1. 引言
我们正处在一个大变革时代，经济结构持续转型升级，在机遇与挑战并存的竞争环境和经济形势下，企业的高质量持续发展与高素质人才挂钩，不少企业都青睐于资质高于岗位要求的应聘者。企业凭借“买方”优势，提高招聘要求，“掐尖”式搜罗人才，最终使得竞聘上岗的员工资历超出工作岗位需求，造成资质过剩。企业如何管理好资质过剩的高素质人才，使之能够更好地施展才华，成为管理人员和研究人员需要探讨的课题。
根据任仕达的工作趋势调查报告，84%的中国员工感知到自己资质过剩，学术界称之为主观资质过剩[1]，指员工感知到自己所拥有的技能、知识、学历等高于工作所要求的资质，注重个体主观感受。已有研究发现，资质过剩带来的负面影响不容小觑，这体现在员工工作满意度下降、组织承诺减少[2]，工作疏离感增加[3]等等。而工作拖延(Procrastination)是工作和生活中普遍存在的个人倾向，一直以来受到学术界的极大关注，“上学造火箭，上班倒咖啡”，感知到资质过剩的员工对于当前工作岗位并不满意，引发负面情绪，最终导致消极性工作行为[4]，如回避性拖延。但截至目前，研究学界对员工资质过剩感知和工作拖延之间的关系尚未形成定论。
人们在对当前生活不满意时，也会引发对过去已放弃身份和角色的思考[5]，而资质过剩感知很明显是一个不太愉快的体验。回想已经放弃的身份会对当前工作中的行为和态度产生现实影响[6] [7]。不同的个体在面对资质过剩这种不理想职业体验时，会做出不同的反应，而心理弹性可以很好地捕捉到这种个体区别。
综上，本文在过往关于资质过剩感知及其相关领域的理论基础上，首先以工作拖延行为为结果变量，聚焦资质过剩感知与消极工作行为之间的关系。其次，构建了一个被调节的中介模型，引入纠结已放弃身份这一全新视角来解释资质过剩感知对于工作拖延行为的作用机制，推动纠结已放弃身份理论本土化。最后，引入心理弹性来解释个体差异在员工感知到资质过剩对工作拖延的不同影响，以期弥补现有研究的不足，进而推动理论研究的进程。
2. 理论基础和研究假设
2.1. 资源过剩感知与工作拖延行为
资质过剩是不充分就业中的其中一方面，是人职不匹配的一种，是指个人的学历和技能等资历超过了工作所需[8]。主观的资质过剩即为资质过剩感知，这基于员工的信念，即他们希望或应该拥有比当前更好的工作[9]，根据相对剥夺理论和资源保存理论能够帮助我们很好地理解这一点。根据资源保存理论中的资源损失优先原则，即资源损失比资源收益对个体的影响更突出，当资源耗尽时，个人将处于防御状态以保存自我资源，行为会具有防御性、攻击性或不理智性[10]。当资质过剩感知个人将其个人结果与某种标准进行比较，发现自己处于劣势时所产生的受剥夺感会产生消极情绪[11]，例如愤怒、遗憾等等，即消耗了心理资源，造成资源损耗的压力[12]，员工可能会做出工作消极行为来保护其资源不再流失，例如工作投入降低[1]，工作退缩行为甚至离职[13]。
工作拖延是一种倾向，包括不必要的拖延本应优先完成的任务[14]，是消极行为的一种，已成为工作场所的一种普遍现象[15]，给企业带来巨大损失，区别于反生产行为，工作拖延无意于损害雇主、雇员、工作场所或客户的利益，是故意(在行为或认知上)参与与工作无关的行为，从而拖延工作任务。资质过剩感知的员工可能产生工作拖延，原因如下：第一，当人–职不匹配时，员工对工作任务容易产生厌倦心理[16]，造成心理资源流失，为保存其所剩资源选择性地拖延自己不感兴趣的工作任务；第二，拖延表现为短期的休闲和放松行为，这可能是一种保存自我资源的策略[17]，以弥补资质过剩造成的心理资源损失；第三，拥有过高资质的员工能够对目前的工作任务手到擒来，不急于首先完成工作，而是选择拖延工作任务。因此，本文提出以下假设：
假设1：资质过剩感知与员工工作拖延行为呈正相关。
2.2. 纠结已放弃身份的中介作用
职业身份指的是人们在工作中关于“我是谁”的理解，例如“我是一名教师”、“我是一名华为的员工”或“我是某某项目的团队成员”等，而已放弃的职业身份是一个人原本可以正式拥有、但自行决定或被迫结束(经历过)，抑或是未经历过就放弃的职业身份[6]。这种现象普遍存在，因为只要做出选择，就必然有一个没有实现的其他选择，但并不是所有曾经放弃的选择都可以成为“已放弃的工作身份”，只有那些经常被个体反复思考和谈论、能够产生另一种自我定义的身份，才是“已放弃的工作身份”。因此，放弃的工作身份能够带来“回声”，人们可以通过想象演绎来使之保留在自我定义集合中，例如思考“如果当初选择了另一份工作，我现在的人生会如何”[6]，Burgess (2022)提出纠结已放弃的工作身份，即以重复或循环的方式思考已放弃的工作身份[7]。
在教育、社会、经济飞速发展的今天，员工拥有已放弃的职业身份的现象更为普遍[6]，然而，并不是所有员工都对当前选择的职业身份感到满意。感知到资质过剩的可能会对当前工作感到失望，沮丧于缺乏职业机会，难以实现其个人价值[18]，根据相对剥夺理论，资质过剩的员工会将自身与某种标准进行比较，然而这种比较包括内部或外部标准[19]，已放弃的职业身份即为内部标准的一种，无法实现个人价值的员工会将当前的身份与已放弃的职业身份进行比较，思考如果当初的转折点做了其他选择，可能会在其他工作身份中实现更多的个人价值，从而产生被剥夺感。同时，资质过剩感知作为一种不理想的职业体验，会导致资源流失，个体会采取防御性措施即不愿投入更多的资源[20]，纠结已放弃的身份是心理上逃避当前工作、减少资源投入的一种策略，避免自身资源进一步损耗。
纠结已放弃身份带来的影响是复杂的，一方面，无所事事地沉湎于幻想是一种放松的行为，可以在一定程度上恢复心理资源，但是另一方面，沉湎于过去并产生遗憾、后悔等负面情绪也会导致消极后果，例如会导致减少帮助行为并增加退缩行为[7]，思想游荡于与当前工作无关的事物上，也会表现出白日梦和规避困难的倾向[21]，减少工作参与[1]，进而引发工作拖延行为，逃避当前的工作任务。因此，本文提出以下假设：
假设2：资质过剩感知与员工纠结已放弃身份呈正相关。
假设3：员工纠结已放弃身份中介资质过剩感知与工作拖延之间呈正相关关系。
2.3. 心理弹性的调节作用
在本文模型中心理弹性发挥的调节作用可能在两个阶段，分别是在资质过剩影响纠结已放弃身份的过程中，和在纠结已放弃身份影响工作拖延行为的过程中。本文根据心理弹性的定义和结构推测，心理弹性更有可能在资质过剩影响纠结已放弃身份的过程中起到调节作用。原因在于心理弹性的关键要素之一是经受困境，而资质过剩感知是工作场所中令人不愉快的工作体验，可以被认为是个人遭遇的困境，而纠结已放弃身份属于认知行为，本身没有消极或积极之分，故而资质过剩感知更符合心理弹性发挥作用的背景。因此，本文认为心理弹性的调节作用发生在第一阶段，即心理弹性调节了资质过剩对纠结已放弃身份的影响。
此外，本文认为心理弹性可以负向调节资质过剩与纠结已放弃身份正相关关系，原因如下：
首先，根据资源保存理论，在面对资质过剩带来的资源损耗时，心理弹性作为一种应对资源[22]，可以有效地缓解其他资源损耗带来的压力，减缓其造成的负面效应，从而能够有助于他们在不愉快的工作体验中坚持下去[23]，拥有更多的资源存量，利于员工实现资源增益螺旋。其次，根据心理弹性的结构而言，心理弹性水平高的个体，拥有较好的容忍消极情绪能力和控制感，一方面，资质过剩感知可能会带来消极体验，高心理弹性的个体可以更好地容忍这种负面情绪，容忍一时的心理落差并具有长远的眼光，至其感知到处境的不利程度更低，相应地不会过于纠结已经失去的选择，消极应对当前的工作。另一方面，控制感高的个体更相信“人定胜天”，拥有更高的工作动机[24]，不深陷于情绪旋涡，而是有明确的方向和目标，希望通过个人努力达到与个人资质相匹配的职业高度，而不是沉湎于过去，进而也减少工作拖延。
因此，本文提出以下假设：
假设4：心理弹性对资质过剩感知与员工工作拖延之间的关系具有调节作用，员工心理弹性水平越高，资质过剩感知与工作拖延正相关关系就越弱。
假设5：心理弹性对资质过剩感知通过纠结已放弃身份对员工工作拖延的影响具有调节作用，员工心理弹性越高，资质过剩感知通过纠结已放弃身份对工作拖延的正向影响就越弱。
本文理论假设模型如图1所示。
Figure 1. Theoretical model diagram for study
图1. 研究假设模型
3. 研究方法
3.1. 研究样本
正式调查阶段，采用线下和线上两种方式收集问卷，线下利用个人交际圈采用滚雪球的方式收集数据，被试者集中在京津冀地区和上海地区。线上通过Credamo见数的数据集市进行收集，自带注意力检测题，完成问卷并通过检测题的被试会得到2元现金的奖励。共回收问卷364份，剔除选项明显重复、作答时间过短、回答前后矛盾的无效问卷35份，最终得到有效问卷329份，有效回收率为90.38%。
对样本人口统计学变量部分进行描述性统计分析，从性别角度来看，其中男性占比45%，女性占比55%，比例相当。从教育背景来看，本科学历的员工占比81.8%，专科以下和硕士及以上学历的员工分别占比9.1%和18.2%，符合目前职场学历水平。工作年限方面，在2~10年的员工最多，占比79.6%，这一阶段的员工具有一定的成熟度，且存在探索职业发展方向的更大的可能，1年以下和10年以上的员工占比较少，分别为11.6%和8.8%。由此可见，本次调查的被试在人口统计各维度，较符合近年来职场员工的基本特征，所得数据具备有效性。
3.2. 变量测量
本文采用问卷调查法进行研究，选用国内外成熟量表，主要包括资质过剩感知量表、心理弹性量表、纠结已放弃身份量表以及员工工作拖延量表，并参考相关文献将性别、教育背景和工作年限作为控制变量加入到问卷中，采用5点李克特量表进行测量。
资质过剩感：采用Maynard et al.等于2006年编制的量表，该量表已被国内研究广泛使用并得到反复验证。该量表属于单维量表，共有9个题项，例如“我的工作要求的学历比我所具备的学历低”、“我的能力高于工作所要求的能力”等。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.898。
心理弹性：采用Connor等2003年编制的CD-RISC对心理弹性进行测量。和资质过剩感知的相关研究一样，本文选取该量表中的8个题项，例如“最近我总能从幽默的角度看待事情”、“最近我能处理好压力”等。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.891。
纠结已放弃身份：参考该定义提出者Burgess (2022)编制的量表[7]，并接受专家意见进行翻译。由于中英文语境的不同，“放弃”一词含有潜在的消极情绪，故而在问卷中用“假想”来代替，并对其进行了详细的通俗解释。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.838。
工作拖延：用Kühnel等于2013改编自Tuckman拖延量表中的6个项目，该量表适用于组织情境。例如“即使工作很重要，但我还是选择了拖延”、“我浪费了时间，但却对此毫无办法”等。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.839。
3.3. 统计分析
首先，本研究采用Amos24.0、Mplus8.0对数据进行验证性因子分析后。第二，使用SPSS26.0进行共同方法偏差、描述性统计和相关性分析。最后，使用SPSS26.0配合process插件对本文假设进行验证。
4. 研究结果
4.1. 验证性因子分析和共同方法偏差
使用MPLUS8.0对资质过剩感知、心理弹表、纠结已放弃身份和工作拖延行为进行验证性因子分析，来判断测量量表与被测真实情况的一致性程度，结果如表1所示，四因子模型即原模型拟合结果最优(χ2/df = 1.9975 < 3, RMSEA = 0.054 < 0.8, CFI = 0.94 > 0.9, TLI = 0.933 > 0.9)，优于三因子模型、二因子模型和单因子模型，认为原模型拟合较为理想。
Table 1. Summary of results of validation factor analysis for different models
表1. 不同模型验证性因子分析结果汇总表
模型 |
因子 |
χ2 |
df |
χ2/df |
RMSEA |
CFI |
TLI |
四因子模型 |
M0: POQ, R, DFI, JP |
574.788 |
291 |
1.975 |
0.054 |
0.94 |
0.933 |
三因子模型 |
M1: POQ, R + DFI, JP |
1232.159 |
300 |
4.107 |
0.097 |
0.802 |
0.786 |
二因子模型 |
M2: POQ + R + DFI, JP |
2621.881 |
310 |
8.458 |
0.151 |
0.509 |
0.485 |
单因子模型 |
M3: POQ + R + DFI + JP |
3702.105 |
316 |
11.716 |
0.18 |
0.281 |
0.260 |
本研究所采用的各变量量表均为员工自评，且数据收集时间间隔较短，为了避免可能出现的共同方法偏差，需要进行单因子的验证性因子分析，根据表1可知，单因子模型拟合结果差(χ2/df = 1.9975 < 3, RMSEA = 0.054 < 0.8, CFI = 0.94 > 0.9, TLI = 0.933 > 0.9)，进一步证明无严重共同方法偏差。
4.2. 描述性统计和相关性分析
表2列出了各变量均值、标准差和相关系数，可以看出，资质过剩感与纠结已放弃身份和工作拖延行为呈显著正相关(r = 0.368, p < 0.05; r = 0.178, p < 0.01)，纠结已放弃身份与工作拖延行为呈显著正相关(r = 0.174, p < 0.01)；心理弹性与资质过剩、纠结已放弃身份和工作拖延行为呈显著负相关(r = −0.109, p < 0.01; r = −0.169, p < 0.01; r = −0.698, p < 0.01)。综上，变量间显著的相关性基本符合本文预设，可以进行后续分析。
Table 2. Summary of results of correlation analysis for each variable
表2. 各变量相关性分析结果汇总表
|
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
1性别 |
1.550 |
0.498 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
2年龄 |
2.570 |
0.798 |
−0.053 |
- |
|
|
|
|
|
|
3学历 |
4.070 |
0.626 |
0.019 |
−0.150** |
- |
|
|
|
|
|
4工龄 |
2.000 |
0.536 |
−0.046 |
0.607** |
−0.009 |
- |
|
|
|
|
5资质过剩感 |
3.321 |
0.899 |
−0.015 |
0.023 |
0.015 |
−0.056 |
(0.706) |
|
|
|
6心理弹性 |
3.911 |
0.726 |
−0.125* |
0.209** |
0.052 |
0.192** |
−0.109* |
(0.714) |
|
|
7纠结已放弃身份 |
3.377 |
0.957 |
−0.059 |
−0.167** |
−0.056 |
−0.141* |
0.368** |
−0.169** |
(0.798) |
|
8工作拖延行为 |
2.459 |
0.928 |
0.128* |
−0.162** |
−0.012 |
−0.131* |
0.178** |
−0.698** |
0.174** |
(0.822) |
注：**在0.01水平上显著相关，*在0.05水平上显著相关(下同)。
4.3. 假设检验
4.3.1. 中介效应分析
本文认为纠结已放弃身份在资质过剩感影响员工拖延行为的过程中起着中介作用，为了验证该假设，需要检验资质过剩感对纠结已放弃身份是否存在显著影响。根据表3模型3可知，资质过剩感对纠结已放弃身份的回归系数显著为正(β = 0.362, p < 0.01)，说明资质过剩感对纠结已放弃身份有显著的积极影响，假设2成立。在此基础上进行中介效应检验，需要检验纠结已放弃身份对工作拖延行为是否存在显著影响，以及此时资质过剩感对工作拖延行为的影响是否发生变化。从模型7看，纠结已放弃身份对工作拖延行为的回归系数显著为正(β = 0.118, p < 0.05)，且此时资质过剩感对工作拖延行为的影响作用依旧显著(β = 0.130, p < 0.05)。此外，本文通过SPSS26.0 process插件，使用已广受学术界认可的Bootstrap法对纠结已放弃身份的中介效应进行进一步检验。重复抽样5000次，结果如表4所示，由于算法不同，所得β系数与分层回归系数并不相同，但是彼此接近。从结果可以看出，资质过剩感与工作拖延行为的关系对应的置信区间(LLCI = 0.0741, ULCI = 0.2928)不包含0，说明该模型的主效应存在。进一步加入中介变量纠结已放弃身份后，资质过剩感知对工作拖延行为的直接效应作用强度尚存(β = 0.139, p < 0.05)，置信区间(LLCI = 0.0741, ULCI = 0.2928)，一方面说明资质过剩感与工作拖延行为显著正相关，假设1得到验证；另一方面，从直接效应与主效应存在的强度差，以及间接效应置信区间(LLCI = 0.002, ULCI = 0.093)不包括0可知，纠结已放弃身份的中介路径是存在的，假设3得到验证。间接效应占总效应的24%。
Table 3. Summary of regression tests of perceived overqualification-dwelling on the forgone identity-work procrastination
表3. 资质过剩感–纠结已放弃身份–工作拖延行为回归分析结果
|
纠结已放弃的身份 |
工作拖延行为 |
|
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型4 |
模型5 |
模型6 |
模型7 |
模型8 |
模型9 |
性别 |
−0.064 |
−0.57 |
−0.071 |
−0.064 |
0.157** |
0.161** |
0.170** |
0.077* |
0.088* |
教育程度 |
−0.056 |
−0.063 |
−0.056 |
−0.053 |
−0.036 |
−0.04 |
−0.03 |
0.004 |
0.007 |
工作年限 |
−0.144** |
−0.124* |
−0.102* |
−0.104* |
−0.161* |
−0.15 |
−0.131 |
−0.024 |
−0.027 |
资质过剩感知 |
|
0.362** |
0.349** |
0.629* |
|
0.178** |
0.135* |
0.114** |
0.555** |
纠结已放弃身份 |
|
|
|
|
|
|
0.118* |
|
|
心理弹性 |
|
|
−0.117* |
0.073 |
|
|
|
−0.693** |
−0.392** |
资质过剩感知*心理弹性 |
|
|
|
−0.323 |
|
|
|
|
−0.512* |
r2 |
0.027 |
0.157 |
0.17 |
0.173 |
0.033 |
0.065 |
0.077 |
0.499 |
0.508 |
F |
3.026 |
49.921 |
4.949 |
4.949 |
3.741 |
10.889 |
4.066 |
279.088 |
5.572 |
Table 4. Results of the Bootstrap mediation effect test
表4. Bootstrap中介效应检验结果
|
Effect |
S.E. |
LLCI |
ULCI |
效应占比 |
间接效应 |
0.043 |
0.022 |
0.002 |
0.093 |
24% |
直接效应 |
0.139 |
0.059 |
0.022 |
0.257 |
76% |
总效应 |
0.183 |
0.055 |
0.074 |
0.293 |
100% |
4.3.2. 调节作用检验
本文首先使用分层回归初步验证心理弹性对资质过剩感与工作拖延、资质过剩感与纠结已放弃身份的调节作用。将资质过剩感和心理弹性中心化，相乘得到交乘项，分别与纠结已放弃身份进行回归分析。结果如表3所示。
根据模型4可知，资质过剩感与心理弹性的交乘项和纠结已放弃身份的标准化系数为−323，在0.05水平上不显著，即在不同程度的心理弹性下，资质过剩感对纠结已放弃身份的影响相当，心理弹性对这对关系的影响并不显著，不支持假设5。
从模型9可知，资质过剩感与心理弹性的交乘项与工作拖延行为的标准化系数为−0.512，在0.05水平上显著，即在不同程度的心理弹性下，资质过剩感对纠结已放弃身份的影响有显著差异。为了进一步揭示心理弹性的调节效应，极端心理弹性的正负一个标准差，结果如表5所示，当心理弹性水平高时，对于资质过剩感知对工作拖延行为的积极作用并没有显著影响，而当心理弹性水平低时，对这种关系产生了显著的影响，置信区间为(0.1037, 0.3550)不包含0。
Table 5. Moderating effect test
表5. 调节效应检验
|
Effect |
S.E. |
t |
p |
LLCI |
ULCI |
−0.7266 (低) |
0.2294 |
0.0639** |
3.5913 |
0.0004 |
0.1037 |
0.3550 |
0 (中) |
0.1349 |
0.0419** |
3.2181 |
0.0014 |
0.0524 |
0.2173 |
0.7266 (高) |
0.0404 |
0.0512 |
0.7877 |
0.4315 |
−0.0604 |
0.1411 |
辅以简单斜率图来看，更直观地展示出心理弹性的调节效应模式，如图2所示，纵坐标为工作拖延行为(因变量)，横坐标为资质过剩感知(自变量)。结果显示，无论是心理弹性高分组还是低分组，斜率都为呈上升趋势，说明随着资质过剩感与工作拖延行为呈正相关；从两条直线的坡度来看，低心理弹性的直线斜率明显高于高心理弹性的直线斜率，说明随着心理弹性的减弱，资质过剩感对工作拖延行为的影响愈强，即心理弹性在资质过剩感与工作拖延行为的正向关系中起到抑制作用，假设4得到验证。
Figure 2. Simple slope analysis of the moderating effect of psychological resilience
图2. 心理弹性的调节效应图
5. 分析与讨论
5.1. 研究结论
本文基于相对剥夺理论和资源保存理论，从员工过往的经历入手，以纠结已放弃身份为中介变量，来探讨资质过剩感对员工工作拖延行为的影响过程机制。通过实证分析，得到了以下三点结论：资质过剩感知与员工工作拖延行为呈正相关；资质过剩感知与员工纠结已放弃身份呈正相关；员工纠结已放弃身份中介资质过剩感知与工作拖延之间呈正相关关系Obodaru；心理弹性对资质过剩感知与员工工作拖延之间的关系有负向调节作用。
5.2. 理论意义
从员工过往经验入手探讨了资质过剩感知对消极行为的作用机制。随着中国教育一步步普及，人才市场高素质人才竞争更加激烈，资质过剩的现象也愈来愈普遍并逐步得到学界的重视，关于资质过剩感的探讨也日益深入，但是在员工资质过剩感的研究中，关于员工过往职业生涯历程的讨论相对缺乏。但是我们不得不承认，一个关键转折点做出的选择对一个人后续的人生会有深刻的影响，而没做出一个选择就意味着多了一个本来能存在的“现实”。而有着资质过剩感的员工，很有可能会具有且沉湎于这个本来能存在的“现实”，加重资质过剩感带来的不适感和消极情绪，从而更容易做出消极的工作行为。
丰富了纠结已放弃身份的本土化研究。纠结已放弃身份是一个发展不久的构念，由美国学者Burgess在2022年的论文中首次提出[7]，而国内的相关研究则相对较少。本文基于中国本土国情，使用实证研究方法，从资质过剩感知这种职场不良体验的角度入手，探讨并拓展了纠结已放弃身份的前因变量，呼应了此前Obodaru (2017)提出的未实现的价值导致员工沉湎于过去身份的观点[6]。
探索了个体差异调节个人对工作困境的处理方式。本文引入心理弹性这一个人特质变量来解释不同个体在相同资质过剩感水平上造成不同程度的工作拖延行为，负向调节了资质过剩感影响工作拖延行为的正向影响，即心理弹性低的个体在资质过剩感强烈的时候更容易选择拖延手头的工作，这一结果拓展了在中国文化背景下资质过剩感相关边界条件的研究。
5.3. 实践意义
组织应该重视资质过剩员工带来的不良影响。根据本文研究结果显示，资质过剩的员工在工作时存在着不可忽视的隐患，相对剥夺感会使其常常含有负面情绪，并做出组织不愿见到的消极行为。组织应该认真考虑高资质员工和低工作要求之间的矛盾，一方面，需要梳理清楚岗位职责，根据岗位职责画出人才画像，而不是一味地要求高学历高经验的求职者，这样既可以减少招聘失误成本又可以达到人－岗匹配；另一方面，对于已经招聘进组织的高素质员工，可以审视其工作任务有无可以改善的地方，例如提高任务挑战性，拓展其个性化任务等等。
组织应该关注员工的职业生涯历程。研究结果显示，职业生涯中令人难忘的转折点会对员工的工作行为会产生实际影响，组织应该预想到资质过剩者出现这种消极情绪的原因，并在这种情况进一步加重之前重视员工的职业生涯历程对其的影响，采取座谈会、谈心的方式，了解其已放弃身份中未在当前身份中实现的诉求。组织管理者只有恪守以人为本的管理理念，不忽视员工未表达出来的职业遗憾，倾听并尊重员工的合理诉求，才能提高员工对工作内容和组织的满意度，减少消极行为，增加积极行为，为组织做出更多有价值的贡献。
组织可以有意地针对员工的个体心理状态进行有效地管理，帮助其在困境中成长，避免出现消极行为。根据研究结果显示，当面对资质过剩的员工时，除了关注其合理诉求以外，还可以通过心理辅导、培训、授权等方式，提高员工的心理弹性水平。本文中所涉及的心理弹性有两个重要维度，分别是忍受消极情绪和控制感，企业可以从这两点入手，提高员工在面对不良环境时做出积极的行为，例如满足合理诉求和心理辅导，可能会有利于员工乐观处理困难和消极情绪，而授权则会提高资质过剩员工控制感，从而提高心理弹性水平，进而避免做出工作拖延这种消极的工作行为。
6. 研究局限与展望
首先，本文样本量缺乏一定代表性。首先，本研究在样本选择上并没有筛选人群特征，意在得到一个普适的结论，但是也存在缺乏代表性的弊端。另外，本文调查的被试者大多数20~30多岁的年轻群体，任期均值为5年左右，对当前工作尚处于探索和提升阶段，不能很好地代表工作年限长的员工和经验过剩的员工。后续的研究可以通过完善样本结构，扩大样本覆盖面，或者单独研究某一特征群体关于各变量的差异，提高研究结果的可用性和说服力。
其次，在数据收集和测量方法上存在局限。本研究主要集中在同一时间用网络平台收集问卷数据，且收集的仅有横截面数据，而员工的职业道路历程是以一个纵向的过程且在不断地发展，一个时间点的数据可能存在不可避免的误差，不能很好地反映员工的真实想法。同时，由于网络问卷的局限性，调查者不能够很好地引导被试者作答，只能尽可能地通过文字来解释变量的含义，这很有可能出现被试者理解上的偏差，比如没有很好理解已放弃的身份出现的前提是真的花费功夫追求过且有关键转折点，而不是一个空空的幻想。后续研究可以通过线下收集以及访谈的方式对纠结已放弃身份进行测量，或者采用实验法或者时间跨度大的纵向研究等方法，提高研究结果的深度和可靠性，更好地揭示变量间的关系。
本文在变量选择上缺乏情境因素的讨论。本文四个变量属于个人心理个人特征和行为层面，没有涉及组织情境因素。但从现实和理论来看，组织中的因素对于员工个体行为的影响不容忽视，相较于个人因素，组织情境因素对于组织来说更容易调整，有更明显的可用性。在后续研究中可以引入如领导类型和工作量等组织情境因素，来丰富研究模型和相关构念，对组织管理实践也有着重要的启示意义。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。