女性CEO会雇佣更多的女性下属吗？——基于中国家族上市公司的经验数据

郭 萍,陈 凌,杨学儒

(1.华南农业大学 经济管理学院，广东 广州 510642;2.浙江大学 管理学院，浙江 杭州 310058)

一、 引 言

随着全球政治、经济和文化水平的不断提高，男女平等观念日益深入人心。不过女性进入企业高管团队的机会依旧很少，“玻璃天花板”现象仍普遍存在。近些年来，包括格力电器、天齐锂业、新希望以及通用汽车、IBM、百事可乐在内的一些国内外知名企业陆续聘用女性CEO的事件成功吸引了大众眼球。根据社会认同理论的预测，女性在公司领导层中的地位越高，她们会基于性别身份认同创造出有利于女性的组织环境，包括雇佣更多的女性进入高管团队从而减少持续存在的性别不平等现象。然而事实真的如此吗？女性CEO会促进女性高管比例的提高吗？或者说，基于性别身份的社会认同真的会对女性CEO的高管雇佣决策带来显著影响吗？

进一步地，中国民营企业大多是家族企业(中国民(私)营经济研究会家族企业研究课题组，2011)[1]。根据社会情感财富理论，家族身份认同是家族企业CEO制定决策的重要参考点(Gomez-Mejia等, 2011)[2]。大量的统计数据显示，家族企业确实比非家族企业雇佣了更多的女性高管(EY Romania和Kennesaw State University,2017;Credit Suisse,2014)[3-4]。本文不免提出疑问，这是由于家族CEO更愿意雇佣家族女性高管所致吗？家族女性CEO的性别身份和家族身份认同会对女性高管的雇佣产生共同影响吗？

为回答上述问题，本文构建了2008-2016年中国上市家族企业女性CEO和女性高管雇佣的面板数据库，实证检验了CEO的性别身份和家族身份对女性高管雇佣的影响。研究结果与前述“直觉”恰恰相反，女性CEO非但没有显著增加中国上市家族企业女性高管的雇佣，反而导致了其下降；更有甚者，家族女性CEO雇佣的家族企业女性高管比例是最低的。

与以往的文献相比，本文的主要贡献在于：(1)丰富了女性高管雇佣的情境研究。以往文献主要从上级的性别身份这一维度出发来探讨其对女性下属雇佣决策的影响。本文聚焦家族企业情境，考察了CEO的性别身份和家族身份双重维度对高管团队中女性下属雇佣的共同影响，对于女性下属的家族身份也同样予以细分，进一步细化和丰富了不同情境下女性上下级关系的研究，为理解具有多重身份CEO的高管雇佣决策打开了窗口。(2)拓展了象征主义理论在家族女性高管雇佣上的适用情境与条件机制。本文研究发现家族企业女性CEO雇佣的女性下属比男性CEO少。这很可能是因为女性CEO缺乏晋升机会，导致她们排斥其他女性进入高管团队；而且女性CEO对具有同样家族身份的女性下属的雇佣是最低的。即家族女性CEO雇佣的家族女性下属在所有CEO中是最少的；同样地，非家族女性CEO雇佣的非家族女性下属在所有CEO中也是最少的。

二、 理论回顾和假设提出

(一) 相关理论回顾

当组织中的领导与下属都是女性时，两者之间的关系究竟是同性“相吸”还是“相斥”？社会认同理论与象征主义理论对此的观点截然相反。

1.社会认同理论。Byrne(1971)[5]很早就提出了相似性吸引范式，即包括态度等在内的多种相似性会增进人与人之间的相互吸引力，还有证据表明人口统计学相似的员工更喜欢彼此之间合作(Glaman等,1996)[6]。社会认同理论为此提供了理论解释。社会认同是指个体认识到自己属于特定的社会群体，同时也认识到作为群体成员带给自己的情感和价值意义(Tajfel和Turner,1986)[7]。在自我分类以及与其他群体相比较之后，个体会逐渐衍生出对自己归属于某个群体的身份认知。出于积极维护自尊的需要，个体会对自己所在的社会群体给予正面评价，即形成内群体偏好，而给予外群体更负面的评价。根据社会认同理论，性别是个体归属的一种身份，同性别也应该是社会认同的显著维度之一。据此可知，女性上级会基于性别身份认同对其他女性成员给予正面评价。与男性上级相比，女性上级更愿意为女性下属提供帮助和支持(Koenig等,2011)[8]，从而在同性上下级之间形成更积极的工作关系(Vecchio和Brazil,2007)[9]。

2.象征主义理论。尽管政策倡导者通常认为女性担任最高领导时会增加更低级别女性的晋升率，但实际情况并非如此。女性在男性主导的领域获得职业成功后，她们可能拒绝帮助其他女性爬上公司的权力阶梯，这就是所谓的“蜂后现象”。一些轶事证据和少数实证研究都显示，女性在工作场所面临的最大挑战居然是其他成功的女性(Klaus,2009;Bagues和Esteve-Volart, 2010)[10-11]。最典型的案例就是英国首位女首相玛格丽特·撒切尔，她在1979-1990年为期11年的执政期间很少提拔女性进入内阁。Kanter(1977)[12]提出的象征主义理论认为，在男性主导的现代企业中，属于少数派的女性主要是出于“装点门面”的需要象征性雇佣的。在象征主义情境下，女性上级会拒绝为女性下属提供帮助和支持，进而导致女性上级与女性下属之间的紧张关系。这为“蜂后现象”提供了解释，但关于象征主义理论在企业高管雇佣问题上的适用情境与条件机制的研究还比较缺乏。

被雇佣者属于社会地位低下的少数群体是象征性雇佣发生的基本条件。但是占比较低和社会地位低下究竟是指何等水平尚不明确。Kanter(1977)[12]建议，如果少数群体在组织中的占比不到15%就意味着代表性严重不足，属于典型的象征性雇佣。不过也有研究表明，简单数字化的代表性不足并不一定引发象征性雇佣的负面效应，少数群体的社会地位低下才是关键(Mcdonald等，2004)[13]。比如男性进入一个女性主导的领域时，尽管属于少数派，但由于男性是社会上占主导地位的群体，他们并不会经历像女性那样的紧张关系。因此导致女性之间紧张关系的象征主义必须同时具备两个条件：(1)在组织中的代表性不足(即占比较低)；(2)社会地位低下(即弱势群体)。

另一方面，象征主义并没有为企业高管层中女性领导雇佣其他女性下属的决策提供明确答案，尤其是象征性雇佣和企业特性的共同影响更是鲜有研究。一个例外是，Ryan等(2012)[14]通过实验方法探讨了象征性雇佣的女性拒绝帮助其他女性行为的驱动因素，部分地回应了象征性雇佣对女性下属的不利影响。他们发现，当象征性雇佣的女性在企业中的晋升机会有限且不确定时，女性上级会采取个人主义策略——远离被负面评价的群体成员，以突出她个人的特殊地位并与其他女性群体成员形成对比。如果晋升机会较多的话，象征性雇佣的女性上级则可能采取集体主义策略——为其他女性成员提供帮助和支持，从而提升整个女性群体的社会地位。

(二) 研究假设提出

1.CEO性别对女性高管下属雇佣的影响。正如前文所述，女性上级与女性下属之间的关系既可能是积极正面的，也可能是消极负面的。如果女性上级拥有较多的晋升机会，那么她们会愿意提拔女性下属；如果女性上级晋升的可能性很低，为了将女性下属排斥在可竞争的范围之外，女性上级会拒绝提拔女性下属。这就是职场中对女性高管数量的非正式限制或者象征性雇佣(Dezso等,2016)[15]。Kunze和Miller(2017)[16]认为，在象征性雇佣的情境下，处于相同管理层次的女性会为了争夺有限的晋升机会展开最激烈的竞争；但不同管理层次的女性之间的竞争关系会减弱，此时女性上级更愿意为女性下属提供帮助和支持[14]。本文所讨论的女性CEO和其他女性高管同属企业的高管团队成员，在管理层次上属于同一梯队或者等级。由此可见，她们之间存在潜在的竞争关系。不过CEO拥有的实权比其他高管大，除了主持公司的生产经营管理工作和拟订公司内部管理机构设置方案之外，CEO还有提请聘任或者解聘公司副总经理、财务负责人的人事权。(1)参见《公司法》第四十九条。因此CEO与其他高管之间属于同一管理等级内的上下级关系。

尽管女性的社会地位在过去的50年里得到了极大改善，但女性进入企业高管团队的机会仍然极低(穆里尔·德·圣·苏维尔，2013)[17]。Catalyst机构的最新调查显示，2018年全世界范围内有女性高管的企业达到了75%，比上一年提高了9个百分点。不过企业高管团队中的女性比例依然偏小，女性CEO更是少之又少。比如，女性在日本企业的高管团队中仅占5%；加拿大100家最大上市公司的C级(即CEO、COO、CFO等)女性高管的比例不到10%；美国S&P500企业的女性CEO仅占4.8%，女性在最高收入管理者中的占比约为11%；欧盟(EU-28)最大上市公司中有15.9%的高管和5.5%的CEO是女性；印度企业中女性CEO的比例为7%。(2)以上统计数据来自于Catalyst官方网站(https://www.catalyst.org/)。中国的情况也不例外，由于女性解放的时间落后于西方国家，加上儒家文化中“男尊女卑”“女子无才便是德”等观念根深蒂固，导致女性在社会上普遍遭遇性别歧视。有学者统计发现，2012～2014年中国A股上市公司中女性高管的比例低于16.76%(朱文莉、邓蕾，2017)[18]；女性CEO的占比在2015年达到7.15%(李彬等，2017)[19]。以上数据表明，中国上市公司女性高管(尤其是女性CEO)的比例明显偏低，符合(Kanter,1977)[12]的象征性雇佣特征。

在象征性雇佣情境下，女性CEO已经处于公司权力阶梯的顶端，几乎没有进一步晋升的可能。一旦将其他女性提拔至高管职位，这些女性下属将成为女性CEO最直接的竞争者。所以，女性CEO并不会为其他女性成员进入高管团队提供支持。本文的样本是中国A股上市公司中的家族企业，女性高管基于家族身份可以区分为家族和非家族女性高管。基于上述象征性雇佣逻辑，女性CEO对家族或非家族女性获得高管职位具有类似的不利影响。综上所述，本文提出以下研究假设：

H1：家族企业CEO的性别与女性高管下属的雇佣呈负相关关系。

H1a：家族企业CEO的性别与家族女性高管下属的雇佣呈负相关关系。

H1b：家族企业CEO的性别与非家族女性高管下属的雇佣呈负相关关系。

2.CEO家族身份对CEO性别与女性高管下属雇佣的影响。家族企业高管除了性别身份之外，还可能拥有家族身份。本文接下来分别讨论CEO家族身份对CEO性别与家族女性下属/非家族女性下属雇佣的影响。

CEO的家族身份究竟会弱化还是加剧女性CEO对家族女性下属雇佣的负相关关系？本文认为CEO家族身份会加剧女性CEO对家族女性下属雇佣的负相关关系。这是因为无论古今，许多女性成员都感到她们在家族企业中是透明或者“不被看见”的角色，没有受到与男性成员同等的对待。这在家族企业的传承中体现地尤为明显。在以往文献中，对男性继承人的偏好是显而易见的(Dumas,1992; Constantinidis和Nelson,2009; Heinonen和Hytti,2011)[20-22]。这意味着在通常情况下家庭中任何非男性的家族成员(如妻子、女儿或姐妹)，除非绝对必要，否则不会被视为潜在的继承人(Ip和Jacobs,2006)[23]。只有在没有男性竞争者(儿子/女儿)或者男性后代年龄尚幼的情况下，女性才有较大机会挑起家族企业领导的重任。最近的研究表明，性别在选择继任者方面仍然发挥着重要作用(Ahrens等,2015; Schenkel等,2016)[24-25]。由此可见，与家族男性成员相比，家族女性成员在高管团队中也是少数派，符合象征性雇佣的特征。在这种情况下，继任CEO的女性面临的最大竞争者可能来自家族内部的其他女性成员。因此为了减少潜在的竞争威胁，家族女性CEO会更加排斥其他女性家族成员进入高管团队。当然家族女性之间的紧张关系并不仅局限在同辈之间，也有可能出现创始人母亲与女儿之间。Resnick(1994)[26]的研究发现，作为母亲的女性创始人可能会过分控制其女儿，而女儿也可能表现出对母亲的过度批评。Vera和Dean(2005)[27]的研究也证实，大多数女性成员与她们的创始人父亲相处融洽,但与创始人母亲之间的关系则会经历更多困难。这主要源自母亲们倾向于要求完美,并且害怕失去控制力。

此外，有学者从其他视角的观察也可能得出类似的结果。比如，创始人父母一般都深感企业经营之不易，不希望儿女们走相同的道路(何轩等，2014)[28]。与男性相比，女性作为家族企业接班人会面临更多的家庭—工作冲突，如果让女儿们接班的话，肯定对家庭要有所牺牲(Cadieux等，2002)[29]。同是女性的创始人母亲对此更能感同身受，为了避免女儿吃苦，她们会选择不让女性后代进入企业高管层。而且这种情况在规模较小的家族企业里更可能发生(王连娟等，2010)[30]。

综上所述，本文提出以下研究假设：

假设H2a：CEO家族身份会强化CEO性别与家族女性下属雇佣的负相关关系。

此外CEO的家族身份又会如何影响CEO性别与非家族女性下属雇佣之间的关系呢？根据前文所述，与家族男性成员相比，家族女性在高管团队中属于少数派。通常在男性接班人缺位时，家族女性成员才有较大可能继任企业CEO职位。坐上了CEO宝座的女性最担心的竞争者就是其他家族女性成员，其次是非家族男性经理，最后才是非家族女性经理。也就是说，家族身份是将非家族成员与家族企业权力顶峰隔绝的“天然屏障”。对于非家族女性成员来说，要成为家族企业的掌权者更是难上加难。鉴于此，家族外的女性高管非但不是家族女性CEO的“劲敌”，而且常常可以成为家族女性CEO团结的对象。因此本文认为CEO的家族身份会弱化女性CEO对非家族女性下属的排斥，综上所述，本文提出以下研究假设：

假设H2b：CEO家族身份会弱化CEO性别与非家族女性下属雇佣的负相关关系。

非家族女性高管在数量上会超过家族女性高管，所以在考虑CEO家族身份对CEO性别与总体女性高管雇佣的影响时，家族身份对CEO性别与非家族女性下属雇佣的正向调节效应会大于它对家族女性下属雇佣的负向调节效应，最后呈现出净的正向效应。综上所述，本文提出以下研究假设：

假设H2c：CEO家族身份会弱化CEO性别与女性下属雇佣的负相关关系。

三、 研究设计

(一) 样本与数据收集

本文以我国A股家族上市公司为研究对象，通过以下标准确定样本：(1)最终控制人能追踪到自然人或家族；(2)最终控制人直接或间接持有的公司必须是上市公司的第一大股东；(3)至少有两位及以上具有亲缘关系的家族成员持股或担任上市公司高管职务(包括董事长、董事和高层经理职务)；样本时间期限为2008-2016年。

本文的被解释变量和调节变量主要来自于手工收集。基于CSMAR数据库中的高管姓名和性别，本文手工计算了每个家族上市公司在各年份的女性高管比例。CEO或女性高管与控股家族的亲缘关系从以下几个渠道搜索：(1)将CEO或女性高管的姓名与实际控制人的姓名进行匹配，能够匹配上的说明是实际控制人本人；(2)对于没有匹配上的高管，从上市公司年报、招股说明书、上市公告中获取相关信息，根据“本公司与实际控制人之间的产权和控制关系方框图”以及“一致行动人说明”进行甄别，可以将与实际控制人有亲缘关系的高管识别出来；(3)对于以上途径没有披露亲缘关系的CEO或女性高管，借助公司官网、Baidu和Google搜索引擎逐一确定。本文其他变量主要来源于CSMAR数据库。

在删除严重缺失数据的样本后，本文最终获取了1244家公司的非平衡面板数据库，共计6202个样本观测值。为了保证数据有效性并消除异常值对研究结论的干扰，本文利用Winsorize方法对主要的连续变量在1%水平上的极端值进行了处理。

(二) 模型与变量定义

考虑被解释变量女性高管比例为0-1之间的双向归并数据，其条件分布并非正态分布，故在后续分析中，本文采用针对归并数据更常用的Tobit模型。本文的主要模型有2个：主效应模型检验的是CEO性别(gender)对于女性高管下属雇佣的影响。其中，被解释变量会分别考虑女性下属比例(rfe)、家族女性下属比例(rffe)以及非家族女性下属比例(rnffe)。调节效应模型是在主效应模型的基础上，加入了CEO性别与其家族身份(family)的交互项，用来检验CEO家族身份对CEO性别与以上三个被解释变量之间关系的调节效应。

rfe/rffe/rnffe=α0+α1gender+α2CV+YD+ID+ξ

(1)

rfe/rffe/rnffe=α0+α1gender+α2family+α3gender×family+α4CV+YD+ID+ξ

(2)

参考相关文献，本文选取了以下9个控制变量(为简化公式用CV表示)：企业规模、企业年龄、财务杠杆、经营杠杆、高管总人数、资产回报率、CEO年龄、CEO受教育年限以及家族总人数。同时以上模型还控制年度效应(YD)和行业效应(ID)。所有变量的定义以及测量见表1。

表1 变量定义

续表1

四、 研究结果

(一) 描述性结果

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。在本文的上市家族企业样本中，至少拥有1位女性高管的公司占比达96%；女性CEO比例的均值为9.1%，其他高管职位由女性担任的比例均值为21%；与朱文莉等(2017)[18]、李彬等(2017)[19]的研究对比，家族上市公司雇佣的女性高管以及女性CEO均高于中国A股上市公司的平均水平。不过，每100个家族企业中仅有9位女性CEO，其他职位上的女性高管也仅占五分之一左右，这说明女性高管(尤其是女性CEO)在家族企业中依旧是少数群体。

表2 主要变量的描述性统计性

另外，样本企业CEO的家族身份均值为0.587，即有近60%的CEO是实际控制人及其家族成员，这与翁宵暐等(2014)[31]的研究类似。样本企业的相关特征变量经过对数处理后的数据如下：企业规模均值为21.48(即4.08亿元左右)，企业年龄的均值为2.44(即12.85年左右)，高管总人数的均值为2.622(即15人左右)。

(二) 多层次分析

本文采用Stata 13.0进行数据处理，检验前文假设。表3报告了主要的回归结果。模型1-3的被解释变量是女性高管比例。其中模型1为基本模型，仅包含了控制变量；模型2包含了所有的控制变量以及加入解释变量后的检验模型。模型2的结果显示，CEO的性别与女性高管下属的雇佣显著负相关(系数=-0.0326，p<0.01)，且在后续加入调节变量后的模型3中依然稳健，说明在女性CEO的家族企业中女性高管下属的比例更低，本文假设H1得到支持。模型4-5的被解释变量是家族女性下属比例。模型4的结果显示，CEO的性别与家族女性下属的雇佣仍是负相关(系数=-0.0560，p<0.01)，且在后续加入调节变量后的模型5中依然稳健，说明女性担任CEO的家族企业中，家族女性下属比例确实较低，本文假设H1a得到支持。模型6-7的被解释变量是非家族女性下属。模型6的结果显示，CEO的性别与非家族女性下属雇佣的系数为-0.0046，但不显著。本文的假设H1b没有得到支持。

表3 主要的Tobit回归结果

表3的模型3、5、7分别检验了在不同被解释变量模型中CEO家族身份的调节作用。模型5的检验结果表明，CEO性别与家族身份的交互项(gender×family)与家族女性高管比例(rffe)是显著负相关关系(系数=-0.0389，p<0.01)，说明CEO的家族身份会加剧女性CEO对家族女性下属雇佣之间的负相关关系，本文的假设H2a得到了支持。模型7的检验结果表明，CEO性别与家族身份的交互项(gender×family)与非家族女性高管比例(rnffe)是显著正相关关系(系数=0.0641，p<0.01)，在调节变量进入之后，CEO性别与非家族女性高管比例的系数为-0.0418，在1%的水平上显著。这说明CEO的家族身份会弱化女性CEO对非家族女性下属雇佣之间的负相关关系，本文的假设H2b得到了支持。模型3的检验结果表明，CEO性别与家族身份的交互项(gender×family)与女性高管比例(rfe)是显著正相关关系(系数=0.0425，p<0.01)，说明CEO的家族身份会弱化女性CEO对总体女性下属雇佣之间的负相关关系，本文的假设H2c也得到了支持。

为了进一步理解上述三个显著的交互效应，本文使用Aiken和West(1991)[32]的方法进行了简单斜率检测和两维交互图(图1-3)的绘制，结果全部支持前文假设。

图1 家族身份对CEO性别与女性高管比例的调节效应

图2 家族身份对CEO性别与家族女性高管比例的调节效应

图3 家族身份对CEO性别与非家族女高管比例的调节效应

(三) 稳健性检验

在前文中，本文通过全样本观测值的统计检验发现，CEO的家族身份会负向调节其性别与家族女性下属雇佣之间的关系，即家族女性CEO雇佣的家族女性下属会比非家族女性CEO雇佣的少。导致这个结果的原因除了我们讨论的象征性雇佣对家族女性成员关系的影响之外，可能还会受到家族规模约束的影响。如果以上效应在成员较多的家族也同样成立的话，说明家族女性CEO雇佣家族女性下属的决策并非受到实际控制人家族规模的客观约束，从而进一步证实本文的观点。

为了统一对比口径，采用家族总人数与公司高管总人数的比值(familysize)对实际控制人的家族规模进行标准化。其分布为：familysize≥20%的样本占总样本的49.39%；familysize≥30%的样本占比21.69%；familysize≥40%的样本占比是7.74%。考虑familysize≥40%的样本过少，本文在前两组子样本中重新对研究假设H2a进行检验，回归结果依然稳健(如表4所示)。

表4 不同家族规模分组的稳健性检验(Tobit模型)

为进一步检验本文研究结论的稳健性，本文还进行了如下检验。首先，采用固定效应模型对本文的假设进行重新检验，回归结果与主检验相同(表5)。其次，替换被解释变量的测量方法。采用女性下属的数量(nfe)、家族女性下属的数量(nffe)、非家族女性下属的数量(nnffe)作为替代测量，重新对研究假设进行检验，统计结果与主检验完全类似(表6)。再次，用当年CEO的性别对第二年女性高管下属(包括家族女性下属与非家族女性下属)数量的滞后影响进行了检验，同时考虑CEO的家族身份在其中的调节效应。检验结果与本文的主检验完全一致(表7)，本文的结论仍然稳健。

表5 固定效应模型的稳健性检验

表6 被解释变量替换的稳健性检验(Tobit模型)

表7 自变量滞后一期的稳健性检验(Tobit模型)

五、 结论、启示与展望

本文以2008-2016年中国A股家族上市公司作为样本，实证检验了CEO的性别与家族身份对女性高管下属雇佣的共同影响，研究结果表明：

第一，CEO性别与女性下属雇佣之间呈现出显著的负相关关系。即仅考虑CEO性别身份的话，中国上市家族企业女性CEO雇佣的女性下属比男性CEO雇佣的少。这印证了象征主义理论的观点。实际上女性CEO在全球范围内的企业中都属于是象征性雇佣。当向上的社会流动性极低时，女性CEO会拒绝提拔其他女性进入高管团队，以避免她们对自己的职位形成竞争关系。尽管与非家族企业相比，家族企业为家族女性担任高管提供了便利条件，但是在中国儒家文化背景下，家族女性继任CEO的比例仍然较低。换言之，家族企业也无法改变女性CEO象征性雇佣的基本条件。

第二，CEO的家族身份会显著调节CEO性别与女性下属雇佣的关系，但调节效应对家族女性下属与非家族女性下属的雇佣产生了完全不同的影响。

(1)CEO的家族身份会负向调节CEO性别与家族女性下属雇佣之间的关系。与家族男性CEO、非家族男性CEO以及非家族女性CEO相比，家族女性CEO雇佣的家族女性下属是最少的(图4中的区域2)。这可能是因为在象征性雇佣和家族企业的特殊情境下，同是家族成员的女性下属最可能对家族女性CEO的地位构成威胁，从而引发对方的排斥。相对而言，非家族女性CEO对家族女性下属的排斥不会像家族女性CEO那样强烈(图4中的区域4)，毕竟血缘优先是中国家族企业最基本的传承规则，在男性接班人缺位或者能力较弱的情况，家族女性高管迟早要上位，这是非家族女性CEO无力改变的事实。

图4 女性CEO与女性下属的家族身份组合

(2)CEO的家族身份会正向调节CEO性别与非家族女性下属雇佣的关系，且正向调节效应(系数=0.0641)超过了女性CEO对非家族女性下属雇佣的负面影响(系数=-0.0418)。正如数据显示，不同身份的CEO雇佣非家族女性下属的排序是：非家族男性CEO>家族女性CEO>家族男性CEO>非家族女性CEO。也就是说，非家族女性CEO雇佣的非家族女性下属在所有CEO中也是最少的(图4中的区域3)。而如果女性CEO是家族成员的话，她们对非家族女性下属的敌意没那么严重(图4中的区域1)，因为非家族成员女性不太可能纳入家族企业继任的候选名单，她们非但不会给CEO职位构成真正的威胁，反而可能成为共同对付男性高管的盟友。这也许是家族女性CEO比家族男性CEO雇佣更多非家族女性下属的原因。

以上结论拓展了象征主义理论在家族企业女性高管雇佣上的适用情境与条件机制。家族身份相同的女性上下级之间才可能经历紧张关系，而家族身份不同的女性上级与下属之间的关系并不必然是消极负面的。本文还有一个隐含的结论，那就是将社会情感财富理论引入到家族企业女性高管雇佣的研究中一定要谨慎。因为在本文的数据中，家族女性CEO并没有出于保护社会情感财富的动机雇佣其他家族女性成员担任高管。这说明社会情感财富理论至少在家族企业女性高管雇佣决策中的适用性是受限的(Overbeke等,2013)[33]。

本文的实践启示是：性别歧视并非局限于男性上级与女性下级这样的异性之间，女性上级对其他女性下属持有偏见也是性别歧视的一种形式。实际上和男性对女性的歧视相比，女性对女性的歧视才是最狠的。这呼吁各级政府组织和企业应重视这些研究结果，并采取补救和约束措施，以降低象征性雇佣对女性群体继续获得职业晋升机会的不利影响，有效地促进性别平等，从而帮助企业和社会从充分发挥女性的优质人力资本中获益。

本文的局限性在于样本的选择。本文是以中国文化背景下的家族企业为样本，华人家族文化既强调“血亲关系本位”，又受到了“男尊女卑”传统儒家思想的影响。因此本文的结论是否可以推论到其他文化群体(比如普遍信任程度较高或性别平等指数更高的国家/地区)的家族企业，还有赖于未来研究继续探讨。

女性上级如何影响女性下属职业发展的研究有着非常积极的现实意义，是需要不断深入的课题。本文只是考察了家族企业情境下的同一管理层级(高管团队)内部的女性上下级关系，今后如果能够利用多种途径从多个角度获得企业各层级管理者的晋升信息与数据，还可以考察不同管理层级的女性管理者是否会提拔女性下属，这将为该主题的研究提供更全面的结论。