女性领导者印象管理与员工情感依附的关系研究
2014-07-14姚军梅张秋惠凌珊珊
姚军梅+张秋惠+凌珊珊
本文基于印象管理理论，从提高领导魅力的视角，构建了一个女性领导者印象管理对员工情感依附的影响机制的模型，并通过对企业事业单位（如服务性企业、IT企业、生产企业、高校）的女性领导的下属进行问卷调查，采用实证分析的方法对该模型进行了检验。
一、理论基础与假设提出
本研究基于情感依附理论，分析影响员工的情感依附的因素，并且研究它们之间的作用机制。已有学者从非正式网络结构因素出发对这个问题进行了研究，但是很少有学者从领导者领导方式与领导水平方面出发进行研究。本研究在已有理论研究的基础上，建立印象管理、领导魅力与情感依附三者之间的关系模型（见图1）。
（一）印象管理与领导魅力
印象管理的思想起源于马基雅维里主义，它对后人研究印象管理产生了重大影响。但是社会学家戈夫南（1959）的关于社会互动的戏剧性观点的提出，才是对印象管理研究的真正开始，具有重要的标志性作用。戈夫南认为，当一个人出现在某人面前时，通常由于某种原因，他会调动他的行动，以便传达一个从他的利益想要传达的印象。然而，戈夫南更多地注重外部环境的作用，却忽略了内部心理因素的作用，为他的研究带来了瑕疵。鲍麦斯特等对印象管理进行再度分析，认为人们可能被激发进行印象管理来培养所需的身份。施耐德在一项研究中指出，印象管理是指个人通过向别人呈现或限制现有信息来控制自己所扮演的形象的行为，人们可以有意识或者无意识地利用印象管理来影响别人对其自身的看法。然而，泰特洛克等（Tetlock et al.）指出，人们经常在没有意识到自身行为的情况下进行印象管理。利瑞等认为，印象管理或者有时候称自我呈现，是个人试图控制别人对其印象的一个过程。
魅力的概念可以追溯到罗马（Romans）基督教的“圣经”新约，魅力是圣灵赐予的礼物，在马克思·韦伯（Max Weber）的著作之前魅力的术语被保留专为神学所用。韦伯（1925/1968a）写到：魅力的概念是指个人具有某种人格品质，凭借这种品质他被认为是非凡的，被看做具有超自然或者特别特殊的权力或者素质，并且基于这些素质这个人被看做领导。
加德纳等（Gardner et al.，1998）指出，魅力领导就是一个印象管理的过程，这种印象管理往往具有一定的戏剧性。布鲁斯等（Bruce et al.，2002）研究发现管理者的亲社会印象管理行为对领导魅力有显著的正向影响，这种亲社会印象管理行为包括示范、讨好和恳求；而利己印象管理行为对领导魅力具有显著的负向影响，这种利己印象管理行为包括自我宣传、恐吓。由此提出下面的假设：
假设1 女性领导者印象管理对领导魅力有显著影响。
假设1a 女性领导者讨好行为对领导魅力有显著的正向影响。
假设1b 女性领导者自我宣传行为对领导魅力有显著的负向影响。
假设1c 女性领导者恐吓行为对领导魅力有显著的负向影响。
假设1d 女性领导者示范行为对领导魅力有显著的正向影响。
假设1e 女性领导者恳求行为对领导魅力有显著的正向影响。
（二）印象管理与情感依附
鲍尔比（Bowlby，1998）最初提出依附理论，并定义依附为一个人获得或保留与一些自己喜欢的他人相似的任何行为方式，这些异己的人通常指的是较强或者较聪明的人。依附是人与特定对象间的一种情感纽带，强烈的依附涉及对一个特定对象的喜欢或者困扰的强烈思维定势。鲍比（John Bowlby）首创情感依附理论，他提出了一套概念，帮助我们了解人类有和他人发生强烈情感联结的倾向，并且当这种联结被威胁或者被破坏时，会产生强烈的情感反应。情感依附的概念表示一个人认为他与集体有多么亲密。直观地，情感依附反映个体感觉和组织中的其他成员的亲密程度，以及他作为组织的一员是否开心。
保罗·罗森菲尔德等在书中谈印象管理的效用性时指出，一些印象管理策略能够促进社会交往，促进人际关系的和谐，然而近些年，感知凝聚力已经成为人际关系质量评价的重要指标（刘咏梅等，2011），本研究根据前人的研究采用感知凝聚力对员工情感依附进行测量。因此领导的印象管理影响群体的人际关系，实际影响的是员工的情感依附。领导是组织意志的代表（何永林等，1999），员工对领导的情感依附往往和对组织的情感依附是融于一体的（吴维库等，2008）。由此提出下面的假设：
假设2 女性领导者印象管理对员工的情感依附有显著影响。
假设2a 女性领导者讨好行为对员工的情感依附有显著的正向影响。
假设2b 女性领导者自我宣传行为对员工的情感依附有显著的负向影响。
假设2c 女性领导者恐吓行为对员工的情感依附有显著的负向影响。
假设2d 女性领导者示范行为对员工的情感依附有显著的负向影响。
假设2e 女性领导者恳求行为对员工的情感依附有显著的正向影响。
（三）领导魅力的中介作用
以往的研究已经证明领导魅力对员工情感依附具有显著影响，这一论点已经得到了学术界的普遍支持。由此我们提出下面的假设：
假设3 领导魅力对员工情感依附具有显著正向影响。
在综合上述假设的基础上，我们提出下面的假设：
假设4 领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。
二、数据来源与数据分析
根据本研究的研究目的和研究设计，我们选取企事业单位中女性领导的下属作为调查对象，通过问卷调查来进行数据的收集。发放问卷总共384份，共收回346份有效问卷，有效回收率90.1%。
（一）变量测量
通过对现有印象管理文献的查阅与回顾，并结合本文研究的目的，我们采用波利诺和特莱伊（Bolino and Turnley，1999）开发的印象管理测量量表。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，其一致性系数是0.70，包括了印象管理的五个方面：讨好、恐吓、自我宣传、示范以及恳求，共包含22个项目，采用五级积分。endprint
本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。
本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。
（二）数据处理方法
本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。
三、数据分析结果
（一）信度效度检验
本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。
（二）效度检验
在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。
（三）相关性分析
为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。
从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。
（四）回归分析
根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。
接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。
最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。
四、研究结论
本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。
〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕
（姚军梅，吉林大学商学院博士研究生。张秋惠，吉林大学商学院教授，硕士研究生导师。凌珊珊，吉林大学商学院硕士研究生）endprint
本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。
本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。
（二）数据处理方法
本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。
三、数据分析结果
（一）信度效度检验
本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。
（二）效度检验
在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。
（三）相关性分析
为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。
从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。
（四）回归分析
根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。
接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。
最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。
四、研究结论
本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。
〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕
（姚军梅，吉林大学商学院博士研究生。张秋惠，吉林大学商学院教授，硕士研究生导师。凌珊珊，吉林大学商学院硕士研究生）endprint
本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。
本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。
（二）数据处理方法
本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。
三、数据分析结果
（一）信度效度检验
本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。
（二）效度检验
在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。
（三）相关性分析
为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。
从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。
（四）回归分析
根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。
接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。
最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。
四、研究结论
本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。
〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕
（姚军梅，吉林大学商学院博士研究生。张秋惠，吉林大学商学院教授，硕士研究生导师。凌珊珊，吉林大学商学院硕士研究生）endprint
