How Idiosyncratic Deals Moderate the Employee's Perceived Overqualification and Suggestion Behavior
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摘要: 人才战略是国家战略。分析资质过剩感对个体工作行为的影响过程，研究资质过剩感及其对个体组织建言行为的影响以及特殊协议待遇及其不同维度在其中的调节效应，可为组织制定人才引进战略提供参考。实证分析结果表明，资质过剩感对个体组织建言行为具有正向积极影响，且经验过剩感影响最大；特殊协议待遇对资质过剩感与个体组织建言行为的关系具有显著的正向调节作用，其中，工作挑战性、时间自主性、薪酬激励性的正向调节效应显著，工作地点灵活性调节效应并不显著。Abstract: The talent recruiting strategy is an important national and organizational strategy. Based on the study of the influence of perceived over-qualification on employees' suggestion behavior, the moderating effect of idiosyncratic deals on perceived over-qualification and employees' suggestion behavior is analyzed, and the way organizations motivate talents to actively contribute unique excess value by customizing idiosyncratic deals is explored. The results of 467 questionnaires show that perceived overqualification positively promotes employees' suggestion behavior, and task challenge, working time autonomy and salary and welfare incentive have a significant positive moderating effect on the relationship between perceived over-qualification and employees' suggestion behavior, but the moderating effect of workplace flexibility on the relationship is not significant.
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一. 问题提出
人才是第一资源，人才身上蕴藏巨大的价值创造潜力。人才战略是国家战略，中央人才工作会议提出要坚持面向世界科技前沿、面向经济主战场、面向国家重大需求、面向人民生命健康，深入实施新时代人才强国战略，全方位培养、引进、用好人才，加快建设世界重要人才中心和创新高地，为2035年基本实现社会主义现代化提供人才支撑，为2050年全面建成社会主义现代化强国打好人才基础[1]。
将人才资本转化为组织创新发展的动能，是组织人才引进战略实施的关键。人才进入组织后，有的能一直保持积极主动的工作状态，充分发挥个人人力资本价值，助力组织目标实现和创新发展；有的则会不断降低工作主动性和投入度，以消极被动的心态工作，斤斤计较，对组织漠不关心，甚至成为负向意见领袖，最终因工作绩效不佳、水土不服而挂印离职。人才的组织行为表现与其资质过剩感密切相关，在进入组织初期，人才拥有的教育、知识、经验和技能等人力资本超过工作岗位客观需求的资质过剩(Over-qualification)现象非常普遍，资质过剩容易导致人才产生资质过剩感(Perceived Over-qualification)。资质过剩感影响个体的工作态度与行为，决定人才组织融入的水平与人才价值实现的效率[2]。如果人才感觉自己被组织大材小用，个人人力资本与绩效贡献未能得到组织客观公平的认可、尊重和补偿，就会产生负向情绪，降低工作主动性与投入度，伴随着负向情绪的不断积聚，人才的组织认可度和工作满意度会持续下降。组织建言行为(Organizational Voice Behavior)是人才从自身能力出发，为组织问题解决和目标实现建言献策的行为，是个体表达对组织关心和实现人力资本价值的方式。选择主动建言还是被动建言与个体在组织中的工作状态密切相关。组织在实施人才引进战略时，必须研究资质过剩感对人才工作态度和行为的影响，通过科学的制度设计和有效的管理手段主动干预资质过剩感对人才工作态度和行为影响的心理过程，帮助人才缓解和消除资质过剩感带来的消极影响，激发资质过剩感的积极效能，才能保证人才引进目标的高效实现。为吸引、激励和留住人才，组织常会为人才量身定制个性化的特殊协议待遇(Idiosyncratic Deals)。特殊协议待遇是组织通过协商为人才量身定做的个性化契约安排，对人才工作态度与行为选择具有重要影响。科学有效的个性化特殊协议待遇设计可以帮助人才进行积极的自我心理调适，缓解资质过剩感带来的负向情绪以及工作生活家庭冲突带来的心理压力，消除资质人才与组织的隔阂[3]，提高人才工作主动性，推动其将资质过剩感转化为积极的工作态度与行为，主动为组织建言献策，帮助组织解决问题、实现目标，为组织贡献超额价值[4-5]。特殊协议待遇因人而异，每份人才引进合同中都会有特殊协议待遇条款[6]，如何为人才量身定制特殊协议待遇是个实践难题。
本文拟对资质过剩感影响个体工作行为的心理过程进行分析，研究资质过剩感及其对组织建言行为的影响，探讨特殊协议待遇及其不同维度对资质过剩感影响组织建言行为的调节效应，以期为组织通过量身定制特殊协议待遇发挥资质过剩感的积极影响提供参考。
二. 变量界定与理论分析
一 变量界定
1.资质过剩感。“教育过度”导致“资质过剩”，资质过剩带来资质过剩感。20世纪50年代以来，伴随着社会高等教育投资热情不断高涨，劳动力市场出现“教育过度”问题，激烈的就业竞争导致市场出现人才高消费现象，个人人力资本水平高出工作岗位客观需求导致资质过剩[7]。资质过剩有客观资质过剩与主观资质过剩两种。其中，客观资质过剩是个体拥有的学历、知识、技能与经验等人力资本水平超过工作岗位客观要求的状态，表现为教育或学历过剩、能力过剩、经验过剩等[7]；主观资质过剩是个体自我认为自身拥有的教育、知识、技能与经验等人力资本超过工作岗位客观要求。主观资质过剩是个体的主观心理感知[8-9]，也称资质过剩感。一般而言，具有资质过剩感的个体拥有的真实人力资本水平相比工作岗位客观需要可能过剩，也可能并不过剩。比较而言，因客观资质过剩而产生资质过剩感的个体是组织关注的重点。
2.组织建言行为。组织建言行为是典型的组织公民行为，是个体从自身能力出发为组织问题解决和目标实现建言献策的工作行为，是个体表达对组织关心和展示个人独特人力资本价值的重要途径。组织建言行为分主动建言行为和被动建言行为两种[10]。主动建言行为也称促进性建言，是指在组织内部没有出现直接威胁组织员工自身利益的问题或情况时，出于主人翁意识与责任心，组织成员积极运用个人人力资本主动为组织问题解决、目标实现和持续发展建言献策；被动建言行为也称抑制性建言，是指只有当组织内部出现严重问题或绩效目标实现存在困难以致直接威胁到组织成员个体利益时，为避免自身利益受损，组织成员才会被迫打破沉默不语的状态，被动为组织问题解决与目标实现建言献策。主动建言还是被动建言是判断人才组织内工作状态的重要因素，主动建言是积极主动的工作状态表现，被动建言则与消极工作状态密切相关。主动建言的员工具有更高的工作活力、奉献精神和专注度，工作情绪更加饱满，能不受周边影响、不知疲倦地自动自发全身心投入并持续努力工作；工作中不计个人得失，专注于通过为组织创造独特价值助力组织发展，给自己带来巨大的工作成就感与成长空间。
3.特殊协议待遇。特殊协议待遇是组织通过与人才平等协商，为人才量身定做的个性化工作契约[4]。量身定做特殊协议待遇会让人才感觉到组织对自己的重视和肯定，激发其主动发挥个人所长积极努力工作，为组织创造独特绩效贡献回馈组织认可与信任的激情与动力。个体人力资本特征不同，资质过剩客观情况不同，个人目标与需求不同，特殊协议待遇的内容和水平也必然不同。人才特殊协议待遇条款和内容应按照人才人力资本特征和个性化需求进行设计，因人而异，因时而异。特殊协议待遇内容和水平不应受到人才个人谈判技能高低的影响，组织应主动为人才设计个性化的特殊协议待遇，让人才感觉到组织的重视与尊重，“圈内人”的感觉更容易提高人才的组织认同感。
二 理论分析
“人岗匹配”是组织管理的目标追求，但在现实中却很难快速实现。人才资质过剩或多或少都会存在，有些人才感知到资质过剩会耿耿于怀并在组织中消极低落、沉默不语，有些人才则会泰然处之并积极主动建言献策。组织社会化理论、互补匹配理论、相对剥夺理论、资源保存理论和公平理论为解释资质过剩感对个体行为的影响提供了理论支撑。
根据组织社会化理论，新人进入组织一定要经历“弄清内幕、探索窍门”的组织社会化过程。因此，进入组织初期，人才清楚作为引进人才自己的人力资本水平可能比岗位的客观要求甚至同岗位绝大多数员工高，但为了尽快“弄清内幕、摸索窍门”完成组织社会化过程，更快融入组织，人才倾向于将过剩资质当成自己在组织内与众不同的优势，愿意主动将资质过剩感转化为积极主动的工作态度与行为，通过发挥自身资质优势积极为组织发展建言献策并主动承担岗位外职责，来获得组织、领导和同事对自己的认可与接纳。进入组织工作一段时间后，人才会将自己的人力资本与岗位客观要求和岗位其他成员进行比较，确定自己的资质过剩实际情况。根据互补匹配理论，当人才发现个人资质与岗位要求存在不匹配时，并不会产生强烈的不满情绪，而会主动采取积极的自我调适手段，将资质过剩感转化为自己的岗位竞争优势，希望承担更具挑战性的工作任务，创造更加良好的绩效和推动组织变革，证明过剩资质的价值，或积极从组织争取更多的金钱、职责、尊重、时间等工作待遇和成长空间，来缓解人岗匹配失衡带来的心理落差和消除工作中的负向情绪。根据相对剥夺理论，如果组织的工作安排或回报补偿没有达到人才的预期，人才会觉得自己的过剩资质价值被组织不公平地剥夺，由此产生失落感和沮丧感。期待与现实差距的大小决定个人被剥夺感的强弱，差距越大，被剥夺感越强，不满情绪越高，工作主动性越低。根据资源保存理论，一旦人才察觉到自身能力资源超过工作需求而又没有得到认可和回报，就会产生资源浪费感，为了避免资源浪费和损失，人才会倾向于将知识、技能、经验、人脉、渠道等支撑自身核心竞争力的宝贵资源隐藏起来，即使有能力为组织建言献策，也会表现出对组织漠不关心，对组织问题解决沉默不语，不会主动为组织建言献策。根据公平理论，公平感来自比较，其中，自我付出和所得与他人付出和所得的横向比较是个人公平感的一个重要来源。当人才感觉自己的过剩资质未能得到公平对待时，会产生极为强烈的不公平感，工作主动性和工作激情可能会下降；当不满和消极情绪积累到一定程度时，人才的消极怠工情绪便会慢慢出现，甚至可能会采取组织最不希望的反生产工作行为等极端行为来发泄内心负向情绪。
三. 假设与模型
一 资质过剩感对人才组织建言行为的影响
面对资质过剩感，不同的人选择不同。有的人会产生强烈的消极情绪，倾向于降低工作主动性和投入度，为了避免自己利益受损，才会打破沉默不语状态，被动为组织问题解决与目标实现建言；有的人会积极主动，有强烈的主人翁意识，即便组织内部没有严重管理问题或直接威胁自身利益的情况出现，也会将资质过剩感转化为主动的组织建言行为，积极将过剩人力资本转化为对组织的超额绩效贡献。组织采取有效的管理手段与措施，激励人才将资质过剩感转变成为组织创造超额独特价值的积极心理优势与独特能力优势，主动为组织问题解决与目标实现建言献策，借助个人人力资本最大限度助力组织发展，提高人才组织适应和融入水平与效率，是组织人才引进战略成功的核心与关键。
文献综述发现，资质过剩感对个体态度与行为影响研究的结论并不一致[11]。有研究认为，资质过剩感对个体工作态度与行为有负向影响，一旦个体感知到资质过剩，便会产生大材小用或怀才不遇的感觉，容易产生心理落差和不满情绪，降低主动性，出现退缩行为；当通过人际比较发现个人过剩资质未能给自己带来成就感和获得感时，负面情绪、不被尊重感和不公平感会不断累积，导致个体组织满意度和工作激情下降，出现工作厌倦感；为了发泄心中不满，舒缓巨大的失落情绪，寻找自我内心平衡，个体会出现消极怠工、主动迟到、推诿、离职甚至反生产工作行为等消极行为；资质过剩感越强，对个体的消极影响越大[2-3, 7, 9, 11-13]。也有研究发现，资质过剩的人才拥有更高的创造力，是组织创新变革的重要支撑，资质过剩感知对个体工作态度与行为具有积极影响，因为个体资质高于岗位所需，人才只需花费较少时间与精力便可完成本职工作，从而有更多时间和能力积极为组织发展建言出力，借助个体过剩资质，创造超额绩效，助力组织发展，提高自己在组织中的地位；资质过剩感越强，个体为组织积极建言的主动性越高[14-17]。基于以上分析，提出假设：
H1 资质过剩感对组织建言行为具有显著影响。
二 特殊协议待遇对资质过剩感和组织建言行为关系的调节作用
特殊协议待遇是组织补偿人才资质过剩的重要制度安排，与一般协议待遇不同，特殊协议待遇是组织为人才量身定制的区别于他人的个性化契约安排，这些安排对人才具有非常重要的积极作用，设计实施特殊协议待遇能让人才内心感受到组织的重视与尊重，带来更高的组织满意度，人才更愿意积极主动向组织建言，对组织作出回应。基于此，提出假设：
H2 特殊协议待遇正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系。
特殊协议待遇设计需要考量人才对个人价值组织认同和实现以及工作、生活和家庭平衡等的个体需求。资质过剩感员工的人力资本起点较高，不愿安于现状，对自己有更高的期待和自信，更期待自身的优秀素质能得到最大程度的发挥与认可，希望组织能为自己量身设计与其个人能力相匹配的挑战性工作任务与绩效目标。高挑战性的工作任务与职责既表达了组织对人才绩效贡献的期望，更传递了组织对人才个人价值的肯定与认同。赋予资质过剩感员工更多富有挑战性的工作任务与目标，可以激发其工作激情与斗志，使其心无旁骛、集中全力主动迎接压力与挑战，通过高绩效完成工作任务呈现个体独特价值，获得个体成就感与组织优越感，更愿意为组织主动建言。基于此，提出假设：
H2a 任务挑战性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系。
当今社会，为工作而牺牲生活质量的观念已不再被广为歌颂。对个人价值实现的高标准、对生活品质的高追求和对子女培养的高期望以及在人力资本积累过程中背负的家庭心理负债，使人才长期处在工作、生活、家庭平衡的巨大压力与矛盾状态，使其难以集中精力全身心工作，人才价值实现的水平与质量受到极大的影响。赋予人才在工作任务完成时间上更大的自由度和更多的自主权，可以帮助人才更好地平衡工作、生活与家庭的关系，更能让人才感受到组织的善意、信任与支持，使其更愿意高效率地将自己拥有的卓越才干转化为组织独特的价值产出。相比其他劳动者，知识密集型的人才更看重个人时间安排的自主性，如果可以自主安排时间，其就可以更好地平衡个人生活、工作与家庭的关系，更有效率地安排自己的时间，因而也更愿意主动为组织建言献策和创造独特价值。组织根据人才的需要与诉求，允许其自主安排工作时间，增强其工作时间弹性，甚至按照人才的时间安排分配工作任务，可以激发资质过剩感的积极效应，使人才更愿意为组织主动建言。基于此，提出假设：
H2b 时间自主性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系。
工作地点灵活源于自由职业者的实践。自由职业具有非常鲜明的工作地点灵活特点，不强制要求在固定时间、固定地点工作，更追求自由舒适，个性化的工作场所更能激发人才的创造激情和创新产出。放开二孩和三孩政策后，人才的家庭负担越来越重，允许人才按照个人实际情况灵活安排工作地点，允许其在指定办公地点之外的场所完成自己的工作任务，甚至在家办公，可以帮助人才更好地平衡工作、生活、家庭关系，对人才工作幸福感的提升具有非常积极的作用，人才会更愿意为组织发展主动建言。基于此，提出假设：
H2c 地点灵活性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系。
薪酬福利是对人力资本价值的直接补偿，获得与个人资质特征相匹配的薪酬福利待遇是人才自我价值得到组织和市场认可与尊重的关键。在特殊协议待遇中，薪酬福利被提及的频率最高，也是最立竿见影的激励方式。根据不同的人才资质差异和特殊要求定制弹性薪酬福利待遇，能从物质上最大化激励人才。基于公平理论和互补匹配理论，资质过剩感较高的人才如果觉得自身价值在组织中没有得到平等回馈，就会产生负面情绪。因此，如果组织能针对人才能力和职位特点，为人才设计充分体现其资质价值的激励性薪酬福利待遇，可以补偿人才心理落差，缓解不公平感与被剥夺感，使人才更愿意为组织主动建言。基于此，提出假设：
H2d 薪酬激励性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系。
本文研究模型如图 1所示。
四. 实证研究
实证研究先对问卷样本整体情况进行描述性统计分析，然后进行问卷质量信度、效度检验以及变量间相互关系检验，最后进行变量影响关系假设和调节效应假设检验。
一 样本描述性分析
研究共获得有效样本467份，样本信息统计如表 1所示。其中，女性占66.6%；已婚群体占78.8%；26—35岁占83.9%；本科以上占97.9%；工作年限主要分布在1—10年，其中1—3年占27.2%、3—5年占26.3%、5—10年占34.9%；工作性质主要为职能类和技术类，分别占44.8%和39.6%；职位层级主要是中层和基层人员，分别占31.9%和65.1%；单位性质以私营企业为主，占53.5%，国有控股企业次之，占19.3%。从统计分析结果看，女性资质过剩感均值比男性高；26岁以上群体资质过剩感均值高于25岁以下群体；硕士及以上学历群体资质过剩感均值高于其他学历层次群体；职能类群体资质过剩感均值比其他工作性质群体高。从控制变量单因素方差分析结果看，资质过剩感在性别、年龄、学历、工作性质上存在显著差异，在婚姻状况、单位性质、单位规模、总工作年限、职位层级上无显著差异。
表 1 样本描述统计与方差分析结果人口变量 分类 百分比 平均值 标准差 F 显著性 性别 男 33.4% 3.27 0.797 2.993 0.000 女 66.6% 3.65 0.727 婚姻状况 未婚 21.2% 3.49 0.803 0.783 0.794 已婚 78.8% 3.53 0.762 年龄 25岁及以下 7.9% 2.93 0.813 1.864 0.004 26—30岁 24.2% 4.04 0.516 31—35岁 59.7% 3.4 0.725 36—40岁 6.6% 3.49 0.875 学历 大专 2.1% 3.33 0.761 9.559 0.000 本科 50.1% 3.09 0.716 硕士及以上 47.8% 3.98 0.526 单位性质 国有企业 7.7% 3.81 0.588 0.765 0.816 国有控股企业 19.3% 3.48 0.808 外资企业 12.2% 3.47 0.825 合资企业 2.8% 3.41 0.785 私营企业 53.5% 3.51 0.76 事业单位 4.5% 3.51 0.818 单位规模 100人及以下 23.3% 3.59 0.81 1.052 0.394 101—500人 19.9% 3.53 0.703 501—1000人 25.9% 3.6 0.769 1001—5000人 16.1% 3.45 0.779 5000人以上 14.8% 3.35 0.771 总工作年限 不足1年 3.4% 3.43 0.871 0.814 0.752 1—3年 27.2% 3.55 0.767 3—5年 26.3% 3.53 0.765 5—10年 34.9% 3.51 0.75 10年以上 8.1% 3.49 0.875 工作性质 职能类 44.8% 4.09 0.4 8.522 0.000 市场类 6.6% 2.7 0.818 技术类 39.6% 3.07 0.624 产品类 2.4% 3.25 0.775 设计类 1.9% 3.8 0.831 操作类 3.2% 3.14 0.629 高管 1.5% 3.08 0.504 职位层级 高层人员 3.0% 3.5 0.793 1.7 0.012 中层人员 31.9% 3.56 0.739 基层人员 65.1% 3.6 0.603 二 信度与效度检验
本研究所有量表均采用国外成熟量表。资质过剩感量表基于Maynard量表修订[9, 13]，组织建言行为量表基于Farh和Liang量表修订[18-19]，特殊协议待遇量表基于Rosen量表修订[17]，量表均未进行大幅修改，量表的内容效度较高。本研究采用内部一致性系数、绝对适配指数(χ2/df，GFI，AGFI，RMSEA)、简约适配指数(PNFI，PGFI)、增值适配指数(NFI, TLI, CFI)等多个指标评价模型拟合度检验问卷信度和效度[20]。
测量量表内部一致性系数分析结果表明，资质过剩感量表整体内部一致性系数为0.827，学历过剩感、经验过剩感、能力过剩感三个维度分量表内部一致性系数分别为0.857、0.804、0.862；组织建言行为量表整体内部一致性系数为0.929，主动性建言和被动性建言两个维度分量表内部一致性系数分别为0.937、0.949；特殊协议待遇量表整体内部一致性系数为0.780，工作挑战性、时间自主性、地点灵活性和薪酬激励性四个维度分量表内部一致性系数分别为0.843、0.854、0.875、0.883；所有量表的内部一致性系数均在0.7以上，且所有量表在删除任一题项后Cronbach’α值都没有显著上升，CITC都大于0.5，说明研究量表的信度较好。KMO检验结果显示，资质过剩感量表KMO值为0.796，组织建言行为量表KMO值为0.935，特殊协议待遇量表KMO值为0.804，所有量表KMO值均大于临界值0.5，且Sig.值小于0.05，指标显著，说明研究量表结构效度较好。AMOS软件验证因子分析模型拟合结果表明(见表 2)，资质过剩感、组织建言行为和特殊协议待遇三个测量量表各指标数值均达到判别要求，说明模型拟合度好，均不需要修正。量表模型适配度判断结果显示，资质过剩感、组织建言行为、特殊协议待遇三个测量模型的标准化系数均大于临界值0.5，标准差均小于0.1，C.R系数均大于3.29，且均在P < 0.001水平上显著，各项评价指标均符合要求，说明测量模型适配度较高。
表 2 验证性因子分析模型拟合结果变量 指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.9 >0.9 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 资质过剩感 拟合结果 1.629 0.982 0.967 0.037 0.98 0.988 0.992 0.524 0.653 拟合评价 达标 达标 达标 组织建言行为 拟合结果 1.101 0.984 0.974 0.015 0.991 0.999 0.999 0.608 0.749 拟合评价 达标 达标 达标 特殊协议待遇 拟合结果 1.777 0.956 0.938 0.041 0.949 0.972 0.977 0.689 0.775 拟合评价 达标 达标 达标 三 关系检验
变量相关分析与判别效度结果表明(见表 3)，各变量间相关系数均低于0.8，不存在多重共线性，加粗字体为对应变量的AVE平方根，未加粗字体为对应变量的相关系数，加粗字体数值全部大于未加粗字体数值的绝对值，说明量表判别效度较好，变量之间区分度较高。为检验研究是否存在共同方法偏差，运用SPSS软件进行探索性因子单因素分析。根据Harman单因素检验方法，若首个因子累计解释方差大于50%，则可能存在同源性方差。Harman单因素方差分析的结果表明(见表 4)，SPSS22.0探索性因子分析共解析出9个因子，9个因子累计解释了总体方差的74.847%，其中，第一个因子累计解释了总体方差的22.882%，占累计解释总体方差的30.572%，小于50%的判断标准。因此，不存在一个单一因子解释绝大部分数据方差情况，研究不存在共同方法偏差风险。
表 3 样本村(社区)基本情况(2019年)1 2 3 4 5 6 7 8 9 学历过剩 0.819 经验过剩 0.461** 0.762 能力过剩 0.352** 0.370** 0.825 工作挑战性 0.024 0.042 0.041 0.866 时间灵活性 0.480** 0.317** 0.214** 0.112* 0.889 地点灵活性 0.065 0.038 0.078 0.122** 0.078 0.686 薪酬激励性 0.127** 0.065 0.162** 0.190** 0.060 -0.006 0.819 主动性建言 0.268** 0.271** 0.268** -0.004 0.202** 0.066 0.107* 0.938 被动性建言 0.239** 0.185** 0.252** 0.055 0.162** 0.113* 0.112* 0.496** 0.781 均值 3.520 3.400 3.650 4.120 4.080 2.750 3.650 3.740 3.800 标准差 0.981 0.995 1.018 0.632 0.930 1.135 0.961 1.030 1.067 注：1-9分别代表学历过剩、经验过剩、能力过剩、工作挑战性、时间灵活性、地点灵活性、薪酬激励性、主动性建言和被动性建言; * * *、* *、*分别表示在0.1%、1%和5%水平上显著，后表同。 表 4 Harman单因素检验结果成分 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累计百分比 总计 方差百分比 累计百分比 1 8.009 22.882 22.882 8.009 22.882 22.882 2 3.994 11.412 34.294 3.994 11.412 34.294 3 3.071 8.775 43.069 3.071 8.775 43.069 4 2.890 8.256 51.325 2.890 8.256 51.325 5 2.073 5.924 57.249 2.073 5.924 57.249 6 1.854 5.298 62.547 1.854 5.298 62.547 7 1.809 5.170 67.717 1.809 5.170 67.717 8 1.407 4.020 71.737 1.407 4.020 71.737 9 1.089 3.110 74.847 1.089 3.110 74.847 … … … … … … … 四 资质过剩感对建言行为的主效应分析
1 资质过剩感对组织建言行为的大维度影响分析
基于已有研究成果和理论，确定资质过剩感对组织建言行为影响主效应结构方程模型(见图 2)。应用AMOS对主效应模型进行拟合，根据主效应结构方程模型拟合结果(见表 5)，除简约拟合指标之外，其他所有拟合指标均达到判断标准，整体上拟合良好，模型外在质量良好。根据主效应结构方程模型路径系数及显著性水平研究结果(见表 6)，主效应模型标准化路径系数为0.739，说明资质过剩感对组织建言行为具有显著正向影响。
表 5 主效应结构方程模型拟合结果(大维度)指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.8 >0.8 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 拟合结果 1.932 0.993 0.974 0.045 0.980 0.975 0.990 0.265 0.392 拟合评价 达标 达标 基本达标 表 6 主效应结构方程模型路径系数估计(大维度)非标准化系数 标准化系数 S.E. C.R. P 建言行为 < --- 资质过剩 0.936 0.739 0.131 7.147 *** 注：* * *表示P＜0.001。 2 资质过剩感细分维度对组织建言行为细分维度的影响分析
基于已有相关研究成果和理论，确定资质过剩感细分维度对建言行为细分维度的影响研究结构方程模型(见图 4)。应用AMOS对模型进行拟合，结构方程模型拟合结果(见表 7)表明，所有拟合指标均达到判断标准，模型整体拟合很好，结构模型与数据拟合程度处于较佳水平，模型外在质量良好。资质过剩感细分维度对建言行为细分维度的影响研究结构方程模型的路径系数及显著性水平结果(见表 8)显示，分维度对主动组织建言行为的标准化路径系数分别为0.141、0.305、0.140，说明学历过剩、经验过剩、能力过剩对主动组织建言行为均具有显著的正向影响，经验过剩影响程度最大，学历过剩和能力过剩影响程度相近；分维度对被动组织建言行为的标准化系数分别为0.126、0.352、0.120，说明学历过剩、经验过剩、能力过剩对被动组织建言行为均有显著正向影响，经验过剩影响程度最大，学历过剩和能力过剩影响程度相近。因此，假设H1得到验证。
表 7 主效应结构方程模型拟合结果(细分维度)指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.8 >0.8 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 拟合结果 1.502 0.957 0.943 0.033 0.967 0.986 0.989 0.720 0.808 拟合评价 达标 达标 达标 表 8 主效应结构方程模型路径系数估计(细分维度)非标准化系数 标准化系数 S.E. C.R. P 主动建言 ＜--- 学历过剩 0.154 0.141 0.063 2.444 0.015 主动建言 ＜--- 经验过剩 0.394 0.305 0.075 5.239 *** 主动建言 ＜--- 能力过剩 0.146 0.140 0.057 2.548 0.011 被动建言 ＜--- 学历过剩 0.153 0.126 0.069 2.215 0.027 被动建言 ＜--- 经验过剩 0.505 0.352 0.083 6.052 *** 被动建言 ＜--- 能力过剩 0.139 0.120 0.063 2.214 0.027 注：* * *表示P＜0.001。 五 特殊协议待遇的调节效应检验
研究采用分层回归分析特殊协议待遇对资质过剩感和建言行为关系的调节效应[21]。分层回归分析分三步，第一步放入控制变量和因变量，第二步放入自变量，第三步放入自变量与调节变量交互项，通过交互项是否显著来判断调节效应是否存在。为了使得到的系数更具有解释意义，对变量进行中心化处理，并采用调节效应图来进一步说明特殊协议待遇的调节效应。
1 特殊协议待遇调节效应检验
由表 9可知，将特殊协议待遇加入资质过剩感与组织建言行为回归模型后，R2为0.165，ΔR2=0.124，模型解释力增强了12.4%，F=33.663，在0.01水平上通过了显著性检验，回归效果较好。再将交互项(资质过剩感×特殊协议待遇)纳入回归模型，ΔR2=0.014，模型解释力增强了1.4%，F=7.939，在0.05水平上通过了显著性检验；交互项(资质过剩感×特殊协议待遇)标准化回归系数0.124在0.01水平上通过显著性检验，说明特殊协议待遇在资质过剩感与组织建言行为之间起调节作用。
表 9 特殊协议待遇调节效应层次回归结果模型1 模型2 模型3 控制变量 性别 0.036 0.003 -0.003 婚姻状况 -0.031 -0.048 -0.038 年龄 -0.029 0.003 0.015 学历 0.128* -0.056 -0.060 单位性质 0.000 -0.003 -0.002 单位规模 0.050 0.085 0.087* 总工作年限 0.103 0.056 0.045 工作性质 -0.086 0.056 0.062 职位层级 -0.038 -0.073 -0.071 自变量 资质过剩感 0.402*** 0.426*** 调节变量 特殊协议待遇 0.112* 0.129** 交乘项 资质过剩感×特殊协议待遇 0.124** 模型拟合 R2 0.041 0.165 0.179 调整后的R2 0.022 0.145 0.158 ΔR2 0.041* 0.124*** 0.014** 模型显著性 F 2.189* 33.663*** 7.939** 调节效果如图 6所示，资质过剩感×特殊协议待遇系数为正，说明特殊协议待遇对资质过剩感和建言行为起正向调节作用，特殊协议待遇越高，资质过剩感对建言行为的正向影响越强。特殊协议待遇高群体调节效应图斜率大于特殊协议待遇低群体，说明资质过剩感对特殊协议待遇高群体建言行为的影响大于特殊协议待遇低群体。因此，假设H2得到验证。
2 特殊协议待遇细分维度调节效应检验
由表 10可知，将工作挑战性、时间自主性、地点灵活性和薪酬激励性加入资质过剩感与组织建言行为回归模型后，R2=0.168，ΔR2=0.127，模型解释力增强了12.7%，F=13.177，在0.001水平上显著，回归效果较好。再将交互项(资质过剩感×工作挑战性、资质过剩感×时间自主性、资质过剩感×地点灵活性、资质过剩感×薪酬激励性)加入模型后，R2=0.253，ΔR2=0.085，模型解释力增强了8.5%，F=12.780，在0.001水平上显著。资质过剩感×工作挑战性、资质过剩感×薪酬激励性标准化回归系数在0.001水平上通过显著性检验，资质过剩感×时间自主性标准化回归系数在0.01水平上通过显著性检验，而资质过剩感×地点灵活性标准化回归系数未通过显著性检验，说明工作挑战性、时间自主性、薪酬激励性在资质过剩感与组织建言行为之间起调节作用。工作挑战性的调节效应系数为0.158，工作时间自主性的调节效应系数为0.174，薪酬激励性的调节效应系数为0.184，说明工作挑战性、时间自主性、薪酬激励性对资质过剩感和组织建言行为起正向调节作用，调节作用的差异不大，由大到小依次是薪酬激励性、工作时间自主性、工作挑战性。
表 10 特殊协议待遇细分维度调节效应的层次回归结果模型1 模型2 模型3 控制变量 性别 0.036 0.005 -0.029 婚姻状况 -0.031 -0.053 -0.005 年龄 -0.029 0.001 -0.040 学历 0.128* -0.060 -0.034 单位性质 0.000 -0.006 -0.018 单位规模 0.050 0.083 0.086* 总工作年限 0.103 0.060 0.080 工作性质 -0.086 0.058 0.064 职位层级 -0.038 -0.074 -0.100* 自变量 资质过剩感 0.394*** 0.393*** 调节变量 工作挑战性 -0.019 0.012 时间自主性 0.067 -0.047 地点灵活性 0.073 0.077 薪酬激励性 0.080 0.093* 交乘项 资质过剩感×工作挑战性 0.158*** 资质过剩感×时间自主性 0.174** 资质过剩感×地点自主性 0.006 资质过剩感×薪酬激励性 0.184*** 模型拟合 R2 0.041 0.168 0.253 调整后的R2 0.022 0.142 0.223 ΔR2 0.041* 0.127*** 0.085*** 模型显著性 F 2.189* 13.777*** 12.780*** 工作挑战性调节效果如图 7所示，工作挑战性高群体调节效应图斜率大于工作挑战性低群体，说明工作挑战性高群体资质过剩感对组织建言行为的影响作用大于工作挑战性低群体，资质过剩感对组织建言行为的正向影响随工作挑战性的提高不断增强。时间自主性调节效果如图 8所示，时间自主性高群体调节效应图斜率大于时间自主性低群体，说明时间自主性高群体资质过剩感对组织建言行为的影响作用大于时间自主性低群体，资质过剩感对组织建言行为的正向影响随时间自主性的提高不断增强。薪酬激励性调节效果如图 9所示，薪酬激励性高群体调节效应图斜率大于薪酬激励性低群体，说明薪酬激励性高群体资质过剩感对组织建言行为的影响作用大于薪酬激励性低群体，资质过剩感对组织建言行为的正向影响随薪酬激励性的提高不断增强。假设H2a、H2b、H2d得到验证，H2c未得到验证。
表 11 假设检验结果假设内容 检验结果 H1：资质过剩感对组织建言行为具有显著影响 得到验证 H2：特殊协议待遇正向调节资质过剩感与建言行为之间的关系 得到验证 H2a：工作挑战性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证 H2b：时间自主性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证 H2c：地点灵活性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 未得到验证 H2d：薪酬激励性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证 五. 结论与讨论
一 研究结论
1 资质过剩感对组织建言行为影响的实证结果
资质过剩感对组织建言行为之所有具有显著的正向影响，与国家对人才的高度重视密切相关。近些年，人才战略作为重要的国家战略与区域战略，使得人才是第一要素的理念深入人心，全社会对人才价值越来越重视，包容人才与尊重人才已成共识。“大材小用”和“装点门面”不再是组织引才的初衷，组织引才越来越重视实效，最大规模地引进、留住优秀人才和最大限度地发挥人才独特价值成为组织竞争力评价的核心指标和组织创新发展的动力源泉。面对日益激烈的引才竞争，人才引进已从粗放式标准化引才转向精准式个性化引才，人才评价科学性、系统性和准确性越来越高，对人才进行分类分层分级管理成为可能和必然，精准匹配引才并根据人才资质实际前瞻性地进行制度设计，最大限度消除资质过剩感的负向影响成为管理实践的重心。从“高看一眼、厚爱三分”到“惜才尊才、多重赋能”，人才从加入甚至是接触到组织的第一天起，便会感受到组织的浓浓诚意和殷殷期望。因此，即便人才探觉到自己资质过剩，也不会产生负向情绪，反而会更加积极地进行自我调适，主动适应和融入组织，在本职岗位贡献独特价值的同时，无论是否和自身利益相关，都愿意主动承担对组织问题解决、目标实现和创新发展有益的挑战性工作和职责外工作，积极为组织建言献策，以此来证明自己的独特价值，回馈组织的重视与尊重，获得组织、领导和同事的认可与接纳以及更多的工作机会和更大的成长空间。相比学历过剩感和能力过剩感，经验过剩感对组织建言行为的正向影响更大，这可能是因为，虽然学历、能力和经验等都是人力资本的重要构成要素，但经验是人才根据长期试错和持续的内外学习实践总结而成的“诀窍”，是被实践检验为真的更高层次的隐性知识，经验对组织关键问题解决与创新目标实现具有不可替代的独特价值和重要性，具有最大的溢出效应与乘数效应，能够激发其他人力资本要素的创造力，快速推进组织问题解决、绩效提升以及创新发展。因此，经验丰富的人才更受组织重视。
2 特殊协议待遇对资质过剩感与员工建言行为关系调节效应的实证结果
特殊协议待遇在资质过剩感与组织建言行为之间起调节作用。工作挑战性、时间自主性、薪酬激励性在二者之间起正向调节作用，调节作用的差异不大，由大到小依次是薪酬激励性、工作时间自主性、工作挑战性。根据互补匹配理论、相对剥夺理论和资源保持理论，个人资质过剩会让人才产生岗位与资质匹配失衡，虽不至于消极怠工，但失落感甚至沮丧感还是存在的，致使人才主动为组织建言献策的积极性下降，不能酣畅淋漓地发挥自己的全部人力资本价值。自我实现需求是高层次的需求激励，人才希望通过承担更具挑战性的工作来激发资质潜能，创造与众不同的组织绩效，获得组织优越感和成就感，或者获得与过剩资质价值相匹配的组织回报来弥补资质过剩感带来的不平衡感。只有当工作足具挑战性或价值补偿足够高时，人才才会将自己隐藏起来的知识、技能、经验、人脉、渠道等具有核心竞争力的过剩资质完全释放出来。工作时间自主性之所以调节作用显著，一来是因为工作任务完成时间上更大的自由度和更多的自主权可以帮助人才缓解因个人价值实现的高标准、对生活品质的高追求和对子女培养的高期望导致的工作、生活、家庭平衡的巨大压力与矛盾；二来是工作时间自主性体现了组织的人性化安排，让人才感受到组织的善意、信任与支持，弹性自主的工作时间安排可以满足人才尊重需要，助力人才与组织建立更加紧密的情感联系。工作地点灵活性的调节效应并不显著，对此很多研究都得到了相近的结论。这很大程度上归因于东西方偏好差异以及中国主流的工作模式，西方人更喜欢独来独往，认为个性化的工作场所更能激发创造激情，因此更重视工作地点灵活性；而中国人更喜欢也更希望在相对固定的工作地点与伙伴分工合作集体工作，且现在中国能实现工作地点灵活的多为自雇佣的自由职业者，真正能做到在家办公或者不限制“坐班”的组织较少，完全的地点灵活性很难实现。
二 实践启示
组织与人才都应乐观看待资质过剩感带来的影响，一起努力将关注的焦点放在如何激发资质过剩感积极效应的实现。组织应从战略高度充分认识人才对组织竞争力提升的独特价值，进一步提高人才评价的科学性、系统性和准确性，对人才进行分类分层分级管理，从粗放式标准化引才转向精准式个性化引才；积极研究资质过剩感对人才工作态度和行为的影响，正视人才“过剩的资质”可能带来的负向影响；通过科学的前瞻性制度设计和管理手段主动干预资质过剩感对人才工作态度和行为影响的心理过程，最大限度消除资质过剩感的负向影响，从马斯洛需要层次理论出发，赋予人才更具挑战性的职责任务、更具自主性的工作时间和更具弹性的薪酬福利，从多个维度满足人才内心多层次需求，最大限度地发挥人才独特价值，实现组织创新发展。人才则应客观理性认知自己的资质过剩，以积极的心态回应组织的诚意和期待，积极进行自我调适，主动融入组织，以长远的眼光和主人翁态度，积极为组织建言献策，最大限度发挥经验过剩的溢出效应与乘数效应，激发自身人力资本要素创造力，推进组织问题解决、绩效提升和创新发展，证明自己的独特价值，回馈组织的重视与尊重，获得更多的工作机会和更大的成长空间。
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表 1 样本描述统计与方差分析结果
人口变量 分类 百分比 平均值 标准差 F 显著性 性别 男 33.4% 3.27 0.797 2.993 0.000 女 66.6% 3.65 0.727 婚姻状况 未婚 21.2% 3.49 0.803 0.783 0.794 已婚 78.8% 3.53 0.762 年龄 25岁及以下 7.9% 2.93 0.813 1.864 0.004 26—30岁 24.2% 4.04 0.516 31—35岁 59.7% 3.4 0.725 36—40岁 6.6% 3.49 0.875 学历 大专 2.1% 3.33 0.761 9.559 0.000 本科 50.1% 3.09 0.716 硕士及以上 47.8% 3.98 0.526 单位性质 国有企业 7.7% 3.81 0.588 0.765 0.816 国有控股企业 19.3% 3.48 0.808 外资企业 12.2% 3.47 0.825 合资企业 2.8% 3.41 0.785 私营企业 53.5% 3.51 0.76 事业单位 4.5% 3.51 0.818 单位规模 100人及以下 23.3% 3.59 0.81 1.052 0.394 101—500人 19.9% 3.53 0.703 501—1000人 25.9% 3.6 0.769 1001—5000人 16.1% 3.45 0.779 5000人以上 14.8% 3.35 0.771 总工作年限 不足1年 3.4% 3.43 0.871 0.814 0.752 1—3年 27.2% 3.55 0.767 3—5年 26.3% 3.53 0.765 5—10年 34.9% 3.51 0.75 10年以上 8.1% 3.49 0.875 工作性质 职能类 44.8% 4.09 0.4 8.522 0.000 市场类 6.6% 2.7 0.818 技术类 39.6% 3.07 0.624 产品类 2.4% 3.25 0.775 设计类 1.9% 3.8 0.831 操作类 3.2% 3.14 0.629 高管 1.5% 3.08 0.504 职位层级 高层人员 3.0% 3.5 0.793 1.7 0.012 中层人员 31.9% 3.56 0.739 基层人员 65.1% 3.6 0.603 
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表 2 验证性因子分析模型拟合结果
变量 指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.9 >0.9 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 资质过剩感 拟合结果 1.629 0.982 0.967 0.037 0.98 0.988 0.992 0.524 0.653 拟合评价 达标 达标 达标 组织建言行为 拟合结果 1.101 0.984 0.974 0.015 0.991 0.999 0.999 0.608 0.749 拟合评价 达标 达标 达标 特殊协议待遇 拟合结果 1.777 0.956 0.938 0.041 0.949 0.972 0.977 0.689 0.775 拟合评价 达标 达标 达标
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表 3 样本村(社区)基本情况(2019年)
1 2 3 4 5 6 7 8 9 学历过剩 0.819 经验过剩 0.461** 0.762 能力过剩 0.352** 0.370** 0.825 工作挑战性 0.024 0.042 0.041 0.866 时间灵活性 0.480** 0.317** 0.214** 0.112* 0.889 地点灵活性 0.065 0.038 0.078 0.122** 0.078 0.686 薪酬激励性 0.127** 0.065 0.162** 0.190** 0.060 -0.006 0.819 主动性建言 0.268** 0.271** 0.268** -0.004 0.202** 0.066 0.107* 0.938 被动性建言 0.239** 0.185** 0.252** 0.055 0.162** 0.113* 0.112* 0.496** 0.781 均值 3.520 3.400 3.650 4.120 4.080 2.750 3.650 3.740 3.800 标准差 0.981 0.995 1.018 0.632 0.930 1.135 0.961 1.030 1.067 注：1-9分别代表学历过剩、经验过剩、能力过剩、工作挑战性、时间灵活性、地点灵活性、薪酬激励性、主动性建言和被动性建言; * * *、* *、*分别表示在0.1%、1%和5%水平上显著，后表同。
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表 4 Harman单因素检验结果
成分 初始特征值 提取载荷平方和 总计 方差百分比 累计百分比 总计 方差百分比 累计百分比 1 8.009 22.882 22.882 8.009 22.882 22.882 2 3.994 11.412 34.294 3.994 11.412 34.294 3 3.071 8.775 43.069 3.071 8.775 43.069 4 2.890 8.256 51.325 2.890 8.256 51.325 5 2.073 5.924 57.249 2.073 5.924 57.249 6 1.854 5.298 62.547 1.854 5.298 62.547 7 1.809 5.170 67.717 1.809 5.170 67.717 8 1.407 4.020 71.737 1.407 4.020 71.737 9 1.089 3.110 74.847 1.089 3.110 74.847 … … … … … … …
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表 5 主效应结构方程模型拟合结果(大维度)
指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.8 >0.8 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 拟合结果 1.932 0.993 0.974 0.045 0.980 0.975 0.990 0.265 0.392 拟合评价 达标 达标 基本达标
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表 6 主效应结构方程模型路径系数估计(大维度)
非标准化系数 标准化系数 S.E. C.R. P 建言行为 < --- 资质过剩 0.936 0.739 0.131 7.147 *** 注：* * *表示P＜0.001。
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表 7 主效应结构方程模型拟合结果(细分维度)
指标 绝对拟合指标 增值拟合指标 简约拟合指标 具体分类 χ2/df GFI AGFI RMSEA NFI TLI CFI PGFI PNFI 判断标准 ＜3 >0.8 >0.8 ＜0.08 >0.9 >0.9 >0.9 >0.5 >0.5 拟合结果 1.502 0.957 0.943 0.033 0.967 0.986 0.989 0.720 0.808 拟合评价 达标 达标 达标
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表 8 主效应结构方程模型路径系数估计(细分维度)
非标准化系数 标准化系数 S.E. C.R. P 主动建言 ＜--- 学历过剩 0.154 0.141 0.063 2.444 0.015 主动建言 ＜--- 经验过剩 0.394 0.305 0.075 5.239 *** 主动建言 ＜--- 能力过剩 0.146 0.140 0.057 2.548 0.011 被动建言 ＜--- 学历过剩 0.153 0.126 0.069 2.215 0.027 被动建言 ＜--- 经验过剩 0.505 0.352 0.083 6.052 *** 被动建言 ＜--- 能力过剩 0.139 0.120 0.063 2.214 0.027 注：* * *表示P＜0.001。
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表 9 特殊协议待遇调节效应层次回归结果
模型1 模型2 模型3 控制变量 性别 0.036 0.003 -0.003 婚姻状况 -0.031 -0.048 -0.038 年龄 -0.029 0.003 0.015 学历 0.128* -0.056 -0.060 单位性质 0.000 -0.003 -0.002 单位规模 0.050 0.085 0.087* 总工作年限 0.103 0.056 0.045 工作性质 -0.086 0.056 0.062 职位层级 -0.038 -0.073 -0.071 自变量 资质过剩感 0.402*** 0.426*** 调节变量 特殊协议待遇 0.112* 0.129** 交乘项 资质过剩感×特殊协议待遇 0.124** 模型拟合 R2 0.041 0.165 0.179 调整后的R2 0.022 0.145 0.158 ΔR2 0.041* 0.124*** 0.014** 模型显著性 F 2.189* 33.663*** 7.939**
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表 10 特殊协议待遇细分维度调节效应的层次回归结果
模型1 模型2 模型3 控制变量 性别 0.036 0.005 -0.029 婚姻状况 -0.031 -0.053 -0.005 年龄 -0.029 0.001 -0.040 学历 0.128* -0.060 -0.034 单位性质 0.000 -0.006 -0.018 单位规模 0.050 0.083 0.086* 总工作年限 0.103 0.060 0.080 工作性质 -0.086 0.058 0.064 职位层级 -0.038 -0.074 -0.100* 自变量 资质过剩感 0.394*** 0.393*** 调节变量 工作挑战性 -0.019 0.012 时间自主性 0.067 -0.047 地点灵活性 0.073 0.077 薪酬激励性 0.080 0.093* 交乘项 资质过剩感×工作挑战性 0.158*** 资质过剩感×时间自主性 0.174** 资质过剩感×地点自主性 0.006 资质过剩感×薪酬激励性 0.184*** 模型拟合 R2 0.041 0.168 0.253 调整后的R2 0.022 0.142 0.223 ΔR2 0.041* 0.127*** 0.085*** 模型显著性 F 2.189* 13.777*** 12.780***
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表 11 假设检验结果
假设内容 检验结果 H1：资质过剩感对组织建言行为具有显著影响 得到验证 H2：特殊协议待遇正向调节资质过剩感与建言行为之间的关系 得到验证 H2a：工作挑战性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证 H2b：时间自主性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证 H2c：地点灵活性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 未得到验证 H2d：薪酬激励性正向调节资质过剩感与组织建言行为的关系 得到验证
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1. 刘跃，关跃宇，甘双. 扬长避短：资质过剩感的“双刃剑”效应与纾解情境研究述评. 中国市场. 2024(32): 113-116 . 
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