查找:                      转第 显示法宝之窗 隐藏相关资料 下载下载 收藏收藏 打印打印 转发转发 小字 小字 大字 大字
【期刊名称】 《四川警察学院学报》
甘孜藏区警察职业倦怠的研究
【英文标题】 Police Job Burnout in Ganzi Tibetan Area
【作者】 宋兆铭叶菁杨君周瑶
【作者单位】 四川警察学院四川化工职业技术学院甘孜藏族自治州公安局甘孜藏族自治州公安局
【分类】 公安管理法【中文关键词】 甘孜藏区;职业倦怠;警察;研究
【英文关键词】 Job Burnout; Ganzi tibetan area; police
【文章编码】 1674-5612(2019)03-0016-12【文献标识码】 A
【期刊年份】 2019年【期号】 3
【页码】 16
【摘要】

采用问卷调查法,对当前甘孜藏区警察职业倦怠的总体现状进行研究,旨在考察影响藏区警察职业倦怠的深层次因素。研究结果发现,不同警种间职业倦怠的倾向程度有所不同。其中,在情感耗竭方面应特别关注警龄较长的“老警察”和工作成绩被认可度不高的综合管理类警察;工作疏离方面应特别关注工作压力较大的治安类警察;在工作效能方面应特别关注对执法环境变化适应力较弱的“老警察”和工作与家庭矛盾突出的已婚警察。建议要积极探索并建立依法履职免责制度;要加强组织干预及时缓解疏导职业倦怠压力;要落实强制休假制度,并科学、灵活安排休假,采取有针对性的措施缓解职业倦怠现象。

【英文摘要】

This article mainly investigates the general status quo of job burnout and problems existing in police, aiming to explain and predict affecting factors of job burnout police in Ganzi Tibetan Area. It was found from the conclusion that the tendency of job burnout among different police types was different. Special attention should be paid to the elder police officers and the integrated management police officers whose work performance is not high in the aspect of emotional exhaustion.

Special attention of cynicism should be paid to the police who are under great pressure in terms of work alienation. In terms of work efficiency, special attention should be paid to the elder police who are less adaptable to the change of law enforcement environment and the married police officers whose work and family contradictions are prominent. Targeted measures to alleviate job burnout are suggested, for example, a system for discharging responsibilities in accordance with the law be established, organizational intervention to alleviate the job burnout of police be strengthened, and compulsory vocation system be implemented to schedule the police’s vocation scientifically and flexibly.

【全文】法宝引证码CLI.A.1274383    
  
  

警察的职业倦怠程度影响着公安机关运行效率和执法公信力,如果职业倦怠程度较高,则更会产生较大的社会负面影响,并最终会影响社会的发展和社会的稳定。甘孜藏区公安机关始终坚决贯彻习近平总书记关于西藏工作的重要论述和对四川藏区工作重要指示精神,全面落实中央西藏工作协调小组会议、省委藏区工作座谈会、省委藏区工作领导小组全体会议精神,以及省委督导组来州调研督导指示精神,坚决贯彻落实省委维护藏区稳定的各项决策部署,大力探索藏区现代警务新模式,奋力创建藏区一流公安机关,确保了甘孜藏区社会大局稳定。同时,这也充分表明了甘孜藏区公安机关的工作的敏感性、繁重性和特殊性。因此,深入研究职业倦怠在甘孜藏区警察这一特殊群体中的流行程度并把握其关键因素,对相应干预策略的制定、提高队伍整体战斗力有着极为重要的现实意义。

职业倦怠(job burnout)是个体不能有效面对工作中长期存在的压力,而逐渐形成的一种综合征{1}。Maslach等在对长期从事警察、医护人员、心理健康工作者等服务行业从业者进行的访谈和个案研究基础上,编制了职业倦怠量表(Maslach Burnout Inventory){2}。并通过对量表各指标的探索性因子分析,Maslach等认为职业倦怠可以从三个维度加以定义,即:情感耗竭(emotional exhaustion)、人格解体(depersonalization)与个人成就感低落(diminished personal accomplishment)。在已发表的有关工作倦怠的实证研究中,90%以上的论文和研究报告都采有MBI作为测量工具{3},是在工作倦怠研究中应用得最为广泛的测量工具。但随着研究的发展,Maslach等对模型做了一定的修正,将最初只局限在专业助人行业中使用的MBI-HSS(服务行业版)进行修改,修改为着重于人与工作间的关系,形成了MBI-ES(教师版)和MBI-GS(通用版)。同时,原MBI模型中三个维度也相应地修改为情感耗竭(exhaustion)、工作疏离(cynicism)与效能感丧失(inefficacy){4}。

张姝玥等从我国警察服务群众的职业特点出发,对MBI-HSS进行了修正,修正后的问卷为17个项目(情绪衰竭7个项目、去人性化3个项目,个人成就感7个项目);其研究结果表明,修正后MBI-HSS可以对警察群体进行测量,但由于很多不可控的干扰因素,其稳定性和各纬度的概括性应进一步检验{1}85。同时,鉴于由于经济发展水平、文化传统等方面存在的差异会影响量表的推广与应用{5}。本研究在参照上述研究的基础上,在充分考虑警察社会管理与服务群众的职业特点和甘孜藏区公安机关“防范打击民族分裂活动”的工作特点后,拟对着重于人与工作间的关系的MBI-GS进行修正为作为测量工具,了解当前甘孜藏区警察职业倦怠的总体现状,以期更好地理解、解释警察职业倦怠这一现象。

一、研究对象与方法

(一)研究对象

依据甘孜藏区警察电话号码随机选取587人,约占甘孜藏区警察的1/6,并随机分配为样本1与样本2。其中,样本1有284人(初步测试),性别:男230人、女54人;婚姻状况:未婚63人、已婚214人、离异7人;警龄:5年及以下84人、10年及以下108人、10年以上92人;受教育程度:大专以下23人、大专或本科261人;警种:治安97人、刑侦36人、交警15人、特巡11人、综合125人。样本有303人(正式测试),性别:男272人、女31人;婚姻状况:未婚71人、已婚224人、离异8人;警龄:5年及以下93人、10年及以下93人、10年上117人;受教育程度:大专以下25人、大专或本科278人;警种:治安87人、刑侦41人、交警16人、特巡25人、综合134人。

(二)测量工具

鉴于甘孜地域和其浓厚藏文化的特点,在请相关心理学专家和相关公安队伍高级警务管理人员对MBI-GS各个项目就语义和内容效度进行了审阅后,形成含有12项问题的初始问卷,具体测量条目见表1。

表1甘孜藏区MBI-GS测量条目

┌──────┬─────────────────────────────┐
│纬度    │测量条目                         │
├──────┼─────────────────────────────┤
│情感耗竭  │1.工作让我感觉身心疲惫,下班的时候我感觉精疲力尽     │
│      │2.工作对我来说确实压力很大,让我有快崩溃的感觉      │
│      │3.早晨起床不得不去面对一天的工作时,我感觉非常累     │
├──────┼─────────────────────────────┤
│工作疏离  │4.自从开始工作,我对它越来越不感兴趣           │
│      │5.我对工作不像从前那样热心了               │
│      │6.我对自己所做的工作是否有贡献越来越不关心        │
│      │7.我对自己所做工作的意义持怀疑态度            │
├──────┼─────────────────────────────┤
│工作效能  │8.我擅长于自己工作,能解决工作中出现的问题,有效地完成各项│
│      │工作                           │
│      │9.我觉得我在为单位做贡献                 │
│      │10.当完成工作上的一些事情时,我感到非常高兴        │
│      │11.我完成了很多有价值的工作                │
│      │12.我非常希望自己的工作能够对社会有所贡献         │
└──────┴─────────────────────────────┘

(三)数据收集和处理

数据收集采用问卷星二维码在线问卷调查。数据处理采用SPSS21.0和AMOS21.0进行探索性因子分析(EFA)和验证性因子分析(CFA)、t检验、多元方差分析。

二、测量结果

(一)量表修正

1.量表的信度分析。在测量的过程中一般会存在抽样误差、测量误差和偏差,因此有必要对量表的信度进行检验。量表的信度检验是反映出量表的变异程度,即:量表内部结构的一致性程度{6}。本研究以Cronbach’sα系数为评价标准对职业倦怠量表进行同质性信度检验,来描述研究数据的可靠性。在探索性研究中,信度只要达到0.70就可接受,介于0.70-0.98均属高信度,而低于不得小于0.350则为低信度.5,以此来净化测量项目,必须予以拒绝{7}。。同时,根据Churchill的观点,修正后项总相关系数(CITC)

本研究对初始量表中的情感耗竭、工作疏离和个人成就感进行了信度分析,检验结果见表2。结果显示,jd8、jd9测项的CITC值仅为.360、.391,故予以删除。同时,我们的结果表明各个测项的Cronbach’sα系数值都大于0.6这一临界值,充分说明研究变量的数据具有比较高的可靠性。另外,各个变量的修正条款的总相关系数均超过了0.6,显示各个条款均在同一变量含义之下,均能真实刻画变量的含义,并且删掉任何一项题项,都没办法显著性地提高其Cronbach’s α系数值,表明本文的研究量表具有比较高的内部一致性。

表2警察职业倦怠量表可靠性分析结果

┌────┬─────┬─────────┬──────────┬───────┐
│潜变量 │标识变量 │Correctedltem   │Cronbach's Alpha if │Cronbach's  │
│    │     │TotalCorrelation │Item Deleted    │Alpha     │
├────┼─────┼─────────┼──────────┼───────┤
│情感耗竭│jd1    │.785       │.916        │.916     │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd2    │.868       │.849        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd3    │.844       │.870        │       │
├────┼─────┼─────────┼──────────┼───────┤
│工作疏离│jd4    │.745       │.876        │.896     │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd5    │.808       │.852        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd6    │.765       │.868        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┼───────┤
│    │jd7    │.763       │.868        │.741     │
├────┼─────┼─────────┼──────────┤       │
│个人  │jd8    │.360       │.747        │       │
│成就感 │     │         │          │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd9    │.391       │.753        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd10   │.581       │.667        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jdll   │.650       │.645        │       │
│    ├─────┼─────────┼──────────┤       │
│    │jd12   │.615       │.662        │       │
└────┴─────┴─────────┴──────────┴───────┘

2.探索性因子分析。探索性因子分析量表修订的重要一步,它试图揭示量表中许多变量间的内在结构,它假定每个指示变量都与某个因子相对应。在进行探索性因子分析之前,需要进行可能性检验。探索性因子分析可能性检验的常用方法是KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)检验统计量和Bartlett(Bartlett's test)球形度检验。KMO检验统计量的取值范围在0~1之间,如果所有变量间的偏相关系数平方和远小于简单相关系数平方和,KMO检验统计量值就越接近于1,那么针对这些变量就越适合作因子分析。一般认为当KMO检验统计量值大于0.7比较适合作因子分析。Bartlett球形度检验的目的在于确定所要求的数据是否服从多元正态分布,若差异检验的F值显著,表示该相关矩阵不是单位矩阵,所取数据来自正态分析总体,可以做进一步分析。这两个参数检验全部通过,则说明变量间存在共同因素,适合进行因子分析,否则不适合{4}。

从表3表明,KMO检验统计量值(.860)>0.7,Bartlett球形度检验的P值等于0.000,因此该量表适合作因子分析。聊五分钱的天吗

表3 KMO and Bartlett's Test检验

┌─────────────────────────────┬───────┐
│Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.     │.860     │
├──────────────┬──────────────┼───────┤
│Bartlett's Test of Sphericit│近似卡方          │1066.373   │
│y              │              │       │
│              ├──────────────┼───────┤
│              │df             │45      │
│              ├──────────────┼───────┤
│              │Sig.            │.000     │
└──────────────┴──────────────┴───────┘

进行探索性因子分析后原有变量中总方差被解释的列表,分为初始因子解的方差解释、提取因子解的方差解释和旋转因子解的方差解释。表4表明,初始因子解的方差解释描述了初始因子解的情况,第一个因子的特征根为4.891,解释10个原始变量总方差的48.910%,第二个因子的特征根为2.076,解释10个原始变量总方差的20.757%,第三个因子的特征根为.912,解释10个原始变量总方差的9.117%,三个因子的特征根累计解释了总体方差的78.784%。因此,应依据Maslach的MBI-GS原始测量维度,提取三个公因子。

表4探索性因子特征值和方差解释贡献率

┌─────────┬───────┬──────────┬────────┐
│Component     │Total     │Initial Eigenvalues │Cumulative %  │
│         │       │%of Variance    │        │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│1         │4.891     │48.910       │48.910     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│2         │2.076     │20.757       │69.667     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│3         │.912     │9.117        │78.784     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│4         │.466     │4.664        │83.447     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│5         │.436     │4.355        │87.803     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│6         │.347     │3.466        │91.269     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│7         │.286     │2.860        │94.129     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│8         │.255     │2.553        │96.682     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│9         │.191     │1.908        │98.590     │
├─────────┼───────┼──────────┼────────┤
│10        │.141     │1.410        │100.000     │
└─────────┴───────┴──────────┴────────┘

表5是依据Maslach的MBI-GS问卷原始测量维度,采用方差最大法正交旋转后提取的因子载荷矩阵。因子正交旋转后因子载荷系数的取值明显趋向极端,量表中的变量明显可归为情感耗竭、工作疏离和个人成就感三个因子。这表明经探索性因子分析后Maslach的MBI-GS问卷原始3个测量维度适合即将测量的目标群体。

表5正交旋转后的因子负荷矩阵

┌─────────┬─────────┬─────────┬─────────┐
│         │情感耗竭     │工作疏离     │个人成就感    │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd1        │.876       │         │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd2        │.896       │         │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd3        │.870       │         │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd4        │         │.641       │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd5        │         │.761       │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd6        │         │.871       │         │
└─────────┴─────────┴─────────┴─────────┘
┌─────────┬─────────┬─────────┬─────────┐
│         │情感耗竭     │工作疏离     │个人成就感    │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd7        │         │.837       │         │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd10       │         │         │.818       │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd11       │         │         │.833       │
├─────────┼─────────┼─────────┼─────────┤
│jd12       │         │         │.844       │
└─────────┴─────────┴─────────┴─────────┘

3.验证性因子分析{6}67。其中。,指示变量是基于先验理论选出的证性因子分析是检验观测变量的因子个数和因子载荷是否与预先建立的,而分析过程是用来看它们是否如预期的一样{8}。因此,验证性因素分析是建立在探索性因素分析基础之上的分析,是研究开展正式测试前,对量表修订的最后一步。模型拟合指数是考察理论结构模型对数据拟合程度的统计指标。如果模型拟合不好,则需要根据相关领域知识和模型修正指标进行模型修正(图1),模型修正的常用相关指标与建议值见表6。

(图略)

图1验证性因子分析模型建立步骤图

表6模型修正指标与建议值

┌────────┬─────┬──────┬──────┬──────┬────┐
│拟合指标    │x2/df   │P      │GFI     │AGFI    │RMSEA  │
├────────┼─────┼──────┼──────┼──────┼────┤
│建议值     │<3    │>0.05   │>0.9    │>0.8    │<0.08 │
└────────┴─────┴──────┴──────┴──────┴────┘

本研究采用修正指数(Modification Index)的方法来提高模型的拟合指数。修正指数用于模型扩展,是指对于模型中某个受限制的参数,若容许自由估计,整个模型改良时将会减少的最小卡方值。使用修正指数修改模型时,原则上每次只修改一个参数,从最大值开始估算。图2拟合结果表明,验证性因子分析模型的拟合度较差,(=122.646,df=32,=3.833>3,P=0.000<0.05,GFI=0.9.16>0.90,AGFI=0.855<0.90,RMSEA=0.100>0.05)应进行模型修正。

(图略)

图2警察职业倦怠评估指标验证性因素分析初始图

表7 初始模型M.I.修正指数

┌────┬─────┬────────┬────────┬─────────┐
│    │     │        │M.I.      │Par Change    │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e7   │<-- >   │情感耗竭    │6.155      │-.197       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e7   │<-- >   │工作效能    │5.624      │-.211       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e6   │<-- >   │情感耗竭    │9.610      │-.254       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e6   │<-- >   │工作疏离    │4.203      │.138       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e6   │<-- >   │e7       │38.493     │.417       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e3   │<-- >   │e7       │4.353      │-.118       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e8   │<-- >   │e2       │4.135      │-.152       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │情感耗竭    │28.648     │.409       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │工作疏离    │11.795     │-.214       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │e7       │6.716      │-.162       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │e6       │12.294     │-.226       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │e3       │10.419     │.177       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤
│e4   │<-- >   │e9       │5.220      │.192       │
├────┼─────┼────────┼────────┼─────────┤

  ······

法宝用户,请登录后查看全部内容。
还不是用户?点击单篇购买;单位用户可在线填写“申请试用表”申请试用或直接致电400-810-8266成为法宝付费用户。
【注释】                                                                                                     
【参考文献】

{1}张姝玥,许燕,蒋奖. Maslach倦怠量表-服务行业版在警察中的修订及应用分析[J].中国心理卫生杂志,2006(2):85-88.

{2}Maslach C, Jackson S E, Leiter M P. The Maslach Burnout Inventory Manual[M]//Evaluating Stress: ,A Book of Resources.1996:191-218.

{3}Schaufeli W, Enzmann D. The Burnout Companion to Study and Practice: A Critical Analysis[C]//IEEE Aerospace Conference Proceedings.1998:1-13.

{4}朱燕.昆明市公务员职业倦怠、自我效能感和工作绩效关系研究[D].浙江大学,2007:8-10.

{5}李艳青,江光荣,任志洪,朱旭,鲁婷,李丹.公安机关警察职业压力源量表的编制[J].中国心理卫生杂志,2016,30(6):470-475.

{6}霍德利.体育赛事风险评估指标体系的构建[J].统计与决策,2011(23):64-67.

{7}Churchill G A. A Paradigm for Developing Better Measures of Marketing Constructs[J]. Journal of Marketing Research, 1979,16(1):64-73.

{8}王松涛.探索性因子分析与验证性因子分析比较研究[J].兰州学刊,2006(5):155-156.

{9}邓新明.中国情景下消费者的伦理购买意向研究——基于TPB视角[J].南开管理评论,2012,15(03):22-32.

{10}Fornell C, Larcker D F. Structural equation models with unobservable variables and measurement error: Algebra and statistics.[J]. Journal of Marketing Research, 1981,18(1):39-50.

{11}Richardsen A M, Martinussen M. The Maslach Burnout Inventory: Factorial validity and consistency across occupational groups in Norway[J]. Journal of Occupational & Organizational Psychology, 2004,77(3):377-384.

{12}Cordes C L, Dougherty T W. A Review and an Integration of Research on Job Burnout[J]. Academy of Management Review, 1993,18(4):621-656.

{13}Maslach C, Jackson S E. The measurement of experienced burnout[J]. Journal of Organizational Behavior, 1981,2(2):99-113.

{14}Enzmann D, Schaufeli W B, Janssen P, et al. Dimensionality and validity of the Burnout Measure.[J]. Journal of Occupational & Organizational Psychology, 1998,71(4):331-351.

{15}Langballe E M, Falkum E, Innstrand S T, et al. The Factorial Validity of The Maslach Burnout Inventory--General Survey in Representative Samples of Eight Different Occupational Groups.[J]. Journal of Career Assessment, 2006,14(3):370-384.

{16}Arnold B. Bakker, EvangeliaDemerouti, Wilmar B. Schaufeli. Validation of the Maslach Burnout Inventory - General Survey: An Internet Study[J]. Anxiety Stress & Coping, 2002,15(3):245-260.

{17}Kawamura Y, Takayashiki A, Ito M, et al. Stress Factors Associated With Burnout Among Attending Physicians: A Cross-Sectional Study[J]. Journal of Clinical Medicine Research, 2018,10(3):226-232.

{18}王明辉,陈萍,李苏蓉,等.监狱警察心理脱离在工作倦怠与生活满意度中的调节作用[J].中国心理卫生杂志,2017,31(4):307-311.

{19}李怀玉.警察工作倦怠感研究[D].河南大学,2005:62.

{20}陈根升. A公司一线员工职业倦怠问题的实证研究[D].苏州大学,2017:13.

{21}沈科,魏毅.城市警察职业压力现状研究及对策探讨——以南京、上海市为例[J].辽宁警察学院学报,2015,17(6):74-80.

{22}阮次山.中国应对“后达赖时代”妥为安排[EB/OL].(2015-02-07)[2018-07-30]http://phtv.ifeng.com/a/20150207/40974998_0.shtml.

{23}Um M Y, Harrison D F. Role Stressors, burnout, mediators, and job satisfaction: A stress-strain-outcome model and an empirical test[J]. Social Work Research, 1998,22(2):100-115.

{24}周学东,魏莲芳.四川藏区治安管理工作现状、问题及对策[J].四川警察学院学报,2015,27(1):5-10.

{25}Mastracci S H, Newman M A, Guy M E. Appraising emotion work: Determining whether emotional labor is valued in govermentjobs[J]. American Review of Public Administration, 2006,36(2):123-138.

{26} ensten I L. Re-thinking burnout.[J]. Journal of Organizational Behavior, 2001,22(8):833-847.

{27}杨子伊,张昊,程慧蓉,徐文,赵澜倩.论警察家庭夫妻关系和谐性构建的意义——从警察心理压力出发[J].经济研究导刊,2015(5):285-286.

{28}韩春雷,王世卿.走出“妥协式”公安执法困境的路径探析[J].广西警官高等专科学校学报,2015,28(6):5-9.

{29}安福强,杨萍慧.藏区社会治安防控体系建设的实践与思考——以甘肃甘南藏族自治州为例[J].湖北警官学院学报,2016,29(2):56-60.

{30}覃葆文.青海日报:是谁在教唆煽动惨绝人寰的自焚?[EB/OL].2013-03-08)[2018-07-30]http://cpc.people.com.cn/pinglun/n/2013/0308/c78779-20724856.html.

{31}魏莲芳.藏区治安管理工作的现状、问题和对策——以四川藏区为视角[J].甘肃警察职业学院学报,2015,13(1):9-14.

{32}刘桂玲.“互联网+”背景下的警察公共关系学教学改革初探[J].河南教育学院学报(哲学社会科学版),2016,35(4):123-125.

{33}李玉.网媒成为危机舆情首发媒体[N].中国社会科学报,2011-02-17(002).

{34}平安泸定.泸定警方通报“6·30”打人事件:涉事民警采取禁闭措施[EB/OL].(2017-07-02)[2018-07-30] http://cd.qq.com/a/20170702/005318.htm.

©北大法宝:(www.pkulaw.cn)专业提供法律信息、法学知识和法律软件领域各类解决方案。北大法宝为您提供丰富的参考资料,正式引用法规条文时请与标准文本核对
欢迎查看所有产品和服务。法宝快讯:如何快速找到您需要的检索结果?    法宝V5有何新特色?
扫码阅读
本篇【法宝引证码CLI.A.1274383      关注法宝动态:  

法宝联想
【相似文献】

热门视频更多