人力资源管理从业人员流动性问题研究——立足北京市样本的分析*

●李琦

人力资源管理从业人员对于各类组织的整体人力资源管理负有重要的责任。我们经常通过人力资源管理工作者的工作来关注某个或某类组织全部人力资源的流动性，却忽略了人力资源管理从业人员自身亦存在此类问题，对此问题的研究具有两个重要的意义。第一，通过研究可以发现人力资源管理从业人员这类特殊群体的流动特点，为总体人力资源流动性的研究提供一个领域的研究成果；第二，人力资源管理从业人员的流动性会对其所在组织及整体行业的人员流动性产生直接的影响，研究其流动规律有助于各类组织从人力资源管理部门做起，调控好整体组织的人员流动率。

一、文献综述

许多学者对员工在组织之间的流动进行了研究，提出了不少理论及模型，比较著名的有勒温的场论、卡兹的组织寿命说、库克曲线、中松义郎的目标一致理论、马奇和西蒙模型、普莱斯模型、莫布雷中介链模型等。其中，对本研究具借鉴意义的是主要是卡兹的组织寿命说和库克曲线。

美国学者卡兹提出的组织寿命学说认为，组织的最佳年龄区为1.5年至5年，超过5年就会出现组织老化现象，解决之道是对组织进行改组，因而必然涉及人员流动。据此，该理论证实了人员流动的必要性，并推导出人员流动的最佳周期为5年左右，人的一生的最佳流动次数为7-8次，流动次数过多反而会降低效益（如图1所示）。

另一名美国学者库克从如何更好地发挥人的创造力的角度论证了人才流动的必要性，提出了库克曲线（如图2所示）。这是库克根据对研究生参加工作后创造力发挥情况所做的统计而绘制的曲线。从图中可以看出，研究生从学习到毕业后参加工作要经历五个阶段：（1）创造力增长期（研究生学习阶段），即 OA 段，约 3年；（2）参加工作初期，创造力迅速提升，即AB段，约1.5年；（3）创造力发挥高峰期，即BC段，约1年；（4）创造力初衰期，即CD段，约1.5年；（5）创造力衰减稳定期，即DE段，创造力减退到一个稳定水平，除非进行人才流动，否则创造力将停滞不前。库克认为，人的一生是在不断地重复创造力从增长到衰减的过程，保持组织创造力的方法就是进行人才流动。从图中可以看出，人才在一个组织中可以保持创造力的时期为AD段，即大约有4年的时间。

卡兹组织寿命曲线中得出的5年流动周期和库克曲线中的4年流动周期将成为本研究中对照我国人力资源管理从业人员流动周期合理性的一个重要参照。

二、基于北京市人力资源管理从业人员的流动性分析

本次调查共获得了460个样本数据，根据人力资源管理从业人员参加工作以业变换工作单位次数可以将数据分为两类：一类是参加工作以业从未变换过工作单位，共有158个个案，其平均工作时间为5.98年；另一类是变换过一次及以上工作单位的共有302个个案。关于流动率的研究将以这302个个案为主要数据基础。卡兹曲线和库克曲线认为人员流动的周期大约在4-5年之间，我们以此为作为一个判断基准，对北京市人力资源管理从业人员的流动性进行分析研究。

（一）总体流动周期分析

假设：北京市人力资源管理从业人员的流动周期符合卡兹曲线和库克曲线所描绘的流动特点。我们采取卡兹曲线和库克曲线流动周期的平均值4.5为检验值，采用单样本T检验的方法对北京市人力资源管理从业人员平均变换工作单位时间进行检验。在 α＝0.05的显著性水平下，t值为 1.584（P＝0.114>0.05），数据与检验值无显著性差异，假设成立，即北京市人力资源管理从业人员的平均流动周期与卡兹曲线和库克曲线所描绘的流动周期基本吻合。样本统计在发生过流动的人力资源管理从业人员中，其平均变换一次工作单位的时间为5.0669年。

（二）对人力资源管理从业人员流动周期有影响的变量因素筛选

假设：不同单位性质、所属行业、人员规模、性别、年龄、职位层级、学历、专业、职业资格、参加工作时间、从事人力资源工作时间、从事人力资源工作前是否从事非人力资源工作、是否负责9类人力资源业务类型21个变量分组的人力资源管理从业人员流动周期存在显著差异。则采用非参数检验的Kruskal Wallis检验方法，分别按以上变量分组，检验结果显示，按α＝0.05的显著性水平，P值小于0.05的有单位性质、人员规模、年龄、职位层级、职业资格、参加工作时间、从事人力资源工作时间、是否负责全面工作、是否负责内勤工作9个变量，假设成立，即按此9个变量分组的人力资源管理从业人员流动周期存在显著差异。而其余12个变量P值均小于0.05，假设不成立。

（三）具有显著差异变量的不同流动周期分组的进一步分析

按照4.5年的正常流动周期为界，将所有样本划分为两组：流动率较高组（平均变换工作单位时间小于4.5年）和流动率较低组（平均变换工作单位时间大于4.5年）。针对以上9个分组变量进行进一步的数据统计与观察，寻找其差异性所在。

1.单位性质分组。对单位性质和流动率变量进行交叉分析（见表1），可以看出按照人力资源管理从业人员的流动率所占比例排序，由低到高依次为事业单位、国有、外企、民营、集体。事业单位的人力资源管理从业人员平均变换工作单位时间均值达到9.8762，而民营组织的流动周期均值仅为3.5466。按照卡兹曲线和库克曲线理论，民营组织人力资源管理从业人员的流动频率过高，人员稳定性较差，而事业单位和国有组织人力资源管理从业人员的流动频率又过低，不利于创造力的发挥。

2.人员规模分组。将不同人员规模与人力资源管理从业人员流动率进行交叉分析（见表2）。总体上随着人员规模的增长其人力资源管理从业人员流动率逐步降低，其中200人以下的组织中，人力资源管理从业人员的流动性最强。

表1 单位性质*流动率分两组交叉制表

表2 平均变换工作单位时间*企业人员规模

我们对此假设进行非参数的Jonckheere-Terpstra检验，结果表明，随着人员规模的增长存在流动率的顺序效应，这也充分说明较大规模组织对人力资源管理从业人员具有较高的吸引力，但同时也会存在从业人员创新性下降的问题，统计表明，1000人以上的组织中，人力资源管理从业人员平均流动一次的时间达到7.546年。

3.年龄分组。将年龄变量与人力资源管理从业人员流动率进行交叉分析（见表3），可以看出随着年龄增长，人力资源管理从业人员的流动率在降低，稳定增强。同理，我们即以此为假设，进行Jonckheere-Terpstra检验，结果说明二变量存在顺序效应，即假设成立。36岁以下从业人员流动周期均值为3.25年，而36岁以上人员却达到了11.94年。

由于年龄与参加工作时间、从事人力资源工作时间二变量密切相关，在进行了同样的分析后，后两者流动率分布规律与年龄变量分组结果类似。

4.职位层级分组。将职位层级变量与流动率进行交叉分析（见表4），可以看出，中层以上人员的流动周期明显高于主管或职员，其流动周期的均值分别为6.278年和4.618年，考虑到中层以上人员的工作需要更高的稳定性，这两个流动周期均值应皆在正常范围内。

5.职业资格分组。将职业资格与流动率进行交叉分析（见表5），可以看出，随着职业资格水平的提升，人力资源管理从业人员的流动率也在降低，我们进行了Jonckheere-Terpstra检验，结果也说明了顺序效应的存在。这也说明职业资格水平的提升有利于提高人力资源管理从业人员的稳定性。

6.从事不同的人力资源工作类型分组。将负责人力资源管理全面工作与负责人力资源部门内勤工作变量分别与流动率做交叉分析（见表6），发现若按是否负责全面工作的分组，从事全面工作人员流动率高的比例明显低于从事非全面工作的人员，而按是否负责内勤工作的分组中，这一比例恰好相反，因而可得结论，从事全面工作人员的稳定性较强，从事内勤工作人员的流动性较强。

表3 年龄*流动率分两组交叉制表

表4 职位层级*流动率分两组交叉制表

表5 职业资格或职称水平*流动率分两组交叉制表

表6 是否负责全面工作、内勤工作*流动率分两组 交叉制表

表7 人力资源管理各类型业务从业人员平均流动周期

统计每一类人力资源管理业务类型从业人员流动周期的均值（见表7），同样可以发现，负责全面工作的人员是流动周期较长的人力资源管理人员从业类型，同样较长的还有负责社保工作的人员，而流动周期较短的有负责培训工作和员工关系工作的人员。值得解释的是虽然内勤工作人员流动性较强，但其流动周期均值却并不低，经过对数据的分析，原因在于从事内勤工作的人员中，流动率低的人员年龄较大，其流动周期较长，因而造成了平均流动周期数值并不低。

（四）人力资源管理从业人员流动率模型构建

因为流动率变量有高低之分，所以是典型的有序变量，因而笔者选择运用有序回归的方法构建模型。为此，我们重新划分流动率级别，划分为流动率较高（4年以下）、流动率正常（4-5年）和流动率较低（5年以上）三个组，再次按以上筛选出的9个变量分组分别进行Kruskal Wallis检验，P值大于0.05的两个变量职业资格水平和是否负责内勤工作被排除。另外，由于流动率是根据人员参加工作时间和流动次数计算出来的，从事人力资源工作时间与参加工作时间又高度相关，所以这两个变量会导致较严重的自回归和多重共线性，故而舍去。现以保留下来的5个变量单位性质 （Z1）、人员规模（Z2）、年龄（Z3）、职位层级（Z4）、是否负责全面工作为自变量 （Z5），以人力资源管理从业人员流动率（分三组）为因变量，建立有序回归模型。数据运行结果如下。

（1）模型拟合信息。表7给出了只包含截距项的模型和最终模型的似然比检验结果，卡方值为438.678-308.536＝130.142，P＝0.000<0.01，按 α＝0.05的显著性水平，认为最终模型要优于只含截距的模型，即最终模型成立。

（2）拟合度。Pearson 卡方值为 292.863（P＝0.621>0.05），偏差卡方值为 243.688（P＝0.993>0.05），认为有序回归对本数据是合适的。

（3）伪R方。模型的拟合优度指标Cox和Snell为0.352，Nagelkerke为0.421，即拟合效果尚可。

（4）参数估计。 如表 8 所示，位置参数 z1、z2、z3、z4、z5的 Wald 统计量分别为 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 的显著性水平，认为z1、z4、z5与分组之间的回归系数无统计学意义，而z2、z3与分组之间的回归系数有统计学意义。

表8 模型拟合信息

流动率水平为3条件下并未形成有效的模型，因此我们认为以上两个公式中“”代表流动率水平较高组，“”代表流动率水平正常及偏低组。

三、主要结论与进一步讨论

本文的主要研究结论有：（1）北京市人力资源管理从业人员的平均流动周期与卡兹曲线和库克曲线所描绘的流动周期基本吻合。（2）按“单位性质、人员规模、年龄、职位层级、职业资格、参加工作时间、从事人力资源工作时间、是否负责全面工作、是否负责内勤工作”9个变量分组的人力资源管理从业人员流动周期存在显著差异。（3）构建了以“单位性质、人员规模、年龄、职位层级、是否负责全面工作”为自变量的人力资源管理从业人员流动率模型，可以用来区分高低两个级别的人力资源管理从业人员群体。

表9 参数估计值

由此可见，人力资源管理从业人员是企业重要的人力资源，企业在关注其他岗位人员的保有和激励问题的同时，应该更加注重对人力资源管理者的保留和激励。因为本研究证实，该类从业者自身的流动性会直接影响到其所在组织及行业整体的人力资源流动性。此外，卡兹的组织寿命说和库克曲线已经为研究人员流动问题提供了重要的理论支撑，特别是对于人力资源管理人员流动性的解释，给出了核心的要素体系。未来的研究将更为关注组织的行业特征、高层管理者的品行与德性、同事间的关系与人力资源管理者流动性的关系。

1.〔美〕 雷蒙德·A·诺伊等：《人力资源管理》，中国人民大学出版社，2001年版。

2.〔美〕加里·德斯勒著：《人力资源管理 （第六版）》，刘昕、吴雯芳译，中国人民大学出版社，1999年版。

3.〔美〕约翰·M·伊万切维奇：《人力资源管理》，赵曙明译，机械工业出版社，2005年版。

4.侯旭伟：《从人员流动理论看企业如何留住人才》，载《科教导刊》，2010年第23期。

5.陈万思：《纵向式职业生涯发展与发展性胜任力——基于企业人力资源管理人员的实证研究》，载《南开管理评论》，2005年第6期。