2023第45卷第12期
2.西北农林科技大学 经济管理学院, 陕西 杨凌 712100
2.College of Economics and Management, Northwest A & F University, Yangling 712100, China
在传统农业社会向现代城市社会转型以及计划经济体制向市场经济体制转型的“双转型”背景下，中国过去以长期雇佣和统分统配为主要特点的传统雇佣模式逐步被强调就业能力和无边界职业生涯的新型雇佣关系取代。然而，雇佣关系外部化在降低组织管理成本和提高市场竞争弹性的同时，也削弱了劳动者与组织之间的依恋关系，导致劳动者主动离职率高涨，就业不稳定性问题不断加剧。根据前程无忧发布的《2022离职与薪酬调研报告》，中国劳动者离职率自2013年开始连续多年呈上升趋势，2016年劳动者平均离职率达到20.1%，截至2019年3月，2018年应届生平均离职率达到24.6%
离职通常指员工与组织终止在其中谋求物质收益和精神支持等交换关系并退出组织的过程，包括主动离职和被动离职。主动离职是员工主动提出离职申请，经与组织协商一致离开组织的行为。被动离职包括裁员、辞退、解雇和开除，是组织主动提出终止双方劳资关系的行为。已有研究发现，员工被动离职与主动离职对企业的影响存在较大差别，被动离职有利于企业优化人力资源配置，激励其他员工努力工作，提升企业经营绩效；主动离职则会造成组织人才损失和成本增加，且影响员工士气，不利于企业长久稳定发展（宋皓杰和程延园，2021）。离职倾向是劳动者内心产生的一种离开现有组织，寻找其他工作机会倾向的综合态度或表现（Miller，1979），也是劳动者在可能发生离职行为前对离职问题所进行评估衡量的过程。其虽不等同于离职行为，但作为一系列撤退认知的最后一个阶段，可直接引导真正的离职行为，预测主动离职行为的发生（Tett和Meyer，1993）。因此，离职倾向是研究离职问题的一个有效工具，在研究主动离职行为存在困难时，将离职倾向作为离职的替代变量具有重要意义。
近年来，学术界对劳动者离职倾向的影响因素做了较多研究，但多数研究主要关注劳动者个人因素和工作因素，如教育、工作经验、婚姻状况等人口统计学变量以及工作满意度、合同性质等工作特征变量对离职倾向的独立影响（Chowdhury，2015；Hur和Bae，2021），个人与工作的匹配质量，特别是过度教育是否影响劳动者的离职倾向则较少被探讨，相关的理论机制分析与实证检验也鲜有涉及。基于中国情境剖析过度教育与离职倾向之间关系的研究更是匮乏，已有研究中刘明艳（2016）对二者关系进行了分析，并探讨了工作满意度在过度教育影响劳动者离职倾向中的中介作用，但该研究的对象仅为高校毕业生，且抽样方法的科学性有待提升，研究结论是否具有普适性和稳健性也有待商榷。作为个人—工作不匹配的重要表现形式，过度教育对中国劳动者的离职倾向是否具有显著影响？若是，影响机制是什么？在劳动者职业发展中，过度教育究竟是绊脚石还是垫脚石？这些问题的探讨对于全面理解过度教育的就业效果，从匹配视角丰富和拓展劳动者离职理论，以及在管理实践中预防和减少员工主动离职具有理论和现实意义。
本文以相同教育水平下的过度教育为切入点，在理论分析过度教育对劳动者离职倾向的影响效应及作用机制的基础上，以中国综合社会调查（CGSS）2015年微观调查数据为研究样本，采用有序Probit模型对理论预期进行实证检验。与已有研究相比，本文可能的边际贡献体现在以下三个方面：一是构建了过度教育影响离职倾向的理论分析框架，从理论上系统阐述了过度教育影响离职倾向的内在机制，并探讨工作满意度和工作安全感在过度教育影响离职倾向中的中介作用。二是利用中国劳动力市场数据对过度教育与离职倾向的关系进行了本土化检验，丰富了过度教育影响离职倾向的文献和经验证据。三是从在职培训和外部雇佣机会感知角度检验了过度教育在劳动者职业发展中的绊脚石作用抑或垫脚石作用，从多个角度打开了过度教育与离职倾向之间关系的“黑箱”。
本文余下结构安排如下：第二部分为文献综述和研究假说；第三部分为研究设计，主要介绍数据来源、变量定义和模型；第四部分为实证结果与稳健性检验；第五部分为进一步分析；最后为主要结论和对策启示。
二、文献综述与研究假说（一）文献综述
“过度教育”一词在不同学科中有不同含义。经济学中的过度教育是教育适配和教育不足的一个相对概念，其发源于西方，可从宏观和微观两个维度进行定义。宏观维度的过度教育通常指教育系统培养的劳动力和专门人才在总量和水平结构上超过了经济和社会发展的需求（顾明远，1989），即就社会整体而言，教育供给超过社会需求即为过度教育。以教育适配为参照，微观维度的过度教育通常指劳动者实际受教育水平超过工作所需受教育水平的不匹配状态，反之则为教育不足（Duncan和Hoffman，1981）。基于微观视角的研究通常将过度教育和教育不足统称为垂直型教育错配，与之对应，水平型教育错配通常指劳动者所学非所用，教育与职业结构不匹配的状态。可以看出，无论是宏观维度还是微观维度，过度教育均是劳动力市场上教育供给结构与工作技能需求结构没有良好匹配的结构性问题（周敏丹，2021），即在高学历劳动者供给超过工作岗位对高学历劳动者的需求时，高学历劳动者向下就业，“挤入”中低技能需求工作岗位的结构性错配现象。
有关过度教育影响效应的研究大多表明，过度教育者在劳动力市场上处于劣势状态，即在相同教育水平下，过度教育者的教育收益率和工资收入通常低于教育适配者，教育不足者则相反，其教育收益率和工资收入通常高于教育适配者（吴晓刚和李晓光，2021）。也就是说，过度教育具有工资惩罚效应，当劳动者获得的教育水平超过工作所需教育水平后，“过犹不及”效应会扭曲劳动技能的配置结构，抑制劳动生产力的释放，导致劳动者的教育收益率降低（Aina和Pastore，2020）。除了过度教育的工资效应外，也有部分研究从工作满意度视角关注了过度教育的非工资效应。如Wan等（2020）的研究指出，过度教育对劳动者的工作满意度具有显著负向影响，相同教育水平下，过度教育者的工作满意度显著低于教育适配者。李根丽和周泰云（2021）的研究也发现，过度教育会抑制劳动者的工作积极性和主观能动性，降低劳动者的工作满意度。由此，过度教育作为人力资本偏离帕累托最优状态的一种资源浪费现象，其对劳动者的工资收入和工作满意度均具有不利影响。
现有研究对过度教育与离职倾向的关系关注较少，研究成果主要集中于国外且结论存在分歧。一种观点认为，过度教育者相较教育适配者更倾向于离职。支持该观点的直接文献中，Hersch（1991）和Robst（1995）均发现，过度教育对劳动者在职求职、离职倾向具有显著正向影响。即当劳动者从事低于其自身教育水平的工作时，劳动者会感到自身不被重视，或对自身能力产生怀疑，陷入不满、抑郁等负面情绪，这些负面情绪会促使劳动者产生离职想法，通过离职来改变现状（Saravanabawan和Uthayatharshika，2014）。有关资质过高与离职倾向关系的相关研究也为上述观点提供了支持。这些研究大多发现，劳动者拥有的知识、技能与组织需求的匹配程度决定了劳动者的工作态度和离职倾向。资质过高会弱化劳动者的组织承诺，导致劳动者工作投入减少，同事关系受损，以及更强调未来抱负，从而资质过高对离职倾向具有显著预测作用，资质过高程度越大的劳动者越倾向于搜寻发展前景更大的工作岗位（Maynard等，2006）。但也有少数学者认为，过度教育对劳动者的离职倾向不具有显著影响，如Allen和Van Der Velden（2001）使用荷兰毕业生的数据研究发现，技能过度显著增加了劳动者在职搜寻的可能性，但过度教育对劳动者在职搜寻并不产生显著影响。基于中国情境探讨过度教育与离职倾向关系的文献较少，国外相关研究结论是否适用于中国也有待进一步研究和探讨。
（二）研究假说
1.过度教育对劳动者离职倾向的影响
个人—工作匹配理论认为，个人特质与工作特质的有效匹配会引发劳动者积极的态度和行为，匹配程度不佳会造成消极后果，从而个人能力与工作需求之间的不匹配（需求—能力错配）和个人需求与工作供给之间的不匹配（需求—供给错配）都可能诱发离职想法并产生离职行为（Cable和DeRue，2002）。过度教育作为个人与工作不匹配的典型形式，其既是需求—能力错配（Luksyte和Spitzmueller，2016），又是需求—供给错配（Abrahamsen，2010），从而与教育适配状态相比，过度教育状态会正向影响劳动者的离职倾向和离职行为（Harari等，2017）。相对剥夺理论基于社会比较视角从两个方面阐述了过度教育者的相对剥夺感：一是与公平理论观点类似，即过度教育者与自身教育水平相同的教育适配者相比处于劣势地位而产生的自身利益被剥夺的不公平感；二是与期望理论观点类似，即过度教育者对比现有工作与期望工作，发现价值期待与价值能力不一致时产生的失落挫败感（Schreurs等，2020）。不公平感和失落挫败感均会引发憎恨、愤怒和不满情绪，诱发离职意向。强调社会交换互惠原则的投资回报理论也认为，经济利益和社会价值交换是劳动者与企业形成雇佣关系的重要前提。过度教育作为一种低质量的社会交换结果，既是高成本低收益的经济交换不平衡的外在表现，也是就业愿望未得到满足的社会交换不平衡的内在反映。这些不平衡均会加剧劳动者的情绪耗竭，增加劳动者离开组织的倾向。
以上理论均认为，过度教育对劳动者离职倾向具有正向影响。与实证研究结论存在分歧类似，亦有理论认为，过度教育与离职倾向之间没有显著关系。如人力资本补偿理论认为，过度教育与其他人力资本，如技能和工作经验具有相互替代和补偿效应。若过度教育者意识到其在其他人力资本方面存在欠缺和不足，并接受采用过度教育弥补其他人力资本欠缺的事实，则过度教育不会对离职倾向产生显著影响（Mavromaras等，2013）。工作需求—控制理论也认为，过度教育可能是劳动者权衡其他工作特征主动选择的结果，如较小的工作压力和工作—家庭冲突等，从而若工作需求和工作控制共同作用的正向效用大于或平衡过度教育的负向效用时，过度教育并不会使劳动者产生较高的离职倾向（Black，2012）。
结合中国文化传统和高等教育持续扩张的现实背景，本文倾向于支持第一种观点。一方面，无论是古代的“学而优则仕”抑或现代的“知识改变命运”，教育功利价值观一直是中国个体追求高学历和家庭投资教育的逻辑原因和内在动力。过度教育所导致的教育—需求不匹配、相对剥夺和投资回报不平衡等均可能诱发劳动者的离职意愿，并通过寻找理想工作岗位更有效率地利用自身教育禀赋。另一方面，在注重人情社会的中国，工作嵌入一直是社会结构等方面影响个体经济行为的一种重要运作方式。但与相同教育水平的教育适配者相比，过度教育者与组织或其他成员的匹配程度较差，联系程度较低，在离职时需要做出的牺牲较少，离开组织受到的牵制也较小（Shin和Kim，2020）。此外，人力资本补偿理论被证明更适用于职业生涯的早期阶段或短期过度教育现象（McMillen，2007），在控制其他人力资本的情况下，过度教育仍对离职倾向具有正向影响。一些研究还发现，过度教育并未缓解或平衡工作压力和工作—家庭冲突等，反而更可能因人力资本利用不足、工作枯燥乏味、自尊心受挫等导致更大的工作压力和工作—家庭冲突（Konno和Munakata，2014）。基于以上分析，本文提出如下假说：
H1：与相同教育水平的教育适配劳动者相比，过度教育劳动者的离职倾向更高。
2.过度教育影响劳动者离职倾向的作用机制
与离职行为包括主动离职与被动离职类似，劳动者的离职倾向也包括主动离职倾向和被动离职倾向两类。主动离职倾向通常与不能满足劳动者工作期望的消极因素有关，如较低的工作满意度，被动离职倾向则与劳动者对工作稳定性的判断有关，如对失去当前工作的担心（姜泽许，2014）。也就是说，离职倾向既可能是劳动者工作不满意后的心理意向，也可能是劳动者规避被动失业的心理防御，因而在探讨过度教育对劳动者离职倾向的作用机制时，本文重点探讨工作满意度和工作安全感的影响。
工作满意度是劳动者在工作中产生某种满意的感受或获得某种程度的满足，其是衡量劳动者对工作质量主观认同程度的重要指标，能综合反映劳动者的需求满足度及对组织的好感度。与过度教育影响离职倾向的内在作用机制一致，过度教育作为“不充分就业”的典型表现形式，也会因个人—工作不匹配、相对剥夺感和社会交换互惠关系不平衡对工作产生不满意感。首先，劳动者的工作态度受到自身“渴望”与“工作能够满足该渴望”匹配程度的影响（Firfiray和Mayo，2017；尤亮和霍学喜，2020）。过度教育所导致的个人—工作不匹配既无法使劳动者充分利用已掌握的知识和技能，产生“人尽其才”的愉悦感和归属感，也难以使劳动者从挑战性工作中获得激励效用，产生成就感和满足感，这些正向情绪的缺失均会降低劳动者的自我认同感，导致劳动者对工作产生不满意感。其次，与教育适配者相比，较差的工作岗位、较低的社会地位以及对有价资源占有较少或不占有状态产生的不公平感，以及与期望工作相比较大的心理落差均会引发“相对剥夺效应”，降低劳动者的工作满意感。最后，过度教育导致的教育投资与工作报酬结构之间的不平衡也会激活劳动者的心理压力和负面情绪，降低劳动者的工作积极性，引发劳动者对工作的不满意感。
作为经典离职模型的重要预测变量（Mobley，1977；Steers和Mowday，1981），工作满意度与离职倾向的密切关系主要体现在两个方面：一是心理契约违背。心理契约理论认为，劳动者与组织除了签订书面合同来明确彼此权利义务关系外，还会“签订”一种无形和非正式的心理契约。这种心理契约既是经济契约的内部表现形式，也是经济契约约束双方行为的心理作用机制。劳动者会根据其感知到的心理契约达成情况来判断自身需求满足程度，进而调整自己对组织的态度和行为（李恺和万芳坤，2019）。一旦劳动者与组织之间的“互惠互利”原则被打破，心理契约违背产生的不满意感就会降低劳动者对组织的信任感和忠诚度，引发劳动者的离职倾向以及主动离职行为。二是趋利避害的心理效应。趋利避害是情绪作用于行为的深层次驱动力。个体对刺激情绪效价加工会出现趋利避害的心理效应，即正性情绪引起趋近反应，负性情绪引起回避反应（马惠霞等，2016）。工作满意度作为劳动者对工作环境的情绪反应，同样遵循趋避原则，从而较高的工作满意度会强化劳动者的留职意愿，激励劳动者继续努力获得更高效用，较低的工作满意度则会强化劳动者的离职倾向，驱使劳动者避开危险或处罚处境（Gan等，2020；Falatah等，2021）。基于以上分析可推测，过度教育可能通过降低劳动者的工作满意度进而对离职倾向产生正向影响。由此，本文提出如下假说：
H2：过度教育通过降低劳动者的工作满意度进而增加其离职倾向。
工作安全感是劳动者对其未来工作可持续性的心理预期和感知（Pearce，1998）。工作安全感不足也被称为工作不安全感，指劳动者在受威胁的工作情境下，对于非自愿失去工作的无力感（Greenhalgh和Rosenblatt，1984）。工作安全感的缺失是多方面因素综合作用的结果，已有研究发现，对有价值工作特征丧失的感知，如人职不匹配引发的资质过高感是劳动者对工作产生不安全感的重要方面（Peiró等，2012）。过度教育作为资质过高的典型代表，其对劳动者工作安全感的影响主要表现在两个方面：一是人力资本贬值效应。资源保存理论认为，劳动者有努力获得和维持自身资源的倾向，当劳动者所处的环境使其感知到可能失去某些资源、或已经失去了某些资源、或获得新的资源比较渺茫时，劳动者就会产生工作不安全感（解飞，2010）。相对于相同教育水平下的教育适配状态，过度教育就是劳动者人力资本未充分利用，价值创造能力处于贬值状态的一种表现（罗润东和彭明明，2010）。这种就业状态既难以使劳动者原来所具备的知识和技能在“干中学”中保值增值，也难以使劳动者在再就业时保持竞争优势，从而与相同教育水平下的教育适配者相比，过度教育者在面临工作威胁时更可能对工作产生不安全感。二是负面信号效应。过度教育的信号功能虽然有助于劳动者在竞争相同工作岗位时释放有利信号，并在求职队列中取得靠前位置（Thurow，1979）。但在相同教育水平下，过度教育者向下就业释放的则是能力不强的负面信号。且除自愿离职外，过度教育者还拥有更短的工作任期（Sloane等，1999），更可能因工作态度消极、职业倦怠等遭遇非自愿离职，并在再就业时遭受歧视（McGuinness和Wooden，2009）。这些不利信号均会导致劳动者怀疑和否定自己，产生强烈的工作不安全感。
工作安全感作为满足劳动者基本心理需要的一个重要体现，一直是影响劳动者工作态度和行为的重要因素。已有研究发现，工作不安全感虽然也可能是挑战性压力源，即对失去工作的担忧与不安可能会激励劳动者努力工作，不断改善态度和行为以实现保留工作的目的，但更多表现为障碍性压力源，且这种对压力事件的预期给劳动者造成的危害程度，与压力事件真正发生时一样严重，甚至更为严重（朱朴义和胡蓓，2014）。也就是说，工作不安全感作为一种损耗性资源，不仅违背了自主、能力和相关性的基本心理需求，也导致了劳动者与组织之间义务—诱因（基于安全的交换忠诚和承诺等社会情感利益）、投入—结果（努力所得到的回报）等交换关系的不平衡，减弱了劳动者对支持型工作环境的感受（刘淑桢，2021）。因而当这种不安全感一旦产生且较难克服时，劳动者的自我保护机制便会做出避免伤害以及不必要损失的规避策略，触发离职倾向并尽快搜寻替代工作。因此，过度教育可能会通过降低劳动者的工作安全感进而增加劳动者的离职倾向。由此，本文提出如下假说：
H3：过度教育通过降低劳动者的工作安全感进而增加其离职倾向。
过度教育影响劳动者离职倾向的作用机制如图1所示。在过度教育影响劳动者离职倾向基准模型的基础上，本文依次考察工作满意度和工作安全感的中介作用，以进一步揭示其内在影响机制。
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| 图 1 过度教育影响离职倾向的理论模型图 |
（一）样本选择与数据来源
本文使用的数据来源于中国综合社会调查（CGSS）2015年微观调查数据（简称CGSS2015）。CGSS2015采用四阶段不等概率抽样方式在全国范围内抽取样本，调查范围广、样本代表性强、信息量大。与其他调查年份不同，CGSS2015除了包括核心模块（A部分）外，还包括国际调查合作计划（ISSP）的工作模块（D部分），适合于本文的研究设计。本文主要关注过度教育对劳动者离职倾向的影响及其作用机制，其中过度教育变量、基本人口学变量和工作特征变量来自A部分，离职倾向及影响机制有关的变量来自D部分。CGSS2015的D部分样本系从A部分样本中抽取，抽中概率为1/6，进入D部分的样本数量为1795。根据研究需要，本文进一步对样本进行了如下处理：（1）删除就业类型为雇主、个体工商户、家庭企业就业、自由职业者和不便分类的其他就业类型样本；（2）删除正在读书和文盲样本；（3）删除劳动年龄段外的样本；（4）删除存在缺失值、异常值和前后矛盾的样本。最终，本文获得A部分样本4674个，D部分样本350个。
（二）变量定义
被解释变量：离职倾向。CGSS2015中有关离职倾向的题项有两个，本文根据题项“总的来说，在未来12个月，您会不会试着到其他单位找工作”来测度离职倾向，并将选项非常不可能、不太可能、有可能和非常可能分别赋值为1—4的整数，数值越大表示劳动者的离职倾向越高。为保证研究结果的稳健性，本文同时使用题项“为了留在单位，即使其他单位给我比现在高很多的报酬，我也不会去”来测度离职倾向。
解释变量：过度教育。国际上通常采用工作分析法、经验统计法和自我评估法测度过度教育。其中，工作分析法需要职业评估专家评定每种职业所需的受教育水平，形成包括任职资格在内的职业信息评估手册，并通过对比职业评估手册要求的受教育水平与劳动者实际受教育水平来判断劳动者是否过度教育。该方法最具客观性，但程序复杂、费用高昂，存在职业信息数据库更新不及时等信息失真和滞后性问题。自我评估法可分为直接自我评估法和间接自我评估法，直接自我评估法通常由劳动者自我评估是否处于过度教育状态，间接自我评估法主要通过询问岗位要求的教育水平和自身实际教育水平间接获得。这两种方法都能针对具体职业进行评估，但都可能因主观性较强而出现测量偏差。经验统计法主要包括标准差法和众数法。其中，标准差法将职业内部劳动者的平均受教育水平视为岗位要求的教育水平，并将劳动者的受教育水平加减一个标准差视为教育适配，超过岗位要求教育水平加一个标准差视为过度教育，低于岗位要求教育水平减一个标准差视为教育不足。众数法根据职业内部劳动者的受教育水平众数确定岗位要求的教育水平，并将高于、等于和低于岗位要求的教育水平的状态分别界定为过度教育、教育适配和教育不足。经验统计法在样本量较小时容易出现测量偏误，但使用范围最广，在大样本下的测度结果也较为准确。鉴于工作分析法在中国并不适用，CGSS2015的D部分也未提供过度教育主观评价的相关信息，本文选择采用经验统计法来测度过度教育。
需要说明的是，本文主要根据CGSS2015的A部分4674个样本提供的受教育水平信息，以及经验统计法中的标准差法来测度过度教育。同时，在稳健性检验中采用众数法下度量的过度教育作为工具变量对测量误差进行检验。CGSS将职业划分为9个大类和多个子类。本文在剔除教育水平指标和职业类别指标存在缺失的样本后，最终基于职业分类（ISCO-08）二位编码计算每种职业所需的受教育年限，进而根据劳动者实际受教育年限与职业所需受教育年限来评估劳动者是否过度教育（颜敏和王维国，2018）。
中介变量：工作满意度和工作安全感。本文根据CGSS2015受访者对题项“您对您的（主要）工作是否满意”的回答来构造工作满意度变量。工作安全感的衡量指标选取自题项“您是否担心有可能失业”。
控制变量。根据已有相关文献，本文从劳动者个体层面、工作层面选取相关特征变量加以控制（Chowdhury，2015；Hur和Bae，2021）。劳动者个体层面的控制变量包括受教育年限、工作年限及其平方、性别、户口、婚姻和健康状况。工作层面的控制变量包括合同类型和就业机会。其中，工作年限等于劳动者年龄减去受教育年限再减去入学年龄，对于受教育水平较低的劳动者，取16岁作为其开始工作的年龄。合同类型定义为是否签订劳动合同，并用虚拟变量表示。就业机会以各省份就业率表示，即各省份调查年份就业人口与总人口的比值（蔡昉，2004；易莹莹和陆书馨，2022）。本文还进一步控制了地区变量，以排除地区经济发展水平对劳动者离职倾向的影响。如前所述，本文的核心解释变量为过度教育，为使模型更加简洁，教育不足虚拟变量在回归中主要以控制变量形式出现。变量定义及描述性统计如表1所示。
| 变量名称 | 含义 | 均值 | 标准差 |
| 离职倾向 | 离职倾向（1—4） | 2.0171 | 0.7644 |
| 过度教育 | 过度教育（是=1） | 0.1714 | 0.3774 |
| 教育不足 | 教育不足（是=1） | 0.0686 | 0.2531 |
| 工作满意度 | 工作满意度（1—6） | 4.7057 | 0.9044 |
| 工作安全感 | 工作安全感（1—4） | 1.7857 | 0.8713 |
| 受教育年限 | 实际受教育年限（年） | 12.1286 | 3.4180 |
| 工作年限 | 实际工作年限（年） | 19.4343 | 11.6590 |
| 工作年限平方 | 实际工作年限平方/100 | 5.1323 | 5.1544 |
| 性别 | 性别（男=1） | 0.4971 | 0.5007 |
| 户口 | 户口（非农户口=1） | 0.6000 | 0.4906 |
| 婚姻状况 | 婚姻状况（在婚=1） | 0.7914 | 0.4069 |
| 健康状况 | 健康状态（1—5） | 4.0371 | 0.8092 |
| 合同类型 | 劳动合同（签订劳动合同=1） | 0.5600 | 0.4971 |
| 就业机会 | 省级就业率（就业人口/总人口） | 0.5738 | 0.0414 |
| 东部地区 | 东部地区（是=1） | 0.5000 | 0.5007 |
| 东北地区 | 东北地区（是=1） | 0.1057 | 0.3079 |
| 中部地区 | 中部地区（是=1） | 0.2171 | 0.4129 |
| 西部地区 | 西部地区（是=1） | 0.1772 | 0.3823 |
（三）模型构建
本文在基准模型中重点检验过度教育对劳动者离职倾向的影响。考虑到被解释变量离职倾向为有序离散数据，且使用的数据为截面数据，在此采用有序Probit模型进行回归估计。模型形式设定如下：
| $ TI_i^{*} = {\beta _0}{\text{ + }}{\beta _1}oed{u_i} + {\beta _2}{X_i} + {\varepsilon _i} $ | (1) |
模型（1）中，
同时，设
| $ T{i_i} = \left\{ \begin{aligned} & 1,\quad TI_i^{*} < {\alpha _1} \\ & 2,\quad {\alpha _1} \leqslant TI_i^{*} < {\alpha _2} \\ & 3,\quad {\alpha _2} \leqslant TI_i^{*} < {\alpha _3} \\ & 4,\quad {\alpha _3} \leqslant TI_i^{*} \end{aligned} \right. $ | (2) |
模型（2）中，
（一）基准回归结果
本文通过逐步纳入控制变量的方法分析过度教育对劳动者离职倾向的影响，结果如表2所示。其中，第（1）列仅纳入过度教育、教育不足以及受教育年限，第（2）列和第（3）列在前一列基础上依次纳入个体特征变量和地区变量，第（4）列进一步纳入工作特征变量，第（5）列则将过度教育的参照对象由教育适配替换为非过度教育。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） |
| 过度教育 | 0.5022*** | 0.4945*** | 0.4900*** | 0.4895*** | 0.4899*** |
| （0.1786） | （0.1747） | （0.1797） | （0.1832） | （0.1831） | |
| 教育不足 | −0.3056 | −0.1418 | −0.1510 | −0.1774 | |
| （0.2710） | （0.2923） | （0.2922） | （0.2891） | ||
| 受教育年限 | −0.0837*** | −0.1028*** | −0.1045*** | −0.0969*** | −0.0937*** |
| （0.0195） | （0.0282） | （0.0283） | （0.0292） | （0.0286） | |
| 工作年限 | −0.0572*** | −0.0580*** | −0.0581*** | −0.0592*** | |
| （0.0218） | （0.0221） | （0.0221） | （0.0220） | ||
| 工作年限平方 | 0.0696 | 0.0712 | 0.0695 | 0.0715 | |
| （0.0478） | （0.0483） | （0.0480） | （0.0477） | ||
| 性别 | −0.0915 | −0.0917 | −0.0839 | −0.0871 | |
| （0.1197） | （0.1201） | （0.1205） | （0.1206） | ||
| 户口 | −0.4095** | −0.4117** | −0.3808** | −0.3864** | |
| （0.1608） | （0.1628） | （0.1655） | （0.1661） | ||
| 婚姻状况 | −0.3989** | −0.3913** | −0.3886** | −0.3864** | |
| （0.1565） | （0.1608） | （0.1608） | （0.1608） | ||
| 健康状况 | 0.0129 | 0.0133 | 0.0057 | 0.0095 | |
| （0.0829） | （0.0835） | （0.0835） | （0.0835） | ||
| 工作特征 | No | No | No | Yes | Yes |
| 地区特征 | No | No | Yes | Yes | Yes |
| 样本量 | 350 | 350 | 350 | 350 | 350 |
| Pseudo R2 | 0.0250 | 0.0965 | 0.0970 | 0.0996 | 0.0990 |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误。 | |||||
表2第（1）列回归结果显示，过度教育对劳动者的离职倾向具有正向影响，且这种影响在1%统计水平上显著。依次纳入个体特征变量、地区变量和工作特征变量后，过度教育的系数和显著性均未发生较大变化。以非过度教育为参照对象，第（5）列的回归结果显示过度教育显著正向影响劳动者的离职倾向，系数大小和显著性与第（1）至（4）列基本一致。总体来看，过度教育对劳动者离职倾向的影响并不随着控制变量的增加而发生较大变化，本文关注的核心解释变量过度教育的估计系数较为稳健。过度教育对劳动者离职倾向具有显著正向影响，表明过度教育显著增加了劳动者的离职倾向，即与相同教育水平的教育适配者相比，过度教育者具有更高的离职倾向。据此，研究假说H1得到验证。
由于本文的被解释变量离职倾向为四分类变量，表2的估计系数仅反映了过度教育对离职倾向影响的显著性和方向，而不是边际效应。为此，本文结合各切点估计值，在表2第（4）列回归结果基础上进一步计算过度教育对离职倾向的边际效应，结果如表3所示。可以看出，相比相同教育水平的教育适配者，过度教育者离职倾向为“非常不可能”的概率下降12.58%，为“有可能”和“非常可能”的概率分别上升10.85%和3.53%。过度教育者离职倾向为“不太可能”的概率也呈现下降趋势，虽然不显著，但并不影响主要结论。
| 变量 | Ti=1 | Ti=2 | Ti=3 | Ti=4 |
| 过度教育 | −0.1258*** | −0.0180 | 0.1085*** | 0.0353* |
| （0.0411） | （0.0180） | （0.0405） | （0.0183） | |
| 注：括号内为Delta-method标准误。 | ||||
（二）稳健性检验
本文的研究目的之一在于有效识别过度教育对离职倾向的影响，但由于遗漏变量问题和测量误差问题，基准回归的系数及其显著性可能因内生性问题而存在偏误。为此，本文从两方面来克服可能存在的内生性问题。一是充分利用数据中的个体特征和工作特征信息以尽可能减少内生性的发生；二是选取合适的工具变量，采用工具变量法解决测量误差导致的内生性问题。
1.控制其他可能影响估计结果的变量
根据前文讨论的人力资本补偿理论和工作需求—控制理论，能力等教育以外的其他人力资本，以及工作压力、工作—家庭冲突、工资收入等其他工作特征等，都可能影响过度教育对离职倾向的作用效果，导致估计结果出现偏误。为此，本文进一步控制了能力匹配、工作压力、工作—家庭冲突和工资收入等变量。其中，能力匹配根据问题“考虑到您的能力和工作状况，您认为您目前的收入是否合理呢”的回答来界定。具体而言，本文将“合理”和“非常合理”定义为能力匹配，其他界定为能力不匹配。表4第（1）列回归结果显示，即使控制了上述可能影响估计结果的变量，过度教育依然在1%的统计水平上显著正向影响劳动者的离职倾向。
| 变量 | 控制其他变量 | 工具变量法 | 替换被解释变量 | 删除异常样本 | 替换方法 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| 过度教育 | 0.4829*** | 0.6142** | 0.4170* | 0.4193** | 0.7879** | |
| （0.1826） | （0.2479） | （0.2289） | （0.1953） | （0.3262） | ||
| 众数法测度的过度教育 | 0.3860*** | |||||
| （0.0441） | ||||||
| 控制变量 | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| 样本量 | 350 | 350 | 350 | 339 | 311 | 350 |
| Pseudo/Centered R2 | 0.1000 | 0.1762 | 0.0244 | 0.1164 | 0.1000 | |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号内为稳健标准误。为简化分析，本文参照已有文献的做法，将离职倾向当作连续值来进行处理，并采用两阶段最小二乘法进行回归。弱工具变量检验报告的Cragg-Donald Wald F统计量为41.490，大于10%显著性水平上的临界值16.38，不可识别检验的Anderson LM统计量的P值为0.0000，强烈拒绝不可识别的原假设。 | ||||||
2.利用工具变量法进行回归估计
尽可能多的控制个体特征和工作特征变量虽然能在一定程度上缓解遗漏变量导致的内生性问题，但无法解决测量误差导致的结果偏误。因此，本文借鉴已有研究的处理方法，使用存在测量误差变量的另一种度量作为现有度量的工具变量来进行回归估计（屈小博和余文智，2020）。该方法假设测量误差满足经典变量误差（classical errors-in-variables，CEV）设定，且两种度量的测量误差不相关。具体而言，假设
3.其他稳健性检验
为确保研究结果的可靠性，本文进一步从变量、样本和模型等方面对基准回归结果进行稳健性检验，检验结果分别如表4第（4）至（6）列所示。首先，替换被解释变量。如前文所述，本文根据问题“为了留在单位，即使其他单位给我比现在高很多的报酬，我也不会去”的回答来重新测度离职倾向，并将其作为被解释变量进行回归估计，结果仍支持本文主要结论。其次，删除异常样本。考虑到无固定雇主的零工、散工转换工作的频率较高，本文对这一部分样本进行了剔除并重新进行回归，发现研究结论依然成立。最后，替换模型。本文将有序Probit模型替换为有序Logit模型重新进行回归估计，结果依然稳健。
五、进一步分析（一）影响机制检验
根据前文的理论分析，过度教育可能通过降低工作满意度和工作安全感间接影响劳动者的离职倾向。为考察“过度教育→工作满意度→离职倾向”和“过度教育→工作安全感→离职倾向”这两个作用机制是否成立，本文运用Baron和Kenny（1986）提出的中介效应模型逐步回归方法，并借鉴Iacobucci（2012）总结的离散有序因变量中介效应检验步骤，构建下列模型。需要说明的是，中介效应模型的第一步即为模型（1），第二步和第三步分别如模型（3）和模型（4）所示。
| $ {M_i} = {\vartheta _0} {\text{ + }}{\vartheta _1}oed{u_i} + {\vartheta _2}{X_i} + {\upsilon _i} $ | (3) |
| $ TI_i^* = {\gamma _0}{\text{ + }}{\gamma _1}oed{u_i} + {\gamma _2}{M_i} + {\gamma _3}{X_i} + {\kappa _i} $ | (4) |
模型（3）至（4）中，
表5为过度教育影响劳动者离职倾向的中介效应检验结果。第（1）列和第（3）列结果显示，工作满意度和工作安全感的系数均显著为负，表明过度教育显著降低了劳动者的工作满意度和工作安全感。第（2）列和第（4）列结果显示，过度教育对离职倾向仍具有显著的正向影响，且工作满意度和工作安全感对离职倾向均具有显著的负向影响。同时还可以看出，分别控制中介变量工作满意度和工作安全感之后，过度教育系数相比未控制时均有所下降。这表明，工作满意度和工作安全感在过度教育影响劳动者离职倾向的过程中发挥着中介作用，且为部分中介作用，即过度教育除了直接影响劳动者的离职倾向外，还会通过降低劳动者的工作满意度和工作安全感进而对离职倾向产生间接影响。此外，本文还将工作满意度和工作安全感同时纳入基准回归模型，第（5）列结果显示过度教育、工作满意度和工作安全感系数仍分别显著为正向、负向和负向，再次证明工作满意度和工作安全感均是过度教育影响离职倾向的作用路径。
| 变量 | 工作满意度 | 离职倾向 | 工作安全感 | 离职倾向 | 离职倾向 |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| 过度教育 | −0.3377** | 0.4290** | −0.4703*** | 0.4343** | 0.3835** |
| （0.1634） | （0.1877） | （0.1719） | （0.1865） | （0.1903） | |
| 工作满意度 | −0.2460*** | −0.2318*** | |||
| （0.0807） | （0.0824） | ||||
| 工作安全感 | −0.1876** | −0.1661** | |||
| （0.0791） | （0.0808） | ||||
| 控制变量 | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| 样本量 | 350 | 350 | 350 | 350 | 350 |
| Pseudo R2 | 0.0684 | 0.1150 | 0.0664 | 0.1079 | 0.1213 |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误。工作满意度和工作安全感的相关系数为0.1833。 | |||||
为确保研究结论的稳健性，本文使用Bootstrap法重复抽样2000次对中介效应进行稳健性检验，结果如表6所示。结果显示：“过度教育→工作满意度→离职倾向”的间接效应系数为0.0783，95%的置信区间为[0.0028，0.2244]；“过度教育→工作安全感→离职倾向”的间接效应系数为0.0781，95%的置信区间为[0.0044，0.2188]；过度教育对离职倾向总的间接影响效应显著为正，效应值为0.1564，95%置信区间为[0.0367，0.3419]。这些间接效应的置信区间均不包括0，再次证实过度教育对离职倾向的影响有一部分是通过影响工作满意度和工作安全感实现的。由此，研究假说H2和H3均得到验证。具体而言，工作满意度是过度教育增加劳动者离职倾向的一条关键路径，过度教育者相对教育适配者更可能对工作感到不满，进而产生较高的离职倾向。工作安全感是过度教育与离职倾向之间的另一条传导机制，相对于相同教育水平下的教育适配者，过度教育者对工作安全感的缺乏更可能促进其产生离职想法。
| 路径 | 间接效应值 | 95%置信区间 | |
| 下限 | 上限 | ||
| 过度教育→工作满意度→离职倾向 | 0.0783 | 0.0028 | 0.2244 |
| 过度教育→工作安全感→离职倾向 | 0.0781 | 0.0044 | 0.2188 |
| 总间接效应 | 0.1564 | 0.0367 | 0.3419 |
| 注：置信区间由误差修正的Bootstrap法估计得出。 | |||
（二）过度教育：绊脚石抑或垫脚石
在职培训是人力资本形成和积累的重要方式，能有效激励劳动者通过留任发挥更大的价值。已有研究发现，过度教育虽然具有工资惩罚效应，但有助于劳动者获得更多在职培训机会（Sicherman，1991），促进人力资本增值，即在劳动者职业发展中发挥垫脚石作用。为进一步检验上述观点是否成立，本文根据题项“过去12个月，您是否在工作单位或者其他地方参加过提高技能的培训”构造在职培训变量，并将在职培训作为被解释变量，采用Probit模型进行回归分析。表7第（1）列的估计结果显示，过度教育对在职培训具有负向影响，尽管影响并不显著。与Mavromaras等（2013）的结论一致，过度教育并未使劳动者获得更多的在职培训机会，甚至还倾向于降低劳动者的在职培训机会。这一结论表明在相同教育水平下，过度教育并不能增加劳动者的在职培训机会，未获得有利于职业成长的培训机会可能也是过度教育者离职倾向较高的原因之一。
| 变量 | 在职培训 | 外部雇佣机会感知 |
| （1） | （2） | |
| 过度教育 | −0.2263 | −0.0736 |
| （0.2103） | （0.1680） | |
| 控制变量 | Yes | Yes |
| 样本量 | 348 | 345 |
| Pseudo R2 | 0.1761 | 0.0774 |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误。 | ||
学术界常将个体感知到可获得的替代性工作机会的多寡定义为外部雇佣机会感知（Wheeler等，2005）。已有研究发现，离职决策是感知到的工作更换和可取性的函数（March和Simon，1958）。当劳动者感知到可替代性工作的机会，即外部雇佣机会较少时，离职可能阻碍劳动者的职业发展，甚至导致其遭遇失业困境；而当劳动者感知到外部雇佣机会较多时，劳动者会觉得离职有利于自身职业发展，并积极寻求更好的工作岗位和组织，离职倾向较高。因此，外部雇佣机会感知可能是过度教育影响劳动者离职倾向的作用机制，即人力资本未充分利用的过度教育状态会增加劳动者的外部雇佣机会感知，进而影响劳动者的离职倾向。本文以题项“如果您重新找一份和现在一样或者更好的工作，您认为是容易还是困难？”构建外部雇佣机会感知变量，回归结果如表7第（2）列所示。可以看出，过度教育对劳动者外部雇佣机会感知具有负向影响，尽管影响并不显著。这表明，过度教育并未使劳动者感觉到其外部雇佣机会增加，相反，这些劳动者在寻求替代工作时更可能处于不利地位，或至少不会处于有利地位。综上可知，过度教育并没有增加劳动者的在职培训机会和外部雇佣机会感知，其在劳动者职业发展中更可能是绊脚石而不是垫脚石。
六、主要结论与对策启示（一）主要结论
作为个人与工作不匹配的典型状态，过度教育对劳动者工资收入和工作满意度具有重要影响已经基本达成共识，但其与劳动者离职倾向的关系及影响机制目前尚不明确。基于中国综合社会调查（CGSS）2015年微观调查数据，本文在对过度教育与离职倾向关系进行理论分析的基础上，运用有序Probit模型对二者的作用关系进行了实证检验。研究结果表明，过度教育显著增加了劳动者的离职倾向，即在相同教育水平下，过度教育者的离职倾向显著高于教育适配者。机制检验表明，过度教育会通过降低工作满意度和工作安全感来增加劳动者的离职倾向，工作满意度和工作安全感是过度教育影响劳动者离职倾向的重要渠道。进一步分析表明，过度教育未增加劳动者的在职培训机会和外部雇佣机会感知，其在劳动者职业发展中更可能是绊脚石而不是垫脚石。
（二）理论意义
本文通过分析过度教育对劳动者离职倾向的影响效应及作用机制，在一定程度上解释了过度教育与离职率高涨这两个看似矛盾但并存发生的社会现象，并从过度教育视角为社会各界全面认识离职倾向提供了一个新的理论视角。
第一，聚焦于离职倾向，拓展并完善了传统上以工资收入和工作满意度为主导的过度教育就业效果研究内容和理论范畴。离职倾向是反映劳动者离职行为的重要预测变量，如何降低劳动者离职倾向产生的可能性，建立长期有效的激励机制对企业可持续发展至关重要。但受数据限制，已有关于过度教育的研究较少关注其对离职倾向的影响，国内相关研究更为匮乏。本文基于中国本土数据的研究不仅拓展了过度教育就业效果的研究内容，丰富了过度教育的相关文献，还通过将既有心理学、组织行为学领域的理论知识融入离职倾向的研究，进一步拓宽了离职倾向研究的理论范畴。
第二，从多重视角分析了过度教育影响劳动者离职倾向的作用机制，突破了以往研究对过度教育与离职倾向作用关系的理论解释。通过将离职倾向划分为主动离职倾向和被动离职倾向，本文发现过度教育不仅通过降低工作满意度影响劳动者的主动离职倾向，还会加剧劳动者的工作不安全感，促使劳动者产生被动离职倾向。这些结论不仅更好地解释了过度教育增加劳动者离职倾向的逻辑机制，也从新的视角进一步打开了过度教育作用于离职倾向的“理论黑箱”，为后续深入研究提供了参考思路。
第三，通过检验过度教育的垫脚石或绊脚石作用，深化了对过度教育与离职倾向作用关系的理解。过度教育的垫脚石作用抑或绊脚石作用是学界尚存争议的话题，也是指导教育改革的重要参考依据。本文从在职培训和外部雇佣机会感知层面回答了过度教育更可能具有绊脚石作用而不是垫脚石作用，再次为过度教育增加离职倾向提供了理论支撑，也为社会各界正确认知过度教育提供了实证参考。
（三）对策启示
为降低过度教育对劳动者离职倾向的不利影响，提高劳动者的就业质量，本文从政府、企业和个人层面提出以下对策建议。
首先，政府应从教育资源配置和就业市场改善入手，多措并举降低过度教育概率。一方面，在教育扩张和产业政策调整成为必然趋势的时代背景下，政府既要注重教育规模、提高教育质量，也要结合产业发展的最新需要，有前瞻性地调整教育模式，优化教育结构和专业方向，以最有效的方式培养国家和企业需要的人才，如近年来正在推进的独立学院与职业院校合并转设为职业技术大学的办学模式，教育部新增设的一批切合社会经济发展需要的本科专业，均有助于提高劳动者教育与就业的匹配概率。另一方面，充分利用大数据优势搭建就业信息服务平台，构建统一竞争的就业环境，降低劳动者因信息不对称或劳动力市场分割所导致的人力资本浪费。
其次，企业应优化人力资源管理模式，建立全面且完善的激励机制。除了在招聘时全面评估劳动者的人力资本水平，以及入职时合理安排工作岗位以减少过度教育的可能性外，企业更应为劳动者提供培训和干中学的机会，使劳动者即使过度教育也能获得自我提升和职业成长，并通过职业晋升跳出“过度教育”，实现向上职业流动。同时，在过度教育暂时不可避免的情况下，为劳动者提供舒适的工作环境和宜人的交流空间，营造良好的工作氛围和人际环境，让劳动者体验到强烈的社会需求和组织归属感，通过加强劳动者与组织之间的联结提升劳动者的工作安全感和工作满意度，进而降低离职倾向。
最后，劳动者在择业的过程中，需要对自身教育和能力进行合理的评估，并在工作中不断提升人力资本价值。为避免陷入过度教育陷阱，劳动者在择业前就应通过互联网和社会网络充分了解工作岗位的信息和企业动态，清楚认知各岗位的要求、特点和胜任度，在择业时更要全面评估自身能力和岗位契合度，最大限度地实现人职匹配。同时，在就业形势不佳时努力保持良好心态，并通过不断学习提升人力资本，持续提高自身在就业市场上的竞争力。
（四）不足与展望
本文虽然对过度教育与离职倾向的关系和作用机制进行了较为全面细致的研究，但依然存在一定的局限和不足。首先，囿于数据限制，本文只在截面数据基础上开展研究，得到的结论可能只反映了过度教育影响离职倾向的静态结果，使用面板数据是否会得到更丰富的研究结论还有待进一步研究。其次，由于进入CGSS2015 D模块的样本仅为总样本的1/6，本文的样本数据较少，研究结果可能存在一定偏差，结论是否具有普适性仍需要通过更大规模的样本数据来验证。再次，与本文研究相关的开放数据库较少，目前适合本文研究主题的仅有CGSS2015年的数据，数据相对陈旧，尤其是无法反映近年来爆发的新冠疫情对就业带来的影响。最后，与专业的离职倾向量表相比，CGSS2015在离职倾向指标设计上存在着一些不足，有待进一步改进和完善。因此，在今后的研究中应围绕过度教育与离职倾向的相关问题设计更为完善的调查问卷，并采用时间跨度较大的追踪调查来收集大样本数据，进一步对本文研究中所探讨的相关问题做出更加严格、深入的回答。
| [1] | 姜泽许. 高绩效人力资源实践对员工离职倾向的影响研究[D]. 北京: 北京科技大学, 2014. |
| [2] | 李根丽, 周泰云. 教育错配会影响工作满意度吗——机制分析与实证检验[J]. 山西财经大学学报, 2021, 43(8): 30–42. |
| [3] | 马惠霞, 宋英杰, 刘瑞凝, 等. 情绪的动机维度对趋避行为的影响[J]. 心理科学, 2016, 39(5): 1026–1032. |
| [4] | 屈小博, 余文智. 农民工教育与职业的匹配及其工资效应——基于城市规模视角[J]. 中国农村经济, 2020(1): 48–64. |
| [5] | 宋皓杰, 程延园. 强制性组织公民行为与新生代员工离职意向[J]. 经济管理, 2021, 43(4): 108–121. |
| [6] | 吴晓刚, 李晓光. 中国城市劳动力市场中教育匹配的变迁趋势——基于年龄、时期和世代效应的动态分析[J]. 中国社会科学, 2021(2): 102–122. |
| [7] | 颜敏, 王维国. 教育错配对工资的惩罚效应——来自中国微观面板数据的证据[J]. 财经研究, 2018, 44(3): 84–96. |
| [8] | 尤亮, 霍学喜. 渴望: 概念、形成机理与展望[J]. 外国经济与管理, 2020, 42(1): 140–152. |
| [9] | 朱朴义, 胡蓓. 可雇佣性与员工态度行为的关系研究——工作不安全感的中介作用[J]. 管理评论, 2014, 26(11): 129–140. |
| [10] | Aina C, Pastore F. Delayed graduation and overeducation in Italy: A test of the human capital model versus the screening hypothesis[J]. Social Indicators Research, 2020, 152(2): 533–553. |
| [11] | Allen J, Van Der Velden R. Educational mismatches versus skill mismatches: Effects on wages, job satisfaction, and on-the-job search[J]. Oxford Economic Papers, 2001, 53(3): 434–452. |
| [12] | Cable D M, DeRue D S. The convergent and discriminant validity of subjective fit perceptions[J]. Journal of Applied Psychology, 2002, 87(5): 875–884. |
| [13] | Chowdhury F. Demographic factors impacting employee turnover in the private banking sector of Bangladesh[J]. International Journal of Business and Management Invention, 2015, 4(11): 46–54. |
| [14] | Gan K P, Lin Y, Wang Q. Public service motivation and turnover intention: Testing the mediating effects of job attitudes[J]. Frontiers in Psychology, 2020, 11: 1289. |
| [15] | Harari M B, Manapragada A, Viswesvaran C. Who thinks they’re a big fish in a small pond and why does it matter? A meta-analysis of perceived overqualification[J]. Journal of Vocational Behavior, 2017, 102: 28–47. |
| [16] | Hur H, Bae K B. Does discrepancy between job choice motivation and satisfaction and education–job mismatch affect turnover intention of nonprofit employees?[J]. Public Organization Review, 2021, 21(3): 577–593. |
| [17] | Konno S, Munakata M. Skill underutilization is associated with higher prevalence of hypertension: The Watari study[J]. Journal of Occupational Health, 2014, 56(3): 225–228. |
| [18] | Luksyte A, Spitzmueller C. When are overqualified employees creative? It depends on contextual factors[J]. Journal of Organizational Behavior, 2016, 37(5): 635–653. |
| [19] | Mavromaras K, McGuinness S, O’Leary N, et al. Job mismatches and labour market outcomes: Panel evidence on university graduates[J]. Economic Record, 2013, 89(286): 382–395. |
| [20] | Maynard D C, Joseph T A, Maynard A M. Underemployment, job attitudes, and turnover intentions[J]. Journal of Organizational Behavior, 2006, 27(4): 509–536. |
| [21] | Peiró J M, Sora B, Caballer A. Job insecurity in the younger Spanish workforce: Causes and consequences[J]. Journal of Vocational Behavior, 2012, 80(2): 444–453. |
| [22] | Schreurs B, Hamstra M R W, Jawahar I M, et al. Perceived overqualification and counterproductive work behavior: Testing the mediating role of relative deprivation and the moderating role of ambition[J]. Personnel Review, 2020, 50(3): 1038–1055. |
| [23] | Shin S I, Kim C J. The influence factors on organization. job embeddedness and turnover intention[J]. Journal of Human Resource Management Research, 2020, 27(5): 87–121. |