個人傳記特征對工作績效的影響：一項4年的追蹤研究

傅飛強(qiáng)，彭劍鋒

(1.北京化工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100029；2.中國人民大學(xué) 勞動人事學(xué)院，北京100872)

個人傳記特征對工作績效的影響：一項4年的追蹤研究

傅飛強(qiáng)1，彭劍鋒2

(1.北京化工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100029；2.中國人民大學(xué) 勞動人事學(xué)院，北京100872)

辨識和尋找高績效員工始終是組織管理的核心問題。通過對個體工作績效的連續(xù)4次測量，文章分析了個體工作績效的發(fā)展趨勢、個人傳記特征(性別、司齡、教育程度、入職渠道、崗位與專業(yè)匹配度等)反映在工作績效上的差異性以及這種差異性與時間的交互作用。研究結(jié)果在中國組織情境下發(fā)現(xiàn)了一些有趣而有意義的結(jié)論，拓寬了諸多組織管理現(xiàn)象的解釋力度，并就組織提升選人用人的有效性給出了相關(guān)建議。

工作績效；個人傳記特征；追蹤研究

傅飛強(qiáng)，彭劍鋒.個人傳記特征對工作績效的影響：一項4年的追蹤研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2017(6)：48-59.

一、 引 言

辨識和尋找誰是高績效員工始終是組織管理的核心問題。在企業(yè)的選人用人過程中，往往存在一些共性的問題，諸如性別差異對績效有影響嗎？學(xué)歷越高、績效越好嗎？名牌大學(xué)畢業(yè)的學(xué)生就一定更出色嗎？校園招聘和社會化招聘，哪類員工的成功率更高？有基層工作經(jīng)驗的員工一定比應(yīng)屆畢業(yè)生好用嗎？大學(xué)專業(yè)與工作崗位不匹配就一定業(yè)績不好嗎？在一個群體內(nèi)部，個體績效水平在一定時期內(nèi)會呈現(xiàn)什么樣的發(fā)展趨勢，會是“強(qiáng)者恒強(qiáng)、弱者恒弱”，還是會出現(xiàn)“輪流坐莊、風(fēng)水輪流轉(zhuǎn)”的趨勢？

上述關(guān)于個體工作績效成因的諸多困惑，和員工個人傳記特征都有直接的關(guān)系?；谧晕覛w類理論(Self-categorization theory)，年齡、性別、工作年限、服務(wù)年限、教育情況等個人傳記特征被用來解釋諸如績效等結(jié)果變量[1]。西方學(xué)術(shù)界關(guān)于個人傳記特征和工作績效的研究成果較為豐富，但大量的研究結(jié)論出現(xiàn)在上世紀(jì)八十年代，研究對象包括產(chǎn)業(yè)工人等各類群體，隨著新生代知識性員工逐步成長為社會就業(yè)主體，研究這部分人群的個人傳記特征與工作績效的關(guān)系對組織管理而言顯得尤為重要。在國內(nèi)學(xué)術(shù)界，部分學(xué)者開始基于本土組織情境進(jìn)行個人傳記特征和工作績效關(guān)系的研究，但這些研究絕大部分關(guān)注的是上市公司高管個人或高管團(tuán)隊的傳記特征，而對組織中其它層次員工的關(guān)注很少，這和個人傳記特征數(shù)據(jù)的公開性和可獲得性有很大關(guān)系[2]。且國內(nèi)學(xué)者在個人傳記特征變量的選擇上，主要還是沿用國外研究者的劃分標(biāo)準(zhǔn)，而缺少對中國組織情境中特有的個人傳記特征屬性的關(guān)注[3]。

本研究基于中國組織情境，以基層組織知識性員工的個體任務(wù)績效為關(guān)注點，從個人傳記特征的視角來尋找“誰是高績效員工”的相關(guān)證據(jù)，以豐富個體工作績效內(nèi)部作用機(jī)制的解釋，并就組織提升選人用人的有效性提出建議。

二、 理論與假設(shè)

關(guān)于個體績效水平以及個體間績效水平差異在一定時期內(nèi)的發(fā)展趨勢，可由馬太效應(yīng)進(jìn)行解釋。馬太效應(yīng)泛指在社會生活領(lǐng)域中普遍存在的“好的愈好、壞的愈壞；多的愈多、少的愈少”的一種兩極分化的現(xiàn)象。而在管理學(xué)中，馬太效應(yīng)反映到組織中的個體績效表現(xiàn)，會呈現(xiàn)所謂的“強(qiáng)者愈強(qiáng)、弱者愈弱”的發(fā)展趨勢。馬太效應(yīng)之所以存在，除了先發(fā)優(yōu)勢帶來的強(qiáng)化作用外，還可從心理學(xué)的自我效能感中找到答案。Waldersee和Luthans(2004)認(rèn)為個體在一個連續(xù)時期內(nèi)，前一階段的績效表現(xiàn)(績效反饋)會通過自我效能感的變化對下一階段的績效表現(xiàn)產(chǎn)生影響，由正反饋(積極的績效表現(xiàn))所引起的成就感會提高一個人的自我效能感以及最終的績效水平，負(fù)反饋(消極的績效表現(xiàn))則會降低個體的自我效能感[4]。Nease等(2009)進(jìn)一步指出績效反饋與自我效能感的影響是互相的，自我效能感影響個體對反饋的接受，同時得到的反饋又會反過來影響個體的自我效能感，如果不斷得到負(fù)反饋，則會持續(xù)降低一個人的自我效能感[5]。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)1：個體的初始績效水平與其后續(xù)的績效水平有顯著相關(guān)性，即個體間的績效水平呈現(xiàn)強(qiáng)者恒強(qiáng)、弱者恒弱的發(fā)展趨勢。

女性與男性相比，工作績效是否低？這一直是理論界爭論的焦點。一些研究者認(rèn)為，存在一種相當(dāng)一致的傾向，認(rèn)為男性在績效評價中比女性獲得的好評要多，而相應(yīng)地，對男性的高績效評價會影響晉升決策，也可能形成女性的職業(yè)天花板效應(yīng)[6]。很多描述性研究認(rèn)為，上級在評價中，存在角色知覺上的性別失調(diào)，一般女性處于不利地位，這導(dǎo)致對于女性管理者的評價較低[7]。性別角色預(yù)期除了帶來男性與女性在工作表現(xiàn)上的動機(jī)和期望差異外，也通過工作-家庭沖突影響員工的工作感受和表現(xiàn)。以男性為主導(dǎo)的社會期望女性扮演家庭維持者的角色，如果女性員工認(rèn)同這種社會規(guī)范，就容易在主觀上體驗到“工作-家庭沖突”，而在客觀上容易導(dǎo)致面對工作時缺乏創(chuàng)新意識和迎接工作挑戰(zhàn)的激情[8]。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)2：不同性別的員工的工作績效有顯著差異。

關(guān)于是不是在一家企業(yè)中工作時間越久的員工越知道如何更好地工作，在學(xué)術(shù)界也有不一樣的結(jié)論。司齡的增加一方面意味著個體人力資本的增值[9]、個體與組織更好的匹配[10]、與工作更多的嵌入[11]，但另一方面也可能會固化員工的創(chuàng)新思維[12]，甚至降低工作動機(jī)[13]，從而對工作績效造成負(fù)面影響。一般認(rèn)為司齡與績效的關(guān)系不是簡單的線性關(guān)系，一開始員工在組織中會不斷發(fā)展，當(dāng)工作能力不足以承擔(dān)更大的責(zé)任時，員工將不再晉升，所以組織中有大量的任職年限長的員工，他們的工作績效在一定期限后就表現(xiàn)的并不一定好，這和彼得原理所揭示的道理是相一致的。Sturman(2009)認(rèn)為，工作年限長的的員工之所以會成為冗員，在某種程度上是因為工作激勵水平太低，而且簡單或高度事務(wù)性的工作會使任職者覺得毫無挑戰(zhàn)性，產(chǎn)生厭煩感和工作倦怠，并最終導(dǎo)致績效下降[14]609-640。Ng和Feldman(2010)搜索了350項經(jīng)驗性研究，針對249841個樣本進(jìn)行了元分析，研究發(fā)現(xiàn)司齡與工作績效之間呈曲線關(guān)系，雖然司齡與工作績效之間正相關(guān)，但是隨著司齡的增加，它們之間關(guān)系的強(qiáng)度會減弱[15]。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)3：不同司齡的員工的工作績效有顯著差異。

現(xiàn)代企業(yè)在招聘過程中，越來越看重學(xué)歷和名校背景，但教育程度與工作績效之間到底是怎樣的關(guān)系，研究的結(jié)論也并不一致。

研究表明，工作績效的一個有效預(yù)測因子是一般認(rèn)知能力[16]，一般認(rèn)知能力較高的個體，其學(xué)習(xí)工作知識更快，獲得的工作知識更多，工作績效表現(xiàn)也更好。一般認(rèn)知能力的培養(yǎng)，在高等教育領(lǐng)域會受到兩個外在因素的影響，分別是受教育水平和學(xué)校背景差異。高等教育幫助學(xué)生理解社會規(guī)則、形成成熟品德和個人判斷能力，而且教育培養(yǎng)自信心、責(zé)任感和為未來設(shè)定個人目標(biāo)的能力[17]。大量研究表明，個人的教育水平與工作結(jié)果正相關(guān)，包括薪酬水平、晉升次數(shù)、發(fā)展機(jī)會和工作流動[18]。Ng和Feldman(2009)對293項經(jīng)驗性研究的332個獨立樣本進(jìn)行了元分析，以考察教育程度對工作績效的影響，同時還研究了樣本特征與研究設(shè)計對教育程度與工作績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究表明，教育水平正面影響任務(wù)績效。教育水平與客觀測量的任務(wù)績效之間的相關(guān)系數(shù)為.24，與同級評價的任務(wù)績效相關(guān)系數(shù)為.18，與管理者評價的任務(wù)績效相關(guān)系數(shù)為.09，與自我評價的任務(wù)績效的相關(guān)系數(shù)為.06。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在教育水平與任務(wù)績效之間的關(guān)系中，高復(fù)雜性的工作表現(xiàn)出更強(qiáng)的的正相關(guān)性[19]。

從學(xué)校背景差異來看，在我國現(xiàn)行的高等教育系統(tǒng)中，為了促進(jìn)高等教育的突破性發(fā)展，國家對不同高校的投入是不一樣的，這也是“211”、“985”等高校進(jìn)行差異化分類的緣由。高校分類帶來的直接影響是教育經(jīng)費投入上的不平衡，進(jìn)而造成不同高校之間的師資力量、教學(xué)設(shè)備、教學(xué)質(zhì)量、生源質(zhì)量等都產(chǎn)生了重大差別。而這種高校發(fā)展過程中的馬太效應(yīng)對學(xué)生的影響又具體表現(xiàn)為兩個方面：一是高校入學(xué)門檻的高低對學(xué)生來源起到了天然的篩選作用；二是不同學(xué)校資源的獲取及投入差異使得學(xué)生在知識獲取、技能增長、就業(yè)前景、社會認(rèn)同等方面產(chǎn)生兩極分化趨勢。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)4：不同學(xué)歷水平的員工的工作績效有顯著差異。

假設(shè)5：不同畢業(yè)學(xué)校的員工的工作績效有顯著差異。

員工進(jìn)入組織的渠道一般可以分為外部招聘與內(nèi)部選拔兩種方式，而外部招聘可進(jìn)一步區(qū)分為市場化招聘和校園招聘兩種形式。通過不同渠道進(jìn)入組織的員工，首先表現(xiàn)在其工作經(jīng)驗的差異上，如同樣是外部招聘，市場化人才與應(yīng)屆畢業(yè)生的工作經(jīng)驗豐富程度、完成任務(wù)的熟練程度等是不一樣的。Borman和Motowidlo(1997)的任務(wù)績效和情境績效的個體差異理論模型表明，個體能力通過任務(wù)知識、任務(wù)技能、任務(wù)習(xí)慣影響任務(wù)績效[20]。Lance和Bennett(2000)認(rèn)為一般工作經(jīng)驗通過直接影響任務(wù)知識和任務(wù)熟練程度從而間接對工作績效產(chǎn)生影響，而任務(wù)經(jīng)驗除了通過任務(wù)知識和任務(wù)熟練程度影響工作績效外，同時也對工作績效有直接影響[21]。還有一些研究表明，進(jìn)入勞動力市場的時間越久，個體能獲得更多關(guān)于如何高效、快速完成工作任務(wù)的知識[22]。

通過不同渠道進(jìn)入組織的員工，如市場化招聘員工和內(nèi)部選拔的員工，其對組織文化的接受和認(rèn)可程度也存在差異，其個體能力水平與組織工作要求的匹配程度也會有所不同，而在人-組織匹配對個體工作績效的影響方面，已有很多研究指出當(dāng)個體和組織表現(xiàn)出較高程度的匹配時，個體會表現(xiàn)出更高的績效[23]。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)6：不同入職渠道的員工的工作績效有差異。

早在1984年，Hunter等人就發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力、與工作相關(guān)的知識和工作績效有顯著的相關(guān)性[24]。Schmidt等人(1986)加入了工作經(jīng)驗變量，對Hunter(1984)模型進(jìn)行擴(kuò)展，還發(fā)現(xiàn)工作經(jīng)驗主要通過對工作知識的影響對績效起到調(diào)節(jié)作用[25]。Lance和Bennett(2000)進(jìn)一步將工作經(jīng)驗劃分為一般工作經(jīng)驗和任務(wù)經(jīng)驗兩個方面，和任務(wù)相關(guān)的經(jīng)驗除了通過任務(wù)知識和任務(wù)熟練程度影響工作績效外，同時也對工作績效有直接影響[21]。而Borman和Motowidlo(1997)在研究績效結(jié)構(gòu)時也提出認(rèn)知能力通過與任務(wù)相關(guān)的知識、任務(wù)相關(guān)的技能與解決問題的習(xí)慣對任務(wù)績效產(chǎn)生影響[20]。從這些研究結(jié)論來看，工作經(jīng)驗、工作相關(guān)的知識和任務(wù)熟練度等都會顯著地影響工作績效。而崗位與個人的專業(yè)匹配度可以理解為員工的工作經(jīng)驗、工作知識、任務(wù)熟練程度與所從事崗位的匹配程度。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)7：崗位與個人專業(yè)匹配程度不同的員工的工作績效有顯著差異。

進(jìn)一步來分析工作與專業(yè)匹配程度對員工績效的影響，Hunter(1986)的研究表明，對復(fù)雜程度較高的工作來說，一般認(rèn)知能力與上級對整體工作績效評價間的相關(guān)系數(shù)更高[26]。如果員工所從事崗位的專業(yè)化程度越高，可以認(rèn)為該項工作的復(fù)雜程度越高。而Chen等(2001)進(jìn)行的一項元分析研究發(fā)現(xiàn)，任務(wù)的復(fù)雜程度影響認(rèn)知能力和責(zé)任心對績效的預(yù)測，工作任務(wù)越復(fù)雜，認(rèn)知能力和責(zé)任心對績效的直接預(yù)測效度越高[27]。鑒于此，本研究提出：

假設(shè)8：崗位的專業(yè)化程度調(diào)節(jié)了崗位與個人專業(yè)匹配程度對員工工作績效的影響。

三、 研究方法

(一) 被試

本研究在一家總部位于北京的全球500強(qiáng)公司進(jìn)行。研究對象為該公司總部職能部門基層員工。在研究期間，我們獲取了2011-2014年連續(xù)4年有個人績效考核分?jǐn)?shù)記錄的304名員工數(shù)據(jù)，這部分人群構(gòu)成了本研究的樣本，其中男性167人，女性137人；大專及以下11人，本科53人，碩士213人，博士27人；平均年齡29.8歲。本研究中的樣本，來自于同一公司、同一個組織層次的群體，能較好地將影響個人工作績效的諸多外生變量進(jìn)行排除性控制。由于單個樣本企業(yè)的選擇，諸如企業(yè)文化、企業(yè)獎勵政策、員工層級、工作物理環(huán)境等這些影響個體工作績效的變量在本研究中對不同個體而言是趨于同質(zhì)性的。從2008年起，該公司從貿(mào)易經(jīng)營向產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營轉(zhuǎn)型，從政策性經(jīng)營向市場化經(jīng)營轉(zhuǎn)型。為配合業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，管控模式也逐步由財務(wù)投資管控轉(zhuǎn)向戰(zhàn)略管控，總部職能進(jìn)一步夯實，總部員工逐步充實，歷經(jīng)4～5年的人員擴(kuò)張階段后，到2012年基本趨于穩(wěn)定，而這部分員工的進(jìn)入來源包括了：(1)、應(yīng)屆畢業(yè)生校園招聘。(2)、市場化招聘。(3)、下屬單位選拔(4)、上級單位調(diào)派等。這種人員的上上下下、進(jìn)進(jìn)出出，保證了本研究的樣本個體在教育經(jīng)歷、工作經(jīng)歷、行業(yè)經(jīng)歷上是相對多元化的，這在一定程度上降低了單個企業(yè)中人員工作背景的同質(zhì)化對本研究相關(guān)結(jié)論有效性推廣的影響。

(二) 數(shù)據(jù)收集方式

1. 工作績效的數(shù)據(jù)收集。本研究中的工作績效數(shù)據(jù)，來自于員工實際工作中真實的績效得分。為了使研究結(jié)論更為嚴(yán)謹(jǐn)，本研究收集了員工連續(xù)4年的績效數(shù)據(jù)(2011-2014年)。

2. 個人傳記特征變量的數(shù)據(jù)收集。具體有：(1)每位員工在入職時都會在線填寫一份電子版的《干部履歷表》，干部履歷表中包含了大部分的個人基本情況(如性別、年齡、工齡、家庭情況、教育情況、工作經(jīng)歷等)。個人傳記特征中的相關(guān)信息可從《干部履歷表》中進(jìn)行提取。(2)對于崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度的測量，采用專家小組評定法，專家評定的依據(jù)是崗位說明書和員工的《干部履歷表》。專家小組由3名在校的人力資源管理博士研究生、3名樣本公司的人力資源工作者(1名經(jīng)理人、2名主管員工)、1名人力資源職業(yè)技能鑒定專家共同組成。

(三) 測量工具

1. 工作績效。本研究僅關(guān)注員工的任務(wù)績效或者說角色內(nèi)績效，該績效是年度個人績效考核結(jié)果的客觀數(shù)據(jù)。每年年末所在部門領(lǐng)導(dǎo)對員工的年度工作績效進(jìn)行評分，優(yōu)秀類員工的考核得分在105～120分之間，不稱職員工的考核得分在70以下，并且采用強(qiáng)制比例分布的形式以拉開績效差距?？冃гu分結(jié)果是員工年度獎金確定的主要依據(jù)以及下一年度薪酬調(diào)整的重要參考。

2. 個人傳記特征變量的測量。初始績效水平：個體的初始績效水平以2011年的個人績效考核分?jǐn)?shù)為依據(jù)，進(jìn)行從高到低的分?jǐn)?shù)排序，將分?jǐn)?shù)處于前30%的個體歸為“高分組”，將分?jǐn)?shù)處于中間40%的個體歸為“中分組”，將分?jǐn)?shù)處于后30%的個體歸為“低分組”，從而形成分組變量。然后以該分組變量為被試間變量，以2012年、2013年、2014年的個人工作績效得分為因變量，進(jìn)行重復(fù)測量的方差分析。

(1)性別。按照性別屬性，分為“男”和“女”兩類。

(2)司齡。以2011年的數(shù)據(jù)來看，樣本的平均司齡為5.8年，其中10年以上司齡的員工占14.8%?？紤]到樣本群體的司齡分布特征，本研究以2011年為員工司齡的測算年，將員工司齡劃分為“1～3年”、“4～6年”、“7～9年”、“10年以上”四個類別，以考察不同司齡段的個體在工作績效上的差異性。

(3)學(xué)歷。按照學(xué)歷的一般劃分原則，將樣本的學(xué)歷分為“大?！薄ⅰ氨究啤?、“碩士”、“博士”四類。其中學(xué)歷認(rèn)定均以2011年員工的實際學(xué)歷為準(zhǔn)。

(4)畢業(yè)學(xué)校。本文以2011年個人最高學(xué)歷所在的畢業(yè)學(xué)校為準(zhǔn)，將員工的畢業(yè)學(xué)校分為“985高校”、“211高校(不含985)”、“海外高校”、“其它高校”四類。其中“海外高校”是指中國大陸地區(qū)以外的高校，包括港澳臺及海外各高校；“其它高?！卑ǚ?11國內(nèi)普通高校、部隊軍校、黨校等。

(5)入職渠道。本文的樣本為總部基層員工，其入職渠道可分為“校園招聘”、“市場招聘”、“下屬單位選調(diào)”和“其它渠道”共4種類型。其中“其它渠道”類型包括軍轉(zhuǎn)干部、上級單位下派等情形。

(6)崗位與個人專業(yè)匹配程度。崗位與個人的專業(yè)匹配程度分為“完全匹配”、“基本匹配”、“不匹配”三類。針對不同員工，如果是市場招聘或下屬單位選調(diào)員工，主要分析之前工作經(jīng)歷與現(xiàn)有崗位的匹配度，如果是校園招聘的應(yīng)屆畢業(yè)生，主要分析大學(xué)所學(xué)專業(yè)與現(xiàn)有崗位的匹配度。專家小組成員首先基于崗位說明書和個人基本信息對崗位要求與個人專業(yè)匹配程度進(jìn)行獨立判定，其中“完全匹配”設(shè)定為1、“基本匹配”設(shè)定為2、“不匹配”設(shè)定為3，相當(dāng)于以三點方式計分，并對“評分者內(nèi)部一致性”(interrater agreement)進(jìn)行測量，測量指標(biāo)采用James等(1984)提出的rwg，一般認(rèn)為，如果rwg的值大于0.7，就認(rèn)為一致性是可接受的[28]。如果rwg的值未達(dá)到0.7，則專家小組內(nèi)部會進(jìn)行溝通商議，如仍不能達(dá)成一致意見，為了不影響最終的研究結(jié)論，將該樣本(員工)進(jìn)行剔除。

(7)崗位的專業(yè)化程度。崗位的專業(yè)化程度主要分為“高”、“中”、“低”三類。舉例來說，法律部的合同審核專員的專業(yè)化程度為“高”，人力資源部的績效管理專員的專業(yè)化程度為“中”，辦公室的行政專員的專業(yè)化程度為“低”。以上崗位專業(yè)化程度由專家小組進(jìn)行判定，具體判定方法同“崗位與個人專業(yè)匹配程度”的分析方法一致。

(四) 數(shù)據(jù)分析方法

在研究個體績效影響因素的諸多文獻(xiàn)中，無論是員工自我報告的主觀績效還是上級領(lǐng)導(dǎo)評定的客觀績效，一個不能忽略的事實是這些績效數(shù)據(jù)大多來自于一次性的評價，單次績效評價帶有一定的偶然性或者有更高概率的測量誤差，而個人傳記特征變量是相對穩(wěn)定的，由此去探討兩者間的關(guān)系，其結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性容易受到挑戰(zhàn)。為了考察個體工作績效在一定時期內(nèi)的變化趨勢以及個人傳記特征在工作績效上的差異性，本研究采用追蹤設(shè)計并對相關(guān)變量進(jìn)行重復(fù)測量。重復(fù)測量考察隨著測量次數(shù)的增加(時間的增加)，測量指標(biāo)是如何發(fā)生變化的，不同分組因素間的個體是否存在差異，以及分組因素的作用是否會隨著時間發(fā)生變化(即是否和時間存在交互作用)。重復(fù)測量的數(shù)據(jù)往往存在一定程度的內(nèi)在相關(guān)性，因此需要判斷數(shù)據(jù)是否符合Huynh-Feldt條件，即要完成球形檢驗(Mauchly’s Test of Sphericity)，如果數(shù)據(jù)服從球形假設(shè)，需要看一元分析結(jié)果，如果不服從球形假設(shè)，則看多元分析結(jié)果[29]。對重復(fù)測量數(shù)據(jù)的方差檢驗通過SPSS20.0實現(xiàn)。

四、 研究結(jié)果

(一) 初始績效水平對工作績效的影響

表1 組間效應(yīng)的檢驗(初始績效水平)

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.027)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，不同初始績效水平的員工3次工作績效的均值存在顯著差異性(F=45.451,p<0.001)。

圖1 不同初始績效水平員工的工作績效時間趨勢圖

不同初始績效水平的員工工作績效的時間趨勢可用圖1表示。在連續(xù)3年的工作績效表現(xiàn)中，不同初始績效水平的員工的績效表現(xiàn)從高到低分別是：高分組、中分組、低分組。其中高分組在連續(xù)3年的工作績效表現(xiàn)上比較平緩，而中分組、低分組在3年的工作績效表現(xiàn)中呈現(xiàn)一定的上升趨勢。

表2 交互作用的檢驗(初始績效水平)

初始績效水平與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同初始績效水平的員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=1.468,p=0.210)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)1得到驗證。

(二) 性別對工作績效的影響

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.003)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果表明，不同性別員工4次工作績效的均值不存在顯著差異(F=2.244，p=0.135)。

圖2 不同性別員的工工作績效時間趨勢圖

SourceSSdfMSFSig.截距1.27311.27356692.7660.000性別503.8441503.8442.2440.135誤差67814.056302224.550

性別與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同性別員工的工作績效差異受到時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=12.771,p<0.001)。不同性別員工工作績效的時間趨勢可用圖2表示。隨著時間的變化，男性員工和女性員工工作績效的差異不同，在第1年，女性員工的工作績效要好于男性員工，而在后續(xù)3年中男性員工的績效要好于女性員工，而且這種績效差異越來越大。假設(shè)2得到部分驗證。

表4 交互作用的檢驗(性別)

(三) 司齡對工作績效的影響

表5 組間效應(yīng)的檢驗(司齡)

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.001)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，不同司齡員工4次工作績效的均值存在顯著差異性(F=7.456,p<0.001)。

圖3 不同司齡員工工作績效的時間趨勢圖

不同司齡員工工作績效的時間趨勢可用圖3表示。4年的工作績效表現(xiàn)中，司齡在“4～6年”的員工始終是績效最好的群體，而且績效水平呈現(xiàn)逐年上升的趨勢；司齡在“10年以上”的員工在第1年工作績效較差，而后續(xù)3年的績效表現(xiàn)也是最差的；司齡在“1～3年”的員工在第1年績效最差，后期逐年改善。

司齡與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同司齡員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=1.069,p=0.383)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)3得到驗證。

表6 交互作用的檢驗(司齡)

EffectValueFdfSig.時間*司齡Pillaistrace0.0321.0699.0000.383

(四) 學(xué)歷對工作績效的影響

圖4 不同學(xué)歷的員工工作績效的時間趨勢圖

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.001)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，不同學(xué)歷員工4次工作績效的均值存在顯著差異性(F=11.428,p<0.001)。

不同學(xué)歷的員工工作績效的時間趨勢可用圖4表示。4年的工作績效表現(xiàn)中，不同學(xué)歷的員工的績效表現(xiàn)從高到低是：碩士、博士、本科、大專。其中碩士和博士的績效表現(xiàn)差異不大，而大專的績效表現(xiàn)與其它三類學(xué)歷的員工有較大差距。

表7 組間效應(yīng)的檢驗(學(xué)歷)

學(xué)歷與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同學(xué)歷員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=1.014,p=0.427)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)4得到驗證。

表8 交互作用的檢驗(學(xué)歷)

(五)畢業(yè)學(xué)校對工作績效的影響

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.002)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果表明，不同畢業(yè)學(xué)校員工4次工作績效的均值存在顯著差異(F=8.682，p<0.001)。在4年的工作績效表現(xiàn)中，不同畢業(yè)學(xué)校員工的工作績效從高到低依次是：985高校、海外高校、211高校、其它高校。

表9 組間效應(yīng)的檢驗(畢業(yè)學(xué)校)

圖5 不同畢業(yè)學(xué)校的員工工作績效的時間趨勢圖

畢業(yè)學(xué)校與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同畢業(yè)學(xué)校員工的工作績效差異受到時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=2.609,p=0.006)。不同畢業(yè)學(xué)校員工工作績效的時間趨勢可用圖5表示。在第1年，985高校、海外高校、211高校三類畢業(yè)學(xué)校的員工的績效并無差異，但是隨著時間的變化，三類畢業(yè)學(xué)校員工之間的績效差距逐漸擴(kuò)大，且“985高?！碑厴I(yè)的員工的工作績效呈現(xiàn)逐年上升的趨勢?！捌渌鳖惛咝．厴I(yè)員工在4年中績效表現(xiàn)始終最差，且在第4年時與另三類高校畢業(yè)生的績效差異達(dá)到最大值。假設(shè)5得到驗證。

表10 交互作用的檢驗(畢業(yè)學(xué)校)

圖6 不同入職渠道的員工的工作績效趨勢圖

(六) 入職渠道對工作績效的影響

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.001)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，不同入職渠道員工4次工作績效的均值存在顯著差異性(F=7.022,p<0.001)。不同入職渠道員工工作績效的時間趨勢可用圖6表示。在4年的工作績效表現(xiàn)中，不同入職渠道的績效表現(xiàn)從高到低是：下屬單位選調(diào)、校園招聘、市場招聘、其它渠道。其中通過“下屬單位選調(diào)”和“校園招聘”進(jìn)入公司的員工，4年的工作績效呈現(xiàn)逐年上升的趨勢；而市場招聘的員工在第2年曾經(jīng)一度績效表現(xiàn)最差。

表11 組間效應(yīng)的檢驗(入職渠道)

入職渠道與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，不同入職渠道員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace: F=0.839,p=0.580)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)6得到驗證。

表12 交互作用的檢驗(入職渠道)

(七) 崗位與個人專業(yè)匹配程度對工作績效的影響

圖7 崗位與個人專業(yè)匹配程度不同的員工的工作績效趨勢圖

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.000)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，崗位與個人專業(yè)匹配程度不同的員工的4次工作績效的均值存在顯著差異性(F=8.746,p<0.001)。崗位與個人專業(yè)匹配程度不同的員工的工作績效的時間趨勢可用圖7表示。4年的工作績效表現(xiàn)中，完全匹配的員工工作績效最好，不匹配員工的工作績效最差。其中，完全匹配員工與基本匹配員工的工作績效差異不大，而不匹配員工比完全匹配和基本匹配員工的工作績效有明顯的差距。

表13 組間效應(yīng)的檢驗(崗位與個人專業(yè)匹配程度)

崗位與個人專業(yè)匹配程度與測量時間交互作用檢驗結(jié)果表明，崗位與個人專業(yè)匹配程度不同的員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=0.699,p=0.650)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)7得到驗證。

表14 交互作用的檢驗(崗位與個人專業(yè)匹配程度)

(八) 崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度對工作績效的交互影響

球形檢驗的結(jié)果表明，被試內(nèi)因素不服從Mauchly’s球形假設(shè)(P=0.000)，則進(jìn)一步看多元分析的結(jié)果。在多元分析結(jié)果中，組間效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度之間的交互對員工的4次工作績效的均值存在顯著差異性(F=2.435,p=0.048)。在崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度兩者交互下的員工工作績效的時間趨勢可用圖8表示。在崗位的專業(yè)化程度為“高”的情況下，崗位與個人的專業(yè)匹配程度越好，則員工的工作績效也表現(xiàn)的越好。在崗位的專業(yè)化程度為“中”的情況下，崗位與個人的專業(yè)程度不匹配的員工，其工作績效表現(xiàn)始終最差，而匹配程度為“完全匹配”和“基本匹配”的員工，在4年的工作績效表現(xiàn)中交替領(lǐng)先。在崗位的專業(yè)程度為“低”的情況下，崗位與個人專業(yè)比較匹配的員工業(yè)績在4年中始終最好，而“完全匹配”的員工在4年的工作績效中反而有3年是最差的。

表15 組間效應(yīng)的檢驗(崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度)

圖8 崗位的專業(yè)化程度、工作與專業(yè)匹配程度與員工工作績效的交互作用圖

崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度與測量時間交互作用的檢驗結(jié)果表明，崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度兩者交互下的員工的工作績效差異不受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)(Pillai’s trace:F=0.448,p=0.944)，即這種差異表現(xiàn)出時間上的穩(wěn)定性。假設(shè)8得到驗證。

表16 交互作用的檢驗(崗位與個人專業(yè)匹配程度、崗位的專業(yè)化程度)

五、討 論

以往關(guān)于個人傳記特征與工作績效之間的研究結(jié)論往往并不一致，其主要原因有三個方面：首先在大部分的研究中，個體工作績效是單次測量的，由于單次的績效評價結(jié)果容易表現(xiàn)出不穩(wěn)定性和更高概率的測量誤差，在分析個體傳記特征變量和個體績效結(jié)果的關(guān)系時，相關(guān)研究結(jié)論往往缺乏信度。其次，個體績效測量方式的不同會導(dǎo)致結(jié)論上的差異，個體績效測量方式主要包括個體自我報告、上級對下級臨時性的工作績效評價(基于研究項目的需要)、收集個體在工作環(huán)境中產(chǎn)生的真實績效結(jié)果，前兩種測量方式因為受個人社會稱許性的影響以及缺乏有效的績效結(jié)果應(yīng)用，績效結(jié)果的客觀性容易受到質(zhì)疑。最后，研究對象的差異也會導(dǎo)致相關(guān)結(jié)論的不一致，比如在研究司齡和績效的關(guān)系時，體力勞動者、科學(xué)研究者、醫(yī)生、律師等不同職業(yè)群體的工作特征會影響兩者之間的關(guān)系[14]。

本文通過對工作績效的多次重復(fù)測量，縱向考察了個體工作績效的發(fā)展趨勢以及個人傳記特征與這種發(fā)展趨勢交互的顯著性水平。在個人傳記特征變量的選擇上，基于中國組織的特有情境加入了諸如“畢業(yè)學(xué)校背景”、“入職渠道”等因素，這進(jìn)一步豐富了“個人傳記特征與工作績效關(guān)系”這一研究領(lǐng)域的相關(guān)結(jié)論。同時本研究樣本為企業(yè)基層知識性員工，這對以往大量研究只關(guān)注企業(yè)高層是一種有效的補(bǔ)充。

在實踐意義方面，本文在中國組織情境下發(fā)現(xiàn)了很多有趣而有意義的結(jié)論，這拓寬了諸多組織管理現(xiàn)象的解釋力度，具體如下：

第一，組織是培養(yǎng)人重要還是選擇人重要？這是一個經(jīng)典的管理話題。本文的研究結(jié)論支持“選擇人更重要”，因為個體的初始績效水平與其后續(xù)的績效水平有顯著相關(guān)性，組織若從一開始就選擇了績效優(yōu)秀的員工，這些員工在今后的工作中給組織帶來持續(xù)優(yōu)秀表現(xiàn)的概率更大。

第二，女性員工的工作績效就一定不如男性嗎？不同性別員工的工作績效不存在顯著差異性，但受時間效應(yīng)的調(diào)節(jié)，女性受到工作-家庭沖突的影響，事業(yè)往往會有一個轉(zhuǎn)折期，而男性員工整體的績效水平會表現(xiàn)的更加穩(wěn)定一些。事實上，大量企業(yè)在進(jìn)行應(yīng)屆畢業(yè)生的招聘時，對男性畢業(yè)生往往會優(yōu)先考慮。勞動法保護(hù)的是男女就業(yè)的公平性，企業(yè)講求的是個體績效的效率性，這確實是一個管理的矛盾體。

第三，司齡對于員工而言是優(yōu)勢還是劣勢？從本研究的結(jié)果來看，就基層員工而言，年輕或年長員工對于組織而言都不是最受歡迎的，特別是對年長員工，如果一直在一個組織內(nèi)沒有得到晉升發(fā)展，并且長期從事事務(wù)性的工作會令其陷入工作倦怠，并導(dǎo)致績效低下[31]，這對組織和個人而言都是一種資源的浪費。

第四，企業(yè)在校園招聘時預(yù)設(shè)教育背景的門檻有依據(jù)嗎？近年來應(yīng)屆畢業(yè)生就業(yè)市場普遍形勢嚴(yán)峻，普通高校畢業(yè)的本科生在求職之路上更是難上加難，很多人甚至連參加企業(yè)面試的機(jī)會都很少。這其中的一個主要原因是越來越多的企業(yè)在校園招聘時都會要求學(xué)生通過網(wǎng)絡(luò)在線填寫簡歷，而企業(yè)的招聘人員會通過網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)對候選者的個人背景進(jìn)行條件篩選，比如設(shè)置“985高?！?、“目標(biāo)高?！?、“碩士研究生”等選項，這種做法看似有招聘歧視之嫌，社會輿論對此也頗有爭議，但從實證經(jīng)驗來看，本研究的結(jié)論證明了不同畢業(yè)學(xué)校背景、不同學(xué)歷水平等個人傳記特征對于個體進(jìn)入組織后的績效表現(xiàn)是有影響的，這似乎也說明在校園招聘時預(yù)設(shè)進(jìn)入門檻條件對組織而言能夠提高選人的成功率。

第五，成功的選人渠道在哪里？本研究的結(jié)論顯示，在集團(tuán)化公司內(nèi)部，總部員工從基層單位進(jìn)行選調(diào)，往往能實現(xiàn)個人與組織的雙贏。從個人發(fā)展的角度來看，最好的職業(yè)選擇是在現(xiàn)有的組織系統(tǒng)內(nèi)發(fā)展，這樣以往積累的各種資源和工作經(jīng)驗?zāi)軌虬l(fā)揮最大效用，而頻繁的跳槽是有風(fēng)險的，因為本研究的數(shù)據(jù)顯示市場化入職的員工在新公司的績效表現(xiàn)并不好。

第六，組織更需要通才還是專才？本研究的結(jié)論證明就基層崗位而言，專才更為重要，因為崗位與專業(yè)匹配程度不同的員工的工作績效有顯著差異，而且這種差異還受到崗位專業(yè)化程度的調(diào)節(jié)。這證明“專業(yè)的人干專業(yè)的事”、“專業(yè)的事交給專業(yè)的人”這些樸素的管理原則仍然適用。以往通常認(rèn)為職能類工作不像技術(shù)類工作，其進(jìn)入門檻相對較低，但隨著社會專業(yè)化分工不斷深化，所謂的通才想要在職能工作中有所作為也是越來越難了。但需注意的是，本研究的對象是基層崗位，而中高層管理崗位往往會弱化專業(yè)特性而突出管理職能，在中高層管理人員方面，“專業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)不專業(yè)的”、“外行領(lǐng)導(dǎo)內(nèi)行”的情況也是不少見的。

本文研究的主要目的在于辨識和尋找誰是高績效員工。當(dāng)企業(yè)尚無法驗證員工的實際工作表現(xiàn)時，通過對個人簡歷中的個人傳記特征進(jìn)行篩選，能夠在一定程度上提高選人用人的準(zhǔn)確性，這也是本研究相關(guān)結(jié)論的主要意義。

本文研究還存在一些不足：第一，在樣本的選取上，考慮到縱向研究數(shù)據(jù)收集的不易性，本文只是針對單個企業(yè)進(jìn)行了細(xì)致考察。雖然單樣本的研究容易控制大量的影響個體工作績效的外生變量，但不可否認(rèn)樣本的單一性也會降低本研究結(jié)論的外部效度。第二，個體傳記特征變量之間也可能存在一些交互效應(yīng)，考慮到重復(fù)測量數(shù)據(jù)分析的復(fù)雜性，本文未對此做深入探討。未來的研究在從不同角度對個體績效成因機(jī)制進(jìn)行探討時，建議加入更多的交互效應(yīng)檢驗，以明確不同因素對個體績效的作用方向以及直接、間接作用的差異。

[1]WALDAN D A, AVOLIO B J. A meta-analysis of age differences in job performance[J].Journal of Applied Psychology,1986,71(1):33-38.

[2]衛(wèi)旭華,劉詠梅,陳思璇.團(tuán)隊人口統(tǒng)計特征多元化與績效關(guān)系的元分析[J].心理學(xué)報,2015(9):1172-1187.

[3]陸瑤,張鳴宇.CEO教育水平與公司績效[J].清華大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2015(4):428-442.

[4]WALDERSEE R, LUTHANS F. The impact of positive and corrective feedback on customer service performance[J].Journal of Organizational Behavior,2004,15(1):83-95.

[5]NEASE A, MUDGETT B O, QUINONES M A. Relationships among feedback sign, self-efficacy, and acceptance of performance feedback[J].Journal of Applied Psychology,2009,84(5):806-814.

[6]LYNESS K S, HEILMAN M E. When fit is fundamental: performance evaluations and promotions of upper-level female and male managers[J].Journal of Applied Psychology,2010,91(4):777-785.

[7]EAGLY A H, KARAU S J. Role congruity theory of prejudice toward female leaders[J].Psychological Review,2012,109(3):573-598.

[8]ROTH P L, PURVIS K L, BOBKO P. A meta-analysis of gender group differences for measures of job performance in field studies[J].Journal of Management,2015,38(2):719-739.

[9]MYERS M B, GRIFFITH D A, DAUGHERTY P J, et al. Maximizing the human capital equation in logistics: education, experience, and skills[J].Journal of Business Logistics,2004,25(1):211-232.

[10]KRISTOF-BROWN A L, ZIMMERMAN R D, JOHNSON E C. Consequences of individuals’ fit at work: a meta-analysis of person-job, person-organization, person-group, and person-supervisor fit[J].Personnel psychology,2005,58(2):281-342.

[11]HAMAN W S, BlUM M, STEFANI J, et al. Albanian turnover: is the job embeddedness construct predictive in an albanian context?[J].Journal of Behavioral & Applied Management,2009,10(2):192-205.

[12]CHUSMIR L H, KOBERG C S. Creativity differences among managers[J].Journal of Vocational Behavior,2014,29(2):240-253.

[13]EBNER N C, FREUND A M, BALTES P B. Developmental changes in goal orientation from youth to late adulthood: from striving for gains to maintenance and prevention of losses[J].Psychology & Aging,2014,21(4):664-678.

[14]STUMAN M C. Searching for the inverted u-shaped relationship between time and performance: meta-analyses of the experience/performance, tenure/performance, and age/performance relationships[J].Journal of Management,2009,29(5):609-640.

[15]NG T W H, FELDMAN D C. Organizational tenure and job performance[J].Journal of Management,2010,36(5):1220-1250.

[16]SCHMIDT F L, HUNTER J E. The validity and utility of selection methods in personnel psychology: practical and theoretical implications of 85 years of research findings[J].Psychological Bulletin,1998,124(2):262-274.

[17]OLMI D J, EDWARDS R P, TINGSTROM D H. The sequential introduction of compliance training components with elementary-aged children in general education classroom settings[J].School Psychology Quarterly,2011,16(2):142-157.

[18]NG T W H, EBY L T, SORENSEN K L, et al. Predictors of objective and subjective career success: a meta-analysis[J].Personnel psychology,2005,58(2):367-408.

[19]NG T W H, FELDMAN D C. How broadly does education contribute to job performance?[J].Personnel Psychology,2009,62(1):89-134.

[20]BORMAN W C, MOTOWIDLO S J. Task performance and contextual performance: the meaning for personnel selection research[J].Human Performance,1997,10(2):99-109.

[21]LANCE C E, BENNETT J R W. Replication and extension of models of supervisory job performance ratings[J].Human Performance,2000,13(2):139-158.

[22]TESLUK P E, JACOBS R R. Toward an integrated model of work experience[J].Personnel psychology,2010,51(2):321-355.

[23]LAUVER K J, KRISTOF-BROWN A. Distinguishing between employees’ perceptions of person—job and person—organization fit[J].Journal of Vocational Behavior,2001,59(3):454-470.

[24]HUNTER J E. A causal analysis of cognitive ability, job knowledge, job performance, and supervisor ratings[J].Performance measurement and theory,1984,10(2):257-266.

[25]SCHMIDT F L, HUNTER J E, OUTERBRIDGE A N. Impact of job experience and ability on job knowledge, work sample performance, and supervisory ratings of job performance[J].Journal of Applied Psychology,1986,71(3):432-439.

[26]HUNTER J E. Cognitive ability, cognitive aptitudes, job knowledge, and job performance[J].Journal of Vocational Behavior,1986,29(3):340-362.

[27]CHEN G, WENDY J, CASPER J M. The roles of self-efficacy and task complexity in the relationships among cognitive ability, conscientiousness, and work-related performance: a meta-analytic examination[J].Human Performance,2001,14(3):209-230.

[28]JAMES L R, DEMAREE R G, WOLF G. Estimating within-group interrater reliability with and without response bias[J].Journal of Applied Psychology,1984,69(1):85-98.

[29]張文彤.SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京：高等教育出版社,2004：101-138.

[30]CARSTENSEN L L, ISAACOWITZ D M, CHARLES S T. Taking time seriously. A theory of socioemotional selectivity[J].American Psychologist,1999,54(3):165-81.

(責(zé)任編輯 束順民)

The Influence of Personal Biographical Characteristics on Job Performance: A 4-Year Follow-up Study

FU Fei-qiang1, PENG Jian-feng2

(1.SchoolofEconomicsandManagement,BeijingUniversityofChemicalTechnology,Beijing100029,China； 2.SchoolofLaborandHumanResourcesManagement,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)

Seeking and Identifying the high-performance staff is always the core issue of organizational management. This study is based on 4 consecutive measurements of individual job performance, analyzing the development trend of individual job performance, the influence of personal characteristics (gender, age, education level, entry channel, post and professional matching degree) on job performance and the interaction between the difference and time. This study works out some interesting and meaningful conclusions in the context of Chinese organizations, which broaden the interpretation of the phenomenon of organizational management. This research also gives some suggestions on how to improve the effectiveness of the personnel selection and appointment.

job performance; biographical characteristics; follow-up study

2016-12-06

中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目(ZY1501)

傅飛強(qiáng)，男，講師，博士，主要從事人力資源開發(fā)與管理研究；彭劍鋒，男，教授，博士，主要從事人力資源開發(fā)與管理研究。

F270

A

1000-2154(2017)06-0048-12

10.14134/j.cnki.cn33-1336/f.2017.06.005