self.html）——员工自己填 26 题，结果可导入本页自动填分；
② 自评里多了一项只有员工自己答得准的 求职行为线索（Griffeth 2000 元分析里位于「离职意向→实际离职」路径的最强近端位置），
主管观察不到，因此只在自评里采集。00e_方向性缺陷修复.md。
旧档案本身没坏（存的是您打的原始分），打开会自动按正确方向重算，数字会变。概率的含义：基线＝「假设团队里各项都处于平均水平时，一年内的离职比例」（默认 14.8%，即 2025 年全国实测值，可按行业在设置里一键套用）；每位员工的各项打分，是在这个基线上「加几分 / 减几分」。 所以它适合用来排优先级（先找谁谈心），而不是给人「定性」。名单请只给管理者看。
| 阶段 | 必做动作 | 为什么必须有这一步 |
|---|---|---|
| ① 发现 | 确认信号 ≥ 2 条 | 单条信号是噪音（一次加班不代表要走），三四条又太晚。业界实践口径是两条同时亮再立案，这是在"太早"和"太晚"之间取的平衡点。 |
| ② 调查 | 一对一面谈，5 个固定问题 | 主管能看见的是表现，看不见的是感受。而权重最高的几项（倦怠 0.54、压力 0.39、被粗暴对待 0.30）恰好只有本人知道——主管填这些，本质上是在猜。面谈用的是 Stay Interview（Finnegan，SHRM 出版），和离职面谈的区别是：它还来得及改变结果。 |
| ③ 评估 | 判断值不值得留 | 这是最容易被跳过的一步。对所有高风险的人一律挽留，等于对谁都不认真，还会向团队传递"表现差反而被优待"的信号。该谈的是"想留且值得留"的人。 |
| ④ 解决 | 至少一个承诺，14 天内兑现 | 面谈最伤人的结局是"谈完就没下文"。实践共识是每次面谈至少给一个具体承诺，两周内兑现，并告诉他你做了。做不到的事不要答应——答应了没做比不答应更伤。 |
| ⑤ 反馈 | 复评打分 + 判定效果 | 不验证，"闭环"就只是把表格填完了。而且要防一个陷阱：别只看到人还在就当成功——他可能只是还没找到下家。 |
问卷里不会出现「离职」「风险」「测评」这些词，也不给员工看任何概率。原因不是话术，是方法： 把「你有 42% 概率离职」返给员工会产生自我实现预言（测量本身改变结果），而这张表本来是给管理者排干预顺序用的， 返给员工等于给他贴了一个标签。
员工看到的是一份「工作体验小调查」，问的是下班累不累、排班跟家里撞不撞、搭班顺不顺。 这些恰恰是量表里权重最高的几项——倦怠、压力、上级支持、被粗暴对待——只是换成了员工自己答得出来的说法。
但不要真的骗人。页面第一屏就写清楚了用途（汇总给带班主管、用来改善排班、不进考核）， 只是没把它写成「离职风险调查」。差别在于：员工知道自己在被问工作感受，但不会觉得被审视。 如果哪天他发现这份问卷其实是在测他会不会走，之后所有答案都会是假的——这是自评最大的风险，属于信任问题，不是技术问题。
三条使用建议：① 一年 1–2 次，别对同一个人反复测（员工很快会学会给「安全答案」，数据就不值钱了）； ② 编号代替真名，结果只用于排班和带班方式，不跟绩效挂钩； ③ 自评只补主管看不到的部分（负荷、关系、性格），绩效评级、缺勤、加班仍以客观记录为准。
自评里新增的求职行为线索（「刷手机时有没有刷到招聘信息」）单独列出，是因为它在元分析里处于 「意向→实际离职」的最强近端位置；但它也是最容易被员工察觉「这题有点敏感」的一项，所以放在第 6 部分、跟推荐意愿挨在一起，语气最轻。
公式：logit(P) = logit(基线) + Σ β×(打分−3)/2 + 年资调整。✓ = 已精读原文逐值核对（Kim & Kim 2021 全文，417 研究 / 106,968 人）。
先看这行再读表：β 的口径是「这个因子变严重时，风险往哪走」——倦怠 +0.54 指「越倦怠风险越高」，同事关系 −0.26 指「关系越好风险越低」。 但打分选项是「差 → 好」排列（5 分＝最健康），所以代码实现里，凡「因子名是坏东西」的那 10 项都要把符号镜像一次 （倦怠写成 −0.54），效果完全等价。v2.5 之前漏了这一步镜像，才导致「快燃尽了」被算成最安全——现已改正。
| 因子 | 权重 β | 方向 | 证据来源 |
|---|---|---|---|
| 工作倦怠 | +0.54 | ↑风险 | ✓ r=0.541（k=56，n=13,901，CI 0.495–0.584） |
| 工作压力 | +0.39 | ↑风险 | ✓ r=0.390（k=89，n=20,455） |
| 职业停滞感 | +0.39 | ↑风险 | ✓ r=0.386（k=8，n=2,428） |
| 组织认同（承诺） | −0.54 | ↓保护 | ✓ r=−0.540（k=53，n=16,642）；Hur 2023 (PAR) |
| 工作投入 | −0.50 | ↓保护 | ✓ r=−0.503（k=18，n=5,523）；投入元分析 k=94，n=119,420 |
| 工作满意度 | −0.49 | ↓保护 | ✓ r=−0.491（k=89，n=24,914） |
| 角色清晰度 | −0.35 | ↓保护 | ✓ 原文「角色模糊」+0.353，取相反数精确对应 |
| 决策参与 | −0.30 | ↓保护 | Hur 2023：中等效应，强于薪酬；Gallup 8.2 万工作单元 |
| 上级支持 | −0.25 | ↓保护 | ✓ 主管信任 −0.264 / LMX −0.310，软件取保守值 |
| 缺勤 3–5 天／季 | +0.15 | ↑风险 | Mitra 1992：缺勤↔离职 r=+0.33。人均 9.4–11.3 天/年 ⇒ 3 天/季只是略高 |
| 缺勤 ≥6 天／季 | +0.32 | ↑风险 | ≈ 人均水平 2 倍，与离职关联更强（同上 r=+0.33，按剂量加档） |
| 月加班 40–59h | +0.18 | ↑风险 | 全国周均工时 48.6h（统计局 2025）；剂量反应 RR≈1.10–1.27（Kivimäki 2015） |
| 月加班 ≥60h | +0.30 | ↑风险 | ≈ 周 54h，接近 WHO/ILO「≥55h」高风险线（RR 1.33） |
| 年资 <1 年 / 1–3 年 | +1.0 / +0.35 | ↑风险 | ✓ 首年离职 45.5% vs 全体 15.4%（2.95 倍 → 对数几率 +1.08 取整） |
| 薪酬/晋升 | 小 | — | Hur 2023：效应偏小，不设独立题目（经停滞感间接体现） |
| 年龄/性别 | ≈0 | — | Hur 2023：刻意不采集，避免歧视风险 |
| v2.3 新增 · ⑤ 生活与家庭（可跳过，未填不计） | |||
| 工作家庭冲突 | +0.28 | ↑风险 | 元分析 k=14，N=5781，r=+0.28（95%CI 0.23–0.33）；另一口径护士样本 r=0.387 |
| 通勤负担 | +0.14 | ↑风险 | 单项实证 Elfering et al. 2020 (PsyCh Journal)：通勤作为工作需求 → 工作家庭冲突 → 情感承诺↓ → 离职意向↑。无汇总 r，取小值 |
| 经济压力 | +0.22 | ↑风险 | 逻辑量化 无元分析可直接引用；SHRM 调查显示过半员工为改善财务换过工作，方向一致。按「薪酬满意度」同域插值 |
| 身心状态 | +0.20 | ↑风险 | 逻辑量化 无独立研究；与「倦怠」高度共线，取倦怠权重（0.54）的四成以下，避免同一件事被记两次 |
| v2.3 新增 · ⑥ 与人相处 | |||
| 被粗暴对待 | +0.30 | ↑风险 | 元分析 职场不文明行为↔离职意向元分析（Namin et al. 2022, IJERPH 19）；新护士实证 β=0.352（p<.01） |
| 旅客冲突消耗 | +0.26 | ↑风险 | 多项实证 Han et al. 2016 (IJHM)：顾客不文明→倦怠→离职意向；Chung et al. 2021 一线员工样本。方向明确、无统一 r |
| 同事关系 | −0.26 | ↓保护 | 元分析 人-群体匹配元分析（Kristof-Brown et al. 2005, Personnel Psychology 58:281–342） |
| v2.3 新增 · ⑦ 技能与机会 | |||
| 技能岗位匹配 | −0.28 | ↓保护 | 元分析 人-岗匹配元分析（Kristof-Brown et al. 2005）；人-组织匹配→离职意向 r≈−0.18（Verquer et al. 2003） |
| 外部机会 | +0.24 | ↑风险 | 逻辑量化 无元分析；感知可雇佣性是双刃剑（Harari et al. 2021, JVB 131:103657）——技能强既可能留也可能走，所以只取「外部好不好找」这一侧 |
| v2.4 新增 · ⑧ 性格与工作风格（大五，可跳过） | |||
| 情绪稳定性 | −0.18 | ↓保护 | 元分析 Barrick & Mount 1991（Personnel Psychology 44:1–26）：情绪稳定性对绩效 ρ≈.10；Kanfer et al. 2001（JAP 86:837–855）元分析：神经质→求职意向→离职路径。两者合并后取保守值 |
| 尽责性 | −0.15 | ↓保护 | 元分析 Barrick & Mount 1991：尽责性是唯一跨全部职业类别稳定预测绩效的维度，ρ≈.22（N≈23,000+）。对绩效支撑强，对离职是间接效应，故离职侧只给 −0.15，绩效侧给 +0.42 |
| 宜人性 | −0.12 | ↓保护 | 逻辑量化 无「宜人性↔离职」的直接汇总值。按同域插值：与「同事关系 −0.26」「被粗暴对待 +0.30」同向，取其一半以下以免同一件事记两次 |
| 外向性 | +0.08 | ↑风险 | 逻辑量化 Kanfer et al. 2001：外向性↔求职自我效能与社交网络广度（机会信息更多）。方向明确，无「→实际离职」汇总值，只给象征性权重 |
| 开放性 | +0.06 | ↑风险 | 逻辑量化 无直接实证。开放者对重复性岗位耐受度低、更易被新机会吸引，但也更适应变化（可能反向），故权重压到最低 |
|
为什么不拿 MBTI 算风险：① 重测信度差——约半数人 5 周后重测会得到另一个类型（Pittenger 1993）；② 二分法不成立——人格特质的实际分布是连续的，硬切成两半会把人误分；③ 预测效度弱——对绩效与离职的解释力明显低于大五维度。 所以软件里 MBTI 只做一件事：给您一句「怎么跟这个人配合」。真正进模型的是上面 5 个可观察维度。 另注：性格是「远端因素」——它通过「态度 → 求职行为 → 离职」间接起作用（Kanfer 2001 的路径模型），所以权重必须显著小于倦怠（0.54）、满意（0.49）这类近端态度项。5 维全部拉到最差合计也只有 +0.59，抵得上「一个人已经快燃尽」的量级——这是刻意压低，不是漏算。 | |||
| 仍然刻意不采集的两类：① 年龄/性别/婚姻/子女——Hur 2023 证明效应≈0，采了只有歧视风险；② 学历——与岗位强相关但属硬门槛，主管无法改变，不构成可干预信号。（v2.3 曾把「大五人格」也列在此处；v2.4 改为可选采集——因为它虽对离职弱、对绩效强，且主管其实看得见「靠不靠谱」这类行为，只要权重压低并注明是远端因素，就不至于误导。） | |||
权重：过往绩效低 +0.60、缺勤偏多 +0.40、倦怠偏高 +0.35、投入偏低 −0.45、培训充足 −0.25、技能不匹配 +0.40（v2.3 新增）、低尽责性 +0.42（v2.4 新增，仅在填了该项时生效）。
尽责性在绩效侧的权重高于离职侧，正是因为它对绩效的实证支撑更强：Barrick & Mount 1991 元分析中 ρ≈.22，是五维里唯一跨职业类别稳定的一个。
依据：历史绩效是未来表现最强预测因子（Schmidt & Hunter 1998；2016 更新版 r≈0.5）；跨企业 ML 评估前三特征 = 历史评分/缺勤/培训（IEEE ACIT 2025）。
✓ Oliveira 2026 全文精读（10,500 座席呼叫中心、317 变量）：逻辑回归 AUC 缺勤 0.78 / 产出 0.87，与 XGBoost、随机森林相当或更优——所以本软件用简单加权模型有实证依据；该系统 2018 年起实际部署，用于排班调整与定向支持。
软件里有三组参数不是估的，是拿公开实测值校准的：基线率、缺勤阈值、加班阈值。依据如下。
| 指标 | 实测值 | 来源与口径 |
|---|---|---|
| 全国员工整体离职率 | 14.8% | 前程无忧《2026离职与调薪调研报告》，2025 年度；2024 为 15.3% |
| 交通/运输/物流 | 约 14.0% | 同上；2025 年降 1.4pp，降幅全行业最显著 |
| 金融 / 房地产 | 13.3% / 15.4% | 同上；金融为全行业最低 |
| 制造 / 信息技术 | 15.7% / 15.7% | 同上 |
| 餐饮酒店旅游 | 16.5% | 同上；全行业最高 |
| 国企 / 外企 / 民企（主动） | 8.4 / 12.1 / 15.8% | 中智咨询 2025 |
| 一线 / 新一线 / 二三线 | 8.5 / 11.9 / 15.0% | 中智咨询 2025 |
| 应届生整体离职率 | 15.4% | 前程无忧《2026应届生调研报告》（另一口径 15.9%） |
| 应届生 6 个月平均留存 | 57% | 前程无忧《2025校园招聘白皮书》⇒ 首年流失约为全员 3 倍 |
| 人均病假天数 | 9.4 / 11.3 天 | 英国 CIPD 2025 / 加拿大统计局 2025 ⇒ 每季约 2.4–2.8 天 |
| 缺勤率（占计划工时） | 1.7% | 美国 BLS 2025（全行业） |
| 周平均工作时间 | 48.6 小时 | 国家统计局 2025（法定 40h）⇒ 月加班约 37h 为常态 |
| 中国职场严重倦怠比例 | 31% | Gallup《State of the Global Workplace 2025》，22.7 万样本 |
| 中国员工日常压力 | 48% | 同上 |
| 中国员工敬业度 | 20% | 同上（与全球 20% 持平，2022 峰值 23%） |
| 正在观望或主动求职 | 50% | 同上（35 岁以下 58%） |
这三组数据的直接后果（也是本次修正的原因）：
① 原来默认基线 20%，明显高于实测 14.8%，会让所有人的概率整体虚高约三分之一 ⇒ 已改为 14.8%，并可一键套行业值。
② 原来「月加班≥40h」就记风险，但全国月均加班本就约 37h ⇒ 40h 不是异常线，已上调为 40–59h / ≥60h 两档。
③ 原来「近3月缺勤≥3天」就记风险，但人均每季 2.4–2.8 天 ⇒ 3 天只是略高，已拆为 3–5 天 / ≥6 天两档。
另有一处证据冲突如实标注：本软件的权重来自元分析（Hur 2023 认为薪酬效应偏小），但中国本土调研显示薪酬是离职第一推力（任仕达 2026，3667 人：33%；应届生调研 76.4%）。两者口径不同（校正后的净效应 vs 主观自陈）。软件仍不单设薪酬题项，理由：主管无法直接改变薪酬，单列会制造无法行动的风险项。相关诉求并入「工作满意度」处理。