劉　遲，王英男，白　睿

(1.吉林大學(xué) 哲學(xué)社會(huì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012；2.東北師范大學(xué) 馬克思主義學(xué)部，吉林 長(zhǎng)春 130024；3.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)新聞系，四川 成都 611130)

婦女角色沖突影響因素的回歸分析

——基于“第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查”

劉遲1，2，王英男2，白睿3

(1.吉林大學(xué) 哲學(xué)社會(huì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012；2.東北師范大學(xué) 馬克思主義學(xué)部，吉林 長(zhǎng)春 130024；3.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)新聞系，四川 成都 611130)

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自于第三期中國(guó)婦女地位調(diào)查的吉林省數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)顯示當(dāng)代婦女角色沖突問(wèn)題凸顯，成為阻礙婦女發(fā)展的主要障礙。筆者試圖對(duì)婦女角色沖突的影響因素進(jìn)行探究，在綜合以往婦女角色沖突研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建研究假設(shè)，建立邏輯回歸和線性回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前婦女角色沖突的最主要影響因素為傳統(tǒng)性別意識(shí)、工作滿意度、家庭分工體制和心理心態(tài)健康水平，修正社會(huì)價(jià)值評(píng)價(jià)個(gè)人價(jià)值的一元評(píng)價(jià)體系后，針對(duì)不同傾向型婦女提出緩解沖突的針對(duì)性對(duì)策。

婦女角色；角色沖突；邏輯回歸；多元線性回歸

基于第三期全國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)婦女角色沖突比以往*參見(jiàn)1990、2000年婦女調(diào)查數(shù)據(jù)。更為激烈。家庭與社會(huì)角色沖突既不利于婦女婚姻和諧，更使婦女在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中發(fā)展受阻。本文試圖從角色沖突的經(jīng)典理論和已有的調(diào)查研究出發(fā)，結(jié)合數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，探索婦女角色沖突的影響因素，進(jìn)而尋求社會(huì)轉(zhuǎn)型中婦女角色沖突的紓解對(duì)策。

一、婦女角色沖突理論與研究

國(guó)外角色沖突理論始于20世紀(jì)70年代。初期將家庭、工作看成兩個(gè)獨(dú)立運(yùn)轉(zhuǎn)的系統(tǒng)，被稱為 “分割理論”(Kanter，1977；Piotrkowski，1979)[1]。 隨著研究深入，學(xué)者廣泛關(guān)注家庭、工作二者關(guān)系，“溢出理論” (Staines，1980)和“補(bǔ)償理論”是其中最具代表性理論。“溢出理論”否定了工作和家庭二者的絕對(duì)分離；“補(bǔ)償理論”指出婦女職業(yè)與家庭角色沖突的不可抗性，是天然的 “相反的關(guān)系”；“工作家庭邊界理論”[2]克服極端的理論，為本研究提供借鑒，即婦女角色沖突原因在于缺乏邊界者與跨界者的交流。國(guó)內(nèi)研究中對(duì)于婦女沖突的原因解釋集中以下幾種：1.傳統(tǒng)與現(xiàn)代角色期望差異。畢麗君(1995)[3]、童勺素(1994)[4]等持此種論點(diǎn)。2.工作與家庭雙重壓力。王金玲(1994)[5]，巨東紅，潘林(2005)[6]等有此傾向。3.家庭價(jià)值尚未肯定。王操紅，江歷明(2007)[7]同菲律賓學(xué)者CarhtoS.puno，英國(guó)學(xué)者Eileennyeo持此相同認(rèn)知[8]41。4.婦女自我意識(shí)錯(cuò)誤傾向。叢志杰(2001)[8]41，曲文勇(1994)[9]歸結(jié)此點(diǎn)為角色沖突重要原因。綜上理論為本研究提供研究框架和研究路徑，以往原因闡釋實(shí)證分析并不多見(jiàn)，本研究根據(jù)已有理論，立足調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用統(tǒng)計(jì)方法，對(duì)婦女角色沖突影響因素做以實(shí)證探究。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)源于2010年全國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查之吉林省分卷數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本情況如下：調(diào)查主卷共2 475份，男性1 263人，占51%；女性1 212人，占49%?；橐錾?，未婚為193人，占7.8%；已婚為2 095人，占84.7%；離婚為95人，占3.9%；喪偶92人，占3.6%。從從業(yè)情況看，在業(yè)為1 826人，占73.8%；曾經(jīng)在業(yè)為494人，占20%；從未在業(yè)為155人，占6.3%；從教育程度上看，不識(shí)字或識(shí)字很少為93人，占3.8%；小學(xué)為468人，占18.9%；初中為999人，占40.4%；高中為485人，占19.6%；中專/中技為174人，占7%；大學(xué)?？茷?58人，占6.4%；大學(xué)本科為93人，占3.7%；研究生為5人，占0.2%。

(二)變量設(shè)計(jì)

1.研究假設(shè)

基于相關(guān)理論探討和已有研究成果分析，本文設(shè)置5個(gè)研究假設(shè)：(1)傳統(tǒng)性別文化和性別意識(shí)(如男尊女卑，男主外，女主內(nèi)等)對(duì)婦女角色扮演有消極影響；(2)舊有的家庭分工制度(家務(wù)時(shí)間長(zhǎng)、家庭責(zé)任多等)不利于婦女角色平衡；(3)缺乏社會(huì)支持(單位支持、家庭支持、社會(huì)組織支持等)是婦女角色沖突的重要影響因素；(4)社會(huì)資本(城鄉(xiāng)、教育程度、收入、人際關(guān)系等)對(duì)婦女角色沖突緩解有積極影響；(5)個(gè)人心態(tài)(如自身評(píng)價(jià)、心理健康水平等)好壞對(duì)婦女角色沖突程度具有顯著影響。

2.因變量設(shè)計(jì)

將“婦女角色沖突”作為因變量，具體3種類型。第一種原始型。將原始問(wèn)卷中的“因?yàn)楣ぷ髅?，很少管家里的事?(問(wèn)題一)，“為了家庭而放棄個(gè)人的發(fā)展機(jī)會(huì)” (問(wèn)題二)，“因家庭原而中斷工作”(問(wèn)題三)和“因家庭原因而未從事工作”(問(wèn)題四)，分別作為Y1，Y2，Y3，Y44個(gè)原始變量。第二種邏輯型。對(duì)問(wèn)題的評(píng)判采取二值化的標(biāo)準(zhǔn)，將其“是否存在角色沖突”作為因變量Y(Y：二值響應(yīng)變量，取值為0或1。Y=1：存在沖突，衡量標(biāo)準(zhǔn)某一角色扮演影響其他角色的扮演；Y=0：無(wú)角色沖突)。該種方法將四個(gè)問(wèn)題進(jìn)行變量的轉(zhuǎn)化，變成邏輯型變量，形成Y1，Y2，Y3和Y4。第三種數(shù)值型。采取量化標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)原問(wèn)題進(jìn)行加權(quán)賦值處理。將 “婦女角色沖突水平”作為因變量Y(Y的值從0-N共有n+1個(gè)量度，Y=0：無(wú)角色沖突；Y=N：角色沖突水平最高，角色沖突最為激烈)。將Y1，Y2轉(zhuǎn)化為Y5和Y6。

3.自變量設(shè)計(jì)

選擇依據(jù)研究假設(shè)和筆者研究框架及研究猜想，選取變量大類五個(gè)，分別對(duì)應(yīng)五個(gè)研究假設(shè)，即X1=傳統(tǒng)性別意識(shí)；X2=舊有家庭分工制度；X3=社會(huì)支持；X4=社會(huì)資本；X5=個(gè)人心態(tài)*對(duì)五類自變量進(jìn)行因子分析，應(yīng)用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗(yàn)，其中X1=0.631，X3=0.673，X4=0.645不適合因子分析模型；X2為0.868，X5=0.852但累計(jì)貢獻(xiàn)率為64.474%和58.239%，不足80%。因此各分類無(wú)法提取出統(tǒng)一顯著因子，僅僅代表一群同質(zhì)變量的集合，僅為本研究思考視角意義，并不具有一個(gè)變量因子的統(tǒng)計(jì)學(xué)分析意義。。X1包含10個(gè)具體的自變量因子；X2包含18個(gè)自變量因子；X3包含24個(gè)自變量因子；X4包含12個(gè)自變量因子；X5包含9個(gè)自變量因子；共73個(gè)自變量。

4.主要研究方法

對(duì)于Y1、Y2、Y3、Y4使用二元邏輯回歸分析，用最大似然估計(jì)(maximumlikeli-hoodestimate，MLE)估計(jì)回歸系數(shù)β，回歸方程為：

方程1*其中β是待估參數(shù)，是模型估計(jì)自變量系數(shù)向量，p為概率，a為常數(shù)項(xiàng)，x代表所有自變量。

對(duì)于Y5和Y6則應(yīng)用多元線性回歸，主要采取最小二乘法*最小二乘法，即擬合一條描述X和Y之間關(guān)系的直線，使誤差的平方和為最小。(eneralizedleastsquares)構(gòu)造線性回歸方程，多元線性回歸方程為：

Y=β0+β1x1+…+βkβk.

方程2*其中，β0為回歸線的斜率，稱為回歸系數(shù)，β稱為模型的參數(shù)。

邏輯回歸方程主要通過(guò)HL統(tǒng)計(jì)值對(duì)回歸模型擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)，多元線性回歸方程則應(yīng)用統(tǒng)計(jì)量F檢驗(yàn)*F檢驗(yàn)法由英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家Fisher提出的，通過(guò)比較兩組數(shù)據(jù)的方差S2，以確定精密度是否有顯著性差異。對(duì)方程總體模型顯著性進(jìn)行評(píng)價(jià)。通過(guò)對(duì)邏輯回歸方程中的自變量?jī)?yōu)勢(shì)比和線性回歸方程中回歸系數(shù)的考察，分析婦女角色沖突的顯著影響因素及各個(gè)因素影響大小。

三、婦女角色沖突回歸模型分析

結(jié)合理論假設(shè)中的自變量和相關(guān)分析的篩選，依照因變量不同屬性，Y1—Y4構(gòu)建二元邏輯回歸模型(模型一至四)，Y5—Y6建立多元線性回歸模型。模型構(gòu)建如表1：

表1　二元邏輯回歸模型**P≤0.05；**P≤0.01.

對(duì)于Y1風(fēng)險(xiǎn)因素有4個(gè)，分別為：是否對(duì)女性有偏見(jiàn)、是否煩躁易怒、工作穩(wěn)定性是否滿意和教育年限；根據(jù)wald值*各模型中自變量Wald值從上到下依次為：模型一7.109、4.084、5.665、6.609、7.102、7.239、14.645；模型二分別為7.109、9.185、9.78、4.149、11.093、4.03、16.405；模型三分別為，5.985、5.394、3.788、7.388、6.864；模型四分別為0、4.021、7.763、6.326、10.769、5.109、5.627、6.008。，最顯著是否煩躁易怒，沖突的發(fā)生率會(huì)增加6倍；其次，為對(duì)女性有偏見(jiàn)，發(fā)生角色沖突是未處于偏見(jiàn)環(huán)境中的19倍。教育增加1年，婦女角色沖突會(huì)發(fā)生的概率會(huì)是原有的概率的1.4倍。緩解因素有3個(gè)，分別為工作條件是否滿意，勞動(dòng)強(qiáng)度是否滿意，婚姻差。其中最為顯著因素為勞動(dòng)強(qiáng)度是否滿意，對(duì)于勞動(dòng)強(qiáng)度滿意是不滿意的婦女角色沖突發(fā)生可能概率的0.18，工作條件滿意也會(huì)將角色沖突發(fā)生可能極大的降低?！耙?yàn)楣ぷ髅Χ活櫦彝ァ庇绊懸蛩刂饕獮樯鐣?huì)支持。

Y2同Y1一樣最為顯著風(fēng)險(xiǎn)因素都為心理心態(tài)因素，睡不著覺(jué)婦女發(fā)生角色沖突的可能是睡眠良好婦女的11倍；次要影響因素為是否同意干得好不如嫁得好，認(rèn)同婦女角色沖突概率是不認(rèn)同的7倍；第三個(gè)影響因素為家務(wù)時(shí)間，每增加1分鐘，婦女因?yàn)榧彝ザ艞壈l(fā)展機(jī)會(huì)的發(fā)生概率是原有概率的1.015倍；教育年限每增加1年，婦女因?yàn)榧彝ザ艞壈l(fā)展機(jī)會(huì)的發(fā)生率是原有教育年限的1.2倍。是否同意男人以社會(huì)為主，女人以家庭為主，和選撥是否有力則會(huì)緩解婦女角色沖突。選撥不力的女性是選撥得力發(fā)生沖突的1/10，對(duì)沖突理論中家庭和工作之間相反關(guān)系的假設(shè)做出了證明；男主外，女主內(nèi)的觀點(diǎn)也會(huì)降低Y2發(fā)生的可能，發(fā)生角色沖突概率是未持有此觀點(diǎn)女性的1/5。

進(jìn)入模型三中的風(fēng)險(xiǎn)因素分別為：工作日學(xué)習(xí)或培訓(xùn)時(shí)間、妻子承擔(dān)更多家務(wù)、勞動(dòng)強(qiáng)度滿意度，緩解因素分別為妻子經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)更大、認(rèn)為男性地位更高。最為顯著的是勞動(dòng)強(qiáng)度是否滿意，與模型一中的影響相反，會(huì)將女性因?yàn)榧彝サ氖聞?wù)而中斷工作的發(fā)生比率增加3倍。妻子承擔(dān)更多家務(wù)會(huì)使角色沖突發(fā)生可能增加300%；工作日學(xué)習(xí)或培訓(xùn)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)也會(huì)促使婦女家庭和職業(yè)角色沖突加重，培訓(xùn)時(shí)間每增加1分鐘，角色沖突是原有發(fā)生可能的1.6倍；妻子經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)更大和認(rèn)為男性地位更高會(huì)緩解婦女因?yàn)榧彝ザ袛喙ぷ鞯陌l(fā)生比率，妻子經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)更大的女性，其發(fā)生比率是妻子貢獻(xiàn)小的女性的1/10，認(rèn)為男性地位更高的女性的發(fā)生概率是不認(rèn)同此種觀點(diǎn)的1/4。

模型四顯示城市女性因?yàn)榧彝ザ艞壒ぷ鞯谋嚷适青l(xiāng)村女性的11倍多；照顧老人主要承擔(dān)者的婦女發(fā)生Y4比率是非主要承擔(dān)者的近8倍；有失業(yè)保險(xiǎn)金和低保收入的婦女更容易因?yàn)榧彝ザ艞壒ぷ?；覺(jué)得自己失敗的婦女Y4發(fā)生概率是不覺(jué)得自己失敗女性的1/8左右；有社會(huì)保障婦女發(fā)生此類沖突的概率是沒(méi)有婦女的8%，減少了婦女發(fā)生沖突可能性的92%，與第一第二個(gè)模型不同，教育因素在因?yàn)榧彝シ艞壒ぷ髂Ｐ椭袨榫徑庖蛩兀逃晗拊礁?，因?yàn)榧彝シ艞壒ぷ骺赡苄栽叫　?/p>

對(duì)比各個(gè)模型，首先，對(duì)于婦女角色沖突影響最大的因素為性別觀念和社會(huì)支持因素，傳統(tǒng)性別觀念中的對(duì)婦女能力有偏見(jiàn)極大增加了婦女角色沖突，這證明了本研究假設(shè)一。值得注意的是，不同情境下，婦女做出不同的選擇更利于自身的角色扮演，平衡自身角色沖突，提高生活幸福感和生命質(zhì)量。假設(shè)一修正為：對(duì)女性能力有偏見(jiàn)的意識(shí)會(huì)增加?jì)D女角色沖突。其次，婦女角色沖突最大的緩解因素為社會(huì)支持因素。特別是工作條件滿意度，如果單位能夠提供婦女滿意的工作條件會(huì)極大地降低婦女角色沖突，因此假設(shè)三修正為，單位支持對(duì)婦女角色沖突緩解有顯著作用。第三，教育年限因素作為同時(shí)進(jìn)入三個(gè)模型中的變量，在職業(yè)婦女群體中為風(fēng)險(xiǎn)因素，對(duì)于家庭女性，該變量則作為緩解因素。同樣屬于社會(huì)資本的城鄉(xiāng)因素，在家庭婦女群體中，對(duì)婦女角色沖突的影響也是消極的，可見(jiàn)更多的社會(huì)資本未必如研究假設(shè)中做出的會(huì)對(duì)婦女角色沖突產(chǎn)生積極作用，拒絕假設(shè)四。第四，通過(guò)研究可以發(fā)現(xiàn)，舊有家庭制度中家務(wù)分工的確會(huì)增加?jì)D女角色沖突，婦女因?yàn)榧覄?wù)時(shí)間長(zhǎng)和照料老人較大地增加其角色沖突，而婦女如果在家庭中經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)更大，顛覆傳統(tǒng)男人賺錢養(yǎng)家的家庭分工，會(huì)大大減小婦女角色沖突，再次證明假設(shè)二，同時(shí)將假設(shè)二進(jìn)一步修正為傳統(tǒng)家庭責(zé)任分工制度會(huì)增加?jì)D女角色沖突。個(gè)人心態(tài)對(duì)婦女角色沖突總體上產(chǎn)生著消極影響，煩躁易怒和失眠都大大增加職業(yè)婦女的角色沖突，接受假設(shè)三，消極心態(tài)會(huì)增加?jì)D女角色沖突。

綜合前文中對(duì)假設(shè)的修正和以上模型中體現(xiàn)的25個(gè)自變量，構(gòu)建新的婦女角色沖突的線性回歸模型(見(jiàn)表2)。修正一元社會(huì)價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)婦女自身選擇情況，將職業(yè)婦女沖突模型分為家庭傾向型婦女和事業(yè)傾向性婦女，以做進(jìn)一步?jīng)_突因素的探索。

表2　不同傾向型女性多元線性回歸模型

通過(guò)修正構(gòu)建的回歸模型可以發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)：第一，煩躁易怒、是否對(duì)工作滿意(條件、穩(wěn)定性)和教育年限是影響婦女角色沖突的公共因素。煩躁易怒和教育年限都會(huì)增加?jì)D女角色沖突，相比于事業(yè)傾向型婦女，煩躁易怒對(duì)于家庭型婦女增加角色沖突的風(fēng)險(xiǎn)更大。教育因素則與之相反，對(duì)于工作型婦女角色沖突激化程度更高。對(duì)于兩種傾向型婦女，工作滿意度都會(huì)緩解其角色沖突，對(duì)于家庭傾向型的婦女，工作滿意度作用更大。將假設(shè)三形成結(jié)論為工作滿意度會(huì)緩解職業(yè)婦女角色沖突。第二，對(duì)于事業(yè)型女性，將家庭放在重要位置的傳統(tǒng)意識(shí)在一定程度上會(huì)減少其沖突值，但完全認(rèn)為婚姻絕對(duì)比事業(yè)重要的傳統(tǒng)意識(shí)則會(huì)增加?jì)D女沖突。第三，本模型也對(duì)婦女家務(wù)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)會(huì)增加角色沖突再次做出證明，增加了假設(shè)二傳統(tǒng)家庭責(zé)任分工制度會(huì)增加?jì)D女角色沖突的可靠性。

四、結(jié)論與對(duì)策

綜合實(shí)證分析，得出結(jié)論如下：其一，傳統(tǒng)性別意識(shí)中對(duì)于婦女能力有偏見(jiàn)的意識(shí)(如女人能力不如男性)和婚姻對(duì)于女性更為重要的意識(shí)(如干得好不如嫁得好)都將女性形象刻板化，增加?jì)D女發(fā)展中的角色沖突。調(diào)查顯示，回到家庭的婦女更易產(chǎn)生不良情緒造成更大程度的沖突；其二，傳統(tǒng)家庭分工，即男性負(fù)責(zé)經(jīng)濟(jì)責(zé)任，女性負(fù)擔(dān)家務(wù)責(zé)任的家庭分工，也都會(huì)增加?jì)D女的角色沖突；其三，教育年限增加，婦女角色沖突隨之變大，對(duì)于事業(yè)傾向型女性群體角色沖突激化程度更高；其四，工作滿意度會(huì)緩解職業(yè)婦女角色沖突。最后，女性消極心態(tài)會(huì)帶來(lái)婦女特別是家庭傾向型婦女角色沖突的激化?；谝陨辖Y(jié)論提出以下建議：第一，增強(qiáng)婦女的心理健康指數(shù)。第二，進(jìn)行家庭分工制度改革和發(fā)展，尊重婦女自主選擇傾向。第三，構(gòu)建婦女社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)。國(guó)家政府增強(qiáng)婦女社會(huì)養(yǎng)老保障普及；單位要為婦女發(fā)展提供更豐富的途徑和平臺(tái)支持；加強(qiáng)相應(yīng)服務(wù)組織和機(jī)構(gòu)構(gòu)建，使傳統(tǒng)的家庭功能逐漸向社會(huì)轉(zhuǎn)移。

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Research of Influence Factors of Women Role’s Conflicts on Regression Model——Basedonthe3rdChineseWomen’sSurveyofSocialStatus

LIU Chi1，2，WANG Ying-nan2，BAI Rui3

(1.SchoolofPhilosophyandSociology，JilinUniversity，Changchun130012，China；2.SchoolofMarxism，NortheastNormalUniversity，Changchun130024，China；3.SchoolofHumanitiesSouthwesternFinanceandEconomics，Chengdu611130，China)

Theresearchdataisfromthe3rdChinesewomen’ssurveyofsocialstatusofJilinprovince.Wefoundthattheroleconflictishighlightedandresultedintheobstaclesofwomen’sdevelopment.Accordingly，wetrytofindtheinfluencefactors.Basedontheresearchstatusoftheinfluentialfactorsandtheneedsofthisresearch，buildtheassumptionsandbinarylogisticalandmultifactorlineregressionmodeltoestablishanempiricaltest，andwefoundthemostimportantfactorsareGenderConsciousness，MentalHealth，JobSatisfactionandtheexistingsystemoftheDomesticDivisionofLabour，atlast，wechangetheone-dimensionofvalueandproposedmitigationmeasuresabouttheroleconflictsofwomenwhohavedifferenttendencies.

theRolesoftheWomen；RoleConflicts；LogisticRegression；MultiFactorLineRegressionMethod

2014-06-15

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(10zh@020)；教育部人文社科項(xiàng)目(13YJC840024)；吉林省科技廳軟科學(xué)項(xiàng)目(20130420088FG)；吉林省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(2012BS09)。

劉遲(1979-)，女，吉林長(zhǎng)春人，吉林大學(xué)哲學(xué)社會(huì)學(xué)院社會(huì)學(xué)博士后流動(dòng)站研究人員，東北師范大學(xué)馬克思主義學(xué)部社會(huì)學(xué)院院長(zhǎng)，副教授；王英男(1987-)，女，吉林磐石人，東北師范大學(xué)社會(huì)學(xué)碩士研究生；白睿(1994-)，男，北京人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)新聞系。

G91

A

1001-6201(2015)02-0200-06

[責(zé)任編輯：何宏儉]

[DOI]10.16164/j.cnki.22-1062/c.2015.02.039