人力資源管理從業(yè)人員流動性問題研究——立足北京市樣本的分析*

●李琦

人力資源管理從業(yè)人員對于各類組織的整體人力資源管理負有重要的責任。我們經常通過人力資源管理工作者的工作來關注某個或某類組織全部人力資源的流動性，卻忽略了人力資源管理從業(yè)人員自身亦存在此類問題，對此問題的研究具有兩個重要的意義。第一，通過研究可以發(fā)現人力資源管理從業(yè)人員這類特殊群體的流動特點，為總體人力資源流動性的研究提供一個領域的研究成果；第二，人力資源管理從業(yè)人員的流動性會對其所在組織及整體行業(yè)的人員流動性產生直接的影響，研究其流動規(guī)律有助于各類組織從人力資源管理部門做起，調控好整體組織的人員流動率。

一、文獻綜述

許多學者對員工在組織之間的流動進行了研究，提出了不少理論及模型，比較著名的有勒溫的場論、卡茲的組織壽命說、庫克曲線、中松義郎的目標一致理論、馬奇和西蒙模型、普萊斯模型、莫布雷中介鏈模型等。其中，對本研究具借鑒意義的是主要是卡茲的組織壽命說和庫克曲線。

美國學者卡茲提出的組織壽命學說認為，組織的最佳年齡區(qū)為1.5年至5年，超過5年就會出現組織老化現象，解決之道是對組織進行改組，因而必然涉及人員流動。據此，該理論證實了人員流動的必要性，并推導出人員流動的最佳周期為5年左右，人的一生的最佳流動次數為7-8次，流動次數過多反而會降低效益（如圖1所示）。

另一名美國學者庫克從如何更好地發(fā)揮人的創(chuàng)造力的角度論證了人才流動的必要性，提出了庫克曲線（如圖2所示）。這是庫克根據對研究生參加工作后創(chuàng)造力發(fā)揮情況所做的統計而繪制的曲線。從圖中可以看出，研究生從學習到畢業(yè)后參加工作要經歷五個階段：（1）創(chuàng)造力增長期（研究生學習階段），即 OA 段，約 3年；（2）參加工作初期，創(chuàng)造力迅速提升，即AB段，約1.5年；（3）創(chuàng)造力發(fā)揮高峰期，即BC段，約1年；（4）創(chuàng)造力初衰期，即CD段，約1.5年；（5）創(chuàng)造力衰減穩(wěn)定期，即DE段，創(chuàng)造力減退到一個穩(wěn)定水平，除非進行人才流動，否則創(chuàng)造力將停滯不前。庫克認為，人的一生是在不斷地重復創(chuàng)造力從增長到衰減的過程，保持組織創(chuàng)造力的方法就是進行人才流動。從圖中可以看出，人才在一個組織中可以保持創(chuàng)造力的時期為AD段，即大約有4年的時間。

卡茲組織壽命曲線中得出的5年流動周期和庫克曲線中的4年流動周期將成為本研究中對照我國人力資源管理從業(yè)人員流動周期合理性的一個重要參照。

二、基于北京市人力資源管理從業(yè)人員的流動性分析

本次調查共獲得了460個樣本數據，根據人力資源管理從業(yè)人員參加工作以業(yè)變換工作單位次數可以將數據分為兩類：一類是參加工作以業(yè)從未變換過工作單位，共有158個個案，其平均工作時間為5.98年；另一類是變換過一次及以上工作單位的共有302個個案。關于流動率的研究將以這302個個案為主要數據基礎。卡茲曲線和庫克曲線認為人員流動的周期大約在4-5年之間，我們以此為作為一個判斷基準，對北京市人力資源管理從業(yè)人員的流動性進行分析研究。

（一）總體流動周期分析

假設：北京市人力資源管理從業(yè)人員的流動周期符合卡茲曲線和庫克曲線所描繪的流動特點。我們采取卡茲曲線和庫克曲線流動周期的平均值4.5為檢驗值，采用單樣本T檢驗的方法對北京市人力資源管理從業(yè)人員平均變換工作單位時間進行檢驗。在 α＝0.05的顯著性水平下，t值為 1.584（P＝0.114>0.05），數據與檢驗值無顯著性差異，假設成立，即北京市人力資源管理從業(yè)人員的平均流動周期與卡茲曲線和庫克曲線所描繪的流動周期基本吻合。樣本統計在發(fā)生過流動的人力資源管理從業(yè)人員中，其平均變換一次工作單位的時間為5.0669年。

（二）對人力資源管理從業(yè)人員流動周期有影響的變量因素篩選

假設：不同單位性質、所屬行業(yè)、人員規(guī)模、性別、年齡、職位層級、學歷、專業(yè)、職業(yè)資格、參加工作時間、從事人力資源工作時間、從事人力資源工作前是否從事非人力資源工作、是否負責9類人力資源業(yè)務類型21個變量分組的人力資源管理從業(yè)人員流動周期存在顯著差異。則采用非參數檢驗的Kruskal Wallis檢驗方法，分別按以上變量分組，檢驗結果顯示，按α＝0.05的顯著性水平，P值小于0.05的有單位性質、人員規(guī)模、年齡、職位層級、職業(yè)資格、參加工作時間、從事人力資源工作時間、是否負責全面工作、是否負責內勤工作9個變量，假設成立，即按此9個變量分組的人力資源管理從業(yè)人員流動周期存在顯著差異。而其余12個變量P值均小于0.05，假設不成立。

（三）具有顯著差異變量的不同流動周期分組的進一步分析

按照4.5年的正常流動周期為界，將所有樣本劃分為兩組：流動率較高組（平均變換工作單位時間小于4.5年）和流動率較低組（平均變換工作單位時間大于4.5年）。針對以上9個分組變量進行進一步的數據統計與觀察，尋找其差異性所在。

1.單位性質分組。對單位性質和流動率變量進行交叉分析（見表1），可以看出按照人力資源管理從業(yè)人員的流動率所占比例排序，由低到高依次為事業(yè)單位、國有、外企、民營、集體。事業(yè)單位的人力資源管理從業(yè)人員平均變換工作單位時間均值達到9.8762，而民營組織的流動周期均值僅為3.5466。按照卡茲曲線和庫克曲線理論，民營組織人力資源管理從業(yè)人員的流動頻率過高，人員穩(wěn)定性較差，而事業(yè)單位和國有組織人力資源管理從業(yè)人員的流動頻率又過低，不利于創(chuàng)造力的發(fā)揮。

2.人員規(guī)模分組。將不同人員規(guī)模與人力資源管理從業(yè)人員流動率進行交叉分析（見表2）。總體上隨著人員規(guī)模的增長其人力資源管理從業(yè)人員流動率逐步降低，其中200人以下的組織中，人力資源管理從業(yè)人員的流動性最強。

表1 單位性質*流動率分兩組交叉制表

表2 平均變換工作單位時間*企業(yè)人員規(guī)模

我們對此假設進行非參數的Jonckheere-Terpstra檢驗，結果表明，隨著人員規(guī)模的增長存在流動率的順序效應，這也充分說明較大規(guī)模組織對人力資源管理從業(yè)人員具有較高的吸引力，但同時也會存在從業(yè)人員創(chuàng)新性下降的問題，統計表明，1000人以上的組織中，人力資源管理從業(yè)人員平均流動一次的時間達到7.546年。

3.年齡分組。將年齡變量與人力資源管理從業(yè)人員流動率進行交叉分析（見表3），可以看出隨著年齡增長，人力資源管理從業(yè)人員的流動率在降低，穩(wěn)定增強。同理，我們即以此為假設，進行Jonckheere-Terpstra檢驗，結果說明二變量存在順序效應，即假設成立。36歲以下從業(yè)人員流動周期均值為3.25年，而36歲以上人員卻達到了11.94年。

由于年齡與參加工作時間、從事人力資源工作時間二變量密切相關，在進行了同樣的分析后，后兩者流動率分布規(guī)律與年齡變量分組結果類似。

4.職位層級分組。將職位層級變量與流動率進行交叉分析（見表4），可以看出，中層以上人員的流動周期明顯高于主管或職員，其流動周期的均值分別為6.278年和4.618年，考慮到中層以上人員的工作需要更高的穩(wěn)定性，這兩個流動周期均值應皆在正常范圍內。

5.職業(yè)資格分組。將職業(yè)資格與流動率進行交叉分析（見表5），可以看出，隨著職業(yè)資格水平的提升，人力資源管理從業(yè)人員的流動率也在降低，我們進行了Jonckheere-Terpstra檢驗，結果也說明了順序效應的存在。這也說明職業(yè)資格水平的提升有利于提高人力資源管理從業(yè)人員的穩(wěn)定性。

6.從事不同的人力資源工作類型分組。將負責人力資源管理全面工作與負責人力資源部門內勤工作變量分別與流動率做交叉分析（見表6），發(fā)現若按是否負責全面工作的分組，從事全面工作人員流動率高的比例明顯低于從事非全面工作的人員，而按是否負責內勤工作的分組中，這一比例恰好相反，因而可得結論，從事全面工作人員的穩(wěn)定性較強，從事內勤工作人員的流動性較強。

表3 年齡*流動率分兩組交叉制表

表4 職位層級*流動率分兩組交叉制表

表5 職業(yè)資格或職稱水平*流動率分兩組交叉制表

表6 是否負責全面工作、內勤工作*流動率分兩組 交叉制表

表7 人力資源管理各類型業(yè)務從業(yè)人員平均流動周期

統計每一類人力資源管理業(yè)務類型從業(yè)人員流動周期的均值（見表7），同樣可以發(fā)現，負責全面工作的人員是流動周期較長的人力資源管理人員從業(yè)類型，同樣較長的還有負責社保工作的人員，而流動周期較短的有負責培訓工作和員工關系工作的人員。值得解釋的是雖然內勤工作人員流動性較強，但其流動周期均值卻并不低，經過對數據的分析，原因在于從事內勤工作的人員中，流動率低的人員年齡較大，其流動周期較長，因而造成了平均流動周期數值并不低。

（四）人力資源管理從業(yè)人員流動率模型構建

因為流動率變量有高低之分，所以是典型的有序變量，因而筆者選擇運用有序回歸的方法構建模型。為此，我們重新劃分流動率級別，劃分為流動率較高（4年以下）、流動率正常（4-5年）和流動率較低（5年以上）三個組，再次按以上篩選出的9個變量分組分別進行Kruskal Wallis檢驗，P值大于0.05的兩個變量職業(yè)資格水平和是否負責內勤工作被排除。另外，由于流動率是根據人員參加工作時間和流動次數計算出來的，從事人力資源工作時間與參加工作時間又高度相關，所以這兩個變量會導致較嚴重的自回歸和多重共線性，故而舍去。現以保留下來的5個變量單位性質 （Z1）、人員規(guī)模（Z2）、年齡（Z3）、職位層級（Z4）、是否負責全面工作為自變量 （Z5），以人力資源管理從業(yè)人員流動率（分三組）為因變量，建立有序回歸模型。數據運行結果如下。

（1）模型擬合信息。表7給出了只包含截距項的模型和最終模型的似然比檢驗結果，卡方值為438.678-308.536＝130.142，P＝0.000<0.01，按 α＝0.05的顯著性水平，認為最終模型要優(yōu)于只含截距的模型，即最終模型成立。

（2）擬合度。Pearson 卡方值為 292.863（P＝0.621>0.05），偏差卡方值為 243.688（P＝0.993>0.05），認為有序回歸對本數據是合適的。

（3）偽R方。模型的擬合優(yōu)度指標Cox和Snell為0.352，Nagelkerke為0.421，即擬合效果尚可。

（4）參數估計。 如表 8 所示，位置參數 z1、z2、z3、z4、z5的 Wald 統計量分別為 0.017（P＝0.896>0.05）、17.182（P＝0.000<0.05）、68.930（P＝0.000<0.05）、0.992（P＝0.319>0.05）、2.502（P＝0.114>0.05），按 α＝0.05 的顯著性水平，認為z1、z4、z5與分組之間的回歸系數無統計學意義，而z2、z3與分組之間的回歸系數有統計學意義。

表8 模型擬合信息

流動率水平為3條件下并未形成有效的模型，因此我們認為以上兩個公式中“”代表流動率水平較高組，“”代表流動率水平正常及偏低組。

三、主要結論與進一步討論

本文的主要研究結論有：（1）北京市人力資源管理從業(yè)人員的平均流動周期與卡茲曲線和庫克曲線所描繪的流動周期基本吻合。（2）按“單位性質、人員規(guī)模、年齡、職位層級、職業(yè)資格、參加工作時間、從事人力資源工作時間、是否負責全面工作、是否負責內勤工作”9個變量分組的人力資源管理從業(yè)人員流動周期存在顯著差異。（3）構建了以“單位性質、人員規(guī)模、年齡、職位層級、是否負責全面工作”為自變量的人力資源管理從業(yè)人員流動率模型，可以用來區(qū)分高低兩個級別的人力資源管理從業(yè)人員群體。

表9 參數估計值

由此可見，人力資源管理從業(yè)人員是企業(yè)重要的人力資源，企業(yè)在關注其他崗位人員的保有和激勵問題的同時，應該更加注重對人力資源管理者的保留和激勵。因為本研究證實，該類從業(yè)者自身的流動性會直接影響到其所在組織及行業(yè)整體的人力資源流動性。此外，卡茲的組織壽命說和庫克曲線已經為研究人員流動問題提供了重要的理論支撐，特別是對于人力資源管理人員流動性的解釋，給出了核心的要素體系。未來的研究將更為關注組織的行業(yè)特征、高層管理者的品行與德性、同事間的關系與人力資源管理者流動性的關系。

1.〔美〕 雷蒙德·A·諾伊等：《人力資源管理》，中國人民大學出版社，2001年版。

2.〔美〕加里·德斯勒著：《人力資源管理 （第六版）》，劉昕、吳雯芳譯，中國人民大學出版社，1999年版。

3.〔美〕約翰·M·伊萬切維奇：《人力資源管理》，趙曙明譯，機械工業(yè)出版社，2005年版。

4.侯旭偉：《從人員流動理論看企業(yè)如何留住人才》，載《科教導刊》，2010年第23期。

5.陳萬思：《縱向式職業(yè)生涯發(fā)展與發(fā)展性勝任力——基于企業(yè)人力資源管理人員的實證研究》，載《南開管理評論》，2005年第6期。