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1、第45卷第12期外国经济与管理Vol.45No.122023年12月ForeignEconomics&ManagementDec.2023DOI:10.16538ki.fem.20230122.203过度教育与劳动者离职倾向尤亮；李根丽2（1.山西财经大学国际贸易学院山西太原030006；2.西依林科大学经济管理学院陕西杨凌712100）摘要：过度教育与离职率高涨这两个看似矛盾的现象为何会并存发生，解答这一问题对提升劳动者就业质量和企业管理绩效具有重要意义。本文在理论分析过度教育影响劳动者离职倾向内在机制的基础,以中国综合社会调查（CGSS）2015年微观调查数据为研究样本，运用有序PrObi
2、t模型研究了过度教育对劳动者离职倾向的影响，并对其作用机制进行了实证检验。研究结果表明，过度教育显著增加劳动者的离职倾向,且该结论在考虑内生性问题以及一系列稳健性检验后依然成立。机制检验结果表明，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。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。本文深化拓展了过度教育影响劳动者离职倾向的理论阐述机制，并为无边界职业生涯背景下的劳动者就业和企业人力资源管理提供了思考方向和缴证据。关键词：过J翦靖；离职（K向；工作三8；工作安全感中图分类号：F270文献标识码：A文章
3、编号：l（X）l-4950（2023）12-008（L16一、引言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氐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
4、24.6%已受突发公共卫生事件影响，近些年劳动者整体离职率虽有所降低，但2021年依然高达18.8%。新生代劳动者初次就职的平均在职时间更短，95后平收稿日期：2021-08-27基金项目：国家自然科学基金青年项目（71903117）作者简介：尤亮（观9）,男，山西财经大学国际贸易学院脓受；李根丽（1992-）,女，国两桶技大学经济孤学院博士后（通讯作者，jmteIlelee（ai26.m）.网：https:/（前程无忧网：hupsresearch.5ljob.conpdfresig112022otal.pdf均工作7个月就会僻离职吗与此同时，随着教育规模的持续扩张和教育质量的不断提升，就业“
5、内卷化”问题也越来越严重，大量劳动者迫于总量性压力向下就业，类似“茅台211女生踩曲”和“研究生应聘流水线工人F等过度教育现象愈发普遍。这两个看似矛盾的现象为何会同时发生？过度教育与高离职率或离职倾向之间是否存在内在联系？这些问题目前尚未得到系统性的研究和解答。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,是组织主硼是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
6、,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，且影响员工一，羽吁企业长久稳定发展(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(MilIer,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(TCtt和MeyCr,1993)因此，离职倾向是研究离职问题的一个商虹具，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
7、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、工作辎、姆状况等人口统计学变量以及工作满意度、合同性质等工作I新变量对离职倾向的独立影响(Chowdhury,2015；HU而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，期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
8、。作为个人一工作不匹配的重要询形式，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,影口向机制是什么？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
9、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“黑箱二本文余下结构安W改口下：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SH11I网：https7w,w.sohuxont2472499777006ffl狐网：https:WWW.sohuxon452
10、332813/20993984。KfR网：httpsnew.qq.conraina2021071601D5V00绍数据来源、变量定义和模型;第四部分为实证结果与稳健惶函;第五部分为法步分析；最后为主瘫论和对策启示。二、文献综述与研究假说,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
11、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)0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所用，教育与职业结构不匹配的状态。可以看出，无论是宏双维度还是微观维度，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摊构性问题(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
12、育者的教育收益率和工资收入通常彳氐于教育适配者，教育不足者则相反，其教育收益率和工资收入通常高段育适配者(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
13、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蝇，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，Hcrsch(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。即当劳动者从事彳氐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
14、想法，通过离职来改变现状(SaraVanabaWan和UthayatharShika,2014)0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)o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VanDerVelden(2001)使用荷兰毕业生的
15、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)耐威兑1.过度教育对劳动者离职倾向的影响个人一工作匹配理论认为，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(CableWeRue,2002)o过度教育作为个人与工作不匹配的典型形式，其既是需求一I助错配(Luksyt
16、e?QSpitzmuellerz2016),又是需求一供给配(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)o不公平感和失雕败感均会引发憎恨、愤怒和不满情绪，诱发离职意向。强调社会交换互惠
17、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53幅果，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。这些不平衡均会力啕劳动者的情绪耗竭,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ife认为，过度教育与离职倾向之间没有显著关系。如人力资科M娥论认为，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犯尝效应。若过度教育者意识到其磔他人力资本方面存在欠缺和不足，并接受采用过度教育哪卜其他人力资本欠缺的事实，
18、则过度教育不会对离职倾向产生显著影响(Mavmmara,2013)。工作需求T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一家庭冲突等，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)o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一需求不匹配、相对剥夺和投资回报不平衡等均可能诱发劳
19、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，人力资科唯理论被证明更适用于职业生涯的早期阶段蝮期过度教育5嚎(McMillen,2(X)7),管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一冢建中突等，反而更可能因人力资本利用不足、工作枯
20、燥乏味、自尊心受挫等导致更大的工作压力和工作家庭)中突(KonnofflMunakata,2014)o基于以上分析，本殡出如下假说：Hl：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
21、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，也会因个人一工作不匹配、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S的影响（Firfiray和Mayo,2017；尤期Q霍学喜,2020）过度教育所导致的个人一工作不匹配既无;触劳动者充分利用
22、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氐劳动者的自我认同感，兼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”制氐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，降碳1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；Slee丽MoWday,19
23、81）,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。劳动者会根据其额口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鳏!行为（李恺?0万芳坤，2019）。一旦劳动者与组织之间的“互惠互利”原则谕顶，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。
24、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）0工作满意度作为劳动者对工同购情绪反应，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P靴带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!氐劳动者的工作满意度进而增力暝离职倾向。工作安全感是劳动者对其未来工作可持续性的心理獭和株口（Pea
25、rce,1998）o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（GreenhaIgh和ROSenblatl,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（Peil傅，2012）o过度教育作为资质过高的典型代三,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盛口到可能失去某些资源、或已经失去了某些资源、般画的资源匕徽渺茫时，劳动者就
26、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频（罗润东和彭明明，2010）o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
27、度教育者还拥有更短的工作任期（SIoan蹲,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）o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，目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W严重，甚至更为严重（朱朴义和
28、5脂，2014）。也就是说，工作不安全感作为一种雕性资源，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一诱因（基于安全的磁忠砌口承诺等社会情感利益）、投入T果（努力所建I的回报）等磁关系的不平衡，减弱了劳动者对初锂工作环境的感受（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力唠动者的离职倾向。由此，本文提出如下假说：H3：过度教育通过降!氐劳动者的工作安全感进而增加其离职倾向。I工作满意度过度教育影响劳动者
29、离职倾向的作用L机制如图1所示。在过度教育影响劳者离年蛉L则职倾向基准模型的基础上，本文依次考察工作安全感工作满意日和工作安全感的中介作用，以进一步揭示其内在影响机制。图1过度教育影响离职倾向的理论模型图三、研究设计（一）朝蟒或蟒源本文使用的数据来源于中国综合社会调查（CGSSJ您年微观调鳗据（翻9GSS2015）。CGSS2015采用四阶段不等概率抽样方式在全国范围内赢样本，调直范围广、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。本文主要关注过血育对劳动者离职倾向的影响及其
30、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1795o根据研究需要，本文进方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，本翅得A部分样本4674个，D部分样本35八。（二被解释变量：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
31、来12个月，您会不会试着到其他单彳西戈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
32、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
33、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i则量误差进行检验。CGSS将职业划分为泠大类和多个子美。本文在剔除教育水书留示和职业类别指标存在缺失的样
34、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霹婿（颜麟旺维国，2018）o中介变量：工作满意鳏工作安全感。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指可能失业二控制变量。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（ChoWdhuIy,2015；HU而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R其平方、性Sik户口、婚姻和健康状况。工作层面的控制变量包
35、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，并用颜变量表示。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D口简洁，教育不足虚以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I所示。表1变量定义及描述性统计变量名称含义均值标准差离职倾向WM顷向(1-4)2.01710.
36、7644过度教育a三W(三=)0.17140.3774教育不足教育不足（是=1）0.06860.2531工作满意度工作满意度（1-6）4.70570.9044工作安全感工作安全感（I）1.78570.8713受教育年限实际簸育年限（年）12.12863.4180工作年限实际工作年限（年）19.434311.6590工作年限平方实际工作年限平方/1005.13235.1544性别愣11(男=I)0.49710.5(X)7户口户口除户口=1）0.60000.4906婚姻状况婚姻状况（磁1）0.79140.4069健康状况爆（15）4.03710.8092合同类型劳动合同（签订劳动合同=1）0.56
37、000.4971就业机会省级就业率（就业人口/总人口）0.57380.()414东部地区东部地区（是=I）0.5()(X)0.5(X)7东北地区锢崛（居1）0.10570.3079中部地区中部地区（是=1）0.21710.4129西部地区西部地区（是=1）0.17720.3823（）t三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：Tl-=o+oedm+2X+Zi（1）耀中，77为劳动者离职倾向77的潜变量,OedU表示劳动者是否过度教育，X为控制变量，表示劳动
38、者个体，B为待估计第，表示随机误差项。系数由表示与相同教育水平的教育适配者相比，过度教育对劳动者离职倾向的影响。同时,igq23,并定义,4,6TI；曙（2）中，5、6和5均为切点。若随机误差项与解释变量相互独立，通过构造所有样本的联合密度函数，即似然函数，进而采用极大似然法可得到变量系数的一致估计。四、实证结果分析（一）S三e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）列仅纳入过痛育、教W不足以及受教W年限，第（2）列和第（3）列在前一列基础上依次纳A个体特征量和地区变量，第（4）列击于纳AT作段量，第（5）列贝（1过度教育的参照橹由教育
39、适配替换为非过度教育。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、地区变量和工作阴量后，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,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HS著性与第（1）至（4）列基本TO总体来看，过邮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
40、向。据此，研究假说HI得到险证。表2过度教育对离职倾向的影响：基准回归结果变量(D(2)(3)(4)(5)过度教育0.50220.4945*0.4900”0.48950.4899(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)-0.0837-0.1028-0.1045,-0.0969,”-0.0937,m,受教育年限(0.0195)(0.0282)(0.0283)(0.0292)(0.0286)工作年限-0.0572,*-0.0580,
41、0-0.058L-0.0592,m,(0.0218)(0.0221)(0.0221)(0.0220)工作年限平方0.06960.07120.06950.0715(0.0478)(0.0483)(0.0480)(0.0477)性-0.0915-0.0917-0.0839-0.0871(0.1197)(0.1201)(0.1205)(0.1206)一0.4095-0.4117*-0.3808”-03864,户口(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)(0.16
42、08)健康状况0.01290.01330.00570.0095(0.0829)(0.0835)(0.0835)(0.0835)工作特征NoNoNoYesYes地区特征NoNoYesYesYes样本量350350350350350PseudoR20.02500.09650.09700.09960.0990注:“和分别表示在I%、5%和10%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误。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街昉向，而不是边屐应。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算过度教育对离职倾向的边际效应，结果如表3所示。
43、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1085%和3.53%。过度教育者离职倾向为“不太可能”的概率也呈现下降康，虽然不显著，但并不影口向主要结论。表3过度教育的边际效应变量Ti=77=2Ti=377=4过度教育-0.1258,-0.01800.1085,0.0353,(0.0411)(0.0180)(0.0405)(0.0183)注：括号内为DelIa-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
44、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T空制理论，能力等教育以外的其他人力资本，以及工作压力、工作家庭）中突、工资收入他工作特征,都可育统响过度教育对离职倾向的作腰裸,导致估计结果出现偏误。为此，本文进T控制了能力匹配、工作压力、工作家庭）中突和工资收入等变量。其中，能力匹配根据问题考虑I修的能和工作状况，您认为您目前的收入是否合理呢”的回答来界
45、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）列回性S果显示，即使控制了上述可能影啾古HS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。表4稳健性检验结果涯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(D(2)(3)(4)(5)(6)过度教育众数法测度的过度教育0.4829-0.6142*0.4170,0.4193”0.7879”(0.1826)0.3860(0.0441)(0.2479)(0.2289)(0.1953)(03262)控制变量YesYesYesYesYesYes样本量350350350339311
46、350PseudoZCenteredR2OJ(XX)0.17620.02440.1164OJ(XX)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Cmgg-WHd蹴计量为41.490,大于10%显著性水平上的临界值16.38,不可识SJl检验的LM统计量的P三为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基5的结果偏误。因此，本文借鉴已有研究的姐三方法，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）o该方法假设测量误塞至典变量误差（classicalers-in-variables,CEV）设定,且两种度量的测量误差不相关。具体而言，假设M=Sj+e,其中，用是过度教育真实值S1的第一种测量值，为测量误差。若占印）相关，但与M无关，即切（跖；e）=。且W国；e）#0,那么在经典变量误差设定下，S；的估计将是有偏的。解决办法是获取SJJ的第二种度量亮，即=S；+由于影响离职倾向的是耳，5谡然与不相关，此时尽管用和用都错误地度量了,但其测量误差而
