Cuánto tiempo se quedan los empleados
Un análisis de supervivencia sobre 1,129 empleados de los sectores de retail, banca, TI, manufactura y otras industrias, que evalúa qué factores hacen que la gente se vaya antes.
Puntos clave
- El método de reclutamiento fue lo que más pesó: los empleados a quienes la empresa contactó primero se iban a una tasa de aproximadamente 2.3 veces la de quienes se postularon por su cuenta — aunque ese grupo de comparación era de solo 33 personas, por lo que el intervalo es amplio (IC del 95%: +27% a +319%).
- Entre los empleados con salario totalmente declarado, quienes no tenían coach se iban a una tasa 2.3 veces mayor que quienes tenían a su jefe directo como coach.
- El género no tuvo efecto significativo sobre la antigüedad: las curvas de Kaplan-Meier de hombres y mujeres se superponen en todo el recorrido.
- Seis efectos sobrevivieron al reajuste sobre una submuestra balanceada por profesión; la edad y ambos efectos de personalidad no.
- El canal de reclutamiento, la transparencia salarial y el coaching del jefe directo son las palancas; la edad, la industria y la profesión no lo son.
- Método
- Análisis de supervivencia — Kaplan-Meier y riesgos proporcionales de Cox
- Año
- 2024
- Tamaño de la muestra
- 1,129 empleados
- Fuente de datos
- Kaggle — Employee Turnover
La rotación de personal es uno de los mayores costos ocultos de una organización, y la pregunta útil rara vez es "¿cuántas personas se fueron?" sino "¿quién se va antes, y por qué?". Esa es una pregunta de tiempo hasta un evento, que es justamente para lo que se creó el análisis de supervivencia. Maneja el hecho incómodo de que la mayoría de las personas en cualquier conjunto de datos de rotación todavía no se han ido — su antigüedad está censurada, no ausente — y modela el momento de la salida en lugar de un resultado de sí o no.
Los datos provienen de un conjunto de datos público de investigación sobre 1,129 empleados de los sectores de retail, banca, TI, manufactura y otras industrias, con antigüedad en meses, fuente de contratación, coaching, estructura salarial, desplazamiento y medidas de personalidad — 16 variables en total, sin valores faltantes. El resultado es la antigüedad en meses desde la contratación hasta la salida, con un indicador de si la persona efectivamente se había ido al cierre del estudio. Además de la información demográfica y laboral habitual, el conjunto de datos incluye dos variables poco comunes: si el empleado tiene un coach y quién es (un coach externo, ninguno, o su propio jefe directo), y si su salario está totalmente declarado o se paga en parte por fuera de los libros — un arreglo de "salario gris". También incluye cinco puntajes continuos de personalidad que parecen derivados del modelo de los Cinco Grandes.
Antes de modelar reagrupé dos variables categóricas demasiado fragmentadas para estimarse: industria pasó de 16 niveles a 5, y profesión de 15 a 7, conservando cada nivel con observaciones suficientes para sostenerse por sí solo y agrupando el resto.
Trabajé cuatro preguntas y luego construí un modelo predictivo. Sobre el género, ajusté curvas de Kaplan-Meier separadas para hombres y mujeres y las comparé con una prueba log-rank; la diferencia no fue significativa y las bandas de confianza se superponen en todo el recorrido. Sobre la edad, un modelo de riesgos proporcionales de Cox con la edad como única covariable dio un efecto significativo de cerca de 2% de riesgo adicional de salida por cada año de edad. Sobre la personalidad, un modelo de Cox con los cinco puntajes juntos no arrojó nada significativo — el autocontrol fue el que más se acercó, con p = 0.117. Sobre el coaching, probé la interacción entre el coaching y el tipo de compensación, y encontré el resultado más nítido del estudio: entre los empleados con salario totalmente declarado, quienes no tenían coach se iban a una tasa 2.3 veces mayor que quienes tenían a su propio jefe directo como coach.
Para el modelo predictivo ajusté un modelo de Cox con todas las variables y usé selección por pasos con el criterio AIC. Trece efectos resultaron significativos, mostrados en el gráfico de arriba y en la tabla de abajo. El método de reclutamiento dominó: los empleados a quienes la empresa contactó primero, a través de su currículum en un portal de empleo, se iban a más del doble de la tasa de quienes se postularon directamente tras ver un anuncio. Un salario totalmente declarado redujo el riesgo de salida en 40%. Dos dimensiones de personalidad, ansiedad y autocontrol, aparecieron aquí como efectos protectores pequeños pero significativos aunque ninguna lo era por sí sola — lo que normalmente indica que otras variables del modelo las estaban enmascarando.
El problema evidente de todo esto es la muestra: dos tercios de estos empleados trabajaban en Recursos Humanos y tres cuartas partes eran mujeres. Así que corrí el modelo dos veces más. Primero sobre una submuestra limitada a 100 empleados de RR. HH., que deja intactas las demás profesiones y acerca el balance al de una plantilla real; seis efectos se mantuvieron significativos ahí, y la mayoría se hizo más fuerte. Segundo, solo sobre empleados de RR. HH., para ver cuánto estaba jalando la sobrerrepresentación al modelo global. La edad desapareció por completo del modelo balanceado, y también ambos efectos de personalidad — así que yo trataría esos como los hallazgos menos portables. El método de reclutamiento, la banca y el tipo de compensación se mantuvieron en todas las versiones.
Lo que una organización puede accionar aquí es acotado pero real. La edad, la industria y la profesión no son palancas. El canal de reclutamiento, la transparencia salarial y quién ejerce el coaching sí lo son. La lectura práctica más fuerte es que tener al jefe directo como coach se asoció con una antigüedad notablemente mayor entre los empleados con salario declarado — lo cual, si se sostiene en otros contextos, es esa rara medida de retención que no cuesta nada implementar.
Hallazgos clave
| Variable | Efecto en el riesgo de rotación | Nota |
|---|---|---|
| Reclutado por la empresa | +131% | El mayor efecto del modelo, pero medido contra un grupo de referencia de solo 33 personas que se postularon tras ver un anuncio — el intervalo es amplio (IC del 95%: +27% a +319%). Los empleados contactados por la empresa a través de un portal de empleo se iban a una tasa de aproximadamente 2.3 veces la de ese grupo. |
| Industria bancaria | +38% | La industria de mayor riesgo, y uno de los efectos que se mantuvo en todas las versiones del modelo. |
| Tiene un coach externo | +34% | En relación con tener al jefe directo como coach. No tener ningún coach también elevó el riesgo, pero no de forma significativa (p = 0.16). |
| Cada año adicional de edad | +2% | Pequeño por año pero acumulativo, y desapareció al rebalancear la muestra. |
| Cada punto de ansiedad | -7% | Puntajes más altos de ansiedad se asociaron con quedarse más tiempo. No significativo cuando los puntajes de personalidad se modelaron por separado. |
| Cada punto de autocontrol | -6% | El mismo patrón que la ansiedad: significativo aquí, no significativo por sí solo. |
| Se desplaza en auto | -21% | En relación con desplazarse en autobús. El efecto casi se duplicó en el modelo balanceado. |
| Profesión de RR. HH. | -31% | El grupo más grande de la muestra, con dos tercios de todas las observaciones. |
| Industria minorista | -32% | Significativo con los datos completos, pero no al rebalancear la muestra. |
| Se desplaza a pie | -33% | En relación con desplazarse en autobús. Probablemente un indicador indirecto de vivir cerca del trabajo. |
| Profesión de TI | -40% | También se mantuvo en la muestra balanceada, donde el efecto creció a -54%. |
| Salario totalmente declarado | -40% | Los empleados con el salario totalmente en regla se iban a una tasa sustancialmente menor que quienes tenían un "salario gris" parcialmente no declarado. |
| Industria de TI | -44% | El menor riesgo de rotación de todas las industrias con los datos completos. |
Los efectos de las variables categóricas se miden contra un nivel de referencia: todas las demás industrias, todas las demás profesiones, postularse directamente tras ver un anuncio, el jefe directo actuando como coach, un salario parcialmente no declarado ("salario gris") y desplazarse en autobús. Los porcentajes son razones de riesgo (hazard ratios): el cambio en el riesgo de salida en cualquier momento dado, no el cambio en la antigüedad.
Gráficos
Limitaciones
- Agrupar la industria de 16 niveles a 5 y la profesión de 15 a 7 hace estimable el modelo, pero pierde detalle dentro de las categorías agrupadas.
- La muestra está muy sesgada: alrededor de tres cuartas partes mujeres y dos tercios profesionales de RR. HH. La submuestra balanceada y el modelo solo de RR. HH. miden cuánto distorsiona eso los resultados, pero no pueden eliminarlo.
- No hay documentación sobre cómo se recolectó la muestra, así que generalizar más allá de estas empresas debe hacerse con cautela.
- Los datos registran cuándo se fue alguien, no por qué. Una renuncia por una mejor oferta y una salida por la mudanza de la pareja cuentan igual aquí.
- Son datos observacionales: se trata de asociaciones, no de efectos causales. El tipo de compensación en particular probablemente viaja junto con el tamaño de la empresa, su formalidad y su sector, de maneras que el modelo no puede separar.
Aplicado a tu organización
El mismo enfoque aplicado a los datos de RR. HH. de una organización responde una pregunta más útil que una tasa de rotación agregada: cuándo se concentran realmente las salidas después de la contratación, qué fuentes de reclutamiento y arreglos de supervisión están vinculados a que la gente se vaya antes, y cuáles no vale la pena cambiar. Combinado con una estimación de costo por salida para los puestos involucrados, eso convierte una cifra de rotación en un plan de retención con un número asociado.