一、导论

社会工作者流失或离职是中西方社会工作职业领域共同面临的一个难题。^[1-6]在我国，深圳、北京、上海、南京、广州、福建等地社会工作者的离职率约为20%左右，且有些地区大部分社会工作者离职后不再从事社会工作行业。^[7]美国的研究也发现，每年社会工作者的流失率通常超过30%。^[6]

尽管社会工作作为一个职业有其特殊性，但总体而言，关于社会工作者离职的研究也主要是在“离职意愿先于离职行为”的理论框架(the “intent precedes leaving” model)下展开。^[8]因此，简略地回顾“离职意愿先于离职行为” 理论框架的研究历史，将有助于更清晰地定位本研究的意义和价值。

西方对员工离职的研究肇始于20世纪初经济学家所做的努力，这些研究主要关注的是工资、培训、劳动力市场结构、工作机会等因素对员工离职的影响。^[9]此后，心理学家尝试揭示员工离职前所经历的心理过程，这些研究起到了打开员工离职的“黑箱”的作用，^[9-10]使人们对员工离职的心理过程和/或机制有了更深入的理解。这些研究发现，个体在离职前总会产生离职意愿或离职倾向，即离职意愿是实际离职行为的前置原因变量。^[8,11]这就是所谓的“离职意愿先于离职行为”模型。

更晚近的员工离职研究开始关注离职的行为先兆，比如，迟到、怠工、缺勤和低水平的组织公民行为等。^[10]这些研究主要关注的是员工在离职前是否会在行为上有所表现，如果“是”的话，会表现出哪些行为，是什么因素导致离职意愿员工表现出这种或那种行为先兆。这些问题构成了员工离职预测研究的核心议题。很显然，对这些问题的研究具有重要的意义和价值。试想，如果管理者能够据此事先探查出哪些员工可能离职，那么，他/她或许就可以提前介入，并采取某些预防性措施来挽留离职意愿员工(尤其是优秀员工)，并预见性地应对因该(优秀)员工的流失而给工作和机构带来的后续影响。

在西方的诸多经典企业员工离职模型中^[8-10,12-13]，Steers 和Mowday 的离职模型提出，员工的离职受到诸多变量的影响^[9-10]：第一，工作期望和工作价值影响员工对工作的主观态度；第二，员工对工作的主观态度将进一步影响离职或留职的意愿，当然，还有一些非工作的因素(如配偶的工作，员工留给家庭的时间等)也会对员工的离职或留职意愿产生影响；第三，离职意愿导致实际的离职行为。该模型特别强调以上变量的变化顺序可能因个体的不同而不同。比如，对有些员工来说，离职意愿直接导致离职行为，而对另一些员工来说，离职意愿可能导致其产生寻找其他工作机会的想法和行动，只有当他/她们找到另一份工作后才会发生实际的离职行为。^[9]332这一观点暗示，那些产生了离职意愿并寻找其他/新的工作机会的员工与那些产生了离职意愿但并未寻找其他/新的工作机会的员工并不存在本质的差异，二者的差异仅仅体现在其思维决策以及基于该决策而采取的不同行动策略。

对此，我们认为，从产生离职意愿，到寻找其他的工作机会，再到真实的离职行为的发生，这是一个前后相继的过程或阶段。因此，它并非像Steers 和Mowday(1981)的离职模型所提出的，仅仅是一种个体差异的现象——一种表现为思维决策以及在决策主导下的行动策略的个体差异的问题。因为，既然离职是一个理性的、有计划的行为，^[10]那么，大多数员工在产生离职意愿之后，他/她应该会非常理性地寻找其他的工作机会，并视该行动的结果来决定是否让真实的离职行为发生。很显然，作为一个过程，^[14]真实情境中的离职行为可能耗时漫长——既可能长达数月，也可能长达数年。我们认为，在该过程中，那些导致个体产生离职意愿或真实行为的诸多因素可能会产生累积性的影响，由此导致离职意愿员工在该过程中对工作的满意度越来越低，离职意愿越来越强烈，职业倦怠越来越高，等等。^①

基于以上分析，本研究提出如下假设：那些已经产生了离职意愿并正在寻找新的工作机会的社会工作者与那些虽然产生了离职意愿但还没有开始寻找新的工作机会的社会工作者可能是两个异质性群体，两者在导致员工离职的某些重要变量/因素(如离职意愿、职业倦怠、工作满意度等)上存在显著的差异。为检验这一假设，本研究拟先对这两个群体在导致员工离职的某些重要变量/因素(如离职意愿、职业倦怠、工作满意度等)上是否存在显著差异进行t检验，后采用Logistic回归分析方法，探索是什么因素提高了离职意愿社会工作者采取行动以寻找新的工作机会的概率或风险。这也是本研究的第一个目的。

本研究的第二个目的是尝试对这两个群体在某些可见特征(如性别结构、年龄、科班率等)是否存在差异进行探索性研究，从而为社会工作者离职的行为先兆(这里指的是采取行动寻找机会离开社会工作行业)的预测做出贡献。

最后，本研究尝试探索在某个静态的时间点上，在已经产生离职意愿的社会工作者中，有多少人会采取行动以寻找机会离开社会工作行业，有多少人不会。即有多大比例的社会工作者在产生离职的意愿后会采取实际的行动。

很显然，这一研究有望为社会工作机构的管理者识别处于更高的“离职风险”的社会工作者提供重要的参考，从而为社会工作机构提高人力资源流失管理的敏感性提供借鉴。换言之，假设本研究发现，在那些“正在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中，男性显著多于女性，而且，“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者比“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者更年轻，那么，社会工作机构的管理者应该更关注那些更年轻的具有离职意愿的男性社会工作者。这不仅有助于提高人力资源管理的针对性和敏感性，而且在一定程度上还可以提高管理的效率。

二、研究方法

(一) 数据来源和研究对象

本研究所用数据为华东理工大学“社会工作与社会管理研究中心”智库在2015—2016年完成的“中国社会工作者职业现状调查”。该调查采用便利抽样原则与100余个社会工作机构合作完成。调查地区涵盖华东(上海市、南京市、浙江省)、华南(广州市、深圳市、珠海市)、华北(包括北京市、天津市)、华中(湖北省、湖南省)、西南(四川省)五个地区，涉及社会工作者3 111人，其中上海(n=1 835)和华南地区(n=821)占总样本的85.37%。

本研究的对象为已产生离职意愿的社会工作者，共604名。这些研究对象的筛选是通过如下一道测题来实现的：“您现在有没有离开社会工作行业的想法？”调查采用李克特5等级测量的方式，请研究对象进行自我陈述，分别为“根本不想”“不太想”“无所谓”“比较想”“非常想”。其中，勾选“比较想”(4分)和“非常想”(5分)的调查对象即为已产生离职意愿的社会工作者。

研究对象的基本特征详见表1。

(二) 研究所使用的测试题和量表

1. 是否在寻找机会离开社会工作行业

根据调查对“是否在寻找机会离开社工行业”测试题的回答将研究对象分为两类：一类为“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者，另一类为“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者。

2. 月薪

采用五等级评分来测量调查的税前月薪：3 000元以下赋值为1；3 001—4 000元赋值为2；4 001—5 000元赋值为3；5 001—6 000赋值为4；6 001元以上赋值为5。

3. 职业倦怠

Malshch 职业倦怠量表(Malshch Burnout Inventory)由15道题目组成，分属情绪衰竭、工作态度和成就感3个分量表。该量表采用李克特6等级(1—6分)进行评分，在对得分进行一致性转置后，得分越高表示职业倦怠越严重。在本次调查中，该量表的α系数为0.71。

4. 工作满意度

该量表共18道题目,经杨玉文、李慧明、翟庆国(2010)对Spector(1985)的工作满意度量表(Job Satisfaction Survey，JSS)汉化修订而成^[15]，信度、效度良好。该测验采用李克特6等级(1—6分)进行测量评分，得分越高表示满意度越高。在本次调查中，该量表的α系数为0.44。

5. 职业认同

该量表为黄晓玲编制^[16]，由7道题目组成，主要测量的是对社会工作职业的承诺、身份自豪感和职业适合度等。分数越高表示职业认同度越高。在本次调查中，该量表的α系数为0.58。

6. 知觉的组织环境

该量表共15道题目，包括操作程序满意度(4题)、同事满意度(4题)、关系满意度(4题)和工作支持(3题)四个维度。得分越高表示对组织环境的评价越积极。在本次调查中，该量表的α系数为0.45。

7. 家人态度(家人对自己从事社会工作职业的态度)

该量表有1道题目。要求调查对象对“家人对您从事社会工作职业是什么态度”进行5等级(1—5分)的评价。得分越高表示家人对社会工作者从事社工职业的态度越消极。

8. 职业对家庭生活的影响

要求调查对象对“社会工作这份职业对您家庭生活产生什么影响”进行3等级的自我报告：消极影响(1分)、没有太大的影响(2分)、积极影响(3分)。

(三) 数据统计和分析

本文采用SPSS18.0进行数据处理和分析。

三、研究结果和分析

(一) 离职意愿社会工作者采取实际行动的比率

频率分析结果表明，本研究中“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者有165名，占总的调查人数(n=604)的27.3%，而“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者有439名，占比为72.7%，后者的人数远多于前者(基于Z近似值的渐近显著性(双侧)p=0.000)。

这一研究结果表明，相对于已经采取行动正在寻找机会离开社会工作行业的社会工作者来说，那些已产生离职意愿但还没在寻找机会离开社会工作行业的社会工作者的人数更多，后者是前者的2.5倍多。这是否意味着大多数产生了离职意愿的社会工作者并不会产生实际的行动？或者说，这些想着要离职的社会工作者仅仅只是想想而已？

对此，我们并不这么认为。因为本研究为横断研究设计，因此，我们无法评估那些产生了离职意愿的社会工作者是否真的会采取行动寻找机会离开社会工作行业，有多少离职意愿社会工作者最终会寻找机会离开社会工作行业，当然也无法评估这一过程耗时多长。对这些问题需要开展追踪研究才能获得答案。但本研究所获得的结果的启示意义在于，社会工作机构的管理者应该意识到，每一名正在寻找机会离开社会工作行业的社会工作者的背后，可能还有多于2.5倍的社会工作者也在想着要离开社会工作行业，只不过他/她们还没有采取行动罢了。这对于社会工作机构的管理者意识到问题的严重性会有一定的启示。

(二) 两组人群的特征描述和比较

1. 人口统计学特征

性别。在“是否在寻找机会离开社会工作行业”离职意愿社会工作者中(n=164)，性别差异显著(χ²[1,n=603]=8.40，p<0.01)，而在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的离职意愿社会工作者中(n=439)，男女比例相当。具体而言，前者的男女比例分别为51.8%和48.2%，后者的男女比例则分别为38.7%和61.3%。

年龄。“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者(M=30.80，SD=5.89)比“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者(M=32.03，SD=6.06)更年轻(t=2.13，p<0.05)。

婚姻状况。由于离异(n=5)和丧偶(n=1)的社 会工作者人数较少，因此，在处理数据时，将它们与未婚社会工作者进行合并，并重新定义为“非在婚状态”，将已婚定义为“在婚状态”。数据处理结果表明，两个群体的婚姻状况并不存在显著的差异(χ²[1,n=602]=3.58，p>=0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中(n=104)，处于在婚状态的社会工作者与非在婚状态的社会工作者的比例分别为37.0%和63.0%，而在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，这一比例分别为45.5%和54.5%。

2. 受教育程度和专业背景

受教育程度。两个群体的受教育程度不存在显著的差异(χ²[3,n=594]=4.11，p>0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，高中或中专及以下、大专、本科和硕士研究生及以上的占比分别为1.5%、22.2%、58.0%和9.3%，而在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，这一比例分别为7.2%、2.6%、65.7%和6.5%。

专业背景。在本研究中，不管研究对象的最高学历是什么，只要其在任一学历水平上为“社会工作”专业出身，则视其为科班出身。数据统计分析发现，两个群体在专业背景方面不存在显著差异(χ²[3,n=405]=.16，p>0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，社会工作专业的科班率为44.2%，而在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，社会工作专业的科班率为46.5%。^②

3. 户籍情况

关于户口是否在所工作的城市方面，两个群体不存在显著的差异(χ²[1,n=594]=.29，p>0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中，户口在所工作的城市的比例为73.0%；在“没有在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中，这一比例为75.2%。

4. 职业相关情况

社会工作者职业技能水平证书的持有情况。两个群体的助理社工师(χ²[1,n=576]=.81)和社工师的比例(χ²[1,n=559]=2.21)均不存在显著的差异(p>0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中，获得了社会工作师和助理社会工作师职业技能水平证书的比例分别为25.0%(n=38)和70.2%(n=113)；在“没有在寻找机会离开社会工作行业”社会工作者中，这一比例分别为31.4%和66.3%。

社会工作行业的从业年限。“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者(M=3.18，SD=2.53)比“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者(M=3.97，SD=2.81)拥有更短的工作年限(t=3.30，p=0.001)。

5. 是否为家庭的主要经济来源

两个群体在“是否为家庭经济主要来源”的比例上不存在显著的差异(χ²[1,n=552]=.76，p>0.05)。具体而言，在“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，他们是家庭主要经济来源的比例为37.0%，而在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，这一比例为33.0%。

(三) 两组人群在相关预测因素上的差异

数据分析结果表明，那些“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者比那些“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者的离职意愿更高、职业倦怠更严重、工作满意度更低、职业认同更低、对组织环境的评价更消极；但两个群体在月薪、职业对家庭的影响以及家人态度上并不存在显著的差异(p>.05)。具体结果详见表2。

这一研究结果基本支持了本研究的假设。即那些已经产生了离职意愿并正在寻找新的工作机会的社会工作者与那些虽然产生了离职意愿但没在寻找新的工作机会的社会工作者是两个非常异质/不同的群体，两者在导致员工离职的某些重要变量/因素——离职意愿、职业倦怠、工作满意度、职业认同、对组织环境的评价上存在显著的差异。

虽然有研究将“在因特网上寻找工作机会”“在报纸上寻找工作机会”“发出求职简历”等视为“离职意愿”的测量指标^[5]，但我们认为，不管是在网络上或报纸上寻找工作机会，还是投递求职简历，都属于一种真实发生的行为，它与离职意愿并不是一回事。因此，我们应该将这些“行为”理解为继离职意愿产生后所采取的“行动”。本研究的结果支持这一观点，即这两个社会工作者群体不仅在某些特征(性别结构、年龄、社会工作行业的从业年限)上存在显著的差异，而且他们在离职意愿、职业倦怠、工作满意度、职业认同、对组织环境的评价等预测变量上也存在显著的差异。这揭示着离职意愿社会工作者之所以会寻找工作机会离开社会工作行业，“可能”是因为他/她们的离职意愿更强烈、职业倦怠更高、工作满意度更低、职业认同更低和对组织环境的评价更消极。当然，对这一观点，我们将在后文采用Logistic回归分析做进一步的检验。

综上所述，本研究结果基本支持了本研究的假设：那些已经产生了离职意愿并正在寻找新的工作机会的社会工作者与那些虽然产生了离职意愿但没在寻找新的工作机会的社会工作者是两个异质/不同的群体。这表明Steers 和Mowday的离职模型存在某些不合理的地方。

(四) 是什么因素导致离职意愿社会工作者寻找机会离开社会工作行业

为了探索是什么因素导致离职意愿社会工作者寻找机会离开社会工作行业这个问题，本文将以上分析中两个群体存在显著差异(p<0.05)的变量作为预测变量，进入Logistic回归方程：自变量为性别、年龄、社会工作行业的从业年限、离职意愿、职业倦怠、工作满意度、职业认同和知觉的组织环境8个变量，因变量为“是否在寻找机会离开社会工作行业”(将“没有在寻找机会离开社会工作行业”赋值为0，“正在寻找机会离开社会工作行业”赋值为1)。

结果发现，性别、社会工作行业的从业年限、离职意愿、职业倦怠和职业认同五个自变量有显著的影响，且假设模型的整体检验极其显著(χ²=48.51，p=0.000)，总的预测正确率为74.75%)。具体而言，性别为男性、离职意愿(强)和职业倦怠(严重)提高了离职意愿社会工作者采取行动寻找新的工作机会的概率，而社会工作行业的从业年限(长)和职业认同(强)则降低了离职意愿社会工作者采取行动寻找新的工作机会的概率。具体结果详见表3。

如前所述，如果我们把寻找新的工作机会看作是从离职意愿到离职行为的一个中间阶段的话，那么，可以将表3中具有显著性影响的变量理解为提高/降低了社会工作者真实离职行为的动力性因素。下面我们将对这些因素逐一做简单讨论。

性别。本研究的结果表明，当离职意愿社会工作者的性别为男性时，其采取行动寻找新的工作机会的概率显著高于女性离职意愿社会工作者。我们认为，男性离职意愿社会工作者之所以比女性离职意愿社会工作者更可能采取行动寻找新的工作机会，可能是因为男性比女性更可能在劳动力市场上重新获得工作机会这一社会事实^[7]，使男性意识到成功找到新的工作的机会更大，从而使其比女性更可能采取行动。当然，我们也不怀疑，这也可能是由于男性比女性在行事风格上更果敢和迅速而导致的结果。

社会工作行业的从业年限。本研究的结果表明，社会工作行业的从业年限越长，离职意愿社会工作者采取行动的概率就越低。这可能是因为，社会工作行业的从业年限越长的离职意愿社会工作者，其在机构(甚至也包括社会工作行业)中的地位、薪酬、福利待遇等就越高，他/她与同事也可能形成了更为牢固的情感和心理联结，因此，当他/她思考要不要采取行动以离开社会工作行业这一问题时，他/她面临的机会成本和心理成本可能也越高^[3]，就越可能犹豫不决，无法快速地采取行动，甚至可能不会采取行动。

离职意愿。虽然本研究中调查对象在离职意愿上的得分差异极小——“比较想”(4分)与“非常想”(5分)之间仅相差1分，但本研究的结果表明，这种极小的差异对离职意愿社会工作者是否采取行动寻找新的工作机会产生了最重要的影响(Exp(B)=1.86，为最大)。这一结果与“离职意愿先于离职行为”模型是一致的(详见前文)：离职意愿越强烈的社会工作者，越可能积极地采取行动寻找新的工作机会，以期早点离开原来的机构/社会工作行业。

职业倦怠。当我们把职业倦怠(和离职意愿)理解为社会工作者离职的推力因素时，本研究结果意味着，当离职意愿社会工作者的情绪越衰竭，工作态度越差，成就感越低时，这种状态就越可能推动其采取行动寻找新的就业机会以离开社会工作行业。这一研究结果与史洪波(2013)的研究结果是一致的^[17]。

职业认同。本研究的结果表明，如果离职意愿社会工作者对社会工作职业的承诺、身份自豪感越强烈，越可以降低其采取行动寻找新的就业机会以离开社会工作行业的概率。这一研究结果与国内外关于社会工作者离职倾向的研究发现是一致的^[8,16-19]：对社会工作职业的积极认同或评价有助于降低社会工作者离职的风险，或减缓这一过程。

四、研究结论与启示

通过对正在寻找机会离开社会工作行业的离职意愿社会工作者与没有在寻找机会离开社会工作行业的离职意愿社会工作者的比较，本研究发现，前者比后者更年轻、在社会工作行业的从业年限更短、离职意愿更强烈、职业倦怠更高、工作满意度更低、职业认同更低和对组织环境的评价更消极。进一步的Logistic回归分析发现，性别、社会工作行业的从业年限、离职意愿、职业倦怠和职业认同五个因素提高了离职意愿社会工作者采取行动寻找机会离开社会工作行业的概率。这一研究结果支持以下理论主张：员工产生离职意愿并采取行动以寻找机会离开社工行业可能是诸多因素产生累积性影响的过程，它并非如Steers 和Mowday的离职模型所假设的，仅仅是一个个体差异的问题。

本研究结果的启示主要有三点。

首先，社会工作机构的管理者要对与社会工作者离职相关联的可见因素保持敏感性。本研究的结果表明，当离职意愿社会工作者的性别为男性、社会工作行业的从业年限更短时，这会增加其寻找机会以离开社会工作行业的风险。也就是说，为了减少社会工作者流失的可能性，社会工作机构的管理者可能要关注那些工作经验更少(或工作年限更短)的男性社会工作者。

其次，本研究的结果表明，离职意愿更强烈，职业倦怠更严重，职业认同更低三个预测变量增加了离职意愿社会工作者采取行动寻找机会以离开社会工作行业的风险。这似乎表明，社会工作者离职是多个因素累积的结果，它并不是突然发生的。因此，社会工作机构的管理者在日常的管理中就应该关注社会工作者的离职意愿、职业倦怠、职业认同等，以防止其持续恶化。需要指出的是，虽然以上三个变量从表面上看起来是个体水平的变量，但我们应该理解其背后的环境性因素。也就是说，社会工作机构的管理者应该认识到，在预防社会工作者离职这件事上，不仅仅要努力去改变社会工作者个体，可能还需要进行组织变革，比如，通过组织变革来提高社会工作者的工作满意度和对组织环境的评价等，以降低社会工作者的离职意愿、职业倦怠，提升其职业认同等。

第三，社会工作机构的管理者需要思考一个问题：那些想要离职却没有采取行动(甚至永远都不会采取行动)的社会工作者，是一些怎样的员工？这些人会不会对机构的组织文化造成负面的影响(如背后说风凉话、磨洋工、不认真对待服务对象、不维护甚至破坏机构的形象和利益等)，从而成为害群之马？本研究的结果表明，相对于那些已采取行动正在寻找机会离开社会工作行业的离职意愿社会工作者来说，那些已产生离职意愿但还没有在寻找机会离开社会工作行业的社会工作者的人数更多，后者是前者的2.5倍多。因此，社会工作机构的管理者需要认真评估这一问题，并采取相应的行动。

五、研究局限

本研究主要有两个局限。第一，本研究为横断研究，仅仅选取了一个时间点的数据来推断离职意愿社会工作者的离职行为，这不够准确。考虑到离职是一个过程^[14]，且时间点不同，各变量的影响可能也会发生变化这一事实^[18]，我们认为，如果能够进行追踪研究，探索出不同时间点下的离职意愿社会工作者采取行动以寻找新的工作机会离开社会工作行业的稳定风险因素或原因变量，或许可以为社会工作机构应对社会工作者流失提供更丰富的信息和启示。第二，对离职意愿、是否在寻找机会离开社会工作行业、家人态度和职业对家庭生活的影响四个变量的测量仅仅采用1道测题来完成，使得测量的信度和效度无法得到充分的保证。因此，日后的研究应该研发或采用多测题的测量工具来开展研究，以提高研究结果的可靠性。

注释

① 我们不否认，在现实中，确实存在一些社会工作者，他/她们离职行为的顺序可能有些不同：在离职意愿的推动下，他/她们选择先离职，然后再寻找新的工作机会。但“从统计意义”上讲，“大多数人”应该会遵循“产生离职意愿、寻找(新的)工作机会、离职”这样一个过程来采取行动，因为它更符合人类在离职过程中面临未知风险时，所体现出的有计划的理性。

② 此处缺失数据较多。在“正在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，缺失n=61(占总研究对象的37.0%)。如果将缺失数据考虑进来的话，其科班率为27.9%；在“没有在寻找机会离开社会工作行业”的社会工作者中，缺失n=138(占总研究对象的31.4%)。