1. 引言
在我国经济的繁荣发展和教育水平的持续提高下，近十年高校每年毕业生的人数呈现出了持续增长的趋势，如表1所示。教育部、人力资源社会保障局召开的2025届全国普通高校毕业生就业创业工作会议指出，2025届高校毕业生的规模预计达到1222万人，预计同比增加43万人。但是，不断增长的高校毕业生人数与短缺的就业机会之间存在着严重不匹配的矛盾。在严峻的就业形势下，求职者不得不降低自己的期望，选择工作需求低于自身能力的工作。于是，“不充分就业”的案例比比皆是，如：名校毕业生应聘流水线、小学教师岗位要求硕士及以上学历等。这种能力高于岗位需要的“内卷”现象越来越严重，我国也成为了资质过剩最严重的国家之一[1]。以实际企业为例，在综合实力较强的电力公司中，其用人门槛常常高于其招聘岗位的实际工作需求，资质过剩的情况普遍存在。对H电力公司新生代员工的工作积极性现状进行走访调研发现，H电力公司实行“灵活工作制”并且没有上班打卡的强制要求，其新生代员工的工作积极性普遍不高，主要体现在不会超额完成任务、每天准点下班、工作存在一定程度的拖延与倦态的情况、对工作存在不满情绪等方面。
Table 1. Employment figures and growth trends of university graduates in the past decade
表1. 近十年高校就业人数及增加情况
年份 |
高校毕业生人数(万) |
同比增加量(万) |
2015 |
749 |
22 |
2016 |
765 |
16 |
2017 |
795 |
30 |
2018 |
820 |
25 |
2019 |
834 |
14 |
2020 |
874 |
40 |
2021 |
909 |
35 |
2022 |
1076 |
167 |
2023 |
1158 |
82 |
2024 |
1179 |
21 |
2025 |
1222 |
43 |
基于普遍存在的现实问题，本研究聚焦于H电力公司的新生代员工，对其资质过剩感与工作积极性展开了调研，并通过自我调节理论分析和实证结果揭示了资质过剩感对新生代员工工作积极性的作用机制以及边界条件。具体来看，资质过剩感能够正向影响新生代员工的工作积极性，自我效能感在二者的关系中发挥中介作用，晋升机会感知能够正向调节自我效能感与新生代员工工作积极性之间的关系。本研究通过验证资质过剩感对新生代员工工作积极性的作用机制，丰富了新生代员工的相关研究以及资质过剩感的研究视角，同时也为H电力公司以及相关类型企业的管理者正向转化其新生代员工的资质过剩感以增加新生代员工的工作满意度、提升组织绩效、提高员工工作积极性等方面提供了新的思路。
2. 文献综述
2.1. 资质过剩感与新生代员工工作积极性的相关研究
资质过剩概念源自Freeman (1976)提出的“过度教育”，指员工资质(教育、经验、技能等)超过岗位实际需求的现象，在OBHRM领域，资质过剩感主要指个体对自身资质高于工作要求的感知。但是现有研究多聚焦其消极影响[2]，并常将其归因于人–岗不匹配，认为资质过剩感常常产生于员工基于当下形势不得不从事实际要求低于自身资质(如教育、技术、经验等)的工作的情况[3] [4]。本研究以主观资质过剩感为核心，将其界定为个体感知到的自身资质超出岗位需求的程度。
对于内卷现象感知较明显的群体主要集中在“新生代员工”，“新生代员工”是一个动态调整且在对比中产生的概念，通常指具备民事行为能力、处于职业探索期且与成熟员工存在差异的潜力群体[5]。本研究结合时代变迁特征，将新生代员工定义为1990年后出生的在职员工。相较于70、80年代员工，90后及00后新生代员工呈现鲜明特征：个性鲜明、崇尚自由与平等，在复杂环境中职业稳定性较低，跳槽率与流动率高，其工作积极性经常受社会质疑。工作积极性则属于员工的一种具体的行为表现，是个体提高工作效率和工作质量在主观能动性方面的具象化[6]。综合学者们对员工工作积极性的定义以及前面提到的对于新生代的概念界定，本研究将新生代员工工作积极性界定为出生于1990年以后的在职员工在工作中表现出来的努力向上的状态与行为。
综合现有的研究来看，已有文献研究了资质过剩感的前因变量、结果变量、调节因素以及资质过剩感与创新行为、主动变革行为、越轨创新行为、组织公民行为等内容之间的作用机制，并对新生代的特点、激励机制、管理措施等方面展开了研究。但是，目前的研究当中关于资质过剩感的消极影响研究要远远多于积极影响研究，且资质过剩感的积极影响的中间机制和调节机制也有待从更多视角进行挖掘。
2.2. 自我效能感的前因和结果变量研究
自我效能感自Bandura等人首次提出以来，大多数学者沿用Bandura等人对于自我效能感的概念，将自我效能感界定为人们对达成特定的目标这个过程中所拥有的能力的判断与信念。基于此，本研究将自我效能感界定为个体信任自身能够完成某具体任务的程度，是一种主观上的心理感受。
随着研究情景的不同，自我效能感的前因以及结果变量也在实践中不断被发掘出来。通过对过往文献进行梳理总结发现，自我效能感的前因变量主要体现在文化因素、领导风格、成就水平感知以及情境因素等方面；结果变量可以分为心理(如心态、思维模式、情感反应模式等)和行为(如工作投入、行为选择、工作绩效等)两个方面。
综合现有的研究来看，已有文献对自我效能感的前因和结果变量、特点与影响因素、与各理论之间的关系以及在各领域的应用等方面进行了探究。自我效能感作为个体对于自身的一种认知和评估，是个体在面对认知矛盾并进行调节的必要环节，然而在自我调节视角下个体的自我效能感的前因和结果变量研究还需要深入探讨。
2.3. 晋升机会感知的影响效应研究
晋升作为企业人员调动的重要环节之一，在一定程度上反映了工作与员工的双向匹配程度，也是激发员工积极性的关键驱动力。有研究指出，晋升决定了个人基础物质需求是否能得到满足以及与更高层次的需求是否得以实现[7]。而晋升机会感知(也叫晋升机会认知/知觉)是指员工对自己升职可能性的主观评估，本研究将其界定为员工在组织中所感受到的升职的可能性。
国内外学者对“晋升”的研究大多聚焦于“晋升公平”，然而个体所感知到的晋升公平也不可忽视：缪毅和胡奕明指出，当员工所感知到的晋升机会较多时，职位层级之间的薪酬差距能够产生一定的激励作用，使得员工在工作中愿意付出额外的努力[8]。通过文献梳理可知，晋升机会可以看作是组织层面的一种激励手段，能够对员工的心理和行为进行赋能，员工对晋升机会的感知因而也成为了员工职场行为的重要情境因素。
综合现有的研究来看，已有文献从薪酬、员工忠诚度、员工离职行为等方面对晋升机会感知开展了研究，晋升机会感知作为个体对于环境的一种认知和评估，会对个体的认知和判断产生一定影响，尤其在以电力行业为代表的传统行业中，不同水平下的晋升机会感知对于新生代员工的工作积极性存在怎样的作用机制，这一问题还有待进一步探讨。
3. 理论基础与机制分析
3.1. 理论基础：自我调节理论
自我调节理论是用于解释个体如何监控和调整自身行为、情绪及认知以实现目标的理论，该理论源于Bandura等人提出的社会认知理论，自我调节是个体通过自我观察、自我判断和自我反应来实现目标的过程，并强调了自我效能(个体对自身能力的信念)的核心作用。Carver和Scheier指出，自我调节理论包含了以目的为导向的过程，在这个过程中，个体会对自身的认知、情感以及行为进行调节来进行自我矛盾的管理，主要包括自我观察、判断和反应这三个阶段[9]。
新生代员工具有更强的职业发展诉求，资质过剩为个体提供增强应对“内卷”挑战的信心，反映了个体对于自我能力的“观察”，而自我效能感和晋升机会感知分别代表了个体对于自我和环境的认知与评估，在一定程度上能够影响其对于当前以及未来工作发展的“判断”，而“观察”和“判断”过程与自我调节理论的核心观点契合，在此研究框架下可以进一步探讨员工所作出的相应“反应”。因此，本研究将自我调节理论作为理论基础，并以此解释资质过剩感如何影响新生代员工的工作积极性并进一步揭示其具体的作用机制和边界条件。
3.2. 机制分析
通过文献梳理发现，大多数关于资质过剩感的研究中对其持消极态度。然而，少数研究中也指出了资质过剩的积极效应，例如，有研究指出产生资质过剩感的个体在取得成功后会更努力工作、增加积极行为[10]，且资质过剩者若能将“过剩”重新定义为“能力储备”，可显著降低离职倾向[11]。结合自我调节理论来看，在“观察–判断–反应”这一自我调节路径中，当个体积极看待能力高于实际工作需要这一矛盾时，其自我效能感便能够相应地得到一定程度的提升并相信自己能够在工作中取得一定成绩，因而会在工作中更加投入甚至做出更多积极的行为。
因此，感知到资质过剩的个体也有可能通过自我调节来解决“个人资质大于实际工作需求”这一矛盾并做出积极的行为。具体来看，本研究认为资质过剩感能够通过增加个体的自我效能感显著提升其工作积极性。基于上述分析，本研究提出以下假设：
H1：资质过剩感显著正向影响新生代员工的工作积极性。
H2：自我效能感在资质过剩感与新生代员工工作积极性之间起中介作用。
此外，晋升机会作为人–岗匹配的核心要素之一，个体对晋升机会的感知会通过个体自我调节机制影响工作行为与态度。根据自我调节理论，当员工感知到充足的资源时，会主动调节其认知与行为策略以适应和匹配自己的职业发展目标。实证研究表明，晋升机会是影响员工行为和态度的重要情境因素，例如，感知到晋升机会的个体会增加组织公民行为和无私行为[12]，而对于体制内人员来说，由于晋升通道受制度刚性约束，因而晋升机会更是成为了影响员工满意度的重要因素之一[13]。由此可见，晋升机会感知往往与个体的工作行为和态度直接联系，本研究认为，感知到资质过剩的个体如果能够得到组织的赋能(例如提供晋升机会)，则更有利于个体更好地调节“个人资质高于实际工作要求”这一矛盾，具体来看，当个体的晋升机会感知水平越高，则能够更进一步激发其工作动力，资质过剩的个体则更认为通过自身的努力能够达到相应的收获和回报，则其工作的效率和积极性则会明显提高，即资质过剩感对员工工作积极性产生的积极作用会被强化。
因此，本研究提出如下假设：
H3：晋升机会感知在资质过剩感与新生代员工工作积极性之间起正向调节作用，即相对于晋升机会感知水平低的新生代员工，晋升机会感知水平高的新生代员工的资质过剩感对其工作积极性的正向影响更加显著。
综上所述，本研究提出如图1所示的理论模型。
Figure 1. Diagram of the theoretical model
图1. 理论模型图
4. 研究方法与统计分析
4.1. 数据来源
本研究以H电力公司下属子公司的新生代员工为调查对象，H电力公司是H (集团)有限公司旗下综合能源业态H电力控股有限公司的下属子公司，公司业务涉及煤电、风电、光伏、燃气电站、智慧能源等领域。通过线上问卷星渠道发布和收集问卷，一共回收224份原始问卷。在剔除无效问卷之后，得到的有效问卷数量为171份，问卷的有效回收率为76.34%。
4.2. 测量量表及信效度分析
本研究各主要变量均采用国内外多次被使用的成熟量表，各量表的Cronbach’s α系数均大于0.8，信度良好。此外，对于控制变量的选取参考了常闻悦的做法，将性别、年龄、学历、工作年限、行业等纳入控制变量范畴[14]。主要变量的测量量表如下表2所示。
Table 2. Measuring scale
表2. 测量量表
变量名称 |
题项数 |
题项示例 |
Cronbach’s α |
量表来源 |
资质过剩感 |
9 |
我工作所需的学历低于我现在的学历 |
0.938 |
Maynard 等(2006) [15] |
新生代员工工作积极性 |
9 |
在工作中，我感到自己迸发出能量 |
0.936 |
冯江平 等(2013) [16] |
自我效能感 |
10 |
如果我尽力去做的话，我总是能够解决问题的 |
0.950 |
Schwarzer等(1997) [17] |
晋升机会感知 |
5 |
我觉得我在单位中有公平的晋升机会 |
0.877 |
Highhous等(1996) [18] |
进而，本研究利用AMOS26.0对各量表进行验证性因子分析。从模型拟合指数来看，4个量表的模型拟合指数都非常符合检验标准，说明问卷的结构效度良好，模型拟合系数表如下表3所示。
Table 3. Model fitting coefficient
表3. 模型拟合系数表
|
X2/df |
RMSEA |
RMR |
CFI |
IFI |
TLI |
资质过剩感 |
1.481 |
0.053 |
0.037 |
0.988 |
0.988 |
0.983 |
新生代员工工作积极性 |
1.868 |
0.071 |
0.027 |
0.977 |
0.977 |
0.970 |
自我效能感 |
1.054 |
0.018 |
0.023 |
0.999 |
0.999 |
0.998 |
晋升机会感知 |
0.423 |
0.000 |
0.015 |
1.000 |
1.007 |
1.015 |
整体模型 |
1.153 |
0.030 |
0.050 |
0.981 |
0.982 |
0.980 |
检验标准 |
<3 |
<0.08 |
<0.1 |
>0.9 |
>0.9 |
>0.9 |
4.3. 描述性统计分析与相关性分析
H电力公司的样本基本情况如下：从性别构成来看，女性(66.8%)明显多于男性(33.2%)；从年龄分布来看，00后占比22.6%，90后占比42.6%，80后占比34.7%，90后的人数最多；从学历来看，本科学历比重最大(达65.3%)，大专及以下占比为30.0%，硕士及以上人员较少，占比仅为4.7%；从职位来看，基层员工占比高达63.7%，其次是一般管理人员，占比为30%，中高层管理人员占比较少，仅为6.3%；从工作年限来看，工作年限在1年以内的占比29.5%，在1~2年的占比15.8%，在2~5年的占比16.8%，在8年以上的16.3%，且各工龄段人数分布较为均匀。描述性统计分析结果如表4所示。
Table 4. Descriptive statistics (N = 190)
表4. 描述性统计结果(N = 190)
变量名称 |
变量含义和赋值 |
平均值 |
标准差 |
性别 |
女 = 1；男 = 2 |
1.59 |
0.49 |
年龄 |
00后 = 1；90后 = 2；80后 = 3 |
2.52 |
0.60 |
学历 |
大专及以下 = 1；本科 = 2；硕士及以上 = 3 |
1.68 |
0.68 |
职位层级 |
基层员工 = 1；一般管理人员 = 2；中高层管理人员 = 3 |
1.46 |
0.51 |
工作年限 |
1年以内 = 1；1-2年 = 2；2-5年 = 3；5-8年 = 4；8年以上 = 5 |
3.08 |
1.41 |
资质过剩感 |
完全不符合 = 1；有点不符合 = 2；不确定 = 3；有点符合 = 4；完全符合 = 5 |
3.56 |
0.96 |
新生代员工工作积极性 |
完全不符合 = 1；有点不符合 = 2；不确定 = 3；有点符合 = 4；完全符合 = 5 |
3.55 |
0.77 |
自我效能感 |
完全不符合 = 1；有点不符合 = 2；不确定 = 3；有点符合 = 4；完全符合 = 5 |
3.55 |
0.86 |
晋升机会感知 |
完全不符合 = 1；有点不符合 = 2；不确定 = 3；有点符合 = 4；完全符合 = 5 |
3.50 |
0.94 |
进而，对主要变量之间的相关性进行检验，结果表明各变量之间存在较好的相关性，可以进行后续假设检验，相关性分析结果如表5所示。
Table 5. Correlation coefficient between variables (N = 190)
表5. 变量间的相关系数(N = 190)
|
资质过剩感 |
新生代员工工作积极性 |
自我效能感 |
晋升会感知 |
资质过剩感 |
1 |
|
|
|
新生代员工工作积极性 |
0.144* |
1 |
|
|
自我效能感 |
0.258** |
0.605** |
1 |
|
晋升机会感知 |
0.347** |
0.269** |
0.525** |
1 |
注：(1) 本表中的相关系数是Pearson相关系数；(2) *、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001的统计水平上显著。
5. 实证结果与假设检验
本研究主要利用SPSS26.0对问卷数据进行分析和检验，具体包括资质过剩感对新生代员工工作积极性的主效应检验、自我效能感的中介效应检验以及晋升机会感知的调节效应检验。
5.1. 资质过剩感对新生代员工工作积极性的主效应检验
通过线性回归分析发现，资质过剩感显著正向影响新生代员工工作积极性(M2, β = 0.217, p < 0.01)，R2值增加了0.045，F值改变量显著，说明M2相比M1对新生代员工工作积极性的解释程度更好，H1得到验证。
从控制变量来看：年龄负向影响资质过剩感对新生代员工工作积极性的作用(可能是随着年龄增长个体的工作激情和体力减弱)，工作年限正向影响资质过剩感对新生代员工工作积极性的作用(可能工作经验积累导致资质过剩感增强)。
主效应检验结果如表6所示。
Table 6. Results of the main effects test
表6. 主效应检验结果
变量 |
新生代员工工作积极性 |
M1 |
M2 |
自变量 |
|
|
资质过剩感 |
|
0.217** (0.055) |
控制变量 |
|
|
性别 |
−0.033 (0.105) |
−0.044 (0.102) |
年龄 |
−0.173 (0.089) |
−0.200* (0.087) |
学历 |
0.110 (0.096) |
0.116 (0.094) |
职位 |
0.016 (0.082) |
0.000 (0.080) |
工作年限 |
0.471*** (0.047) |
0.526*** (0.047) |
统计量 |
|
|
R2 |
0.110 |
0.151 |
△R2 |
—— |
0.045 |
F值 |
5.649*** |
6.623*** |
注：(1) 括号中报告的值为标准误；(2) *、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001的统计水平上显著。
5.2. 自我效能感的中介效应检验
通过逐步回归分析发现，资质过剩感显著正向影响自我效能感(M3, β = 0.307, p < 0.001)，且自我效能感显著正向影响新生代员工工作积极性(M4, β = 0.554, p < 0.001)，此外，M6在M5的基础上加入了自我效能感这一变量，而自我效能感对新生代员工工作积极性的影响仍然显著(M6, β = 0.537, p < 0.001)。由此可验证自我效能感的中介作用，即H2得到验证。如表7所示。
Table 7. Results of the mediation effects test
表7. 中介效应检验结果
变量 |
自我效能感 |
新生代员工工作积极性 |
M3 |
M4 |
M5 |
M6 |
自变量 |
|
|
|
|
资质过剩感 |
0.307*** (0.051) |
|
0.217** (0.055) |
0.052 (0.049) |
中介变量 |
|
|
|
|
自我效能感 |
|
0.554*** (0.065) |
|
0.537*** (0.068) |
控制变量 |
|
|
|
|
性别 |
0.017 (0.093) |
−0.051 (0.085) |
−0.044 (0.102) |
−0.053 (0.086) |
年龄 |
−0.141 (0.080) |
−0.116 (0.073) |
−0.200* (0.087) |
−0.124 (0.074) |
学历 |
0.041 (0.085) |
0.092 (0.079) |
0.116 (0.094) |
0.094 (0.079) |
职位 |
0.005 (0.073) |
0.001 (0.067) |
0.000 (0.080) |
−0.002 (0.067) |
工作年限 |
0.363*** (0.043) |
0.313*** (0.040) |
0.526*** (0.047) |
0.331*** (0.041) |
统计量 |
|
|
|
|
R2 |
0.115 |
0.405 |
0.151 |
0.404 |
ΔR2 |
0.090 |
0.290 |
0.045 |
0.293 |
F值 |
5.088*** |
22.407*** |
6.623*** |
19.288*** |
注：(1) 括号中报告的值为标准误；(2) *、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001的统计水平上显著。
5.3. 晋升机会感知的调节效应检验
资质过剩感和晋升机会感知的交互项系数显著(β = 0.167, p < 0.05)，且M9的R2增加了0.026，F值变化显著，模型解释能力增强，说明晋升机会感知对资质过剩感和新生代员工工作积极性的关系具有正向调节作用，即H5得到验证。调节效应检验结果如表8所示。
Table 8. Results of the moderating effects test
表8. 调节效应检验结果
变量 |
新生代员工工作积极性 |
M7 |
M8 |
M9 |
自变量 |
|
|
|
资质过剩感 |
0.217** (0.055) |
0.139* (0.058) |
0.110 (0.058) |
调节变量 |
|
|
|
晋升机会感知 |
|
0.219** (0.071) |
0.209** (0.071) |
交互项 |
|
|
|
资质过剩感*晋升机会感知 |
|
|
0.167* (0.066) |
控制变量 |
|
|
|
性别 |
−0.044 (0.102) |
−0.028 (0.100) |
−0.037 (0.099) |
年龄 |
−0.200* (0.087) |
−0.188* (0.086) |
−0.175 (0.085) |
学历 |
0.116 (0.094) |
0.118 (0.092) |
0.118 (0.090) |
职位 |
0.000 (0.080) |
−0.023 (0.079) |
−0.048 (0.078) |
工作年限 |
0.526*** (0.047) |
0.508*** (0.046) |
0.502*** (0.045) |
统计量 |
|
|
|
R2 |
0.151 |
0.189 |
0.212 |
ΔR2 |
0.045 |
0.041 |
0.026 |
F值 |
6.623*** |
7.308*** |
7.357*** |
注：(1) 括号中报告的值为标准误；(2) *、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001的统计水平上显著。
Figure 2. Diagram of the moderating effects
图2. 调节效应图
为了更加直观地展示晋升机会感知在资质过剩感和新生代员工工作积极性之间的调节效应，本研究绘制了调节效应图。从图2中可以看出，当晋升机会感知水平较高时，资质过剩感与新生代员工工作积极性之间的正向效应更强，所以晋升机会感知在资质过剩感与新生代员工工作积极性之间起正向调节作用，调节效应图如图2所示。
6. 结论与建议
本研究基于自我调节理论，构建了资质过剩感与新生代员工工作积极性相结合的模型，分析了在该过程中自我效能感所起的中介作用以及晋升机会感知所起到的调节作用。同时，通过实证分析验证了如下结论：(1) 资质过剩感显著正向影响新生代员工工作积极性；(2) 自我效能感在资质过剩感对新生代员工工作积极性的影响过程中起中介作用；(3) 晋升机会感知在资质过剩感与新生代员工工作积极性之间起正向调节作用。
结合研究结果以及H电力公司实际情况，本研究提出如下几点管理启示：
(1) 正向转化新生代员工的资质过剩感：管理者需辩证看待新生代员工资质过剩：避免片面否定其价值，可基于自我调节理论构建积极组织氛围，肯定员工的“过剩资质”所产生的价值，引导其转化为主动建言、创新等积极行为。同时，通过分配挑战性任务并在任务完成后给予及时激励(物质奖励或荣誉认可)以激发其工作热情，从而提高其工作积极性、促进组织绩效的提升。
(2) 重视培养新生代员工的自我效能感：根据国内外学者对自我效能感的研究成果可知，培养自我效能感应当遵守“感受成功”、“异步发展”和“尊重支持”这三个原则，即让员工多产生一些成功的体验、尊重员工的主体地位、关注和重视个体差异。此外，管理者应当对新生代员工进行适当的外部强化并增强自我调节训练，以此来增强其自我效能感、促进工作积极性的提高。
(3) 给予新生代员工足够的晋升机会：给予员工晋升机会是提高其工作积极性和员工满意度的重要手段之一，晋升机会设置的合理与否将会对员工的工作态度产生直接影响，进而影响其工作效果。特别是对于新生代员工而言，他们是需要被激励和支持的一代，因此应当给予新生代员工足够的晋升机会，让他们能够感知到自己在工作当中的晋升空间，以期激发其工作的热情和斗志，从而提高其工作积极性。