公務員組織承諾與離職傾向關系研究

摘 要： 以天津、廣州、武漢的502名公務員為研究對象，通過發(fā)放組織承諾量表、離職傾向量表進行問卷調查，旨在探討公務員的組織承諾與離職傾向關系。維持一支具有優(yōu)良品德、高素質、高水平的公務員隊伍，應加強組織文化建設，提高公務員規(guī)范承諾；構建人力資源職業(yè)生涯發(fā)展規(guī)劃，提高公務員感情承諾；完善績效考核體系，提高公務員繼續(xù)承諾。

關鍵詞： 公務員； 組織承諾； 離職傾向

中圖分類號： D630 文獻標識碼： A DOI：10.13411/j.cnki.sxsx.2015.03.010

The Relationship between Organizational Commitment

and Turnover Intention of Civil Servants

WANG Wen-jun

（Nanning Party School of CPC， Nanning 530007， China）

Abstract： Taking the 502 civil servants of Tianjin， Guangzhou and Wuhan as the research objects， this research studies the relationship between the organizational commitment and turnover intention of civil servants by using the questionnaire of the turnover intention and the organizational commitment scale. This research gives recommendations to maintain a contingent with excellent-morality， high-quality and high-level civil servants， such as to improve the civil servants normative commitment by strengthening the construction of organizational culture； to improve the civil servants affective commitment by building human resources career development planning； and to improve the civil servants continuance commitment by improving the performance appraisal system.

Key words： civil servants； organizational commitment； turnover intention

公務員職業(yè)的穩(wěn)定性、可預期性、人脈資源的便利性等職業(yè)特點，一度造成了我國“公務員熱”。但近年來，公務員隊伍中離職的人趨于增多，尤其是法律、金融等專業(yè)人才大量流出體制。在醫(yī)療、住房、養(yǎng)老并軌之后，公務員職業(yè)的吸引力更會削弱。

據國家公務員局統(tǒng)計，實際參加2015年中央機關及其直屬機構公務員錄用考試筆試的人近90萬，比2014年減少9萬人。2015 年“國考”競爭比為64：1；2014年是71.9：1；2013 年約為107.2：1；2012年約為117.7：1；2011年更是高達133.7：1，可見“國考”競爭比已呈現逐年下滑趨勢。一家人力資源服務網站的報告數據顯示，進入今年2月以來，已有超過1萬名公務員通過這家網站向潛在雇主提交簡歷，這一數字比去年同期增加逾30%，人力資源和社會保障部新聞發(fā)言人李忠稱公務員離職屬于正常的人員流動，[1] 它不僅體現了納入個人職業(yè)生涯規(guī)劃前提下公務員職位思考的理性回歸，精英資源的社會平均化，而且也體現了當前反腐和改革的正向壓力。但從離職人員來看，流出體制的大多是公務員隊伍的精英。因此，維持一支具有優(yōu)良品德、高素質、高水平的公務員隊伍成為一項艱巨任務。

離職傾向是離職行為最直接的預測變量，離職傾向涉及的影響因素很多，影響因素也較復雜，但普遍認為組織承諾對離職傾向具有負向預測作用。[2] 因此，在現代公共部門人力資源管理中，從組織承諾角度對公務員離職傾向進行研究，從理論上闡述公務員離職的作用機理，探究公務員組織承諾和離職傾向之間的關系，有助于公共政策的制定以降低公務員的離職傾向，進而降低離職率。

一、研究現狀

離職傾向定義為個體工作一段時間后，由于各種因素的影響，而產生離開組織的想法或愿望。許多學者分析發(fā)現離職傾向和離職行為之間存在相關關系。[3][4] Kraut認為，和其他工作態(tài)度指標相比，離職傾向是離職行為最佳的預測指標。[5] Mobley最早提出了員工離職動因模型，注重員工離職傾向的過程分析，[6] 在其基礎之上，更多的影響因素被納入離職傾向的分析中，如組織政策、報酬、同事、領導、工作條件、工作內容、氛圍、個人價值觀，對改變工作的預期、非工作價值觀等。

組織承諾反映了員工與組織的心理契約，[7] 由Becker（1960）提出，他指出組織承諾基于“經濟理性”假設之上，是由員工心血、金錢和精力等投資成本的累積而產生的一致性活動的意向。組織承諾意識越高，員工越傾向于留職，其工作投入度也越高。[8] Steers 和Mowday（1981）在Price模型（1977）、Mobley中介鏈模型（1977）和擴展的Mobley模型（1979）的基礎上，首次將組織承諾納入離職傾向模型分析，試圖把勞動力市場、組織因素和個人因素相結合，對員工離職過程進行分析。[9]

Allen and Meyer（1990，1996）和Meyer and Allen（1991）認為組織承諾包含三個維度：感情承諾 （Affective Commitment）是基于對組織的認同、投入和感情依賴而留職，規(guī)范承諾 （Normative Commitment）是基于對組織的責任感而考慮留職，繼續(xù)承諾（Continuance Commitment）知覺到離開組織帶來的成本而考慮繼續(xù)留職。[10] 凌文輇、張治燦和方俐洛結合中國國情，設計出“中國職工組織承諾問卷”，提出感情承諾、規(guī)范承諾、理想承諾、經濟承諾和機會承諾的組織承諾類型，探討中國職工組織承諾的心理結構對離職傾向的影響。[11]

國內外不少學者基于不同的研究目的和背景對組織承諾進行了維度分析，主要沿著三種分類方法展開。一類是Mowday，Porter and Steers（1982）兩維度劃分（態(tài)度承諾和行為承諾）；另一類是Allen and Meyer（1990，1996）或Meyer and Allen（1991）提出的三維度劃分（感情承諾、規(guī)范承諾和繼續(xù)承諾）；再一類是在Meyer，Allen and Smith（1993）三維度劃分的基礎上，結合研究情境進行組織承諾維度的拓展和演化。Meyer，Allen and Smith（1993）的組織承諾量表由于具有心理測驗的特色，能有效地測量員工的組織承諾，因此被大多數的研究者修改和采用。[12]

國內目前對于組織承諾和離職意向的定性研究居多，實證研究少，針對公務員組織承諾或離職傾向的研究更少，而以公務員為研究對象，來探討組織承諾和離職傾向的研究尚無。

二、研究設計

筆者采用Meyer，Allen及Smith編制的“感情承諾、規(guī)范承諾與繼續(xù)承諾”問卷，[13] 問卷的三個維度的信度和效度都得到過眾多研究者的檢驗，并結合公務員工作實際，將題項的語言進行部分修改和調整，以使問卷適合公務員組織承諾測量的需要，最后形成由三個維度即感情承諾、規(guī)范承諾與繼續(xù)承諾的一共12個題項的組織承諾量表（見表2），以期探討公務員組織承諾與離職傾向的關系（見圖1）。題項采用里克特（Likert）五點量表，按照與實際情況的“非常不滿意、不滿意、無意見、滿意、非常滿意”，依次給予1、2、3、4、5分。

三、實證結果

在通過預試結果的基礎上，筆者利用天津、武漢、廣州公務員培訓的機會，進行調查問卷的發(fā)放，共發(fā)放568份，回收535份，剔除無效問卷，得到502份有效問卷用于正式分析。

（一）樣本特征

（二）信效度檢驗

在組織承諾的因素分析中，KMO的值為0.738，表明可以做因素分析。此外，Bartlett球形檢驗的卡方值為412.448（自由度為66）且達到顯著，（表4-16）說明有共同因素存在，可以進行因素分析。離職傾向的因素分析結果中KMO值為0.692，Bartlett球形檢驗的卡方值為72.387（自由度為6）達到顯著。

（三）相關性分析

由單變量K-S檢驗結果可知，各個變量的P值都大于0.05。因此，接受零假設，即各個變量都近似正態(tài)分布，可用于進一步的分析。表3的相關系數表顯示，除了組織承諾中的繼續(xù)承諾因子之外，其他變量的因子都和離職傾向顯著負相關。但是變量之間的相關系數是沒有控制其他變量條件下的簡單相關系數，需要通過進一步的路徑分析來檢驗變量之間的關系。

（四）驗證性因子分析

為了檢驗全樣本的數據結構與探索性因子分析的結構是否一致，并用于進一步的關系研究，需要進行驗證性因子分析以檢驗因子結構模型的測量效度。除離職傾向外，組織承諾是二階因子結構。筆者運用Lisrel8.70軟件進行分析。組織承諾的驗證性因子分析結果顯示每條路徑標準化載荷都在0.05水平上顯著，其中SRMR值為0.061（小于0.08），RMSEA值為0.080（剛好等于臨界值0.08），χ2 /df值為4.207，絕對擬合指數GFI和AGFI分別為0.93和0.90，相對擬合指數CFI和NNFI分別為0.91和0.88。綜合而言，組織承諾的二階因子結構和數據擬合情況較好，具有良好的測量效度，可以接受該因子結構。

離職傾向的驗證性因子分析結果顯示每條路徑標準化載荷都在0.05水平上顯著，其中SRMR值為0.019，RMSEA值為0.042（小于臨界值0.08），χ2 /df值為1.895，絕對擬合指數GFI和AGFI分別為1.00和0.98，相對擬合指數CFI和NNFI分別為1.00和0.99。綜合而言，離職傾向的因子結構和數據擬合情況非常好，具有很好的測量效度，可以接受該因子結構。

（五）公務員組織承諾對其離職傾向的影響

根據理論模型，在驗證性因子分析的結果基礎上，運用結構方程模型以探討公務員組織承諾與離職傾向之間的關系，結果顯示，組織承諾對離職傾向有顯著的負向預測作用，其標準化的Beta值為-0.67（T值=-2.81）。

進一步分析組織承諾三個維度與離職意向之間的關系，結構方程模型的估計結果如下圖2所示，SRMR值為0.072（小于0.08），RMSEA值為0.089（稍微大于臨界值0.08），該值小于0.10仍可接受，[14] χ2/df值為4.958，絕對擬合指數GFI和AGFI分別為0.89和0.85，相對擬合指數CFI和NNFI分別為0.91和0.90，說明該結構方程模型的擬合結果比較好。從路徑系數的估計結果可知，組織承諾的三個維度當中，繼續(xù)承諾對離職傾向的負向影響在0.05的水平上不顯著（T值=1.82），感情承諾和規(guī)范承諾的路徑系數都在0.01的水平上顯著為負，通過比較系數和T值的大小可知，規(guī)范承諾的路徑系數絕對值較大（Beta=-0.48，T值=-2.31），對離職傾向的影響比感情承諾（Beta=-0.44，T值=-2.01）更大。

五、對策

（一）加強組織文化建設，提高公務員規(guī)范承諾

規(guī)范承諾是公務員離職傾向影響最大因素，它是指公務員基于對單位的責任和義務，盡心盡職地為單位工作，這種責任和義務可以通過制度約束加以形成，也可以通過組織文化潛移默化，在提倡“人本管理”的今天，組織文化的作用也被提到了日程。

組織文化是組織在長期的運營過程中逐漸形成的，為全體員工共同遵守的奉行的價值理念和行為準則，它對員工的組織價值觀產生影響，進而影響到員工的組織承諾。根據目標偏好差異將組織文化分為員工導向與任務導向兩類，前者關注員工需求的滿足，使員工形成積極主動的工作態(tài)度和長期利益的利益觀，而后者注重短期利益，關注員工任務完成情況，員工處于被動的工作態(tài)度。

基于公務員屬于知識型員工，而且有較高的精神追求，在此，任務導向型組織文化對公務員不太適合，各組織應將重點放在員工導向型組織文化的建設上。現實中片面地認為只要提供高薪就能留住和吸引公務員，讓他們安心工作，這是很不現實的。因為公務員除了“經濟人”身份外，還具有“社會人”和“政治人”的身份。因此，需要營造“信任、公平、責任”的組織文化。已經是公共部門自身發(fā)展的迫切需要。首先要讓公務員對組織建立信任，順暢的溝通渠道、充分的崗位授權、人盡其才的理念等，建立起信任合作的文化氛圍。在公平方面，與組織承諾密切相關的是結果公平（分配公平）和程序公平，并且程序公平對組織承諾的影響更大。因此，公共部門在注重結果公平的同時，更要注重程序公平。在責任方面，強化公務員的社會責任意識，將群眾利益視為自身利益，有效化解個人利益與群眾利益之間的沖突，落實并優(yōu)化本職工作，提升群眾滿意度。

（二）構建人力資源職業(yè)生涯發(fā)展規(guī)劃，提高公務員感情承諾

1. 在職業(yè)生涯的建立階段，公共部門和公務員應該共同努力來設計公務員的職業(yè)生涯規(guī)劃，這樣可以實現公務員的職業(yè)生涯發(fā)展與公共部門的總體發(fā)展相一致。筆者從調研中了解到，90%左右的公務員基本上沒有一個長遠的職業(yè)生涯規(guī)劃。因此，除了在錄用階段，公共部門根據應聘者的特征表現，面試時有針對性地向應試者傳遞關于公共部門的發(fā)展現狀、個人未來的發(fā)展空間、組織內部的人際關系、激勵制度等信息外，公共部門還可以通過已開發(fā)的心理測評系統(tǒng)，讓公務員借助心理測評進行自我反思，達到認識自我和挖掘潛能的目的；也可以通過與公務員進行個別談話或集體座談，了解公共部門的職業(yè)發(fā)展預期方向，進而幫助公務員確定職業(yè)發(fā)展路徑，使其在職業(yè)生涯建立階段就能將自己發(fā)展和公共部門發(fā)展相綁定，產生一個較高的感情承諾。

2. 在職業(yè)生涯的規(guī)劃階段，應針對不同年齡層次公務員進行職業(yè)生涯規(guī)劃。一是適應期（1～3年），主要是新任公務員，他們因初任公職興奮不已，也面對新工作急切希望獲得實用的工作技能。因此，該階段主要為其進行職業(yè)生涯定位，加強價值觀培養(yǎng)，提供富有挑戰(zhàn)性的工作，同時要適度包容他們工作經驗不足帶來的負面影響。二是穩(wěn)定期（4～7年），他們逐漸適應了工作環(huán)境，并可根據實際工作情境以及自己的個性特征探索自己的工作風格。此時的公務員對該職業(yè)較為投入，情緒較為穩(wěn)定，對提拔晉升較為看重，職位的晉升不僅意味著他們的能力得到承認，并且意味著他們在組織中有更高的決策權，有助于提升個人對“自身存在于組織中意義”的認可，提高其感情承諾水平，此時應保證職業(yè)道路通暢。三是試驗期（8～23年），也稱為重新評價期，被認為是職業(yè)危險期。此時公務員開始認為職業(yè)缺乏挑戰(zhàn)性而不滿于現狀，批評組織管理中的弊端等，該階段應通過心理調適和教育培訓等方式，降低其職業(yè)倦怠感。四是平靜和保守期（23～31年），長期的行政工作使之成為資深人員，他們所擁有的工作經驗和技巧使之對工作充滿自信，同時也失去職業(yè)發(fā)展的熱情和精力，這時要充分肯定他們的價值，并充分發(fā)揮他們的余熱。五是退出公職（31～39年），即職業(yè)生涯的終結，做好心理疏導，使之順利渡過職業(yè)的生理和心理危機。

（三）完善績效考核體系，提高公務員繼續(xù)承諾

目前公務員績效考核存在一些問題，主要表現為：考核目的不明，考核內容模糊，考核標準單一，考核方法落后，考核缺乏監(jiān)督，考核結果缺乏反饋等。因此，要完善績效考核體系，通過考核使公務員知曉自身的績效，并將考核結果與晉升、獎勵等掛鉤，加大其離職機會成本。

1. 評估指標的科學性和評估手段的先進性。考核指標應在“德、能、勤、績、廉”五大維度的基礎上設立具體的考評指標，區(qū)分政務類公務員和事務類公務員的考評指標，以定量考核為主，定性考核為輔，且考核指標隨著績效管理目標的變化而變化；在評估手段方面，采用精深而完備的專業(yè)知識和評估技巧，如360度考核、行為錨定等級評價法等，使評估更加科學有效。

2. 對考核過程公開性和公平性的監(jiān)督。公務員作為公共利益的代表者和維護者，首先要在思想和行為上最大化“社會人”和“政治人”的特性，樹立群眾利益優(yōu)先的觀念，依法開展工作。其次，在考核中，做到事前預防、事中控制和事后糾正，整個考核過程應在各方監(jiān)督下進行，廣泛聽取群眾意見和建議，避免出現不公平、不公正的現象。

3. 考核中的溝通和考核結果的反饋。加強考核過程中的溝通協調，考核者向被考核者指出工作中存在的問題，討論改進的方法，提升自我以便達到預期的績效目標。考核者把考核結果及時反饋給被考核者，給被考核者一個申辯、說明或補充的機會，如果被考核者對考核結果有異議，可以要求上級主管部門重新裁定。此外，考核主體應根據被考核者的要求、建議，結合新一輪工作計劃等具體內容與被考核者進行溝通，重新訂立考核標準，有利于新一輪考核工作的展開。

參考文獻：

[1]高亞洲.公務員“離職潮”中的臆想與現實[EB/OL].南方時評，

（2015-04-26）[2015-06-01]. http：//opinion.southcn.com/o/2015-

04/26/content_123028841.htm？_wdcm=%u9AD8%u4E9A%u6D32.

[2]McFillen J. M.， Riegel C. D.， Enz C .A..Why Restaurant Managers

Quit（and How to Keep Them）[J].Cornell Hotel and Restaurant

Administration Quarterly，1986，（27）：37-43.

[3]Arnold H.，Feldman D..A Multivariate Analysis of the Determi-

nants of Job Turnover[J]. Journal of applied psychology，1982，

（3）： 350-360.

[4]Carsten L. M.， Spector P. E..Unemployment， Job Satisfaction，

and Employee Turnover： A Meta-analytic Test of the Muchinsky

Model[J].Journal of Applied Psychology， 1987，（3）： 374-381.

[5]Kraut A. I..Predicting Turnover of Employees from Measured

Job Attitudes[J]. Organizational Behavior and Human Perfor-

mance，1975，（2）： 233-243.

[6]Mobley W. H..Intermediate Linkages in the Relationship betw-

een Job Satisfaction and Employee Turnover [J]. Journal of Ap-

plied Psychology，1977，（2）： 237-240.

[7]張勉，張德. 組織承諾研究評述[J].武漢市經濟管理干部學院

學報，2002， （3）： 29-34.

[8]Somech A.，Bolger R.Antecedents and Consequences of Teacher

Organizational and Professional Commitment [J].Educational

Administration Quarterly，2002， 38，（4）： 555-577.

[9]Steers R. M.， Mowday R. T..Employee Turnover and Post-deci-

sion Accommodation Process.[J]// Cummings L. L.，Staw B. M..

Research in Organizational Behavior.Greenwich，Conn：JAI Press，

1981，（3）：235-281.

[10]賈勇.企業(yè)人才流失的原因與對策研究[D].西安：長安大學，2004.

[11]凌文輇，張治燦，方俐洛.中國職工組織承諾研究[J].中國社

會科學，2001，（2）： 90-102.

[12]王文俊.組織承諾研究綜述[J].沿海企業(yè)與科技，2010，（8）：

67-70.

[13]Meyer J. P.，Allen N. J.，Smith C.. A Commitment to Organizations

and Occupations： Extension and Test of A Three-component

Model[J]. Journal of applied psychology，1993，（4）：538-551.

[14]Kelloway E. K..Using LISREL for Structural Equation Model-

ing[M].Thousand Oaks：Sage Publications，1998.

[責任編輯：任山慶；校對：黨 婷]