离职证明样本十篇

离职证明样本篇1

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XX月XX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)

____年__月__日

职工离职证明样本【二】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)

___年__月__日

职工离职证明样本【三】兹证明xx自xx年xx月xx日入职我公司担任xx部门xx岗位，至xx年xx月xx日因xx原因申请离职，在此工作期间无不良表现，工作良好，同事关系融洽，期间曾被授予xx称号(荣誉)。经公司慎重考虑准予离职，已办理交接手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明

公司盖章

日期: 年 月 日

离职证明样本篇2

兹证明________先生/女士/小姐原系我司________部职员，在职时间为20____年____月____日至20____年____月____日。现已办理所有离职手续。

特此证明!

公司名称(加盖公章)

20____年____月____日

样本(2)

姓名：____，男，身份证号码：_____________，自______年____月____日入职我公司担任____部_______一职，至_____年____月____日因个人原因申请离职，在此一年间工作良好无不良表现。

经公司慎重考虑准予离职，已办理交接手续。____因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明。

____部经理(签名)__________

___________公司盖章

_____年_____月_____日

样本(3)

_______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)

____年__月__日

样本(4)

________监督管理局:

我单位(______药店)员工(______)担任(______)岗位，已于____年____月____日离职，同意该人员注销其本人的《________行业从业人员上岗证》(证号：__________)，并已依法解除劳动关系。

离职证明样本篇3

离职证明基本信息

我国法律尚没有关于用人单位出具解除或者终止劳动合同证明书的完整、明确的规定，只有1999年国务院公布的《失业保险条例》从办理失业保险登记、享受失业保险待遇的角度，规定城镇企业事业单位应当及时为失业人员出具终止或者解除劳动关系的证明。《劳动法》第九十九条规定：用人单位招用尚未解除劳动合同的劳动者，对原用人单位造成经济损失的，该用人单位应当依法承担连带赔偿责任。这也引发了劳动者再次就业应持有离职证明书、原用人单位应为劳动者出具离职证明书的社会议论和呼声。借鉴国际经验，为维护劳动力市场秩序和劳动者的权益，本法明确了用人单位应当出具解除或者终止劳动合同证明书的法定义务。

离职员工可以向人力资源部申请填发离职证明书，人力资源部发出的离职证明书只证明离职员工的受雇日期、职位及其离职原因。一般被开除的职工是填发开除证明书而不填发离职证明书。

因为离职证明书没有确定的交阅单位，所以不必写收信人的姓名和地址，只须写上开证明的日期。

离职原因

1、本人离职的理由：希望在贸易方面，能获得更广泛的经验。

2、本人去职原因，是希望在广告业方面发展。

3、我为照顾住在远地的年老母亲，而申请辞职。

4、本人离职的理由是这样：本人深知无升迁的机会。

5、由于希望获得更高的职位负更多的责任，而离开现职。

证明用途

1、证明用人单位与劳动者已经解除劳动关系;

2、证明按照正常手续办理离职;

3、证明是自由人，可以申请失业金或应聘新的职位;

4、可以凭此转你的人事关系、社保、公积金等等。

办理方式

一、可找离职单位人事部办理或委托朋友公司办理

优点：免费缺点：办理时间较慢(有些企业是不愿意开或者开起来要等很久)搭人情

二、也可找市面的正规代办公司，如：北京代办网但一般则需要几百元的服务费

优点：快速，省心缺点：花费较高

注意事项

1、开离职证明要注意必须的格式。

2、开离职证明必须要盖“鲜章”也就是收入证明复印是无效的。

3、盖的章必须是单位的公章。而且必须是圆章。

范文(一)

兹证明xx自xx年xx月xx日入职我公司担任xx部门xx岗位，至xx年xx月xx日因xx原因申请离职，在此工作期间无不良表现，工作良好，同事关系融洽，期间曾被授予“xx”称号(荣誉)。经公司慎重考虑准予离职，已办理交接手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明

公司盖章

日期： 年 月 日

范文(二)

____________(姓名)，______(性别)，身份证号：____________________________，于_________年_____月______日申请离职，经研究，_________年_____月______日批准其离职。

双方商定：离职后，办好交接工作;对于前期工作中的遗留问题，____________(姓名)须不定期来我公司，及时协助本单位解决相关问题。根据相关保密协议，____________(姓名)不得在“与我公司存在竞争关系”的公司任职;不得泄露我公司的重要客户资料和相关技术，一年之内不能从事相关行业。

离职证明样本篇4

关键词：创业板上市公司 高管离职 影响因素

一、引言

创业板市场自2009年10月开市以来，高管离职的热潮不断高涨。深圳证券交易所公布的创业板上市公司高管离职公告显示，截至2013年12月31日，共有459位高管离职。公司上市时间不长，高管们便迫不及待纷纷离职，其背后的原因耐人寻味。根据学术界对创业板上市公司高管离职原因的已有结论可知，高管之所以纷纷离职，原因之一是受到创业板市场高估的首发市盈率影响，高管们抵挡不了售股套现的诱惑，以离职为借口从而实现巨额的套现。另外，也有部分高管因为不看好公司成长而选择离职，或是高管自身的原因选择不再担任公司的管理人员。那么，究竟是什么原因导致创业板上市公司高管离职现象越来越普遍，政府监管部门应采取哪些措施，值得理论与实务界进一步研究。

二、理论分析与研究假设

从目前已有的研究结果看，创业板高管离职的动机主要分为快速套现、高管对公司成长不看好以及高管自身的个性化原因三个方面。本文将具体展开以上三个方面，对影响创业板上市公司高管离职的因素做出如下研究假设：

假设一：高管薪酬与高管离职负相关。

根据委托理论的核心观点，在委托关系中，如果人付出的努力和获得的结果不能匹配，则人将产生不满的情绪。如果创业板高管认为自己的努力没有得到相应的报酬，也可能直接导致他们不满而离职。因此，本文假设高管薪酬越高，高管离职率越低。

假设二：高管持股比例与高管离职正相关。

创业板上市公司高管离职之所以愈演愈烈，和该板块限售股解禁的规定有着一定的内在关系，也就是说高管离职很大程度上是为了将持有股票“套现”从而获取巨额利益。由此，本文假设高管持股比例与高管离职正相关，高管持股比例越大，其离职的可能性就越大。

假设三：公司成长性与高管离职负相关。

创业板上市公司的高管大部分都是公司的创始人或者核心技术人员，他们对公司的了解胜过其他利益相关者。从长远看，如果创业板上市公司高管看好公司的成长，他们就不会放弃对公司的管理。所以，本文假设公司成长性与高管离职负相关。

假设四：公司经营业绩与高管离职负相关。

公司经营业绩的好坏与企业的高级管理人员有着密不可分的关系。如果公司的经营状况良好，业绩蒸蒸日上，高管们的努力就会得到股东的肯定，由此而来的成就感将使得他们更有信心管理公司。也就是说，公司经营业绩越好，高管离职的可能性越小。

假设五：公司规模与高管离职负相关。

一般情况下，资产的规模大小反映了企业的复杂程度和控制资源的能力。充分的资金来源对于高成长性的创业板上市公司而言十分关键，也有助于公司规模的扩大。而对于高管来说，规模越大的企业，给高管带来的机会和利益就越多。也就是说高管离职的机会成本更大，更不可能离职。

假设六：公司成立年限与高管离职率负相关。

成立年限长的企业，经过不同时期市场的风浪，适应力和生命力都更强。此外，成立年限长的企业相比于刚成立不久的企业而言，企业制度更加完善，人力资源的流动也更趋于稳定，更能够吸引人才。

假设七：高管年龄与高管离职负相关。

从高管自身的原因看，年龄也可能是影响高管离职的因素之一。年龄越大的高管，越能够把持住巨大的利益诱惑，不会轻易因为“售股套现”等原因而做出离职决定。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源。为了保证研究数据的有效性和完整性，本文将2009年首批在创业板上市的36家公司作为研究样本，选取了样本公司2010年至2013年的数据进行研究，并以取平均数的方法作为最终的研究数据进行实证分析。本文数据来源于深圳证券交易所官方网站公布的离职公告，以及国泰安CSMAR数据库、巨潮网（http：//.cn/）所提供的上市公司年报信息、财务指标等。

（二）模型选取与变量定义。

1.模型选取。本文采用逐步回归的方法确定各因素对高管离职的影响。逐步回归是线性回归的一种方式，主要是通过引入每一个解释变量进行逐个检验，当后引入的变量使得原引入变量变得不再显著时，就将前引入变量剔除。如此反复进行，直到既无显著的解释变量进入回归方程，也无不显著变量从回归方程中剔除为止，从而得到最优的回归方程。本文建立的模型如下：

Turnover=α+β1 Salary+β2 Share+β3 Growth+β4 ROE+β5 Size+β6 Year+β7 Age+ε

该模型表示的是被解释变量高管离职率与解释变量、控制变量之间的关系，ε为方程的随机误差项。

2.变量定义。根据假设，本文选取的变量如表1所示。

（1）被解释变量。本文从公司层面出发，研究创业板高管离职的影响因素，被解释变量设定为高管离职率，高管离职率诠释了2010年至2013年，样本上市公司发生离职的高管人数占全体高管人数的平均值。用高管离职率作为本文的解释变量，是因为该指标能够很好地反映各影响因素对高管离职的影响，因素影响越显著，离职率越大。需要指出的是，本文对于创业板上市公司高管的界定包括董事长、总经理、副总经理、财务总监、总工程师等参与公司管理决策的高级管理人员，不包括监事、独立董事、职工代表。

（2）解释变量。本文选取了高管薪酬、高管持股比例以及公司成长性这三个指标作为解释变量，分析其对创业板高管离职是否有显著影响。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计。在回归之前，首先对样本整体情况进行描述性统计，得出所有样本变量的极小值、极大值、均值、标准差等数据。

由表2可知，首先，从高管持股比例的情况看，最大值为0.59，最小值为0。可见在样本企业中，有的企业不愿意让高管持有股份，而有的企业高管的持股比例很高。在高管持股方面，各公司的差异较大。其次，绝对指标公司成立年限的最小值为3.49，最大值是17.16，均值是7.38，反映了样本上市公司的成立时间并不长，属于比较年轻的企业，人员流动性比较大。再次，由于进入描述性统计的数据是2010年至2013年间样本公司4年的平均情况，因此，以4年平均情况为前提，一方面，上述指标中的相对指标――高管离职率、成长性、公司经营业绩的标准差都较小，小于0.32，这说明数据间的差异较小，避免了数据差异大的影响，有利于进行回归分析;另一方面，将其中差异较大的数字平均化，这也是本文研究的局限性所在。最后，被解释变量高管离职率的最小值为0，最大值为0.15，这样的数据并没有全面地体现出创业板上市公司高管离职情况的严重性。但从高管离职的绝对值看，4年间36家样本上市公司高管离职的总人数就达到52人，创业板高管的离职情况并无减退之势。

（二）相关性分析。相关性分析是运用相关系数对两个变量间的相关程度数值化的过程，相关性分析结果如上页表3所示。

从表3可以看出，与被解释变量高管离职率Pearson简单显著线性相关的解释变量有高管薪酬、公司成长性、公司经营业绩、公司规模、公司成立年限以及高管年龄。其中，高管离职公司成长性在0.01的水平上显著，与高管薪酬、公司成立年限在0.05的水平上显著。所有变量之间的相关系数绝对值基本都小于0.5，可见变量之间不存在严重的多重共线性问题，变量之间的相关性对回归分析影响不大。

（三）回归分析。

1.模型汇总。表4为逐步回归分析中两个模型的回归拟合情况。其中模型2的R2为28.5%，大于模型1的17.1%，说明模型2的解释变量能够解释高管离职率28.5%的变异性，选择模型2更为准确。需要指出的是，28.5%的解释力反映出高管薪酬、高管持股比例、公司成长性等因素对高管离职率的解释力有局限，鉴于创业板市场还不成熟，影响高管离职的因素错综复杂，即使考虑公司经营业绩、规模、成立时间等因素，高管薪酬、高管持股比例、公司成长性等因素对高管离职率出现拟合度不高的情况也是可以理解的。Durbin-Watson值为2.063，非常接近2，说明误差项是独立的，没有明显的相关性。

2.方差分析。通过方差分析，可以实现对回归方程的显著性检验，表5 的方差分析结果表明模型2的回归方程的显著性概率值为0.004，小于0.05，拒绝原假设，方程的拟合效果较好。

3.排除变量。如表6所示，通过逐步回归分析之后，模型2剔除了不符合显著性水平的因子，最终剩下公司成长性和公司规模两个变量与被解释变量高管离职具有显著相关性。两个变量公司成长性、公司规模的容忍度都为0.830，方差膨胀因子VIF也都为1.205。通常情况下，当容忍度大于0.1、方差因子小于10时，则说明该变量和别的变量之间存在的多重共线性在允许的范围内，即在0.05的显著性水平下，有且只有2个变量系数通过了T统计检验，这两个变量分别为公司成长性与公司规模。其中，公司成长性的Beta值为0.566，是正数，与高管离职率正相关;公司规模的Beta值为-0.371，与高管离职率负相关。

综上所述，得到最终的回归方程为：

Turnover=0.047+0.021Growth-0.014Size

五、研究结论

本文通过线性回归的方法研究了我国创业板上市公司高管离职的影响因素，得出如下结论：

（一）公司成长性与高管离职正相关。实证分析结果表明，公司成长性与高管离职呈现显著的正相关关系，并且成长性每增加1个单位，高管离职率将增加2.1%。这与本文的研究假设相反。原因可能在于：本文的公司成长性采用营业收入增长率进行衡量，该指标数值越大，公司的盈利能力就越强，股票的投资回报率也越高，因此，创业板高管可能因此而选择股票具有较大价值的时期将其卖出套现。

（二）公司规模与高管离职负相关。公司规模反映了公司生存能力的顽强程度，资产规模越大，实力越强。对于创业板上市公司高管而言，较大规模企业相对于规模小的企业，更能拥有一个稳定和规范的发展环境，职业发展平台更广阔。因此，高管们更不愿意离开这样的企业。

（三）高管薪酬与高管离职无显著关系。实证结果表明，高管薪酬与高管离职率无显著相关关系，此结论与假设不一致。其中的原因可能在于，高管薪酬虽然是高管离职的机会成本，但高管可能更看重公司所能提供的发展机会，相对于发展机会来说，薪酬显得更不重要。

（四）高管持股比例与高管离职无显著关系。根据实证结果可以判断，高管持股比例并不直接影响高管离职。但这并不意味着“售股套现”原因与创业板上市公司高管离职无关，只是证明了高管的持股比例不作为高管考虑辞职的关键原因。

（五）公司经营业绩、公司成立年限、高管年龄与高管离职率无显著关系。实证结果表明，控制变量公司经营业绩、公司成立年限、高管年龄与高管离职率无显著关系。原因可能在于这些因素并不能成为创业板高管离职的主要因素。

参考文献：

1.胡建平.高管辞职套现的分析与防范[J].现代管理科学，2008，（8）：85-86.

离职证明样本篇5

论文关键词：建筑企业；统计分析；工作满意感；组织认同；离职倾向

0引言

组织发展关键，潜藏于人的资源，在于员工对工作满意和对组织认同。在人力资源管理成为企业竞争优势的重要源泉的今天，员工离职问题已经成为世界性的难题。离职乃代表员工对所属组织的一种否定，员工自愿离职是指员工主动离开企业的过程。过高的离职率会给企业带来严重成本负荷和使企业竞争力下降。Porter等人指出，研究员工离职倾向应把重点摆在退缩过程的心理层面，如工作满意感、组织认同等…。目前建筑企业员工自愿离职率已逐年攀升，且颇具严重性。建筑企业具有流动性大、分散、野外、交通闭塞等自身行业特殊性，使得对员工离职问题的实证研究具有一定困难。因此，本文的实证分析不仅具有实践意义，而且还具有一定的理论内涵。

1理论背景与假设

1．1变量涵义

工作满意感一直是组织行为学中的热点问题，已成为组织中一种早期警戒指标。它是指工作者对自己工作所抱持的一般性满足与否的态度，工作满意程度高，则表示工作者对工作抱有正面态度。组织认同是指员工是否将自己认为是组织的一份子，进而认同组织使命、价值观及目标，并将组织的利益纳入各项管理决策之中。它具有较强的路径依赖性，并具有竞争对手难以模仿的特性，也成为组织行为学者们关注的焦点。而离职倾向是指员工所产生的离开组织的想法或者意愿。它是判断员工离职行为的最佳指标，当一名员工离职倾向愈高时，其离职行为发生的可能性就愈大。

1．2理论基础

(1)工作满意感与离职倾向关系。工作满意感表现为：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景。本文采用上述10个指标作为变量的结构化基础，来检验员工总体满意感及其对离职倾向的影响。据有关研究表明：总体工作满意感对离职倾向具有显著的影响；员工离职倾向受工作本身的兴趣、成就感等因素的影响；不良的工作环境容易使员工产生心理及生理的疲倦，影响工作上的情绪，进而使员工产生离职倾向；员工对主管领导的满意感对降低离职倾向具有重要作用；项目价值是员工对于其服务的工程项目在完成上缴款及实现利润的多少等方面，所直接感知到的满意程度，经本研究调查发现员工对项目价值非常关注；裙带关系是员工对于其工作中裙带关系所知觉到的满意程度，经调查发现企业裙带关系存在对离职倾向具有重要的影响；升迁考核由于对员工的工作满意感有积极的影响，而对员工离职倾向具有重要的影响；员工对薪资福利的满意感有助于降低员工离职倾向的观点，得到了大量的支持；角色冲突对员工的工作态度有着直接的影响，并与离职倾向有正相关关系；具有自主性的工作能够让员工获得内部满足感，从而有助于降低员工离职倾向；企业发展前景对员工离职倾向具有重要影响。

(2)组织认同与离职倾向关系。Abramseta1．认为组织认同与离职倾向显著负相关并具有直接影响。Bamber&Iyer的调查也表明，组织认同会降低组织一职业冲突(OPC)而且会显著降低员工离职倾向。由此推断组织认同对离职倾向具有显著的解释能力。

1．3研究假设

尽管上述学者研究得出了一些结论，但这些研究结论未必适合中国企业。鉴于此，本文研究作以下6个假设。假设1：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景等变量与离职倾向具有显著负相关性。假设2：总体工作满意感与离职倾向具有显著负相关性。假设3：组织认同与离职倾向具有显著负相关性。假设4：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景等10个变量对离职倾向具有显著影响力。假设5：总体工作满意感对离职倾向具有显著影响力。假设6：组织认同对离职倾向具有显著影响力。

2研究方法

2．1抽样方法

为了控制员工所在行业和所服务组织层面的差异对离职倾向可能产生的影响，本研究的样本取自我国某特大型建筑企业分布在全国各地的32个下属企业的全体正式员工共18345人．调查时间是2007～09—01—2007—10—31。为使样本更具代表性，采用了分层抽样和系统抽样相结合的概率抽样法，问卷共发出478份，回收419份，剔除填答不完整及刻意乱答者36份，最后取得有效问卷383份。有效回收率为80．13％，符合抽样原则，样本资料按不同标志分组，如表1所示。

2．2统计分析表

(1)工作满意感量表。本研究在前人已有成果基础上结合个案企业实际，按照设计流程，经反复修改、征询专家意见开发了一份操作性强、针对性强、内容较完善的员工工作满意感新量表，共由10个分量表，37个题目组成。示例性题目“建设项目所创造利润情况”、“从自己的工作中看到合理的晋升机会”及“本单位的薪资水准”等。为了评定的科学性，采用Likert五点尺度法对每个项目进行评分，分别给予1～5分，非常不满意为1分，非常满意为5分，得分高低表示满意程度。Cronbachu系数为0．9016，见表2。

(2)组织认同感量表。该量表采用经修改Cheney(1983)的组织认同量表测定。共有l0道题目，示例性题目有“成为该单位的员工，我很自豪”及“我向朋友提及我所工作的单位时会称其是很优秀的公司”等。计分方法为1～5分，非常不同意为1分，非常同意为5分，分数高低表示对组织认同感强弱程度。Cronbachu系数为0．9490，见表2。

(3)离职倾向量表。该量表采用Farheta1．(1998)的离职倾向量表测定。由4道题目组成，示例性题目有“我常常想辞去我目前的工作”等。计分方法为1～5分，非常不同意为1分，非常同意为5分，得分高低说明离职倾向强弱程度。Cronbachu系数为0．9206，见表2。

3实证分析

采用Spssl3．0对数据进行统计分析，并对缺失值的处理采用整列删除(Listwise)法。

3．1描述性统计分析结论

从表2看出：一是各变量量表信度水平即Cronbach’su系数均在0．85以上，说明量表具有很高的信度，问卷同质性、内部一致性程度高且内部结构良好。二是就员工切身感受到工作满意l0个变量来看，员工的满意程度平均值介于1．97至3．01之间，且绝大部分低于总体均值3．0，说明员工对工作表达了自己不满情绪。三是总体而言，员工具有较低工作满意感、较低组织认同度和较高的离职倾向。其中，员工最不满意变量分别是项目价值、裙带关系及角色冲突，这应引起企业管理层的高度关注，需采取措施加以改善。

3．2工作满意感各变量与离职倾向关系验证

(1)相关分析。经皮尔逊

(Pearson)相关分析，并做双尾检验(2-tailed)，结果如表3所示。工作满意感10个变量离职倾向在0．0l显著水平上表现出显著负相关性。验证了假设1关于工作满意感各构面与离职倾向具有显著负相关性的结论。根据系数判断，升迁考核与离职倾向相关程度最显著，居二三位的是主管领导和工作本身，说明这3个变量可能对离职倾向产生较大影响，但仅仅根据相关程度不能判断各变量对离职倾向影响程度，即相关分析只是表明变量之间存在相关关系，而不能确定变量之间因果关系，回归分析则弥补了这个缺陷。

(2)回归分析。本研究采用强迫进入回归法(Enter)进行嚣究变量的回归分析，回归结果如表4所示。从表4中可看出，F=46．595，在0．01水平上显著，表明回归效果好，相关系数R=0．746，说明白变量与因变量之间相关性好。R=0．556，表示这总体工作满意感一个自变量，可以解释因变量55．6％的变异性。方差膨胀因子wF=2．252和Durbin—WatsonL即D一1．673，两种多重共线性测度系数均在标准范围内，说明白变量的残差之问不存在自相关，也不存在多重共线性问题。

回归分析表明，工作本身、主管领导、项目价值、升迁考核及薪资福利5个自变量的回归系数和常数项达到了0．01水平上显著，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。而工作环境、裙带关系、角色冲突、工作自主性和企业发展前景5个自变量对离职倾向没有产生直接影响。尽管相关分析表明该5个自变量与离职倾向显著相关，这主要是由于该5个自变量通过其他5个自变量而与离职倾向产生了显著相关。从回归系数B来看，升迁考核影响最大，工作本身和项目价值居二三位，说明这3个对员工离职具有更强的作用力。综合以上信息，用强迫进入回归法最后得到的多元回归方程为：LZQX=5．704—0．272JSM1—0．191JSM3+0．200一0．313JSM6—0．092JSM7。以上分析验证了假设4关于工作满意感各构面对离职倾向均具有显著影响的结论。

3．3总体工作满意感与离职倾向关系验证

(1)相关分析。经相关分析，并做双尾检验，其结果显示如表5所示。总体工作满意感与离职倾向之间的相关系数为r=-0.651，表现出了显著的负相关。该结论验证了假设2关于员工总体工作满意感与离职倾向具有显著负相关性结论。

(2)回归分析。回归分析结果见表6，总体工作满意感回归系数及常数项达到0.01水平上显著性，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。F=280.867，表示在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。IrI=0.651，说明自变量与因变量之间呈显著相关。r2=0.424，表示这整体工作满意感这个自变量，可以解释因变量42.4%的变异性。VIF=1.736,D-W=1.684，均在标准范围内，说明自变量的残差之间不存在自相关，也不存在多重共线性问题。综合以上信息，用强迫进入回归法最后得到的一元回归方程为:LZQX=5.817一0.994JSM。以上分析验证了假设5关于总体工作满意感对离职倾向具有显著影响力的结论。

3.4组织认同与离职倾向关系验证

(1)相关分析。组织认同与离职倾向相关分析结果，如表7所示，组织认同与离职倾向之间的相关系数为IrI=0.777，表现出显著负相关。该结论验证了假设3关于员工组织认同与离职倾向具有显著负相关性的结论。

(2)回归分析结果见表8，组织认同回归系数及常数项在0.01水平上显著，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。回归结果中F=578.709，在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。IrI=0.777,说明自变量与因变量之间呈显著相关。R2=0.603，表示这组织认同这个自变量，可以解释因变量60.3%的变异性。VIF=2.529,D-W=1.673均在标准范测内，说明自变量的决兹之间不存在.自相关，也不存在多重共线性问题。用强迫进入回归法得到的回归方程为：LZQX=5．774—0．946X。以上分析验证了假设6关于组织认同对离职倾向具有显著影响的结论。

4结束语

本文用我国建筑施工企业员工样本检验了影响员工离职倾向的主要因素，主要有以下结论：一是员工态度总体现状不容乐观，普遍存在着工作满意感低，组织认同度低，而离职倾向高的现象，其中员工最不满意的是项目价值、裙带关系及角色冲突构面。二是总体工作满意感和离职倾向既有显著相关性，又具有重要的影响力，工作满意感可以作为离职倾向的预测指标。模型变量IrI=0．651表明用工作满意感来解释离职倾向，能消减65．1％的误差影响效果较显著。同时在检验中还证实在员工满意感10个变量中只有工作本身、主管领导、项目价值、升迁考核和薪资福利对离职倾向产生了显著影响力，而另外5个变量没有产生显著影响力。因此，企业可以通过改进工作内容的技能多样性、主管领导的决策民主性、项目管理的科学性、升迁考核的公平性以及薪资福利的合理性等措施来进一步提高员工保持的效果，最终减少员工主动离职数量。三是组织认同与离职倾向具既有显著相关性，又具有重要的影响力，组织认同可以作为离职倾向预测指标。模型IrI=0．777，表明用组织认同来解释离职倾向，效果更显著。组织认同对组织成员具有深远的影响，因为当员工相信组织与他们自身存在相似特征时，他们会感到归属感，这种感觉越强烈，他们就越能有利于组织，员工对组织越认同，其就有越可能留在组织中并愿意为组织贡献自己的力量。因此，管理者应努力提高员工对组织的认同感，降低员工离职倾向。新晨

3．3总体工作满意感与离职倾向关系验证

(1)相关分析。经相关分析，并做双尾检验，其结果显示如表5所示。总体工作满意感与离职倾向之间的相关系数为r=-0.651，表现出了显著的负相关。该结论验证了假设2关于员工总体工作满意感与离职倾向具有显著负相关性结论。

(2)回归分析。回归分析结果见表6，总体工作满意感回归系数及常数项达到0.01水平上显著性，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。F=280.867，表示在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。IrI=0.651，说明自变量与因变量之间呈显著相关。r2=0.424，表示这整体工作满意感这个自变量，可以解释因变量42.4%的变异性。VIF=1.736,D-W=1.684，均在标准范围内，说明自变量的残差之间不存在自相关，也不存在多重共线性问题。综合以上信息，用强迫进入回归法最后得到的一元回归方程为:LZQX=5.817一0.994JSM。以上分析验证了假设5关于总体工作满意感对离职倾向具有显著影响力的结论。

3.4组织认同与离职倾向关系验证

(1)相关分析。组织认同与离职倾向相关分析结果，如表7所示，组织认同与离职倾向之间的相关系数为IrI=0.777，表现出显著负相关。该结论验证了假设3关于员工组织认同与离职倾向具有显著负相关性的结论。

(2)回归分析结果见表8，组织认同回归系数及常数项在0.01水平上显著，对离职倾向产生了直接影响，被引入回归方程。回归结果中F=578.709，在0.01水平上显著，表明回归效果非常好。IrI=0.777,说明自变量与因变量之间呈显著相关。R2=0.603，表示这组织认同这个自变量，可以解释因变量60.3%的变异性。VIF=2.529,D-W=1.673均在标准范测内，说明自变量的决兹之间不存在.自相关，也不存在多重共线性问题。用强迫进入回归法得到的回归方程为：LZQX=5．774—0．946X。以上分析验证了假设6关于组织认同对离职倾向具有显著影响的结论。

离职证明样本篇6

论文关键词：组织认同；离职倾向；工作满意感；调节效应

组织发展关键在于员工对工作满意、对组织认同。Porter等指出，研究员工离职应把重点摆在退缩过程心理层面(如工作满意感、组织认同等)。而Price认为员工离职研究的发展方向是为员工离职倾向寻找新的解释变量，特别是探索各种解释因素对员工离职倾向的交互影响。凌文辁等人也指出在检验离职倾向的因素时，绝大部分研究都只考虑了各变量单独的影响作用，而没有考虑到交互作用的存在。因此，本文选择建筑行业员工作为样本，在探讨员工工作满意感、组织认同与离职倾向关系基础上，进一步检验组织认同在员工离职倾向决定中的调节效应，既为员工离职权变主义学说进行考察，也为管理实践提供参考。

一、理论基础与假设

(一)变量涵义

工作满意感一直是组织行为学中的热点问题，已成为组织中一种早期警戒指标。它是指工作者对自己工作所抱的一般性满足与否的态度，工作满意程度高，则表示工作者对工作抱有正面态度。组织认同是指员工是否将自己认为是组织的一份子，进而认同组织使命、价值观及目标，并将组织的利益纳入各项管理决策之中。它具有较强的路径依赖性，并具有竞争对手难以模仿的特性，也成为组织行为学者们关注的焦点。而离职倾向是指员工所产生的离开组织的想法或者意愿。它是判断员工离职行为的最佳指标．当一名员工离职倾向愈高时，其离职行为发生的可能性就愈大。

(二)理论基础

1．工作满意感与离职倾向关系。熊明良将工作满意感构面归纳为：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景。本文采用这10个构面作为变量的结构化基础来考察组织认同在离职倾向决定中的调节效应。

刘兵和彭莱验证了工作满意感对离职倾向具有显著的影响；洪雪珍认为员工离职倾向受工作本身的兴趣、成就感等因素的影响。不良的工作环境容易使员工产生心理及生理的疲倦，影响工作上的情绪，进而使员工产生离职倾向。Aquino等研究发现员工对主管领导的满意感对降低离职倾向具有重要作用。项目价值是员工对于其服务的工程项目在完成上缴款及实现利润的多少等方面所直接感知到的满意程度，经调查发现员工对项目价值非常关注。裙带关系是员工对于其工作中的裙带关系所知觉到的满意程度。经调查发现企业裙带关系存在对离职倾向具有重要的影响。Price证实升迁考核由于对员工的工作满意感有积极的影响，因而对员工离职倾向产生具有重要的影响。Wai和Robinson发现员工对薪资福利的满意感一直是影响员工离职倾向的重要因素。Igbaira和Greenhaus证实角色冲突对员工的工作态度有着直接的影响，并与离职倾向有正相关关系。Hackman和Oldham认为具有自主性的工作能够让员工获得内部满足感，从而有助于降低员工离职倾向。叶仁荪研究发现企业发展前景对员工离职倾向具有重要影响。

2．组织认同与离职倾向关系。Abrams等认为组织认同与离职倾向显著负相关并具有直接影响。Bamber和Iyer的调查也表明，组织认同会降低组织一职业冲突(OPC)而且会显著降低员工离职倾向。由此推断组织认同对离职倾向具有具有显著的解释能力。

3．组织认同的调节效应。George和Joner研究发现，员工工作满意感对离职倾向的影响受价值获得和积极情绪的联合调节，而价值调节尤为明显；Patirck研究发现，员工工作满意感与个人成长需求交互作用决定了离职倾向；张一弛等人也发现，个人价值观和个人与组织匹配度在员工离职倾向决定过程中具有明显的调节效应；Miller等认为价值观及情感等因素是构成员工对组织是否认同与忠诚的一些基本特征。上述研究者的贡献为我们的研究提供了寻找新调节变量的思路。因此，本文尝试把组织认同作为员工离职倾向调节因素进行研究。

(三)研究假设

尽管上述研究得出了一些结论，但绝大多数是西方文化背景下的研究结果，员工态度具有很强的环境依赖性和跨文化效应，这些研究结论未必适合中国企业。鉴于此，假设如下：

假设1：员工总体工作满意感对离职倾向具有显著的解释能力；假设2：工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景等10个工作满意感构面均对离职倾向具有显著的解释能力；假设3：组织认同对员工离职倾向具有显著的解释能力；假设4：组织认同在员工离职倾向决定过程中具有调节效应。

二、研究方法

(一)研究被试对象

为了控制员工所在行业和所服务组织层面的差异对离职倾向可能产生的影响，本研究的样本取自我国一家特大型建筑企业分布在全国各地的32个下属企业的全体正式员工(共18345人)，调查时间是2007年9月1日至10月31日。为使样本更具代表性，本研究采用了分层抽样和系统抽样相结合的概率抽样法，问卷共发出478份，回收419份，剔除填答不完整及刻意乱答者36份，共取得有效问卷383份，有效回收率80．13％，符合抽样原则，具体样本特征如表1所示。

(二)研究工具

1．工作满意感量表

本研究在前人已有成果基础上结合个案企业实际，按照设计流程，经反复修改、征询专家意见开发了一份操作性强、针对性强、内容较完善的员工工作满意感新量表，共由l0个分量表(工作本身、工作环境、主管领导、项目价值、裙带关系、升迁考核、薪资福利、角色冲突、工作自主性、企业发展前景)，37个题目组成。示例性题目“建设项目所创造利润情况”、“从自己的工作中看到合理的晋升机会”及“本单位的薪资水准”等。为了评定的科学性，采用Lik—err五点尺度法对每个项目进行评分，分别给予1至5分，1为非常不满意，5为非常满意，得分越高表示越满意。Cronbachot系数0．9016。

2．组织认同感量表

该量表采用Miller等(2000)修改Cheney(1983)组织认同量表测定。共有10道题目，示例性题目有“成为该单位的员工，我很自豪”及“我向朋友提及我所工作的单位时会称其是很优秀的公司”等。计分方法同上，1为非常不同意，5为非常同意，分数愈高表示对组织认同感愈高。Cronbachot系数0．9490。

三．离职倾向量表

该量表采用Farh等(1998)所开发离职倾向量表测定。由4道题目组成，示例性题目有“我常常想辞去我目前的工作”等。计分方法同上，1为非常不同意，5为非常同意，得分越高说明离职倾向越强。Cronbachot系数0．9206。

表2最后两行报告是各模型中变量的方差膨胀因子指数(VarianceInlfationFactor，简称VIF)和Durbin—Watson检验指数。所有的指数均在标准控制范围内，说明各模型不存在多重共线性问题和被解释变量的残差之间不存在自相关。各个R的F值的显著性水平均在0．001之下，表明回归模型的总体效果非常理想。

控制变量共解释了离职倾向方差的31．2％(F=24．293，P<0．001)。由于人口特征变量往往同时反映了多个因素的影响(Price，2001)，本文对人口特征变量的回归系数含义不予引申。

为了检验假设1和假设2，第二步将解释变量即工作满意感各构面放人回归方程。结果模型总体对离职倾向方差的解释能力显著增加了29．9％(F=33．772，P<0．001)。说明员工总体工作满意感对离职倾向具有显著的解释能力，验证了假设l。其中：工作本身(13=一0．230，P<0．01)、主管领导(B=一0．184，P<0．01)、项目价值(B=0．143，P<0．01)、升迁考核(B=一0．244，P<0．01)及薪资福利(B=一0．083，P<0．1)等5个自变量进入了回归方程，说明它们也对离职倾向具有显著的解释能力。

而工作环境、裙带关系、角色冲突、工作自主性及企业发展前景等5个变量没有进入回归方程，因而没解释能力。这说明假设2得到了部分验证。为了检验假设3，同时也为了在检验调节效应之前滤除组织认同本身可能存在的对离职倾向的影响，本研究在第三步将组织认同放人回归方程，结果发现该变量对员工离职倾向的解释能力显著地增加了9％(F=47．464，P<0．001，6=一0．600，P<0．01)，说明组织认同本身对员工工作满意感与离职倾向关系所带来的影响程度指数为9％，验证了假设3。为了检验假设4，本研究第四步将组织认同与工作满意感各构面的交互乘积项放入回归方程，结果发现这组变量的进入使模型对员工离职倾向的解释能力显著地增加了1．4％(F=31．667，P<0．001)，即员工组织认同变量在剔除其他各种变量及自身的影响外，还能对离职倾向显著地增加1．4％的解释能力，表明组织认同具有调节效应，验证了假设4。在检验过程中，发现有三个交互作用的影响显著，第一个是工作本身与员工组织认同的交叉项(B=0．093，P<0．1)，第二个是升迁考核与员工组织认同的交叉项(B=0．093，P<0．1)，第三个是角色冲突与员工组织认同的交叉项(B=一0．104，P<0．05)。

为了进一步凸现员工的组织认同与工作本身、升迁考核及角色冲突在员工离职倾向决定中的调节效应，本研究将工作本身、升迁考核及角色冲分别依其平均值(mean)为基准，将样本分成高低二群(High和Low)，然后配合组织认同度高和组织认同度低者，然后两两配合进一步分成四群，最后分求四群样本在离职倾向中的平均值，分别画出图1、图2和图3

上述各图中，横轴分别代表工作本身、升迁考核及角色冲突，纵轴都是离职倾向，粗实线反映员工组织认同度高，细虚线反映员工组织认同度低。图1和图2均表明工作本身和升迁考核有利于降低员工离职倾向的效果对于那些组织认同度低的员工更加显著。图3表明，角色冲突引发员工离职倾向的效果对于那些组织认同度低的员工更加显著。

四、结论与讨论

第一，总体工作满意感对员工的离职倾向具有显著的解释能力，因此，工作满意感可以作为离职倾向的预测指标。其中，工作本身、主管领导、项目价值、升迁考核及薪资福利等5个构面对员工离职倾向的解释能力显著，而其他5个构面对员工离职倾向没有影响力，这与以往的结论不一样，说明建筑企业员工对这5个影响因素敏感性强、关注度高。因此管理层可以通过改进工作内容的技能多样性、主管领导的决策民主性、升迁考核的公平性以及薪资福利的合理性等措施来进一步提高员工对工作的满意感。

第二，组织认同对员工离职倾向具有显著影响，组织认同可以作为离职倾向预测指标。模型确定系数R为0．701，表明用组织认同来解释离职倾向，能消减70．1％的误差，其影响效果显著。这一结果也具有重要的管理学含义。这意味着当组织成员对组织有强烈的认同感时，其显示出的成员士气将使组织力量达到无可限量的境界，相反的，当组织成员对组织毫无认同感时，工作态度与成员士气势必低落，低落的组织势必走向衰退与解散，因此组织的领导者应体认到成员对组织认同的重要，提升成员对组织的认同，将是组织效能充分发会的关键。

离职证明样本篇7

案例一：工资收入不能随便证明

王某，某科技公司销售主管，2013年年初计划在甲市市区买房，银行办理贷款按揭时要求提供收入证明，于是他找到了公司人力资源负责人，要求帮忙开具。在他和公司的劳动合同中，约定的月工资为不低于3500元。实际上每月加上一些销售提成，王某大概能拿到6000元。但是，银行方面要求贷款申请人月收入不能低于10000元，因此，王某提出了虚开高收入的请求。公司考虑到员工买房的紧迫性，觉得开个证明就能满足员工的生活需求，何乐而不为，也就很爽快地同意了。王某也因此顺利地办成了买房按揭。

过了不久，王某辞职了。公司跟着就收到了王某的仲裁申请书，请求仲裁委裁决公司补足长期拖欠的工资，其中的证据就是先前盖章的收入证明。员工用该10000元的收入证明，要求公司补足每月仅支付6000元不到的差额部分。最终，仲裁委在公司没有其他证据反驳的情况下，将用人单位出具的收入证明作为认定员工工资收入数额的合法证据，支持了王某的仲裁请求。

案例简评：

这是一起公司随意为员工高开收入证明而引发诉讼的案例。在当今社会，员工的收入状况会直接影响其办理信用卡的额度、申请贷款的额度等，像案例中这样要求高开收入证明的员工并不鲜见。然而，企业为了帮助员工顺利通过信用卡或房屋贷款申请，随意虚开高收入证明，却有可能因为好心而让自己陷入险地。本案就是最明显的例子，公司出于好心为员工出具高收入证明，可是由于自身在工资方面管理不规范，又没有在劳动合同中约定具体明确的工资数额，导致在仲裁审理过程中，当员工出示公司盖章的收入证明后，公司无法提供其他的证据反驳该证明上的工资数额，使得自己最终败诉。原本的一番好意，最终却反而吃了大亏，不仅投入了大量人力物力应诉，还需要承担本不存在的经济责任。

案例二：在职时间不能随便证明

2014年5月4日，张某经人介绍，入职某电子公司，任运营维护主管。由于正值旺季， HR忙于招聘一线员工，一直没来得及和张某签订劳动合同。当年6月，张某以个人原因为由，向公司提出了辞职申请，并于次月办理了离职手续离开了公司。过了不久，张某回到公司找到HR，谈了自己最近找工作的难处，说明很多公司都要求有工作经验，并且会考量员工长期工作的忠诚度，因而希望公司能帮忙重开离职证明：证明自己2013年7月起就进入了公司，做了一年的运营维护工作。HR觉得员工已经离职了，而且递交了辞职信，不会有什么经济补偿的风险，又考虑到员工也是找工作需要，就答应了张某。按照张某的请求为其重开了

离职证明，并加盖了公司公章。

没想到，不久后公司就收到了仲裁委的开庭传票。张某将公司告到了仲裁委，请求确认自己与公司自2013年7月起至2014年7月止存在劳动关系，并要求公司支付自2013年8月起至2014年7月止期间未签劳动合同的双倍工资58500元。后劳动仲裁委根据张某出具的离职证明，裁决支持了张某的仲裁请求。

公司很委屈，觉得一片好心反而还被“诬陷”，告到了区法院，并在书中反复强调员工实际只工作了一个多月，远没有那么长时间的劳动关系，更不支持没有劳动关系期间的双倍工资，请求法院撤销原裁决。法院受理案件后，经与双方沟通了解，告知公司，在没有其他证据否认公司盖章的离职证明的合法性，又没有其他证据证明双方不存在劳动关系的情况下，公司盖章的离职证明是可以作为证据证明单位和员工双方的劳动关系存续时间的。公司单纯出于好意，违背事实开具证明，事后只能承担相应的不利法律后果。不过考虑到员工的不当行为，法官多次进行调解，促使双方达成了调解协议，算是帮公司减少了一部分损失。公司遇上这事，属实是“哑巴吃黄连，有苦说不出”。

案例简评：

这是一起公司随意为员工开具不属实的离职证明而引发诉讼的案例。司法判案过程中讲究的是证据事实，即审判员不能单纯凭借单方的口头辩解还原案件事实，而需要依靠双方为证明自身的主张而提供的证明材料予以判定。本案中双方的实际劳动关系存续极短，双方本身其实没有太多工作材料。但是，公司却在没有签订劳动合同的情况下，给张某开具了不符实际的离职证明，反过来证明了员工的主张，即双方之间在争议期限内存在劳动关系。因而，仲裁委裁决公司需要承担劳动关系存续期间的未签劳动合同双倍工资，是符合法律依据的。公司在没有其他相反并有效的证据的情况下，即使不服也很难有机会得到法院支持。双方能够调解已经算是皆大欢喜的结果。

案例三：离职原因不能随便证明

2004年6月，江某进入奉化市某织染公司工作，并于2014年9月30日提交辞职申请。由于个人主动辞职不符合失业金领取条件，该公司为帮助其领取失业金，于同年10月中旬，以公司停产为由出具解除劳动合同的证明书，证明其为非本人意愿失业，并在证明书中写明已支付经济补偿金。

2015年6月，江某却“反咬用人单位一口”，以公司实际并未支付经济补偿金为由提起劳动仲裁，要求公司支付经济补偿金。用人单位出具了江某在此之前辞职的证据，仲裁委审理后认为申请人辞职在先，最终判决公司无需支付经济补偿金。

案例简评：

这是一起公司为员工虚构离职原因开具离职证明而引发诉讼的案例。离职原因是员工能否领取失业金的决定因素，根据法律规定，只有非因本人意愿中断就业的情况下才有机会领取失业金。案件中的公司明知员工不符合领取条件，却主动帮其虚构离职原因，骗取国家失业保险待遇。这种行为不仅违反了国家社会保险法律法规的规定，情节严重的，最高可能被处以骗取金额1倍以上3倍以下的罚款。而且，很不幸地，公司并没有得到员工的感恩，反而被“倒打一耙”，这值得许多用人单位深刻反思。现实中，有不少企业充分体谅员工的难处，因而想方设法地帮助员工争取利益。但是，员工关系的人文关怀不能建立在违法基础上的好心好意，而应当体现在日常生活的一些小细节中。如本案中的公司，在员工离职后帮助推荐就业、为员工提供一些心理援助等，可能就省却了后续这些应对诉讼的麻烦。

总结提示：

离职证明样本篇8

解聘和辞退都是劳动者离开了用人单位，都是一种解除劳动关系的方式，相似点还是非常好理解的，但是解聘和辞退有什么区别?这是很多劳动者都不清楚的，所以，小编在下文为大家浅要的分析一下，希望对大家有所帮助。

一、解聘和辞退有什么区别?

1、处理方式不一样。解聘的方式是正式，而辞退的程序相比较而言就要简单。

2、结果不同。解聘可能是因为员工不思进取等，而辞退更多的是因为员工有违法乱纪的行为出现。

二、解聘的步骤

1、调查工作业绩。首先要查出来的是员工有什么样的失误，为什么会有这样的失误，看能否在企业内部调动，让员工更好地发挥技能。如果无法进行内部调动，只好终结雇佣关系。

2、用书面材料说明解雇员工的原因。保留书面警告的副本和记录该员工业绩不良所造成的影响，包括事件日期和详情。

3、制定终止雇佣关系的条件。按照规定可以给予补偿。

4、最好让对方在合同终止那天离开办公室。这可以减少蓄意破坏的可能性，降低对其他员工的负面影响。

5、准备好进行解雇会谈。整理好需要的文件。准备一下应如何进行会谈。会谈持续的时间不要超过15分钟。

6、在独立的会议室中进行会谈。最好找个同事作为见证人，支持自己的观点，这将会有所帮助。

7、尊重对方。简要解释解雇的原因，说明这是一个无可挽回的决定。

8、解释有关解雇的财务安排。将最后的薪金准备好，交给员工。可能的话，为员工准备一封介绍信。

9、收回该员工使用的企业的财物。将员工的私人东西物归原主。

三、辞退的条件

根据国务院的《国营企业辞退违纪职工暂行规定》(国发[1986]77号)第2条规定，企业对有下列行为之一，经过教育或行政处分仍然无效的职工，可以辞退：

(1)严重违犯劳动纪律，影响生产、工作秩序的。

(2)违反操作规程，损坏设备、工具，浪费原材料、能源，造成经济损失的。

(3)服务态度很差，经常与顾客吵架或损害消费者利益的。

(4)不服从正常调动的。

(5)贪污、盗窃、、营私舞弊，不够刑事处分的。

(6)无理取闹，打架斗殴，严重影响社会秩序的。

(7)犯有其他严重错误的。

符合除名、开除条件的职工，按照《企业职工奖惩条例》的规定执行。

四、辞退不当造成的后果

1、员工辞退处理不当会直接激化被辞退人员与企业的矛盾，被辞退人同会在在公司和业内传播对原公司的不满，影响企业的美誉度。数据统计显示，强烈的不满至少会传达给25个人，而间接传播不可估量。如果被辞退人员从事宣传、营销等与媒体保持密切关系的工作，不良传播会进一步扩大。不良口碑传播会影响企业招聘新人、影响内部团结。如果矛盾激化到一定程度，会直接导致高级管理人员或具有一定影响力的管理者跳槽到竞争公司或者促使他创办类似公司，无形中为自己增加了一个“铁杆对手”。

2、辞退不当另一个重要的负面后果往往被管理者疏忽——内部影响。辞退不当会让在职员工感到不安全，担心自己是否也会落到像被辞退者那样的下场。其他员工很容易把别人的遭遇，往自己身上套，进而推测管理者的处事方法和能力，对管理者和公司产生不信任感受，影响公司的凝聚力。许多管理者在辞退普通员工时比较随意，其实杀鸡往往猴会看，因此辞退普通员工也不能丝毫马虎。

解聘和辞退都是用人单位和劳动者解除劳动关系，劳动者都存在一定的问题，当然，实践中也存在辞退不当的情形，这样很容易给企业造成损失。所以，对解聘和辞退有疑问的，小编建议咨询或委托专业律师。

五、辞退员工离职证明范文

辞退员工离职证明怎么写呢?单位需要给员工按照事实开具解除劳动关系的证明。下面小编为大家整理了辞退员工离职证明，欢迎阅读参考! 

辞退员工离职证明一

——(员工姓名)先生/女士已于____年____月____日被我公司辞退，特此证明。

有限责任公司

年 月 日

辞退员工离职证明二

________先生/女士：

根据本公司与您签订的劳动合同第____条第____款的规定，决定终止合同，请您于____年____月____日离开本公司。您的一切待遇按照________规定办理。

________有限责任公司

年 月 日

辞退员工离职证明三

因为本公司的经营方针和业务发生重大的调整和变化，您所学的专业和您的经历、能力均不符合公司的要求，故请您于____年____月____日离开本公司。

谢谢您多年来对本公司的支持和帮助。

您的一切待遇均按照国家法律法规、我公司的________规定和劳动合同的约定处理。

离职证明样本篇9

1、争取回原单位开具相关证明，如不行，则付诸法律诉讼，前提是新单位并不急着让他赶紧报到

2、沟通，劳动者可以签署一份免责声明文件，含义为，如果因与原单位存在未解除劳动关系而发生纠纷，则新的用人单位免责。

3、由律师事务所出具律师函，由律师事务所指派律师向原单位发律师函，明确解除劳动关系，并基于此向新单位发律师函，说明该劳动者与原单位已经依据法律解除劳动关系的事实

离职后去新单位入职没有离职证明怎么办?1、《劳动法》第九十九条规定：用人单位招用尚未解除劳动合同的劳动者，对原用人单位造成经济损失的，该用人单位应当依法承担连带赔偿责任。也就是说，如果新的单位雇用了尚与其它用人单位存在劳动关系的劳动者，可能会给新单位带来风险和损失。新单位有必要明确离职员工的工作状态。

2、离职证明书是指员工离开原企业时，由原企业所开具的关于该员工的受雇职位等信息的证明。 它的目的在于向新的单位提供劳动者之前的劳动信息，通常会包括原工作单位名称，从事职务，收入状况，工作期限等，也有的只是简单说明某某员工已与本单位解除劳动关系。并没有统一的格式规定。

3、《中华人民共和国劳动合同法》第五十条用人单位应当在解除或者终止劳动合同时出具解除或者终止劳动合同的证明，并在十五日内为劳动者办理档案和社会保险关系转移手续。可见，为劳动者出具解除或终止劳动合同的证明是用人单位的法定义务。就像劳动者离职时有义务办理好离职交接一样，单位的上述义务是作为劳动合同的合同后义务，是一种随附义务。要求用人单位开具离职证明，是可以作为仲裁的请求事项提起仲裁的。

离职证明范文离职证明

_______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!

离职证明样本篇10

摘要： 以2009-2015年我国上市公司为研究样本，实证检验CFO独立性及CFO离职事件对于会计信息质量影响。研究发现：目前我国上市公司CFO独立性与会计信息质量存在显著正相关；未来存在离职事件的公司削弱了CFO独立性对于提高会计信息质量作用，并且近期CFO离职事件这一削弱效应更显著，远期CFO离职事件对CFO独立性和会计信息质量影响降低。

中图分类号： F230

文献标志码： A

文章编号： 10012435（2017）02025609

Key words： CFO independence； leave threat； accounting information quality

Abstract：

Taking listed Companies during 2009-2015 as the research sample， the empirical test studies the influence of independence and leave threat of CFO on the quality of accounting information. It is found that there is a significant positive correlation between CFO independence and accounting information quality in our country. The leave threat of CFO in the future has weakened the effect of CFO independence on accounting information quality， and recent leave threat impact is more significant and future CFO leave threat h （一）颖狙∪∮胧据来源

上市公司CFO离职属于高级管理人员变更，需要及时向公众相关公告。因此，本文以2010年到2015年财务总监或财务负责人离职公告为依据，搜集发生CFO离职样本公司。剔除财务数据缺失、高管信息缺失样本，最终共搜集984个公司年样本数据。考虑到离职期限可能对CFO独立性影响差异，本文按照财务报告年度距离职公告期限间隔，进一步将样本划分成不同离职期限样本。上市公司CFO离职公告信息来源于中国证监会指定信息披露网站-巨潮资讯网；财务数据来源于CSMAR上市公司财务报告数据库；公司治理信息包括实际控制人性质、实际控制人兼任、董事长兼任、监事会主席持股等信息来源于CSMAR上市公司公司治理数据库。

（二）研究变量选择

1.CFO独立性测度

CFO作为会计信息主管人员，其工作依然受到非会计准则事项干预，影响其独立判断最终降低会计信息质量。可能影响CFO独立性包括实际控制人控制、董事会机制、监事会机制等。

控制权收益是实际控制人通过对上市公司控制权的行使，通过自我交易、内幕交易、资金挪用等手段侵占上市公司收益、过度报酬和在职消费等。朱星文认为大股东倾向于通过对少数股东的剥夺来实现其自身效用，在公司内外部治理机制薄弱，控股股东为实现自身的种种私人目的就有动机通过盈余管理向外部使用者提供误导性信息。而当大股东持股比例达到足以控制公司时，为了在未来显示更优良的经营业绩实际控制人可能要求CFO进行盈余管理。[23]刘启亮等指出控股股东可能对包括CFO在内的高管人员进行操控，以掩盖其利益侵占的事实，进而降低CFO独立性，出于各种目的公司控制人可能会超越内部控制系统而提供于己有利的会计信息， 从而使内部控制可能无法发挥对会计信息质量的提升作用。[24]

董事会引入独立董事有助于提高重要决策的独立性与有效性，有利于董事会更好地发挥监督作用。Fama指出董事会构成是决定董事会监控职能发挥的重要因素，由于经理层具有信息优势，如果经理层在董事会中占主导地位容易导致股东财富的损失，而外部董事的引入可解决这一问题。[10]Dechow等研究发现非独立董事比例与财务报告舞弊负相关。[25]武立东研究发现外部 董事在提高终极控制人控制权收益成本的同时降低了其现金流收益的成本， 在不降低终极控制人效用水平的前提下抑制了其行为的侵占效应，实现了和中小股东的利益兼容。[26]黄志忠研究发现证监会所提倡的独立董事制度是有效的，独立董事占董事会成员比例与财务重述的概率负相关。[27]李维安、徐建指出独立董事对总经理进行监督体现了其利益需求，因为与内部董事相比，独立董事更能代表股东利益，因为独立董事具有高认知能力和理性经济人特征，他们在任职过程中会考虑公司某些重大事项可能带来的风险。[28]

监事会作为对董事会内部监督部门，其有效运作有助于降低内部人控制风险、提高CFO独立性。王进朝研究表明CFO更换与监事会等开会次数影响显著相关，积极的董事会将更关注和考核CFO的工作，辞退不称职的CFO或者安排其更合适的岗位。[17]郝云宏、任国良指出监事会作为公司的重要监督机构之一，其本身的一些特征很可能影响到高管的更迭机制，并研究发现公司监事会开会次数、监事持股、监事会规模与高管变更显著相关。[29]

综上所述，本文依据可能对CFO履行职能产生影响的实际控制人特征、董事会机制、监事会机制等因子构建CFO独立性评价体系。各评价指标内容如表1：

as declining effect on CFO independence and accounting information quality.

CFO在现代公司治理扮演着重要角色，成为股东价值管理的重要环节，是公司重要的战略决策制定和执行者之一。[1]保证及时、合法、公允的会计信息产生是CFO基本职能，Main甚至将此称为财务体制管理的终极责任。[2]我国证监会2014年修订的上市公司信息披露内容与格式准则中指出公司负责人、会计机构负责人应当声明并保证财务报告的真实、准确、完整，进一步强化了财务负责人对于公司财务报告质量责任意识。

然而，股东与管理层以及大股东与小股东问题存在[3]，导致CFO的财务决策行为会受到实际控制人、高层管理者等干预，影响其财务工作独立性。Feng等指出CEO权力较大时，CFO可能因无力抵制CEO的压力而被迫参与会计信息操纵。[4]孙茂竹等指出由于控股股东可以决定包括CFO在内的高管任免，因而其可以通过变更公司高管来操纵盈余信息的质量，从而掩盖委托人资金被侵占的事实。[5]

因此，学者们对于CFO独立性及其会计信息质量影响进行广泛研究。瞿旭等指出CEO同时为公司创始人时，CFO的权力和独立性都被削弱，造成许多CFO为了自身利益对CEO言听计从，发生财务违规时与CEO一并归罪。[6]孙光国、郭睿研究发现CFO兼任公司董事，有助于增强对CEO 监督作用，降低公司操纵性应计利润和盈余重述概率，提高会计信息质量。[7]向锐指出CFO进入董事会能够有效约束管理者的私利行为，从而减少问题，有效发挥治理作用。[8]林大庞、苏冬蔚基于盈余管理分析CFO治理效应，指出增强CFO的独立性有利于发挥CFO在公司治理的监督作用，从而降低公司盈余管理水平。[9]

同时，Fama则指出风光的CFO也意味着高风险、高变更。[10]公司高管变更并非突发或偶然事件，高管自身在变更前可能有所预知，进而在变更前实施“管理防御”行为。由于CFO行业经验差异以及高额转换成本，使得CFO面临离职事件时可能形成管理防御动机。王福胜、程富指出作为公司会计政策的制定者甚至决策者，CFO也可能出于管理防御动机进行公司会计政策的选择来降低不可分散的雇佣风险。[11]郭葆春指出公司CFO的更换决策通常又与其在位时的业绩表现直接相关，增强了CFO面临离职事件进行会计操控动机。[12]

综上所述，CFO主导会计信息生成，又受制于实际控制人、董事长、CEO等权力方，因此CFO履职环境直接关系CFO制度有效性。以往研究验证了CFO制度对会计信息质量作用以及CFO离职事件可能产生的影响，然而缺乏对于CFO履职环境独立性评价及其对会计信息质量影响。鉴于此，本文基于对CFO履职产生影响的实际控制人特征、董事会机制、监事会机制等构建CFO独立性评价体系，实证检验CFO独立性与会计信息质量相关关系，并分析CFO离职事件及离职期限的调节效应，为完善CFO履职环境提供借鉴。

一、制度背景与假设发展

（一）CFO职能及其独立性影响

现代企业治理结构是所有权与经营权分离，通过缔结各类契约进行权力责任分配。股东大会作为公司的最高权力机构将企业的许多经营决策的权限委托给董事会，而董事会又聘任职业经理人负责实际履行企业管理职责。CFO、CIO、CKO等便为CEO下属权力部门，分别负责公司财务、信息、知识等方面事务。CFO职能包括现代综合财务职能和战略性、全局性财务管理职能。薛爽等指出CFO除了负责日常财务工作的正常运转外，还需要为公司决策提供财务支持、为企业正常经营提供财务相关的服务、优化财务组织及降低经营成本。[13]

在上市公司里，CEO作为企业最高管理者，不但对企业经营负有根本责任，又是控股股东权益代言人，而且负担企业重大事务和重要人事任免拥有决策。[14]Feng等发现CEO权力较大CFO可能因无力抵制CEO的压力而被迫参与会计信息操纵。[4]姜付秀等指出由于CFO直接决定了会计政策的选择和调整，CEO势必对CFO的工作过程产生不可忽视的影响。[15]何凡研究表明如果公司不具备对CEO权力的有效控制手段，CEO权力越大会导致会计信息质量恶化越严重。[16]瞿旭等指出CEO权力会削弱CFO的权力和独立性，造成许多CFO为了自身利益对CEO言听计从 [6]。林大庞、苏冬蔚指出增强CFO的独立性有利于发挥CFO在公司治理的监督作用，从而降低公司盈余管理水平[9]。

综上所述，生成及时、高质量会计信息是CFO重要职能，但在其履责过程中可能受到来自实际控制人、董事长、CEO等高层管理者影响，表现为降低会计信息质量以符合其特定利益需求。因此，本文提出以下假设：

假设1：CFO独立性与会计信息质量正相关，即CFO所处内部环境越独立，会计信息质量越高。

（二）CFO变更与会计信息质量

高管变更是一种极端监管方式，也是公司治理一项重要举措。CFO作为重要的经理人其变更是现代公司治理中重要内容，但对于CFO变更的研究起步较晚。[17]然而丰富的CEO变更研究成果可以作为CFO变更研究借鉴。关于CEO变更原因主要基于两类假说：管理能力假说和替罪羊假说。

高管变更与会计信息质量是重要研究内容，Moore研究发现新上任的CEO有着强烈的动机在上任当年进行负向盈余管理，并把公司糟糕的业绩表现归咎于前任CEO。[18]DeAngelo的研究也表明，在新任首席执行官上任不久都可能会通过注销一笔巨额资产以提高未来盈余的可能性。[19]Strong、Meyer认为，高管变更中继任来源的不同将影响盈余的变化，当继任者来自公司外部时，更有可能产生减少变更当年盈余以及增加变更后期盈余的利润操纵行为。[20]Murphy、Zimmeran的实证研究发现对业绩不好的公司，新任首席执行官会注销一笔巨额资产。[21]杜兴强等实证z验了高管变更和高管的继任来源两个因素对于盈余管理的影响，结果发现高管变更导致了显著的负向盈余管理行为；其中来自公司外部的继任者相对于来自公司内部的继任者更倾向于进行显著的负向盈余管理。[22]

公司高管变更并非突发或偶然事件，高管自身在变更前可能有所预知，进而在变更前实施相应“管理防御”行为。管理防御是指经理人在公司内外部控制机制下，选择有利于维护自身职位并追求自身效用最大化的行为。由于CFO行业经验差异以及高额转换成本，使得CFO面临离职事件时可能形成管理防御动机。王福胜、程富（2014）指出作为公司会计政策的制定者甚至决策者，CFO也可能出于管理防御动机进行公司会计政策的选择[11]，解雇或撤换是一种很高的人力资本风险，因而一旦有机会CFO就有动机采取对自身有利的行为来降低不可分散的雇佣风险，从而对公司会计决策产生影响。郭葆春指出公司CFO的更换决策通常又与其在位时的业绩表现直接相关，增强了CFO面临离职事件进行会计操控动机。[12]

因此，CFO作为公司重要高级管理人员，其在离职发生前是否存在管理防御行为，以降低被离职风险？抑或是通过提高离职前报告质量增强未来择业竞争力？鉴于此，本文提出以下竞争性假设：

假设2a：报告披露后存在离职风险时，增强了CFO独立性对提高会计信息质量效用；

假设2b：报告披露后存在离职风险时，削弱了CFO独立性对提高会计信息质量效用。

另外，由于人的有限理性，管理人员对于近期离职事件提前感知力应该强于对远期离职事件感知力。

因此，前述CFO离职事件效应可能受未来离职期限影响，进而本文提出以下假设：

假设3：近期内离职事件对CFO会计信息质量影响更显著，而远期内离职事件对CFO会计信息质量影响相对弱。

二、研究设计

本文对以上 8 个指标进行主成分分析，以主成分综合得分衡量CFO独立性，值越大表明CFO独立性越高，反之CFO独立性越小。首先用 KMO检验和球形检验判断数据是否符合做因子分析，KMO值为 0.561，该值大于 0.5，比较适合做因子分析；Bartlett 值检验值为226.535，在1%水平上显著，拒绝各指标之间不存在相关性假设，表明这些变量之间存在共线性问题，有必要进行主成分分析。以特征值大于1的标准提取3个主成分，根据因子得分系数矩阵将3个主成分表示成各变量的线性组合。最后，按照各因子的方差贡献率在全部因子方差贡献率所占比重确定各因子的权重，计算最终CFO独立性综合得分值 ：

indepeng=0.201X1+0.314X210.069X3+0.226X4+0.119X5+0.361X6+0.219X7+0.392X8

2.CFO离职事件测度

CFO离职事件并非突发或偶然事件，CFO在以前年度可能感知离职风险，进而对报告年度独立性产生影响。本文以报告后至2015年末发生CFO离职事件度量离职事件。如果报告后发生CFO离职事件记为1，否则取0。为分析报告至离职事件发生的时间间隔对CFO独立性影响差异，本文进一步将报告后下一年度发生CFO离职事件记为1年内离职事件、报告后两年内发生CFO离职事件记为近期离职事件和报告后三至四年内发生CFO离职事件记为远期离职事件。

3.会计信息质量测度

会计信息质量内涵宽广，文献中常用的替代指标有审计质量、会计稳健性与盈余波动性等表征会计信息质量。其中会计稳健性（Convers）为基于累计应计项计算的稳健性指标。因此本文借鉴 Ahmed 和 Duellman [30] 、Xia 和 Zhu[31]、朱松[32]、陈关亭[33]的做法，采用3年累计应计项乘以负1衡量会计信息质量，该值越大表明会计稳健性越强。

4.其他控制变量

公司会计信息质量除受CFO影响，可能还受其他因素影响，包括公司资产结构、盈利能力、股权结构等影响。为控制其他因素影响本文设置以下控制变量：资产负债率、收入增长率、现金流入比、资产规模、存货占比、股权制衡度、基本每股收益。

（三）模型设计

为检验本文假设，即CFO独立性与会计信息质量相关性，及其受CFO离职事件影响，本文设计以下研究模型：

其中β1为CFO独立性与会计信息质量回归系数，如果该系数显著为正，表明CFO独立性与会计信息质量正相关，反之负相关。其中β3为CFO离职事件与CFO独立叉项回归系数，如果该系数为正，表明存在离职事件的CFO进一步增强独立性对于提升会计信息质量作用，增强其再择业能力，假设2a得以验证；而该系数如果显著为负，表明存在离职事件的CFO削弱其独立性对于提升会计信息质量作用，降低会计信息质量以迎合高层管理者特定利益需求，假设2b得以验证。

三、实证结果与分析

（一）基本回归分析

表3报告了CFO独立性对会计信息质量影响，以及离职事件对CFO独立性及会计信息质量影响检验，即检验假设1和假O2。模型1回归结果显示，CFO独立性系数显著为正，表明CFO独立性越高样本公司会计信息质量越高，假设1得以验证。模型2在模型1基础上引入CFO离职事件及其与CFO独立叉项，回归结果依然显示CFO独立性在1%水平上与公司会计信息质量显著正相关。但CFO离职事件与CFO独立叉项在1%水平上显著为负，表明样本公司存在CFO离职事件时，CFO独立性对于提高会计信息质量效用被削弱，即CFO离职事件降低了CFO独立性以迎合管理层利益需要，假设2b得以验证。

在控制变量方面，公司资产负债率、经营活动现金流入比、总资产对数与会计信息质量在1%水平上显著正相关；基本每股收益、存货占比与会计信息质量在1%水平上显著负相关；收入增长率与会计信息质量不存在显著相关性。可能由于公司负债水平越高公司盈余操纵空间降低；现金流入水平越高表明公司交易活动真实性较高；公司规模越大内部控制越健全从而与会计信息质量呈正向关系；会计信息质量低的企业报告每股收益更高。本文选取第二至第五大股东持股合计数除以第一大股东持股数作为股权制衡度变量，在我国前五大股东与公司实际控制人可能存在严重利益关联，甚至是实际控制人一致行动人，代表的依然是大股东利益，从而降低了股权制衡对于提高会计信息质量，甚至由于前五大股东共同控制导致会计信息质量下降。

表4报告了不同期限离职事件对CFO独立性和会计信息质量响差异。模型1检验了下一年内离职事件对于会计信息质量影响，模型2检验了报告公布后两年内离职事件对于会计信息质量影响，模型3检验了远期离职事件即报告公布后三至四年内离职对于会计信息质量影响。回归结果显示CFO独立性与会计信息质量依然显著正相关，进一步验证假设1。模型1结果显示下一年内CFO离职事件与CFO独立叉项与会计信息质量显著负相关，模型2结果显示报告公布后两年内CFO离职事件与CFO独立叉项与会计信息质量显著负相关，进一步验证假设2b，即CFO离职事件降低了CFO独立性。然而，模型3结果显示报告公布后三至四内CFO离职事件与CFO独立叉项与会计信息质量负相关但不显著，即远期离职事件对CFO独立性及会计信息质量影响不显著。CFO未因未来三至四年内远期离职事件而降低会计信息质量以迎合管理层利益需求，假设3得以验证。

（二）稳健性检验

1.替代变量检验

国有企业高管追求利益动机与民营企业存在显著差异，对于高管集权的民营企业，一般是由公司控股股东或创始人同时兼任董事长和CEO，他们对公司经营行为、财务核算产生较大干预。国有上市公司的高管包括CFO受聘与国资委或其他政府机构，这些高管受制于内部某个人或某个集团风险较小，他们出于个人升迁等动机，有动机也有能力来推动制度有效实施。[21]鉴于此，国有上市公司CFO受到高层管理者干预较小，通过会计信息操控来获得特定利益动机较小，因此本文选择是否国有上市公司作为公司CFO独立性替代指标。即国有上市公司CFO独立性较高，记为1；民营上市公司CFO独立性较低，记为0。

表5报告了CFO独立性替代指标对会计信息质量影响，以及离职事件对CFO独立性影响稳健性检验结果。模型1回归结果显示，CFO独立性替代指标在1%水平上显著为正，表明国有企业CFO独立性较高，国有上市公司会计信息质量较民营企业高出098，假设1得以验证。模型2在模型1基础上引入CFO离职事件及其与CFO独立性替代指标交叉项，回归结果依然显示CFO独立性替代指标在1%水平上与公司会计信息质量正相关。但CFO离职事件与CFO独立性替代指标交叉项在1%水平上显著为负，表明存在CFO离职事件的国有企业较其他国有企业会计信息质量降低241，即CFO离职事件降低了会计信息质量，假设2b得以验证。

表5进一步报告了以CFO独立性替代指标检验不同期限离职事件对CFO独立性和会计信息质量响差异性。回归结果显示CFO独立性替代指标与会计信息质量依然显著正相关，进一步验证假设1。模型3结果显示下一年内CFO离职事件与CFO独立性替代指标交叉项与会计信息质量在5%水平上显著负相关，系数为074；模型4结果显示报告公布后两年内CFO离职事件与CFO独立性替代指标交叉项与会计信息质量在1%水平上显著负相关，系数为095；模型5结果显示报告公布后三至四年内CFO离职事件与CFO独立性替代指标交叉项与会计信息质量在10%水平上显著负相关，系数为064。即存在下一年内CFO离职事件的国有企业较其他国有企业会计信息质量进一步降低074，存在两年内CFO离职事件的国有企业较其他国有企业会计信息质量进一步降低095，存在三至四年内CFO离职事件的国有企业较其他国有企业会计信息质量进一步降低064。结果表明远期CFO离职事件对会计信息质量影响从显著性和系数大小来看，都小于近期CFO离职事件，假设3得以验证。

2. 处理效应（ treatment）两步法检验

由于CFO离职事件公司与非离职公司可能存在显著差异，导致本文研究结果存在选择性偏误，因此本文应用处理效应（treatment）两步法检验对于主要研究结果进行稳健性检验。检验结果如表6，第二步回归中Lambda变量显著，表明可能存在选择性偏误；控制自选择偏误后，CFO独立性与会计信息质量存在显著正相关、CFO离职事件与会计信息质量负相关，进一步验证了本文假设。

四、研究结论与局限性

随着中国资本市场的不断发展壮大，资本市场对于高质量会计信息需求更高，会计信息作为一种重要决策依据，有利于降低投资者与企业之间的信息不对称。CFO作为上市公司会计信息生成主导者，其独立性势必越来越受到监管层、投资者、管理层及其他利益相关者关注。本文就CFO独立性与会计信息质量相关性，并检验CFO面临未来离职事件时是否实施管理防御行为，降低会计信息质量以迎合管理层特定利益需求。研究发现，目前我国上市公司CFO独立性与会计信息质量存在显著正相关；未来存在CFO离职事件的公司削弱了CFO独立性对于提高会计信息质量效应，并且这一效应针对近期CFO离职事件更显著，远期CFO离职事件对CFO影响降低。

本文研究局限如下：CFO独立性存在实质独立性和形式独立性之分，本文从影响CFO履职行为的指标进行因子分析测度CFO独立性，仅考虑了CFO形式独立性，而对于CFO实质独立性缺乏深入研究；同时CFO离职事件存在多种可能，包括主动离职、被动离职等，对CFO履职行为影响应当有所差异，由于上市公式公告未能清晰列示CFO离职原因，导致本文未对CFO离职事件类型作区分。

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