中国社工的离职倾向及其影响因素研究*

曾守锤,李 筱,何雪松,陈 魏

(华东理工大学 社会工作系，上海 200237)

一、导言

在政府的大力推动和部署下(毛英，2010)，中国社会工作的职业化取得了迅猛的发展，这不仅体现在社工机构和社工岗位的快速增加，也体现在持证社工数量的快速增长(闫微，童敏，罗敏敏等，2016)。但与此同时，中国社会工作的职业化也暴露出了一些问题(彭善民，2009)，比如，社工的专业化背景成色不足(张乐天、张粉霞，2002；彭鑫，2009)、政府控制对社会工作的专业自主性构成了威胁(殷妙仲，2011；朱健刚、童秋婷，2017)、社工队伍不稳定，离职/流失率较高等(方英，2015；黄晓玲，2015；姜伦，2014；史洪波，2013)。本研究主要关注的是社工的离职/流失问题。

据报道和研究，社工离职/流失是全国各省区的一个普遍现象。比如，根据深圳市社工协会的报告，2008—2014年深圳市社工的流失率一直在稳步上升，从2008年的8.2%上升到2014年的22.2%。2015年，深圳市社工的流失率虽然较上一年度有所下降，但依然达到18.08%，而且88%的离职社工不再从事社工行业(转行)。除此之外，北京、上海、南京(李学会，2016)、广州(方英，2015)、福建(陈凯燕，2015)等地社工的离职率也在20%左右。注根据后文表1和表2的数字计算而得(n=74)。

那么，社工为什么要离职呢？

研究发现，个体在离职前总会先产生离职的想法(离职倾向)，即，离职倾向是实际离职行为的前置原因变量(曹雨平，2005；Wermeling，2013)。这被称为“离职倾向先于离职行为”模型(the “intent precedes leaving” model)(Wermeling，2013)。于是，在实际研究中，关于离职行为的研究在“很大程度上”就转化为对离职倾向的研究(Wermeling，2013)[注]注意，这里使用“很大程度上”这一限定词，即，对离职倾向的研究并不能完全替代对离职行为的研究。毕竟，有离职倾向并不等同于会发生离职行为，具体请参阅离职的理论模型(雷娟娟，2009；谢晋宇，王英，1999a，b；张勉、李树茁，2002)。但无论如何，要研究离职行为，则必须研究离职倾向。。即，研究者所要回答的问题是，是什么因素导致了社工“想要”离职？不仅如此，对“离职倾向”的研究具有超越对离职行为研究的独特贡献，具体体现在两个方面：其一,离职倾向比实际的离职行为能更好地反映组织的管理水平。比如，假设某组织中员工的离职倾向很高，但由于受经济大环境的影响，该组织所在行业的失业率较高，在这种情况下，该机构的真实离职发生率可能是非常低的。这样，这种低的离职行为发生率就会掩盖该组织存在的管理问题(雷娟娟，2009)。相反，如果以离职倾向作为因变量来开展研究的话，就可以解释该组织所存在的管理问题。其二，由于离职倾向是离职行为的一个先导变量和预警指标，因此，对离职倾向的了解有助于防患未然，可以为减少组织的真实离职行为起到预警和预防作用。

二、文献综述

(一)国外文献综述

研究发现，美国社工的离职倾向处于非常高的水平，证据主要来自两个方面。一是对社工离职倾向的直接测量。比如，Wermeling(2013)的研究发现，43.7%的社工想离开社工行业(n=785)。二是社工的高离职率。研究发现，儿童福利机构中社工的年流失率为20%～40%(Auerbach，et al.2010)，甚至有研究发现，国立儿童福利机构(nation’s child welfare agencies)中社工的离职率高达85%(Mor Barak，et al.2006)。根据“离职倾向先于离职行为”模型，这么高的离职行为发生率必然意味着高的离职倾向率。

对社工离职倾向原因的研究发现，导致社工想要离职的因素可以被划分为两大类(个体—组织两因素模型)：一是个体因素，二是组织因素(如Auerbach，et al.2010)，前者主要包括性别、种族、年龄、受教育程度、任期和职位等个体变量，后者主要包括薪酬、工作满意度、职业倦怠、职业认同、同事和督导支持、组织氛围(如程序公平、组织接纳和排斥、工作压力和社会支持等)、组织承诺等(Auerbach，et al.2010；Mor Barak，et al.2006)。

当然，西方的研究者们所建构的诸多企业员工离职模型，也为社工离职倾向原因的解释提供了重要的知识基础和理论视角(Wermeling，2013；雷娟娟，2009；谢晋宇、王英，1999；张勉，李树茁，2002)。

(二)国内文献综述

相比较而言，国内公开发表的关于社工离职倾向水平的实证研究报告还不太多(如，方英，2015；徐道稳，2017)，主要是一些MSW(社会工作专业硕士)学位论文(丁华芳，2015；黄晓玲，2015；姜伦，2014；邱旖旎，2016；史洪波，2013；帅小龙，2013)。总体而言，这些研究属于局部的地区性调研，所报告的社工离职倾向的数字存在较大的差异。比如，徐道稳(2017)针对深圳市417名社工的调查发现，38.1%的社工有离开目前机构到别的社工机构就业的想法(业内离职倾向)，而存在业外离职(离开社工行业)倾向的社工的比例却更高，为49.4%。这一调查结果与邱旖旎(2016，n=300)在深圳市龙岗区的发现(“接近40%”)比较接近。但史洪波(2013，n=191)在深圳市的调查却发现，高达71%的社工有离职的想法，且有58.1%的社工想“转行”。黄晓玲(2015，n=193，23.8%)和帅小龙(2013，n=140，17.14%)所报告的业外离职倾向的数字却要低很多。

国内的研究发现，社工离职倾向的产生是多因素导致的结果。比如，史洪波(2013)的研究发现，性别、择业原因、职业评价、职业倦怠、工作满意度等，是影响社工产生离职倾向的重要因素。帅小龙(2013)的研究则指出，发展空间小、工作满意度低、组织承诺低、薪酬水平低等，是导致社工产生离职倾向的原因。为全面总结和归纳中国社工离职倾向的影响因素，我们对国内现有的关于社工离职倾向的研究做了一个系统的内容分析，结果发现，导致社工离职倾向的因素可大致归纳为三方面：(1)个体因素：如性别、年龄、婚姻状况、专业背景等；(2)与工作/职业相关的因素(简称职业/组织因素)：如薪酬待遇、晋升空间、职业倦怠、职业声望等；(3)与家庭相关的因素(简称家庭因素)：如家庭支持状况，是否为家庭的主要经济来源等(丁华芳，2015；方英，2015；黄晓玲，2015；姜伦，2014；邱旖旎，2016；史洪波，2013；帅小龙，2013；徐道稳，2017)。具体内容详见表1。

表1 中国社工离职倾向的影响因素：基于文献的内容分析[注]括号内的文字表示的是与社工离职倾向相关联的因素。比如，“性别(男)”表示，当一名社工的性别为男性时，其离职倾向相比女性更高。表1只是尝试把所有研究报告中所提到的因素都罗列出来。这样做的好处是，读者可以概略地了解，截至目前，有哪些因素被研究者“认定”为社工离职倾向的影响因素。当然，这种做法也存在不足：一是由于研究方法的局限，有些因素并非如某些研究者所“认定”的那般“应该”成为影响因素；二是关于某个(些)因素是否是社工离职(倾向)的影响因素，不同研究的结果还存在一些相互矛盾的地方——关于这一点，将在后文做进一步的阐述。

由此可见，国内的研究者们将中国社工离职倾向理解为是个体、职业/组织和家庭三方面因素共同导致的结果，这比西方的个体—组织两因素模型多了一个因素成分——家庭因素。这一结果其实并不难理解。因为在中国社会，“个人永远是家族的一分子，个人的存在是为了使家族绵延不绝”(杨国枢、叶明华，2008)。也就是说，中国是一个家族主义(familism)社会。所以，家庭成为影响社工离职倾向的一个重要因素也就很好理解了。

总之，国内外研究者对社工的离职倾向做了广泛而深入的探索，这些研究为我们理解中国社工离职倾向的现状及其影响因素提供了重要的知识基础，但必须指出，已有的关于中国社工离职倾向的研究主要是一些局部的地区性研究，这可能导致两方面的问题：

(1)缺乏对中国社工离职倾向的总体性描述和界定，无助于我们了解总体情况。

(2)各研究结果之间存在较大的差异甚至相互矛盾。比如，关于个体特征对离职倾向的影响，史洪波(2013)和徐道稳(2017)的研究发现，男性的离职倾向更高，而帅小龙(2013)和黄晓玲(2015)的研究均发现，性别对社工的离职倾向影响不显著。再比如，黄晓玲(2015)的调查表明，低年龄段社工的离职倾向高于高年龄段的社工，但帅小龙(2013)的调查却表明，年龄与社工的离职倾向之间的关联并不显著。

因此，采用大样本的全国调查数据来开展研究，不仅有助于描述中国社工离职倾向的总体情况，而且有助于消弭由于地区性的抽样偏差而导致的研究结果之间的差异或矛盾。鉴于此，本研究尝试采用一项在全国范围内开展的大样本调查数据，来回答中国社工离职倾向的两个问题：

(1)中国社工的总体离职倾向处于怎样的水平，是高还是低？

(2)是什么因素导致中国社工产生了离职的想法(离职倾向)？

其中，研究问题(2)还承载着一个理论模型建构的任务。前已述及，我们将中国社工离职倾向的影响因素归纳为“个体—职业/组织—家庭三因素模型”(表1)，但这一模型的提出是基于思辨的方法所提出的，未经实证数据的检验。对此，本研究尝试采用分层回归的统计技术来检验该观点的正确性。即，本研究将检验，中国社工离职倾向的原因是否可以放在“个体—职业/组织—家庭三因素模型”的框架下来解释。

三、研究方法

(一)数据来源

本研究所用的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NGO合作完成。调查地区涵盖华东(含上海、南京、浙江)、华南(含广州、深圳、珠海)、华北(含北京、天津)、华中(含湖北、湖南)、西南(四川)五个地区，涉及NGO 100余家。对每个NGO内签订了劳动合同的人员进行问卷调查。样本容量为3 111，其中上海(n=1 835)和华南地区(n=821)占总样本的85.37%。

(二)研究对象

在性别特征上，女性社工(n=2 042)显著多于男性社工(n=1 069)(65.2% vs. 34.4%，x2=304.32，p=0.000)(具体结果详见表2)。在年龄特征上，调查对象的平均年龄为33.28岁(SD=7.17)，显示出社工的年龄总体较年轻的特点。从百分比分布来看，小于40岁者占绝大多数(86.5%)，各年龄段的比例分别为：小于30岁者占41.2%，31～40岁者占45.3%，41～50岁者占10.3%，51岁及以上者占3.2%。(具体结果详见表2)；婚姻状况为：已婚占58.2%，未婚占40.8%，离异和丧偶各占1.0%和0.1%；户口情况为：81.6%的调查对象的户口在工作城市，户口不在工作城市者占18.4%。

在受教育水平上，高中或中专及以下者为5.5%，大专为22.2%，本科为66.8%，硕士研究生及以上为5.5%。在专业背景方面，社会工作专业的科班率为34.6%(n=889)。

在社工职业水平证书持有情况上，获得国家助理社工师证书者占56.6%，获得国家社工师证书者占34.2%；调查对象在社工领域的从业年限情况为：2年及以下者占35.1%，3～5年者占29.1%，6～8年者占16.0%，9～11年者占17.4%，12年及以上者占2.4%(具体数据详见表2)。

表2 样本基本特征描述统计(n=3 111)

注：*“科班”在调查中被这样定义：不管其最高学历是什么，只要调查对象在任一学历水平上为“社会工作”专业，则视其为科班出身。

(三)研究工具

1.离职倾向。该测量由2道测题组成。“您现在有没有离开社工行业的想法？”“您三年内是否有离开社工行业的想法？”采用李克特5等级测量的方式进行，选项和赋值分别为“根本不想”(1分)、“不太想”(2分)、“无所谓”(3分)、“比较想”(4分)和“非常想”(5分)。得分越高表明离职倾向越强。数据分析表明，这2道题的Pearson相关系数为0.51(p=0.000)。

2.职业倦怠。采用的是Malshch职业倦怠量表(Malshch Burnout Inventory)。该量表由15道测题组成，分属于“情绪衰竭”(5题)、“工作态度”(4题)和“成就感”(6题)三个分量表。该量表采用李克特6等级测量的方式进行，选项为“从不”“极少”“偶尔”“经常”“频繁”“非常频繁”。在对得分的方向进行一致性转置后，得分越高表示职业倦怠越严重。在本次调查中，总量表的α系数均为0.82，表明信度“非常好”(德威利斯，2004)。

3.工作满意度。该量表以Spector(1985)的工作满意度量表(Job Satisfaction Survey，JSS)为基础，经杨玉文、李慧明、翟庆国(2010)汉化修订，信度、效度良好。本研究采用其中的3个分量“报酬满意度”“晋升满意度”和“工作本身的满意度”，每个分量表均包含4道测题。采用李克特6等级测量的方式进行，选项为“从不”“极少”“偶尔”“经常”“频繁”“非常频繁”。得分越高表示满意度越高。该测量的α系数为0.75，表明信度“可观”(德威利斯，2004)。

4.职业认同。该问卷为黄晓玲(2015)编制，由7道测题组成，主要测量的是对社会工作职业的承诺、自我肯定和身份自豪感等。得分越高，表示职业认同度越高。在本次调查中，该问卷的α系数为0.80，表明信度“可观”(德威利斯，2004)。

5.职业对家庭生活的影响。采用1道测题进行测量，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——消极影响(1分)、没有太大的影响(2分)、积极影响(3分)——的评分。得分越高表示职业对家庭生活的影响越积极。

6.家人对自己从事社工职业的态度(家人态度)。采用1道测题进行测量，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等级的评价，在“非常支持”(1分)到“非常不支持”(5分)之间做出选择。得分越高表示家人对调查对象从事社工职业的态度越消极。

(四)数据统计和分析

采用SPSS18.0进行数据处理和分析。

四、研究结果

(一)中国社工的总体离职倾向

频率分析结果表明，在“您现在有没有离开社工行业的想法？”这道题上，14.8%的调查对象选择了“比较想”(n=460)，4.8%的调查对象选择了“非常想”(n=149)。将“比较想(离职)”与“非常想(离职)”两项进行加和可得，想离职者占总体的19.6%。在“您三年内是否有离开社工行业的想法？”这道测题上，11.9%的社工“比较想(离职)”，2.9%的社工“非常想(离职)”，两者相加为14.8%。

从平均数来看，调查对象在“您现在有没有离开社工行业的想法？”(2.45±1.13)、“您三年内是否有离开社工行业的想法？”(2.20±1.09)以及总的离职倾向上的得分均不太高(4.65±1.94)。

(二)各因素与社工离职倾向之间的相关

求取职业/组织因素各变量(包括职业倦怠)、工作满意度(含报酬满意度、晋升满意度、工作本身满意度)、职业认同和职业对家庭的影响、家庭因素各变量(包括是否为家庭主要经济来源和家人态度)与社工的离职倾向得分之间的Pearson相关分析，结果发现，除了“是否为家庭主要经济来源”与某些变量的相关系数未达到显著性水平外(p>0.05)，绝大多数变量之间的相关系数均达到显著(p<0.05)或极其显著的水平(p<0.001)，且社工的离职倾向与所有变量之间的相关系数均达到显著性水平(p<0.05)，表明适合做进一步的线性回归分析(具体结果详见表3)。

(三)中国社工离职倾向的影响因素

为了回答“是否可以将中国社工离职倾向的影响因素放在‘个体—职业/组织—家庭三因素模型’的框架下来解释”这一问题，本研究采用分层回归的统计技术来分析数据。为了检验“家庭”是否是独立于“个体”和“职业/组织”的第三类因素，我们让家庭因素的2个变量(是否为家庭主要经济来源、家人态度)最后进入回归方程。具体而言，第一步，在回归方程中引入个体变量，包括性别、年龄、婚姻状况等9个个体变量。第二步，引入职业/组织变量(6个)，包括职业倦怠、报酬满意度、晋升满意度等。第三步，引入家庭变量(2个)，分别为是否为家庭主要经济来源和家人态度。

结果表明(模型3)，在个体变量中，性别、年龄和婚姻状况对社工的离职倾向有显著影响(p<0.05)。具体而言，男性的离职倾向显著高于女性；社工的离职倾向随着年龄的增长而显著下降；未婚社工的离职倾向显著高于已婚社工(具体结果详见表4)。

表3 各因素与社工离职倾向之间的Pearson相关

注：*p<0.05；**p<0.01；***p<0.001

表4 中国社工离职倾向影响因素的回归分析：一个模型的建构

注：①：ΔF(9，159 5)=13.44***，ΔR2=0.07***，调整R2=0.07***；②：ΔF(6，158 9)=98.79***，ΔR2=0.25***，调整R2=0.32***；③：ΔF(2，158 7)=38.62***，ΔR2=0.03***，调整R2=0.35***。

*p<0.05；**p<0.01；***p<0.001。

在职业/组织因素各变量中，所有的6个变量对社工的离职倾向均有显著影响(p<0.05)。具体而言，社工的职业倦怠水平越高，其离职倾向越强；社工的报酬满意度、晋升满意度、工作本身满意度和职业认同越高，其离职倾向越低；职业对家庭的消极影响越小，社工的离职倾向越低(具体结果详见表4)。

同样，2个家庭变量对社工离职倾向的影响也都达到了显著性水平(p<0.05)。具体而言，若社工是家庭的主要经济来源，则其离职倾向更低；家人越支持社工从事该领域的工作，那么社工的离职倾向越低(具体结果详见表4)。

通过对回归模型1—3的比较可以发现，所有的三类变量(个体因素、职业/组织因素和家庭因素)均可独立地解释社工在离职倾向得分的变异(p=0.000)(具体结果详见表4)。

五、讨论

(一)中国社工的总体离职倾向

该如何判断或评估中国社工总体离职倾向的严重程度？如果一个组织中有近1/5的员工想着要离职(离开社工行业)，这意味着什么呢？

考虑到社工的价值追求以及它是以人作为工作对象的职业这一特点，如果一个社工已经产生了离职的想法，那么，这可能会对其服务态度和服务质量产生负面的影响，进而损害案主的福祉(方英，2015)，甚至危害组织的形象。特别是在社工的总体离职倾向较高的机构，由此形成的组织氛围可能是灾难性的。

基于以上分析，我们认为，当下中国社工19.6%的离职倾向确实是太高了。

(二)中国社工离职倾向的影响因素及其模型的建构

1. 个体因素

性别：本研究发现，男社工的离职倾向高于女社工。这一研究结果支持了丁华芳(2015)、史洪波(2013)和徐道稳(2017)的研究发现，而没有支持帅小龙(2013)和黄晓玲(2015)的研究结果。男社工的离职倾向之所以高于女社工，研究表明有四个方面的原因。第一，社会工作属于社会服务行业，它需要从业者具备耐心、宽容、理解(史洪波，2013)，甚至柔软的身段和忍耐的心理品质，男性在这些方面可能要弱于女性，因此，他们更可能发现自己与该职业的要求不匹配，从而更可能产生离职的想法。第二，社会工作属于女性化的职业领域(在本研究中，女性与男性的比接近2∶1)，因此，男性在该职业领域可能成为一个“少数群体”。由少数群体而引发的偏见、歧视和压力可能会导致男社工产生更高的离职倾向。第三，现代社会对男性的期望以及男性对社会期望的内化，使得男性比女性对收入和社会地位等产生了更高的诉求。显然，社会工作这份职业无法满足其期望(曹政华，2015；邱旖旎，2016；史洪波，2013)，从而导致男社工比女社工产生更多的无价值感和失落感，致其产生更高的离职倾向(史洪波，2013)。第四，男性比女性更可能在劳动力市场上重新获得就业机会，由此导致他们更可能产生离职的倾向。根据Price & Mueller的离职模型，就业机会的增加将提高个体离职的可能性(雷娟娟，2009)。

年龄：本研究发现，社工的年龄越大，其离职倾向越低，这一研究发现没有支持帅小龙(2013)的观点，而是支持了黄晓玲(2015)的研究发现，且这一研究结果与企业员工离职的大量研究发现也是一致的(雷娟娟，2009)。可能的原因有两个：第一，随着年龄的增加，社工的工作经验和各种资本也会随之增加，这可能会提升社工在机构或行业的有形或隐形的资本和地位。不管是有形资本和地位的提升，还是隐形资本和地位的提升，都会降低员工的离职倾向。第二，随着年龄的增加，一个人在就业市场上的竞争力也相应地下降，由此导致其就业机会降低，进而降低个体的离职倾向。(雷娟娟，2009)

婚姻状况：本研究发现，未婚社工的离职倾向显著高于已婚社工，这一研究发现与黄晓玲(2015)的研究结果一致，但与徐道稳(2017)的研究结果不同。对这一结果有两种解释。第一种解释是，这可能是由于已婚社工在当地城市拥有稳定的居所，且已婚社工可以得到双方父母的支持和帮助，而未婚社工不仅无法拥有同等的支持和帮助，而且由于未婚社工对经济的需求更为迫切(需要买房、谈恋爱，而且结婚前各方面的花费也比较大)，这使其面临更大的经济和生存压力(曹政华，2015)。因此，在社工的收入比较低的情况下(丁华芳，2015；方英，2015；黄晓玲，2015；姜伦，2014；邱旖旎，2016；史洪波，2013；帅小龙，2013；徐道稳，2017)，更容易导致未婚社工产生更高的离职倾向。第二种解释是，由于已婚社工要比未婚社工承担更多的家庭责任，因此，其离职倾向更低。根据Price& Mueller的离职模型，保持当前的雇佣状态是实现对家庭责任的重要途径，因此，高的家庭责任会降低已婚社工的离职倾向(雷娟娟，2009)。

2. 职业/组织因素

职业倦怠：由于工作压力大、付出与所得不相称、工作环境较差等因素，一线社工容易产生职业倦怠，使其处于身心疲惫和耗竭状态(彭岚，2007；张大维，郑永君，李静静，2014)。很显然，倦怠程度高的社工由于对工作更容易产生无法胜任感，更难找到工作的意义、价值和成就感，这就可能使其对工作产生更高的不满意感，从而更可能引发离职的想法；此外，职业倦怠高的个体也更可能产生身心健康问题(情绪耗竭)，从而使社工无法胜任其工作，进而产生离职的想法。这一研究发现与史洪波(2013)的研究结果是一致的。

工作满意度(报酬满意度、晋升满意度、工作本身满意度)：本研究发现，当社工对报酬、晋升和工作本身的满意度越低，其离职倾向就越强，这与国内外几乎所有的实证研究结果是一致的(Auerbach，et al.2010；Mor Barak，et al.2006；丁华芳，2015；黄晓玲，2015；姜伦，2014；邱旖旎，2016；史洪波，2013；帅小龙，2013)，也符合员工离职模型的基本观点(参阅雷娟娟，2009；谢晋宇、王英，1999；张勉、李树茁，2002)。比如，根据March 和Simon(1958)的“参与者决定”模型(雷娟娟，2009)，员工是否离职受到推力和拉力两种力量的联合影响。前者指的是 “知觉的流动愿望”(perceived desirability of movement)，主要通过员工对工作的满意度来衡量，后者指的是“知觉的组织外流动容易程度”(perceived ease of movement)。这意味着，当社工对工作产生不满意的情绪时，这将推动他/她产生离职的想法，一旦其认为自己在劳动力市场再次找到工作的机会比较容易(知觉的组织外流动容易程度较高)，那么，该社工就可能采取离职行动。

职业认同：社会工作是一个具有高度价值追求和导向的职业(徐道稳，2017)。本研究发现，如果社工对社会工作职业的承诺越高，对社工身份怀有越高的身份自豪感和自我肯定感，那么，其离职倾向就越低。这支持了国内其他研究者的观点(丁华芳，2015；黄晓玲，2015；邱旖旎，2016；史洪波，2013；徐道稳，2017)。其中的原因可能主要有两个：第一，对社会工作职业认同越高的社工，越可能赋予工作以意义和价值，使他/她们更能从工作中获得价值感和成就感，从而降低离职倾向(徐道稳，2017)。这可能是一个直接影响的路径。第二，职业认同通过影响工作满意度来影响离职倾向(安秋玲，2010；徐道稳，2017)。换言之，在相同的社会环境和社会政策下(社会工作的社会认同度低)和相似的组织环境下(如工作条件差，薪酬待遇低)，对职业认同越高的社工，越不可能对工作产生不满情绪(安秋玲，2010)，也越可能使其克服恶劣的工作条件，从而降低其离职倾向(徐道稳，2017)。这一研究结果的启发意义在于，在社工的薪酬待遇低福利差的状况不可能在短时间内改善的情况下，社工机构应加强对社工专业技能的培训和提升，使其更可能从为案主服务中找到工作的意义和价值，并产生身份自豪感和自我肯定感，从而降低离职倾向。

职业对家庭的影响：本研究发现，如果社工的工作对家庭生活产生了“消极影响”，那么，社工的离职倾向将越高。这一研究发现与黄晓玲(2015)的研究结果一致。平衡工作和家庭两个角色的需要已经成为很多员工的日常事务(Fields，2004)。如果社工在机构中所承担的角色与其家庭角色产生冲突，甚至威胁到社工实现其家庭角色和功能时，可能导致其产生离职倾向。

3.家庭因素

是否为家庭主要经济来源：与帅小龙(2013)的研究结果一样，本研究也发现，是否为家庭主要经济来源对社工的离职倾向产生了显著的影响，即，承担家庭主要经济来源的社工，其离职倾向显著低于那些不承担家庭主要经济来源责任的社工。这一研究结果很好理解，因为职业流动不仅要面对未知的风险，而且“需要付出机会成本(放弃有价值的福利或未来晋升的机会)、货币成本(新旧环境之间转换的支出)和心理成本(离开朋友和熟悉的环境)”(李学会，2016)，这就可能使承担着主要养家责任的社工比不承担家庭主要经济来源责任的社工更可能放弃离职的想法。

家人态度：家庭或家族是影响华人心理和行为的一个重要文化变量(杨国枢、叶明华，2008)。从这个意义上来说，一个人从事什么样的职业/工作可能会影响家人对于其对家族保护、和谐、团结及延续的影响的认知或评价。如果家人认为家庭成员所从事/保有的是一份“好”工作，那么家人是不太可能支持其离职的；相反，如果家人认为其家庭成员所从事/保有的是一份“差”工作，那么，家人很可能会“鼓励或鼓动”其离职。本研究为这一观点提供了实证数据的支持。本研究发现，家人对社工所从事的工作越不支持，社工的离职倾向就越高。这一研究结果支持了方英(2015)和黄晓玲(2015)的研究发现。根据计划行为理论(Theory of Planned Behavior，TPB)，可以将“家人态度”定义为“主观规范”(Ajzen，1991；段文婷、江光荣，2008；雷娟娟，2009)，即，个体在决策是否执行某个特定的行为(这里指的是离职)时感知到的社会压力。它反映的是重要他人或团体对个体行为决策的影响。考虑到中国是一个家族本位文化的国家，因此，这种文化下的个体更倾向于遵从社会规范和责任(包括家庭的规范和责任)，并往往将个人兴趣、态度或个人需要摆在次要位置。因此，“家人态度”对社工离职倾向的影响是非常大的。这一研究结果的启示在于，那些试图降低社工离职倾向和离职行为的机构，不仅要思考如何开展社工本人的工作，而且可能还要考虑如何对社工的家人或家庭开展工作，以此降低其对社工离职倾向的消极影响，或者增加其对社工继续从事该行业的支持。从这个意义上说，对社工家庭及其成员进行慰问并提供支持或许是中国社工机构的开办者和人力资源管理人员需要面对的独特课题(安秋玲，2010)。

总之，本研究利用大样本全国调查数据对国内大多数基于局部的地区性研究的基本发现(参阅表1)做了初步但较为全面的检验，支持了某些研究者的观点或研究结果，也否定了某些研究者的观点或研究发现。本研究最大的贡献在于，采用实证研究的方法，证明了“个体—职业/组织—家庭三因素模型”对于解释中国社工离职倾向的科学性。这不仅是对西方关于社工离职倾向的“个体—组织模型”的扩展，凸显了在东方文化中家庭因素对于理解社工离职倾向的重要性，而且该模型有望成为指导中国社工离职倾向影响因素研究的理论框架。借助这一理论框架，关于中国社工离职倾向影响因素的研究有望获得深入和持久的发展。这也意味着，该领域的研究者在开展实证研究时，可以参照“个体—职业/组织—家庭三因素模型”，尝试在个体、职业/组织和家庭三个层次或水平上，探索中国社工离职倾向的影响因素，并思考不同层次或水平的影响因素可能存在的交互影响，从而为我国社工离职倾向影响因素模型的建构贡献更多的新知。