◎徐道稳 内容提要 离职倾向包括业外离职倾向和业内离职倾向。调查研究发现，职业认同 对业外离职倾向有较大影响，由人口学因素、收入因素和职业认同因素构成的回归模型 对业外离职倾向有较强的解释力和较好的预测效果，对业内离职倾向则不然。在业外离 职倾向模型中，性别、学历和收入因素对离职倾向有显著影响，但是影响最大的因素还是 职业认同。在职业认同因素中，除职业能力因子外，职业荣誉、职业忠诚、职业地位和职 业前景四个因子对离职倾向均有显著影响，其中职业忠诚因子影响最大。这一研究结果 启示我们，应当通过职业制度体系建设，逐步扩大社工的职业发展空间，提高社工的职业 地位，增强社工的职业荣誉感和职业忠诚感。 关键词 社会工作者 职业认同 业内离职倾向 业外离职倾向 （中图分类号）Ｃ９１６．２［文献标识码］Ａ【文章编号￣０４４７—６６２Ｘｆ２０１７）ｏ６—０】ｌ】一嬲 一、研究背景 经过多年的探索，深圳社会工作事业取得长足发展，但是也面临一些矛盾和问题，亟需从制度和政策层 面加以解决。近年来，居高不下的社工流失率一直是困扰深圳社会工作发展的突出问题。２００８年，深圳社 工流失率仅为８．２％，但此后逐年攀升，２０１３年达到１９．８％，２０１４年高达２２．２％。２０１５年虽降至１８．８％，但 仍维持在高位。 社工的大量流失无疑对整个社会工作事业造成巨大伤害，应当引起研究者的高度重视。学 术界对职业流动的研究比较关注职业认同和离职倾向。关于职业认同和离职倾向，应用心理学和人力资源 管理领域有许多研究成果，但是社会工作领域对其研究较少。 现有文献对职业认同和离职倾向的研究主要集中在以下方面：一是如何测量？研究者运用不同的理论 从不同的角度设计了职业认同量表。安秋玲根据自我认同理论，参考职业倦怠与职业承诺量表，从价值与 情感体验、规范承诺、职业认知三个方面设计社会工作者职业认同量表； 王惠卿从对职业的统一性认知、连 续性认知、情感性认同和价值性认同四个方面设计社会工作者职业认同量表。 二是影响因素有哪些？研究 者主要研究了影响职业认同的人口学因素和工作因素。安秋玲认为，年龄、学历、人际关系满意度、工作环 境、家人支持度以及人格因素影响社会工作者的职业认同。赵西萍等研究发现，工作满意感、晋升机会满意 基金项目：国家社会科学基金重点项目“中国社会工作职业化制度体系研究”（１６ＡＳＨ０１０） ①社工流失率数据由深圳市社会工作者协会提供。 ②安秋玲：《社会工作者职业认同的影响因素》，《华东理工大学学报》（社会科学版）２０１０年第２期。 ③王惠卿：《社会工作者职业认同的结构与测量》，《四川理工学院学报》（社科版）２０１３年第４期 ／、又：瓤Ｉ冬２０１７年第６期 感、职业生涯开发压力、感情承诺和对报酬的满意感对员工离职倾向有显著影响。①三是影响效果如何？关 于影响效果，国外研究表明，比较而言，职业认同度高的员工在工作中表现出更多的自信，更能积极地调整 情绪以应对工作上的变化，克服工作中的困难，也更能获得职业上的成功。②离职倾向对员工实际离职行为 的预测具有重要意义。Ｍｏｂｌｅｙ等研究表明，员工的离职倾向与其实际离职行为有显著相关关系，是实际离 职行为的最佳预测值。⑧ 本文将借鉴现有研究成果对职业认同和离职倾向的测量，重点关注社工群体的离职倾向，并把离职 倾向和职业认同联系起来。本文把离职倾向分为业内离职倾向（即从本社工机构跳到其他社工机构的倾 向）和业外离职倾向（即从社工行业跳到其他行业的倾向），具体研究的问题包括：社工群体的离职倾向 究竟有多大？离职倾向呈现出哪些特点、受哪些因素影响？特别要研究社工的职业认同对其离职倾向有 何影响？ 二、研究假设、数据与方法 １．研究假设 本文的研究假设是在参考现有研究成果以及观察和访谈的基础上提出的。无论是职业认同研究还是 离职倾向研究，员工的人口学特征是研究者考虑的基本影响因素。据此，本文提出假设１：社工的人口学特 征对离职倾向有显著影响，其中，男性的离职倾向比女性强；未婚的比已婚的强；高学历的比低学历的强；非 社工专业的比社工专业的强。 社工收入低常常被认为是社工高流失率的重要原因。笔者在访谈中也常有社工抱怨收入低而且发展 空间狭小。在考虑收入因素时，笔者认为，收入落差即社工的期待收入与实际收入之问的差距有可能影响 其离职倾向。基于此，本文提出假设２：收入水平对离职倾向有显著影响，收入越低离职倾向越强，收入落差 越大离职倾向越强，反之亦然。 现有研究成果很少把离职倾向和职业认同联系起来。笔者在观察和访谈中体会到，社工的行业特点决 定了职业认同可能是影响社工离职倾向的重要因素。在我国，社会工作是一个新兴的社会服务行业，目前 为服务对象提供的多是无偿服务，所需资金包括社工工资几乎全部来自政府资助。另外，社会工作职业具 有独特的价值指向和专业技巧，以至许多人认为“社会工作是一项职业化的助人活动”。在当前的职业环境 中，如果没有高度的职业认同，长期从事社会工作是不可思议的。据此，本文提出假设３：职业认同度越高离 职倾向越低。反之亦然。 ２．数据与方法 本文使用的数据来自笔者在２０１５年暑期做的“深圳社会工作者职业状况调查”。该调查约按深圳社工 从业人员的１０％确定样本容量，随机抽取１３家社工机构，根据每个机构的规模分配样本，共发放问卷４５０ 份，实际回收有效问卷４１７份。在调查样本中，男性占３成，女性占７成；本科以上学历占８１．５％；８５％的调 查对象年龄在３０岁以下，平均年龄为２７岁，中位数为２６岁；社工在大学阶段主修的专业比较分散，主修社 工专业的占５６．８％，其他专业包括社会学、心理学、管理学、法学，甚至还有会计学和英语等专业。样本的结 构与深圳市社会工作者协会发布的社工行业总体状况比较一致。样本的基本情况如表１。 ①赵西萍、刘玲、张长征：《员工离职倾向影响因素的多变量分析》，《中国软科学）２００３年第３期。 ②高艳、乔志宏、宋慧婷：《职业认同研究现状与展望》，《北京师范大学学报》（社科版）２０１１年第４期。 ③Ｍｏｂｌｅｙ Ｗｉｌｌｉａｍ Ｈ．，Ｇｒｉｆｅｔｈ Ｒｏｄｇｅｒ Ｗ．，Ｈａｎｄ Ｈｅｒｂｅｒｔ Ｈ．ａｎｄ Ｍｅｇｌｉｎｏ Ｂ．Ｍ．，“Ｒｅｖｉｅｗ ａｎｄ Ｃｏｎｃｅｐｔｕａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｔｈｅ Ｅｍｐｌｏｙｅｅ Ｔｕｒｎｏｖｅｒ Ｐｒｏｃｅｓｓ，”Ｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌ Ｂｕｌｌｅｔｉｎ，ｖｏ１．８６，ｎｏ．３，１９７９，ＰＰ．４９３～５２２． 社会工作者职业认同和离职倾向研究——基于对深圳市社会工作者的调查 表１调查样本的基本情况（Ｎ＝４１７） 基本信息 取值及百分比 性别 年龄 婚姻状况 户口 教育程度 主修专业 岗位类别 男３０．７％ ２５岁或以下４１．２％ 未婚６５％ 本市户口４０．５％ 大专或以下１８．５％ 社会工作５６．８％ 一女６９．３％ ２６—３０岁４４．４％；３０岁以上１４．４％ 已婚３５％ 非本市户口５９．５％ 本科或以上８１．５％ 非社会工作４３．２ 督导人员６．５％ 其他人员１．９％ 线人员６４．１％ 管理人员２７．５％ 数据分析使用ＳＰＳＳ２１．０，分析方法主要是因子分析和Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归分析。在回归分析中，本文试图构建 离职倾向的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型，模型的表达式为：Ｌｏｇｉｔ（Ｐ）：ｐｏ＋ｐ ｘ ＋ｐ２ｘ２＋ｐ３ｘ３＋…＋ｐ ｘ ＋８。 其中Ｐ为未来一年内离职的可能性，Ｂ是回归系数的估计值，ｅ是误差项。模型的因变量是“未来一年离开 社工行业的可能性”和“未来一年离开社工机构的可能性”，都是二分变量；自变量包括人口学特征、收入水 平、收入落差和职业认同。 三、职业认同描述分析 关于职业认同的测量，不同的学者基于不同的理论作了不同的设计，例如，有的是三维度设计，有的是 四维度设计。笔者认为，职业认同是从业者对将要从事或正在从事的职业于心理上的认可和赞同。不管是 三维度设计还是四维度设计，职业认同量表都是围绕关于某种职业的观念、态度、情感和行为倾向而展开 的。基于此，笔者设计了一个包含２２个变量的职业认同量表。通过共同度分析，删除了其中共同度小于 ０．４的两个变量，最后得到包含２０个变量的职业认同量表，如表２。 表２职业认同量表的共同度分析 变量名称 做一名优秀社工是我的愿望 如果有其他就业机会我仍然选择社工 尽管有困难我仍坚持选择社工 社工是我的过渡 社工是令人尊敬的职业 社工受到尊重和好评 共同度 ．６１５ ．７３９ ．７４７ ．４８９ ．６１６ ．７３４ 变量名称 不看好社工前途 做社工感到光荣 社工给我成就感 帮助服务对象我感到快乐 我掌握了社工理论 我掌握了社工技能 共同度 ．５７６ ．７１３ ．６３５ ．６５４ ．７１９ ．８２３ 社工地位正逐步提高 社会认可度在提高 社工发展空问太小 社工晋升机制不健全 ．８２４ ．７７９ ．７３４ ．６６０ 我工作得心应手 我与服务对象互动良好 我与同事关系良好 社工使我发挥潜能 ．６７０ ．６８２ ．５１ｌ ．５８３ 统计表明，职业认同量表的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ Ａｌｐｈａ系数为０．８７，说明该量表有较高的信度。对上述量表作 ＫＭＯ和Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形检验，结果ＫＭＯ统计量的值为０．８５４，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形检验的显著水平小于０．００１，说明职 业认同量表中的各变量之间的相关性较强，有较好的内容效度，适合做因子分析。 表３职业认同量表的因子分析 因子 ｌ ２ 总计 ６．２３７ ２．８７３ 原始平方和负载 解释变异％ ３１．１８４ １４．３６３ 累计％ ３１．１８４ ４５．５４７ 总计 ３．３８７ ２．９０７ 旋转平方和负载 解释变异％ １６．９３５ １４．５３４ 累计％ １６．９３５ ３Ｉ．４６８ ３ ４ ５ １．９２３ １．３３３ １．１３６ ９．６１７ ６．６６５ ５．６８２ ５５．１６３ ６１．８２８ ６７．５１０ ２．８９０ ２．５６６ １．７５２ １４．４５１ １２．８３０ ８．７６１ ４５．９２０ ５８．７４９ ６７．５１Ｏ ／、又瓤．参 ２０１７年第６期 通过主成分分析，可以从职业认同量表中提取５个因子，其累计负载平方和达到６７．５％，即５个因子的 累计解释力为６７．５％，见表３。通过旋转因子矩阵，可以发现因子１和因子２分别包含５个变量，因子３包含 ４个变量，因子４和因子５分别包含３个变量，见表４。根据每个因子对应变量的内容和特点，可将５个因子 分别命名为：职业能力、职业荣誉、职业忠诚、职业地位、职业发展。 表４旋转因子矩阵 因子１ 因子２ 因子３ 因子４ 因子５ 我掌握了社工技能 我掌握了社工理论 我工作得心应手 ．８９３ ．８２４ ．７９３ 我与服务对象互动良好 我与同事关系良好 做社工感到光荣 帮助服务对象我感到快乐 社工是令人尊敬的职业 ．７５３ ．５８７ ．７７３ ．７２６ ．７ｌ７ 社工给我成就感 社工使我发挥潜能 尽管有困难我仍坚持选择社工 如果再做选择我仍然选择社工 做一名优秀社工是我的愿望 社工是我的过渡 ．６７４ ．４４９ ．８３８ ．８２０ ．７０８ ．６６２ 社工地位正逐步提高 社会认可度在提高 社工受到尊重和好评 ．８７０ ．８２６ ．８０２ 社工发展空间太小 社工晋升机制不健全 ．８３９ ．７９０ 不看好社工前途 ．５２６ 计算职业认同及其各因子的平均得分，可得职业认同总分的平均值为３．３３分，说明社工群体的职业认 同整体偏积极；在各因子中，职业能力因子得分最高，达３．８６分，职业前景因子得分最低，仅有２．２３分，职业 地位因子得分次低为３．１９分，表明社工群体对自身的职业能力较有信心，但是对社工职业地位的认同度较 低，对社工的职业前景尤其不看好。即使在这种情况下，社工的职业忠诚度还较高，达到３．６２分，见表５。 表５职业认同各因子得分（Ｎ＝４１７） 极小值 职业能力因子 １．４０ 极大值 ５．００ 均值 ３．８５８０ 标准差 ．６０１４３ 职业荣誉因子 职业忠诚因子 职业地位因子 职业前景因子 职业认同总分 １．ｏ０ １．００ １．００ １．０ｏ １．１６ ５．００ ５．００ ５．００ ４．３３ ４．８３ ３．７６３５ ３．６１６３ ３．１９１０ ２．２３３４ ３．３３２５ ．６８７５４ ．７８９２１ ．８７７９７ ．７０３６１ ．４８７０６ 进一步分析发现，在职业能力因子得分上，性别、婚姻状况、学历、专业等因素没有显著差异，但不同岗位 之间有显著差异，一线社工得分比督导和管理层低０．１１分。在职业忠诚因子上，婚姻状况和专业背景有显 社会工作者职业认同和离职倾向研究——基于对深圳市社会工作者的调查 著差异。未婚社工平均得分比已婚的低０．２６分，非社工专业的平均得分比社工专业的低０．２分，说明已婚 社工和具有社工专业背景的具有更高的职业忠诚度。在职业地位因子上，学历和专业背景有显著差异。专 科的平均得分比本科高０．２６分，非社工专业的平均分比社工专业高０．１８分，说明专科学历和非社工专业的 社工对职业地位的认同度更高。在职业前景因子上，只有学历因素有显著差异，专科的平均得分比本科高 ０．２１分，说明专科社工更看好社工的发展前景。 四、离职倾向和离职行为分析 与职业认同相比，研究者对离职倾向的测量更趋一致。离职倾向量表大体包括三个问题：明年我很可 能积极地去找一份新工作；我经常想着离职；我明年有可能找到一份新工作。①本文把离职倾向分为业内离 职倾向和业外离职倾向，结合Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型的要求，用两个指标来测量离职倾向，即“在未来一年内，跳 到其他社工机构的可能性和跳到其他行业的可能性”。这个问题在问卷中设计了四个选项“很小、比较小、 比较大、很大”，但是在做Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归时将其合并为“可能性小、可能性大”两个选项。两种离职倾向的统计 结果如表６。 表６社会工作者离职倾向（％，Ｎ＝４１７） 很小 跳到其他机构的可能性 ３１．９ 比较小 ３０．０ 比较大 ２８．３ 很大 ９．８ 合计 １００ 跳到其他行业的可能性 ２８．５ ２２．１ ２９．５ １９．９ １００ 如果把离职可能性很小和比较小定义为弱离职倾向，把离职可能性比较大和很大定义为强离职倾向， 那么在调查样本中，业内离职倾向强的比例为３８．１％，业外离职倾向强的比例高达４９．４％。这表明，在调查 样本中，社工的业内离职倾向和业外离职倾向都较强，特别是业外离职倾向（即流失倾向）很强。进一步从 人口学因素分析发现，男性社工的强流失倾向（５９．４％）高于女性（４５．０％），本科或以上学历的强流失倾向 （５０．９％）高于专科或以下（４２．９％），非社工专业的强流失倾向（５６．１％）高于社工专业（４４．３％）。 离职倾向只是人们离开本职工作的一种心理意愿，还不是离职行为，那么社工的实际离职行为如何？ 统计表明，调查对象在社工职业生涯中换过工作的比例是３６％，其中换过１次工作的占１９．２％，换过２次或 以上的占１６．８％。不同学历和岗位的社工之间，离职行为有显著差异。专科或以下换过工作的比例（４０％） 高于本科或以上（３５％），督导和管理人员换过工作的比例（４５．７％）高于一线工作人员（２８．９％）。 根据调查对象的工作年限可以计算社工的平均流动频率，即平均而言每人每年换工作的次数。调查对 象在深圳社工行业工作１年或以下的占３５．５％，工作２年的占２５．２％，工作３年的占１６．３％，工作４年或以 上的占２３．Ｏ％。就全部调查对象而言，平均流动频率为０．３次／人年；就换过工作的社工而言，平均流动频 率为０．８２次／人年。 关于离职原因，问卷设计了９个选项可供多选。统计表明，“工资太低”以近５０％的比例位居第一，“无 发展机会”和“不认同机构管理方式”位列第二、第三位，详见表７。工资太低和无发展机会已被经常提及而 且也是事实，但是机构管理方式很少被关注。笔者在调查中发现，部分社工机构的管理方式家族化倾向严 重，有的就是“夫妻店”。按照登记管理机关的要求，每个社工机构都设有理事会，但是实际上理事会被虚 置，理事不“理事”的现象比较普遍。有学者把这种管理方式总结为“社会组织的卡理斯玛化”。②卡理斯玛 ①徐辰雪：《员工离职倾向研究进展综述》，《经营与管理）２０１４年第４期。 ②崔月琴、袁泉、王嘉渊：《社会组织治理结构的转型——基于草根组织卡理斯玛现象的反思》，《学习与探索））２０１４年第７期。 厶又瓤．参 ２０１７年第６期 化的管理方式提示我们，治理社工的高流失率不仅要从待遇和发展机会着手，而且也要关注社工机构的治 理结构改革。 表７社工离职原因分析（Ｎ＝１５０） 离职原因 工资太低 无发展机会 响应次数 ● 响应百分比 ２３．Ｏ％ １９．６％ 个案百分比 ４９．３％ ４２．０％ ７４ ６３ 不认同机构管理方式 其他原因 家庭原因 ４９ ３９ ２９ １５．２％ １２．１％ ９．０％ ３２．７％ ２６．０％ １９．３％ 工作太累 不认同机构价值观 工作条件差 人际关系不好 合计 ２８ ２４ １１ ５ ３２２ ８．７％ ７．５％ ３．４％ １．６％ ｌ００．０％ １８．７％ １６．０％ ７．３％ ３．３％ ２１４．７％ 五、离职倾向的影响因素分析 如前所述，离职倾向包括业外离职倾向和业内离职倾向，因此对离职倾向的影响因素分析也分两种情 形来讨论。先分析业外离职倾向。为了清楚地看出人口学因素、收入因素和职业认同因素对离职倾向的影 响，笔者把这三组变量先后纳入Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型，得出三个模型，如表８。 在模型一中，性别、教育状况、主修专业和工作岗位四个变量对离职倾向有显著影响。加入收入因素后， 即在模型二中，主修专业的影响不再显著，收入因素中也只有月收入对离职倾向有显著影响，期待收入和实 际收入之差对离职倾向没有显著影响。加入职业认同因素后，即模型三中，工作岗位的影响不再显著，月收 入影响的显著性也下降了。在职业认同的５个因子中，职业能力的影响并不显著，其他４个因子对离职倾向 的影响非常显著。 从模型三的参数可知，男性的离职倾向显著高于女性，其离职倾向发生比是女性的２倍；专科或以下学 历的离职倾向明显低于本科或以上，其离职倾向发生比只有本科或以上学历的４８．６％。至此，假设１中的 性别和教育状况的判断得到验证，而关于婚姻状况和主修专业的假设没有得到验证。在收入因素中，只有 月收入的影响显著，月收入每增加１００元离职倾向的发生比下降３％；而收入落差每增加１００元离职倾向的 发生比上升１．７％，但是检验并不显著。至此，假设２中关于月收入的假设得到验证，关于收入落差的假设 没有得到验证。在职业认同因素中，除职业能力因子外，其余４个因子对离职倾向都有显著影响，而且影响 方向相同，即职业认同度越高离职倾向越低，其中职业忠诚因子对离职倾向的影响最大。至此，假设３即关 于职业认同的假设除职业能力因子外其他因子均得到验证。 根据表８中的ＨＬ检验值，三个模型的Ｈｏｓｍｅｒ和Ｌｅｍｅｓｈｏｗ检验显著水平均大于０．０５，说明简约模型与 饱和模型之间没有显著差异，即模型的拟合优度较好。加入收入因素后，模型的伪决定系数从０．１０２增加到 ０．１４３，加入职业认同因素后，伪决定系数猛增至０．４６６，说明职业认同因素在模型中的作用非常明显。从模 型的预测效果看，模型三对离职可能性大的社工，预测正确率为７７．８％，对离职可能性小的社工，预测正确 率为８２％，整体预测正确率为８０％。这说明模型的预测效果较好。 社会工作者职业认同和离职倾向研究——基于对深圳市社会工作者的调查 表８业外离职倾向的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型（Ｎ＝４１７） 模型一 樽 二 模 Ｂ 性别 男性 年龄 婚姻状况 未婚 户籍状况 本市户口 教育状况 专科或以下 主修专业 社会工作 工作岗位 线人员 月收入 月收入落差 职业能力因子 职业荣誉因子 职业忠诚因子 职业地位因子 职业前景因子 常数项 一Ｅｘｐ（Ｂ） １．９５４ ．９７９ Ｂ ．６８７… 一．Ｏｌ４ Ｅｘｐ（Ｂ） １．９８８ ．９８６ Ｂ ．６９８ ．０１１ Ｅｘｐ（Ｂ） ２．００９ １．０ｌｌ ．６７０… 一．０２１ ．３２７ １．３８７ ．２６５ １．３０３ ．０１１ １．０１１ ．２１８ 一．５４０ 一．４８９ ．６８１… １．２４３ ．５８３ ．６１３ １．９７５ ．２０１ 一．８ｌ０… 一．３２６ ．２４７ 一．０４９… ．０１５ １．２２３ ．４４５ ．７２２ １．２８１ ．９５２ １．Ｏ１５ ．１８５ 一．７２１ 一．２０６ ．２１４ 一．０３２ ．０１７ ．００５ 一．３５３… 一１．５９５… 一．３０３… 一．３６１… ．４２７ ．４６６ １．２０３ ．４８６ ．８１４ １．２３９ ．９６９ １．０１７ １．００５ ．７０３ ．２０３ ．７３９ ．６９７ １．５３２ ．０４２ ．１０２ １．０４２ １．６８０ ．１４３ ５．３６５ Ｎａｇｅｌｋｅｒｋｅ Ｒ ＨＬ检验ｓ 模型正确预测率 ０．３７０ ６２．８％ ０．２３９ ６４．３％ ０．２１０ ８０％ 注：性别以女性为参照，婚姻状况以已婚为参照，户籍状况以非本地户口为参照，教育程度以本科或以上为参照，主 修专业以非社会工作专业为参照，工作岗位以管理层为参照，月收入以百元为单位，月收入落差是指实际月收人与期待 月收入之间的差异，也以百元为单位。 表示ｓｉｇ＜０．１，一表示ｓｉｇ＜０．０５，…表示ｓｉｇ＜０．Ｏ１。 下面再分析业内离职倾向。把人口学因素、收入因素和职业认同因素纳入Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型，可以发现 大部分变量对离职倾向没有显著影响，只有月收人和职业荣誉因子有显著影响。根据表９，月收入每增加 １００元离职倾向发生比下降２．５％；职业荣誉得分越高离职倾向越低，每增加１分离职倾向发生比下降２８％。 这说明在业内离职倾向回归模型中，假设１没得到验证，假设２中的月收入影响得到验证，而收入落差的影 响没有得到验证，假设３中只有职业荣誉因子的影响得到验证。值得注意的是，该模型的ＨＬ检验说明模型 的拟合优度较好，但是模型的伪决定系数很低，其正确预测率仅为６０．６％，说明模型的精度不高，对业内离 职倾向的解释力不高。 表９业内离职倾向的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型（Ｎ＝４１７） Ｂ 性别 一．０９６ 月收入 一．０２５ 月收入落差 一．００６ 职业能力因子 一．０５７ 职业荣誉因子 一．３２８ 职业忠诚因子 ．０５３ 职业地位因子 一．１１７ 职业前景因子 一．１４９ 常量 ．７３３ Ｎａｇｅｌｋｅｒｋｅ Ｒ ＝０．０６ Ｓ．Ｅ． Ｗａｌｓ ．２２９ ．１７５ ．０１１ ５．３３４ ．０ｏ９ ．４３４ ．１０５ ．２９８ ．１０９ ９．１４６ ．１１０ ．２３１ ．１０５ １．２４８ ．１０６ １．９７４ ．６０７ １．４５８ ＨＬ检验ｓｉｇ＝０．２２４ Ｓｉｇ． Ｅｘｐ（Ｂ） ．６７５ ．９０９ ．０２１ ．９７５ ．５ｌ０ ．９９４ ．５８５ ．９４４ ．００２ ．７２０ ．６３１ １．０５４ ．２６４ ．８８９ ．１６０ ．８６２ ．２２７ ２．０８１ 模型正确预测率６０．６％ ／、又瓤．参 ２０１７年第６期 六、结论及其政策意涵 通过因子分析和Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归分析，本文得出如下结论：第一，调查样本的职业认同水平整体偏积极，其 中职业能力因子得分最高，达３．８６分，其余因子得分依次是职业荣誉、职业地位、职业忠诚和职业前景。值 得注意的是，职业前景因子平均得分仅为２．２３分。调查对象对社工的职业前景普遍不看好。 第二，调查对象的业内离职倾向和业外离职倾向都比较强，特别是业外离职倾向（即流失倾向）强的比 例高达４９．４％，即有近一半的调查对象在未来一年内离开社工行业的可能性很大。调查对象的实际流动率 也较高，其中换过工作的比例达到３６％，换过２次或以上的占１６．８％。管理层换工作的比例高于一线员工。 第三，业外离职倾向的回归模型解释力较好，预测的准确性较高，而业内离职倾向的回归模型则相反。 职业认同是从业者对所从事的职业在心理上的认可和赞同。如果职业认同度低，那么从业者自然更倾向于 离开这个行业；在同一行业内流动的情况下，从业者的离职行为可能源自收入太低或对用人单位的不满等 因素。如果这个认识有道理的话，那么，职业认同对业外离职倾向就具有较好的解释力，对业内离职倾向则 不然。这说明需要寻找新的变量构建新的模型来解释业内离职倾向。 第四，在业外离职倾向模型中，性别、学历和收入因素对离职倾向有显著影响，但是影响最大的因素还 是职业认同。在职业认同因素中，除职业能力因子外，职业荣誉、职业忠诚、职业地位和职业前景４个因子对 离职倾向均有显著影响，其中职业忠诚因子影响最大。 离职倾向受职业认同的影响，而职业认同是某种职业的客观现实在从业者心理上的主观反映，因此要 稳定社工队伍，减少社工流失，必须要改变社工行业和职业中的某些现实状况。从政策角度看，可从以下几 个方面着手： 第一，尊重社会工作的专业品格。许多地方把发展社会工作与社会建设和社会治理创新联系起来，过 分强调社会工作的工具性价值，忽视社会工作者的主体性和专业性，导致社工缺乏荣誉感和尊严感。社会 工作和社会治理都是社会建设的重要环节，两者既相互联系又相对独立，不能把社会工作视为社会治理的 附属物。社会工作具有独立的专业品格、价值追求和知识体系，社会工作者的主体性和专业性应当得到制 度设计者和政策制定者的尊重。 第二，构建社会工作职业化的制度体系。职业制度体系建设是推进社会工作职业化的核心内容，是提 高职业认同、降低离职倾向的根本举措。职业评价制度、薪酬福利和晋升制度、继续教育制度是职业制度体 系的三根支柱。通过制度体系建设，逐步扩大社工的职业发展空间，提高社工的职业地位，增强社工的职业 荣誉感和职业忠诚感。 第三，完善社工机构内部治理结构。一方面，从法律和政策层面要求社工机构建立现代社会组织治理 结构，确保社工机构在价值理念、服务模式和管理方式上符合现代公益事业的特点和方向。另一方面，社工 机构的创办者或负责人要认识到卡理斯玛化的治理结构终将阻碍社工事业的发展，要把管理方式和机构文 化建设联系起来，通过事业留人、感情留人、文化留人来稳定社工队伍，促进机构发展。 作者单位：深圳大学心理与社会学院 责任编辑：秦开凤