系。石伟（2005）探讨了国有企业员工公平感、工作满意度和离职意愿之间的实证关系得出工作满意度对离职意愿有显著的负向影响，同时公平感对离职意愿的影响包括直接影响和间接影响两个方面。夏春，王晓娟，朱永新（2007）通过建立结构方程找寻分配公平、程序公平、组织承诺和离职倾向四者的关系，分配工作对离职倾向的影响较大，但程序公平对离职倾向几乎没有影响。郭心毅等（2014）研究得出分配公平和程序公平与中国企业员工的工作满意度显著相关，且程序公平对分配公平与工作满意度和组织承诺之间的关系具有调节作用。

我市酒店行业从20世纪90年代末进行国有企业改制以来，经过将近10多年的发展，呈现了良好的发展态势，但同时也存在高的离职率，影响了酒店业的发展。近两年快捷酒店在酒泉大地上迅速占领了市场，人员流动频繁，如何留住优秀人才，降低离职率，企业必须重视公平感和员工的满意度。

二、问卷调查与数据描述性统计分析

以酒泉地区酒店员工为研究对象，问卷由该企业的人力资源部或办公室主管直接发放，共计200份，问卷送达后，两个星期内由主管领导将问卷收回，共收回160份，剔除40份漏答或错答的无效问卷，有效回收率80%，样本的具体情况如表1所示：

组织公平的测量采取三维度分类法，即分配公平、程序公平和互动公平。依据三维度本文采用的是Colquitt（2001）编制的组织公平量表，共17个题项，其中分配公平4题，程序公平6题，互动公平7题。员工工作满意量表选取的是Tsui等人1992年编制的测量员工整体工作满意度的量表，工作满意度量表的整体Cronbachα系数值为，大于，具有良好的信度。离职倾向的测量。离职倾向的测量主要参照崔来意（2000）编制的量表，包括4个项目，分别测量离职念头、寻找其他相同性质工作的倾向、找到其他工作的可能性、外在工作机会、离职倾向。量表采用五分制计分。“1”表示“从未如此”，“5”表示“总是如此”，并与组织公平性采用统一尺度，采取五分计点法。

三、实证结果分析

（一）组织公平的信度分析

信度分析是指测量量表各项目的一致性或者项目的可靠性程度，反映了被测特征的真实性。采用F值检验法，计算出组织承诺三个维度的α系数，见表2：

从表2中可以看出，组织公平感问卷三个维度的信度都在以上，组织公平感总体信度在以上。因此，组织公平感问卷具有良好的内部一致性，测量结果是可信和可靠的。

（二）组织公平的效度分析

采用方差最大法对因子载荷矩阵实施正交旋转以使因子具有命名解释性。我们提取了3个公因子，暂时命名为OJ1、OJ2和OJ3。对企业组织公平进行因素分析，经Varimax旋转后得到3个因素，分别命名为分配公平、程序公平和领导公平，见表3：

（三）离职倾向量表

离职倾向量表采用香港学者樊景立等1998年开发的量表。经过多人的实证

研究验证，认为该量表具有较高的内部一致性。该量表共有4个题目。

（四）组织公平、工作满意度与离职倾向的综合分析

运用SPSS的分析回归方法，以离职意愿为因变量，以组织公平感、工作满意度为自变量进行回归分析，结果如表5所示。

组织公平、工作满意度对离职倾向的回归分析方程：

Z=

其中，Z为离职意愿，X为组织公平感，Y为工作满意度。

四、结论分析及管理启示

（一）营造公平公正的组织氛围，夯实组织公平基础

经过数据分析，我们得出分配公平对员工工作满意度有正向影响，对离职倾向有负向影响。员工对某一个结果的反映首先取决于分配公平与否，只要得到公平的分配结果，都会引导员工对工作满意度做出正面的评价。酒店大多数员工的工龄短，工资相对低，工作时间较长，员工更重视自己的劳动付出与回报是否成正比，如果分配结果是公平的，可有效降低员工的离职想法。

（二）完善激励薪酬制度，肯定员工价值

按照劳动人事的相关法律法规政策，结合本地基本薪酬水平，建立激励薪酬制度，在执行中做到与人力资源市场的动态需求保持一致，保证薪酬制度从制定到执行的外部公平；依据具体岗位特征进行职位分析，根据职位分析确定浮动薪酬，保证薪酬制度的内部公平；建立科学公正的绩效考核体系，将考核结果与激励薪酬制度相挂钩，在考核过程中，通过多种方式引导员工参与、监督考核，保证员工对激励薪酬制度的认可；根据岗位特点提供有针对性的奖励措施，实行动态透明的激励薪酬制度。

（三）建立科学合理的反馈机制，提高员工工作满意度

首先，建立透明的反馈机制，透明的反馈机制能够剔除不合理、不恰当的员工利益诉求，减少和避免官僚刻板的意见反馈伤害员工的工作积极性。其次，建立便捷的反馈机制，要保证员工意见及时反映到企业管理层，同时保证管理层的意见反馈能及时准确到达企业基层员工，消除意见反馈过程中不必要的摩擦与矛盾。最后，建立灵活的反馈机制，酒店人力资源管理过程中最大的难题就是企业用人制度的稳定性与员工利益诉求多样性之间的冲突。因此，反馈机制要做到在保证用人制度权威的前提下，能够切实符合不同岗位、不同员工的实际需求。

（作者单位为酒泉职业技术学院）

[作者简介：何玉静（1981―），女，甘肃玉门人，研究生，酒泉职业技术学院讲师，研究方向：酒店管理，人力资源管理。]

参考文献

[1] Thibaut J，Walker justice：A psychological analysis[M]. Hillsdale，NJ：Erlbaum，1975.

[2] Bies，，Moag，.Interactional justice：Com2munication criteria of fairness. In R. J . Lewicki，，（Eds.）. Research on negotiations inorganizations，Greenwhch，CT：JAL .1986，1（1）：43-55.

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

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