汪明凱(法國尼斯大學， 法國 尼斯市 06000)

職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任：理論構建與模型檢驗

汪明凱
(法國尼斯大學， 法國 尼斯市 06000)

改革開放30多年來，中國的家族企業(yè)飛速發(fā)展，在中國社會經(jīng)濟發(fā)展中扮演著越來越重要的角色，其特別的運營和管理模式及群體特點已經(jīng)越來越受到各方面的高度關注。家族企業(yè)在運用新的管理資源和引進職業(yè)經(jīng)理人時，卻往往因為中國文化中固有的“差序”格局和自身利益最大化的思想，而受困于與職業(yè)經(jīng)理人的關系和信任的困境。研究的核心問題是，職業(yè)經(jīng)理人在家族企業(yè)工作環(huán)境中，與家族企業(yè)主之間的信任格局，以及這種信任對職業(yè)經(jīng)理人的行為有什么影響。本文基于家族企業(yè)主獲得職業(yè)經(jīng)理人信任的視角，對這一問題展開討論，研究在家族企業(yè)中如何形成穩(wěn)定的信任格局，以及在此格局下職業(yè)經(jīng)理人的行為。從理論層面上，可能的創(chuàng)新主要體現(xiàn)為：從職業(yè)經(jīng)理人的視角來討論家族企業(yè)主行為，家族企業(yè)主應該如何獲取職業(yè)經(jīng)理人的信任。對家族企業(yè)如何建立信任機制、有效使用職業(yè)經(jīng)理人進行了討論，并提供了對策建議。

家族企業(yè)； 職業(yè)經(jīng)理人； 信任； 工作投入； 任務績效； 周邊績效

performance

1 研究概況

1.1研究的實踐背景

2012年上半年，據(jù)經(jīng)濟之聲《天下財經(jīng)》報道，和訊與數(shù)字100聯(lián)合發(fā)布了中國民營企業(yè)調(diào)查報告。數(shù)據(jù)顯示，中國民營企業(yè)已經(jīng)超過840萬家，占企業(yè)總數(shù)的87.4%，占GDP的貢獻率也從最初的1%發(fā)展到現(xiàn)在的超過60%。由此可見，中國民營企業(yè)發(fā)展勢頭迅猛，正逐漸成為中國經(jīng)濟的重要組成部分。在這840萬家民企中，70%以上是以家族企業(yè)形式存在的，普遍采用家庭、家族擁有的形式，在企業(yè)內(nèi)部的管理上也廣泛存在著家族管理模式。對私營企業(yè)的抽樣調(diào)查表明，私營企業(yè)家族化管理相當普遍：己婚企業(yè)主的配偶50.5%在本企業(yè)做管理工作；己成年子女20.3%在本企業(yè)做管理工作。在所有管理職位中，26.7%由投資者擔任，16.8%由企業(yè)主或投資者的親屬擔任，5%是他的鄰居或同鄉(xiāng)。其他類型的企業(yè)，比如很多集體企業(yè)、合伙制企業(yè)、股份制企業(yè)中，也大量存在家族和泛家族控制與管理的模式。遍布海外的華商絕大多數(shù)也是家族企業(yè)，幾乎所有的企業(yè)集團都由創(chuàng)業(yè)家族所有和經(jīng)營。

中國的家族企業(yè)正面臨著發(fā)展、傳承和管理轉(zhuǎn)型等諸多方面的挑戰(zhàn)。這一系列挑戰(zhàn)，如規(guī)模的不斷擴大、股權結構的選擇、接班人的培養(yǎng)選擇、職業(yè)經(jīng)理人的介入、家族企業(yè)面臨橫向和縱向二維發(fā)展等問題，尤其迫切需要解決的就是可用人才的缺乏，嚴重制約了家族企業(yè)的發(fā)展。中國方太廚具集團董事長茅理翔先生近10年來呼吁重視家族企業(yè)發(fā)展的問題，“隨后的5～10年是中國家族企業(yè)發(fā)展最重要的關鍵時期，是一道門檻，要處理好傳承接班與管理轉(zhuǎn)型的問題”。

不少家族企業(yè)在擴大規(guī)模后引入外部職業(yè)經(jīng)理人，但是職業(yè)經(jīng)理人隊伍的不穩(wěn)定和團隊運作過程的低效率卻又成為了家族企業(yè)面臨的組織壓力之一，這也是嚴重制約民營企業(yè)發(fā)展的又一重大問題。在針對家族企業(yè)的調(diào)查中，有高達90%以上的企業(yè)主認為家族企業(yè)中的用人問題已經(jīng)阻礙了企業(yè)的發(fā)展[1]。家族企業(yè)主一方面感慨自家心有余而力不足，另一方面也總是找不到合適的職業(yè)經(jīng)理人。

職業(yè)經(jīng)理人與家族企業(yè)主之間的相互不信任是普遍的現(xiàn)象。研究表明，中國企業(yè)“漏出行為”的存在無法使職業(yè)經(jīng)理人的激勵設計發(fā)揮作用，造成信用問題，而這也是職業(yè)經(jīng)理人流失的重要因素之一，而職業(yè)經(jīng)理人對組織的信任是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略資源。

職業(yè)經(jīng)理人在對家族企業(yè)主不充分信任或者也感受不到來自家族企業(yè)主信任的時候，其專業(yè)的人力資本的供給無疑也是低效率的，甚至職業(yè)經(jīng)理人的敗德行為會對家族企業(yè)的生存和發(fā)展造成威脅。這說明，在家族企業(yè)的管理中，職業(yè)經(jīng)理人與家族企業(yè)主的關系格局中總體上存在著不信任的問題，而且不信任增加了企業(yè)的交易成本，降低了企業(yè)的效率和效益，也抑制了企業(yè)的整體發(fā)展。

以上這些在家族企業(yè)管理過程中出現(xiàn)的職業(yè)經(jīng)理人信任問題，已經(jīng)成為抑制家族企業(yè)績效提升甚至影響家族企業(yè)生存和發(fā)展的問題。

1.2研究的理論背景

1.2.1家族企業(yè)研究 家族企業(yè)在過去數(shù)十年中成為研究者關注的重要問題之一，是因為每每面臨全球經(jīng)濟危機的時候，家族企業(yè)都擁有其他類型企業(yè)所不具備的獨特優(yōu)勢，就是這種獨特優(yōu)勢使得家族企業(yè)在世界經(jīng)濟中扮演著重要角色?！凹易遄鳛閲遗c市場之間的居間存在體，特別能夠在國家和市場都處于混亂紛雜狀態(tài)時有效地發(fā)揮作用?！?/p>

1986年，《家族企業(yè)評論》的發(fā)行是家族企業(yè)研究的一個很明顯的標志。在瑞士國際管理發(fā)展學院、歐洲工商管理學院、沃頓商學院等國際知名商學院，均有創(chuàng)業(yè)學的教授和研究者從事家族企業(yè)的研究。很多高質(zhì)量的研究文章發(fā)表在The Academy of Management Journal，Organiztion Science，Journal of Business Venturing等知名刊物上，這些文章主要集中于家族企業(yè)的特性、戰(zhàn)略資源、代理成本及問題等方面。

有關管理專業(yè)化及用人問題，一直是西方家族企業(yè)理論研究的熱點。在這類問題上有很好研究成果的學者很多，但是對中國大陸的家族企業(yè)卻鮮有提及。而在中國國內(nèi)，家族企業(yè)從無人問津的主題自2000年后才成為一個具有現(xiàn)代意義的話題[2]。

根據(jù)魏志華等的統(tǒng)計分析，中國的家族企業(yè)研究主題與國外相比，呈現(xiàn)4個明顯的特征。①關鍵研究主題相似。國內(nèi)學者也高度關注“公司治理與代理問題”“代際傳承”以及 “產(chǎn)權與控制”等主題，這與國外的主流研究一致。②緊密聯(lián)系中國現(xiàn)實。與國外不同，“家族企業(yè)成長與發(fā)展”“家族企業(yè)管理與對策分析”這兩個主題成為了國內(nèi)家族企業(yè)研究的核心問題。③側重于關注家族企業(yè)的內(nèi)部問題。將研究重心聚焦于家族企業(yè)內(nèi)部的成長與發(fā)展問題，而較少關心企業(yè)面臨的外部制度環(huán)境。④跨學科研究還很少見。國內(nèi)家族企業(yè)研究主題幾乎完全集中于管理與經(jīng)濟學領域，跨學科視角的家族企業(yè)研究為數(shù)寥寥。

1.2.2信任研究 20世紀初德國社會學家Simmel就開始對信任問題進行研究，但是直到最近幾十年，這個問題才得到廣泛關注和研究(見表1，2)。

美國心理學家Deutsch對“囚徒困境”中的人際關系的研究，與Hovland，Janis和Kelly對人際溝通中的信源可信度研究一起，被人們視為人際信任的經(jīng)典研究。

表1 西方社會信任研究取向

資料來源：研究整理

表2 信任研究的角度

資料來源：研究整理

1.2.3家族企業(yè)的概念與釋義 由于家族企業(yè)是一種家族與企業(yè)結合的組織，所以，家族企業(yè)帶著濃厚的民族、文化和地域色彩。因此，難形成對家族企業(yè)的統(tǒng)一概念?？偟膩碚f，對于家族企業(yè)有代表意義的定義有多種，見表3。

1.2.4職業(yè)經(jīng)理人的概念與釋義 職業(yè)經(jīng)理人的概念最早由法國著名經(jīng)濟學家Say(1830)提出，他認為職業(yè)經(jīng)理人能夠把經(jīng)濟資源從生產(chǎn)率低和產(chǎn)量少的領域轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率高和產(chǎn)量高的領域。Kotter認為，職業(yè)經(jīng)理人的基本特征是“發(fā)起變革、設計變革和組織實施變革”，把創(chuàng)新和職業(yè)經(jīng)理人聯(lián)系起來。Drucker認為，經(jīng)理人是企業(yè)中最昂貴的，而且折舊最快、最需要經(jīng)常補充的一種資源?！奥殬I(yè)經(jīng)理人”作為一個概念,隨著經(jīng)濟的全球一體化進程,在20世紀90年代中后期由西方傳入中國，并逐步被中國的學者和企業(yè)家們關注和認識，有關職業(yè)經(jīng)理人的研究也隨之出現(xiàn)。其中，比較有代表性的就是張維迎教授的定義，他認為，職業(yè)經(jīng)理人是以企業(yè)經(jīng)營管理為職業(yè)的社會階層，是指運用全面的經(jīng)營管理知識和豐富的管理經(jīng)驗，獨立對一個經(jīng)濟組織或一個部門開展經(jīng)營或進行管理。

實際上，職業(yè)經(jīng)理人就是通過使用和管理自己不擁有的經(jīng)濟資源，讓它們從效率較低和產(chǎn)量較少的狀態(tài)轉(zhuǎn)變成效率較高和產(chǎn)量較多的狀態(tài)的人。那么職業(yè)經(jīng)理人產(chǎn)生的根本原因就是企業(yè)在發(fā)展過程中資本占有和經(jīng)營才能不匹配，企業(yè)主想“從企業(yè)管理中脫出身來，讓自己不要這么累，同時又能夠讓我更多地考慮企業(yè)發(fā)展問題”?？梢姡殬I(yè)經(jīng)理人是企業(yè)中重要的專用型人力資本，是生產(chǎn)中最具活力的要素之一。

結合中國家族企業(yè)中職業(yè)經(jīng)理人群體的現(xiàn)狀，本研究采用國資委下屬的職業(yè)經(jīng)理人研究中心的分類方法將職業(yè)經(jīng)理人定義為：家族企業(yè)中，以自身所擁有的管理才能作為人力資本，由企業(yè)在職業(yè)經(jīng)理人市場中聘任，負責企業(yè)經(jīng)營管理，以受薪、獎金、股權等作為獲得報酬方式的職業(yè)化的企業(yè)經(jīng)營管理專家。本研究中的職業(yè)經(jīng)理人定義包括幾種含義：(1)職業(yè)經(jīng)理人是一種稀缺的“人力資本”。他們所從事的勞動是創(chuàng)造性的復雜勞動，他們投入企業(yè)中的不是資產(chǎn)，而是自己的人力資本。(2)職業(yè)經(jīng)理人本質(zhì)上是代理人。職業(yè)經(jīng)理人的行為是受企業(yè)所有者委托所進行的代理行為。(3)職業(yè)經(jīng)理人具有“下屬”和“上級”的雙重身份。

表3 家族企業(yè)的代表性定義

注：資料來源于研究整理。

1.2.5信任的概念與釋義 對信任的研究起始于社會學領域，后來逐漸擴展到經(jīng)濟學和管理學領域。如今，信任已經(jīng)成為被各個學科廣泛探討的一個重要話題，包括管理學、倫理學、社會學、心理學和經(jīng)濟學，各學科對信任的研究有著各自的角度和側重點。

經(jīng)濟學和管理學領域的學者把信任看作經(jīng)濟和社會關系的一種因素，Arrow認為，信任是經(jīng)濟交換的潤滑劑，是控制契約的最有效機制，是含蓄的契約，是不容易買到的獨特的商品[5]。在當今的宏觀經(jīng)濟發(fā)展條件下，信任被當成了解決協(xié)調(diào)經(jīng)濟體之間期望與互動問題的有效辦法的核心機制[6]。這時，信任是代理人對其交易搭檔的一種期望，交易搭檔會以一種相互可以接受的方式行事(包括任一方都不會利用對方脆弱性的一種期望)。

信任定義的巨大排列反映了信任本身的多維度特性[5]。從以上的分析和總結中，不難發(fā)現(xiàn)，信任的定義有幾個核心要素：(1)它與人們的交往活動密切相關；(2)是對未來的預期和把握；(3)受社會結構、文化和制度規(guī)范的影響。

本研究傾向于采用與Gwebu，Jing Wang和Troutt的信任構念相類似的解釋，將家族企業(yè)中的信任定義為：一方預期對方實施對己方(施信方)很重要的行動時，愿意將己方的弱點暴露給對方，并對對方(受信方)會基于己方的利益思考、行動并讓己方滿意充滿信心。在本研究中，職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任涉及施信方(信任方)和受信方(被信任方)這兩個信任主體的特征，包含了信任意愿和信任行為，具有雙向性和互動性。

2 研究設計

本研究從探索產(chǎn)生職業(yè)經(jīng)理人信任的家族企業(yè)主行為特征和方式方法開始，研究家族企業(yè)主為什么得不到職業(yè)經(jīng)理人信任的原因以及能夠得到職業(yè)經(jīng)理人信任的行為模式和表現(xiàn)：

(1) 使用案例研究的方法得到這些能夠吸引職業(yè)經(jīng)理人并使職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主產(chǎn)生信任的家族企業(yè)主行為模式。

(2) 對這些對產(chǎn)生職業(yè)經(jīng)理人信任的相關作用機制進行探討。通過實證方法來證明(1)案例研究中的結論是否成立。

(3) 考察職業(yè)經(jīng)理人信任的結果變量，通過實證方法來探討職業(yè)經(jīng)理人信任對家族企業(yè)績效是否能夠起到正向相關作用。

通過以上3個研究，希望能夠?qū)易迤髽I(yè)研究領域和組織信任研究領域的理論和實踐有所貢獻。

要想探討職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任對家族企業(yè)的績效有何影響，必須首先了解職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主信任的前因變量，然后才能考量這種信任對職業(yè)經(jīng)理人行為的影響，繼而考察職業(yè)經(jīng)理人信任如何影響家族企業(yè)績效。據(jù)此，本研究提出圖1所示的概念模型。

圖1 概念模型

基于此概念模型，本文所采用的概念有家族企業(yè)主行為特點和方式、職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任、職業(yè)經(jīng)理人行為表現(xiàn)、職業(yè)經(jīng)理人績效表現(xiàn)。下文中，統(tǒng)一使用職業(yè)經(jīng)理人信任來表示職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任，績效表現(xiàn)來表示職業(yè)經(jīng)理人行為表現(xiàn)。

2.1研究1：家族企業(yè)主行為案例研究

根據(jù)本研究的相關研究語境，職業(yè)經(jīng)理人信任的形成成為本文構念的關鍵，而職業(yè)經(jīng)理人信任的形成至今沒有十分明確的結論性的前因變量可供參考，所以，本文以案例研究的方法來歸結出職業(yè)經(jīng)理人信任形成的前因變量。基于此前的概念模型，本文案例研究的路徑如圖2所示。

圖2 研究路徑

在研究過程中，經(jīng)過整理訪談資料、提煉總結，結合本研究的構象，選取了4家比較典型的有代表性的家族企業(yè)案例作為分析對象。這4家企業(yè)分別是：上海KK床墊有限公司、上海JG教育科技有限公司、上海YX醫(yī)療科技有限公司、浙江RS實業(yè)有限公司。

最后，歸納總結出3個主要的職業(yè)經(jīng)理人信任的前因變量，它們就是家族企業(yè)主企業(yè)家精神、家族企業(yè)主誠信和家族企業(yè)主善行。在后文中分別稱為企業(yè)主企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信及企業(yè)主善行。

2.2研究2：職業(yè)經(jīng)理人信任構建研究

在上述相關的研究和本文案例研究分析得出職業(yè)經(jīng)理人信任前因變量的基礎上，本文認為得出來的企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信和企業(yè)主善行就是職業(yè)經(jīng)理人信任的前因變量的基本結論尚未得到真正的理論和實踐檢驗。所以，本文將在研究2中采用實證方法對案例中的結論進行驗證。因此，基于本文中提出的概念模型，將本文研究2的研究模型確定如圖3所示。

由于所有人對企業(yè)的良好發(fā)展都是持正面積極歡迎的態(tài)度的，故家族企業(yè)主的企業(yè)家精神就一定能夠使職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主產(chǎn)生信任。

圖3 信任模型

基于上述分析，本文研究提出如下假設：

假設1企業(yè)主企業(yè)家精神對職業(yè)經(jīng)理人信任產(chǎn)生顯著正向影響。

本文將企業(yè)主誠信定義為家族企業(yè)主在誠實和信用方面對實現(xiàn)給予職業(yè)經(jīng)理人的承諾和預期的態(tài)度和行為。在家族企業(yè)中，職業(yè)經(jīng)理人信任的雙方，一方是施信方職業(yè)經(jīng)理人，另一方是受信方家族企業(yè)主，如果家族企業(yè)主行為上誠信，就會使職業(yè)經(jīng)理人的利益不受損失，職業(yè)經(jīng)理人就會更加相信家族企業(yè)主；而一旦家族企業(yè)主沒有采取誠信行為，就可能會使職業(yè)經(jīng)理人的利益受損，那么職業(yè)經(jīng)理人就不會再信任家族企業(yè)主，甚至同樣采取非誠信的策略，從而使雙方的信任受損。

所以，基于以上分析，本文做以下假設：

假設2企業(yè)主信用對職業(yè)經(jīng)理人信任產(chǎn)生顯著正向影響。

善行被Mayer，Davis和Schoorman定義為：“受信者被施信者相信除了自利動機之外去做對施信者有利的好事的程度”。常常，善行被看作屬于關系范疇，而且這種關系是人際的不是組織之間的[7]。Mayer等[8]認為，善行往往意味著施信者與受信者有某種特殊依賴。善行是受信者對施信者一種積極對待的感覺。這里的施信者(職業(yè)經(jīng)理人)和受信者(家族企業(yè)主)之間的依賴關系非常明顯：家族企業(yè)主是企業(yè)的擁有者和實際控制者，而職業(yè)經(jīng)理人是以自身的學識、才干和經(jīng)驗為資本進行投資的工作者。所以，本文認為企業(yè)主的善行就是企業(yè)主對社會的慷慨貢獻和對員工的尊重、關懷、呵護、培育、重用、贊賞、激勵，實現(xiàn)人盡其才，使企業(yè)員工能夠?qū)崿F(xiàn)自我，充分發(fā)揮潛能。

很多研究者把善行作為研究人際之間信任的變量。Mayer，Davis和Schoorman在他們的研究中把能力、善行和誠信正直作為研究可信行為的變量[19]。而善行被Carole和Andre在他們的研究中證實了在意大利中小企業(yè)與銀行的業(yè)務往來中同樣是考量可信度的一個重要變量[19]。

本文根據(jù)以上分析，做出以下假設：

假設3企業(yè)主善行對職業(yè)經(jīng)理人信任產(chǎn)生顯著正向影響。

權力距離是指一個社會中權力相對較弱的組織成員在多大程度上接受組織或機構(比如家庭)中不平等的權利分配。中國文化中的一個重要組成部分就是權力距離，從孔孟提倡的“三綱五?！钡浆F(xiàn)代社會強調(diào)“聽話”，講求的都是社會秩序和人與人之間的等級距離。

由于個體之間權力距離觀念的不同會導致職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的經(jīng)營和領導行為的認可度不同，本文認為，這一特點可能導致了權力距離對于職業(yè)經(jīng)理人信任的調(diào)節(jié)作用。認同高權力距離的職業(yè)經(jīng)理人傾向于信任家族企業(yè)主，通常相信家族企業(yè)主是很強的、厲害的、是值得尊敬和信賴的。相對于低權力距離的職業(yè)經(jīng)理人而言，他們對家族企業(yè)主的行為更加敏感，家族企業(yè)主的企業(yè)家精神、誠信和善行的正面行為會受到高權力距離職業(yè)經(jīng)理人的高度關注，并促使他們更加信任家族企業(yè)主。與此相對，低權力距離的員工往往不會認同組織內(nèi)權力的不平等分配。“……與此同時，他/她們更相信自己與管理者一樣都是組織內(nèi)不可或缺的一員，自己與領導者一樣對企業(yè)的發(fā)展負有自己的責任[9]?！币虼?，對于這些低權力距離的職業(yè)經(jīng)理人而言，“他們的責任知覺……更多地與工作本身有關，而不是領導者的行為[9]”。他們對家族企業(yè)主的行為的敏感度相對較弱，不會像高權力距離職業(yè)經(jīng)理人那樣格外關注家族企業(yè)主的企業(yè)家精神、誠信和善行，這些行為并不能促使他們更加信任家族企業(yè)主。

根據(jù)以上文獻和分析，本文做出以下假設：

假設4a權力距離在企業(yè)主企業(yè)家精神與職業(yè)經(jīng)理人信任的關系中起調(diào)節(jié)作用。具體而言，這一關系對于高權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較強，而對低權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較弱。

假設4b權力距離在企業(yè)主誠信與職業(yè)經(jīng)理人信任的關系中起調(diào)節(jié)作用。具體而言，這一關系對于高權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較強，而對低權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較弱。

假設4c權力距離在企業(yè)主善行與職業(yè)經(jīng)理人信任的關系中起調(diào)節(jié)作用。具體而言，這一關系對于高權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較強，而對低權力距離的職業(yè)經(jīng)理人來說相對較弱。

2.3研究3：職業(yè)經(jīng)理人信任的績效過程機制

家族企業(yè)信任是影響家族企業(yè)績效和成長的關鍵所在[10]，而職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任就發(fā)生在家族企業(yè)里，而且職業(yè)經(jīng)理人往往都是在家族企業(yè)里擔任一定的管理角色，所以職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任是至關重要的，將直接影響職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)的績效貢獻和對組織的忠誠。

根據(jù)上述相關研究以及下面的相關分析，在概念模型的基礎上，將本文研究3的模型確定為如圖4所示。

圖4 職業(yè)經(jīng)理人績效與信任模型

根據(jù)對職業(yè)經(jīng)理人信任與績效關系的分析，做出假設如下：

假設5職業(yè)經(jīng)理人信任對家族企業(yè)績效產(chǎn)生顯著正向影響。

假設5a職業(yè)經(jīng)理人信任對家族企業(yè)任務績效產(chǎn)生顯著正向影響。

假設5b職業(yè)經(jīng)理人信任對家族企業(yè)周邊績效產(chǎn)生顯著正向影響。

在社會交換理論下，職業(yè)經(jīng)理人信任可以使職業(yè)經(jīng)理人對工作更加投入，而這種工作投入可以促進組織績效的提升。由此，本文給出職業(yè)經(jīng)理人工作投入在職業(yè)經(jīng)理人信任與績效之間起到中介作用的假設如下：

假設6職業(yè)經(jīng)理人工作投入在職業(yè)經(jīng)理人信任與企業(yè)績效之間起中介作用。

假設6a職業(yè)經(jīng)理人工作投入在職業(yè)經(jīng)理人信任與企業(yè)任務績效之間起中介作用；

假設6b職業(yè)經(jīng)理人工作投入在職業(yè)經(jīng)理人信任與企業(yè)周邊績效之間起中介作用。

本文依據(jù)家族企業(yè)主與職業(yè)經(jīng)理人的信任關系發(fā)展的機制及其對企業(yè)績效的影響過程，提出了一系列相關假設，沿著“職業(yè)經(jīng)理人信任-職業(yè)經(jīng)理人工作投入-企業(yè)績效”的研究思路，對職業(yè)經(jīng)理人信任對企業(yè)績效發(fā)生作用的過程進行分析(見圖5)。

圖5 職業(yè)經(jīng)理人信任與企業(yè)績效模型

3 家族企業(yè)主行為案例研究

案例研究適用于研究發(fā)生在當代但無法對相關因素進行控制的事件[11]，而家族企業(yè)主的行為與職業(yè)經(jīng)理人對他們的信任就是發(fā)生在眼前但我們卻控制不了的事。所以，我選擇案例研究方法，以一種扎根和歸納的方式來建議關于家族企業(yè)主行為模式與職業(yè)經(jīng)理人信任之間關系的初步理論命題。

3.1研究方法

根據(jù)案例研究所涉及的樣本數(shù)量和分析層次，案例研究分為整體性單案例研究、嵌入性單案例研究、整體性多案例研究和嵌入性多案例研究四大類[11]。其中，如果研究過程僅考察研究對象的整體性質(zhì)，那么案例研究將是整體性的；如果在關注整體特征的同時，研究過程需要對整體中的一個或多個次級分析單位進行考察時，研究案例將是嵌入性的。本文將對多個案例進行研究而且不準備對案例進行多個次級分析單位進行考察，所以，本研究所采取的方法是整體性多案例研究。

3.2樣本

案例研究不同于問卷研究，在樣本的收集上并不遵從隨機抽樣的法則，而是需要根據(jù)理論構思選擇相應的案例[12]。

遵循這一原則，根據(jù)前面的理論框架和研究假設，選擇與家族企業(yè)主和職業(yè)經(jīng)理人關系問題相關的企業(yè)。挑選了在職業(yè)經(jīng)理人使用上比較好的兩個企業(yè)和另兩個不是那么成功的企業(yè)。首先，是這4個企業(yè)都有從外部引進管理資源的需要，有的早就開始引進外部職業(yè)經(jīng)理人，并且已經(jīng)合作良好；有的也已經(jīng)用起來了，但是還依然存在著諸多問題。其次，這些企業(yè)的家族企業(yè)主的行為模式都可以放進本研究所確立的理論框架。

這4家企業(yè)分別是上海KK床墊有限公司、上海JG教育科技有限公司、上海YX醫(yī)療科技有限公司、浙江RS實業(yè)有限公司。

3.2.1上海KK床墊有限公司 上海KK床墊有限公司老板王董是一位具有企業(yè)家精神、管理能力、充滿誠信、身體力行、關愛他人、努力幫助員工進步的很好的家族企業(yè)主。他的公司整個企業(yè)環(huán)境非常融洽，員工能夠相互合作與協(xié)同，職業(yè)經(jīng)理人對老板非常信任和尊重，全公司員工士氣高漲。很顯然，他的經(jīng)營和管理效果是好的，他的公司是成功的。具體分析，詳見表4。

表4 KK公司家族企業(yè)主行為、管理效果、經(jīng)營業(yè)績與職業(yè)經(jīng)理人信任認知、忠誠度和績效表現(xiàn)

3.2.2上海JG教育科技有限公司 JG公司案例讓我們看到了JG公司老板鄭總敢為人先、艱苦奮斗的創(chuàng)業(yè)精神，他對事業(yè)的忠誠，他身體力行、吃苦耐勞、關心他人以及他敢于放權、倡導創(chuàng)新的敬業(yè)精神。他的公司整個企業(yè)富有活力，員工思維活躍、創(chuàng)新能力強，公司獲得的那么多的專利就是證明。職業(yè)經(jīng)理人對老板非常信任和尊重，對公司忠誠有加，甚至于此前離職的技術人員，在經(jīng)過與外部公司的比較后，還是覺得JG比較好，又重新加入JG公司。很顯然，鄭總的JG公司已經(jīng)是一個員工熱愛的大家庭。具體分析詳見表5。

表5 JG公司家族企業(yè)主行為、管理效果、經(jīng)營業(yè)績與職業(yè)經(jīng)理人信任認知、忠誠度和績效表現(xiàn)

3.2.3上海YX醫(yī)療科技有限公司 YX公司案例讓我們看到了YX公司老板高總同樣在創(chuàng)業(yè)初期擁有創(chuàng)業(yè)的激情和勇敢精神。但是，隨著市場競爭的加劇、企業(yè)規(guī)模的擴大及客戶要求的提高，他沒有積極尋找新的發(fā)展方向和拿出新的決策，卻將原因歸到老板沒有兄弟姐妹這件事上。管理上經(jīng)常言不由衷，越級匯報和越級管理非常普遍，卻還將問題講成是老員工不相信新任總經(jīng)理。這么多管理弊端使YX公司的發(fā)展多少讓人感覺不是那么有力和暢快，不能認為是成功的公司，所以員工的士氣和信心自然就不那么高了，隨著對公司失望情緒的增加，職業(yè)經(jīng)理人當然就會對老板沒那么信任了。具體分析詳見表6。

表6 YX公司家族企業(yè)主行為、管理效果、經(jīng)營業(yè)績與職業(yè)經(jīng)理人信任認知、忠誠度和績效表現(xiàn)

3.2.4浙江RS實業(yè)有限公司 RS公司案例讓我們看到了RS公司老板陳總同樣在創(chuàng)業(yè)初期擁有創(chuàng)業(yè)的激情和勇敢精神，但是老陳在公司的經(jīng)營上卻沒有抓住重點，沒有把公司的基礎打好，使公司發(fā)展壯大。而是一味地在尋找不同的投資機會，從而使公司喪失了發(fā)展壯大的機會，甚至于將公司發(fā)展壯大所需要的資本也虧損了不少。所以，公司一直在“求生存”的狀態(tài)下發(fā)展，像“坐過山車”一樣，經(jīng)常起伏不定。管理上經(jīng)常采用比較“獨裁”的方式，大事小情全由他一個人說了算，所以就連兒子也要盡量離他遠點，寧愿到上海開自己的外貿(mào)公司，更不用說其他經(jīng)理人了。他的公司發(fā)展狀況讓人有點替他惋惜，和他同時代發(fā)展起來的很多浙江的服裝、鞋帽、箱包公司都發(fā)展壯大起來了，而他的公司有20多年的歷史，卻還是比10年前大不了多少，仍然在找新的發(fā)展機會，而員工們，甚至是職業(yè)經(jīng)理人們對老板的方向都摸不著頭腦，所以都不敢相信老板能夠帶著公司發(fā)展很好。具體分析詳見表7。

表7 RS公司家族企業(yè)主行為、管理效果、經(jīng)營業(yè)績與職業(yè)經(jīng)理人信任認知、忠誠度和績效表現(xiàn)

3.2.5案例小結 本文中的4個公司可以分成兩類，一類是職業(yè)經(jīng)理人較信任家族企業(yè)主的公司，另一類是職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主沒有那么信任的公司。從表1～表4中，很容易得出推論，用模型表示如圖6、圖7所示。

以上推論，可以說明家族企業(yè)主行為得到職業(yè)經(jīng)理人信任的公司和沒有得到職業(yè)經(jīng)理人信任的公司對比結果差距非常大。家族企業(yè)主得到職業(yè)經(jīng)理人信任的公司的經(jīng)營結果、公司發(fā)展狀況、管理效果及職業(yè)經(jīng)理人忠誠度都大大超出沒有得到職業(yè)經(jīng)理人信任的公司。他們的表現(xiàn)令人鼓舞，讓人信心倍增。由于本研究的主題是職業(yè)經(jīng)理人與家族企業(yè)主之間的關系，故這里僅對以上4個表格中的家族企業(yè)主行為進行評價總結，與經(jīng)理人信任反應的表現(xiàn)一并匯總分析如表8所示。

圖6 推論1

圖7 推論2

表8 家族企業(yè)主行為模式與職業(yè)經(jīng)理人反應對比分析

3.3家族制企業(yè)主行為特點小結

表4～表8中將家族企業(yè)主的行為及行為特征進行了分類，這些分類分別是發(fā)現(xiàn)機會、艱苦創(chuàng)業(yè)、資源整合、敢于冒險、管理能力、言行一致、學習與創(chuàng)新、關心他人、注重員工成長。根據(jù)表4～表8的展示及分析，得出結論就是企業(yè)主企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信和企業(yè)主善行就是吸引職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主信任的主要因素，本研究中將它們作為職業(yè)經(jīng)理人信任的前因變量，將在后面的研究2中對此結論進行驗證。

4 問卷調(diào)研與假設模型驗證

本研究使用的變量，根據(jù)它們之間相互影響的關系，有自變量、因變量、中介變量和調(diào)節(jié)變量4類。本節(jié)根據(jù)兩個研究進行變量界定。

4.1研究2：職業(yè)經(jīng)理人信任構建研究

4.1.1自變量 研究2采用的自變量是企業(yè)主企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信和企業(yè)主善行3個變量。

(1) 企業(yè)主企業(yè)家精神。Frederick等[13]認為企業(yè)家精神是一種愿景、變化和創(chuàng)造的動態(tài)過程，這個過程需要運用對創(chuàng)造和實施新點子及創(chuàng)造性解決方案的精力和激情。企業(yè)家精神的必備要素包括敢為人先，勇于創(chuàng)新，具有前瞻性；在不確定性的環(huán)境中能夠承擔風險，險中求勝；不隨波逐流，強調(diào)企業(yè)在經(jīng)營活動中應該有自主意識；不懼怕甚至能享受激烈的競爭等。概括來說，一個具有企業(yè)家精神的企業(yè)主，應該具備前瞻性、冒險性、自主性和競爭性。

本研究的數(shù)據(jù)來源是職業(yè)經(jīng)理人對其所就職家族企業(yè)中的家族企業(yè)主的認識和評價。

(2) 企業(yè)主誠信。本文將企業(yè)主誠信定義為企業(yè)主能夠?qū)崿F(xiàn)給予職業(yè)經(jīng)理人的承諾，并且在經(jīng)營活動中做到正直公正。根據(jù)施桂榮等人的結論，若員工認為自己的領導是一個誠實正直的領導，員工對企業(yè)組織的歸屬感就會增強，工作積極性也會提高。

作為自變量，企業(yè)主誠信的數(shù)據(jù)來源于職業(yè)經(jīng)理人。

(3) 企業(yè)主善行。本文認為企業(yè)主的善行就是企業(yè)主對社會的慷慨貢獻和對員工的尊重、關懷、呵護、培育、重用、贊賞、激勵，實現(xiàn)人盡其才，使企業(yè)員工能夠?qū)崿F(xiàn)自我，充分發(fā)揮潛能。很多研究者把善行作為研究人際之間信任的變量，甚至Carole等[7]在他們的研究中證實了善行在意大利中小企業(yè)與銀行的業(yè)務往來中同樣是考量可信度的一個重要變量。

作為自變量，企業(yè)主善行的數(shù)據(jù)同樣來源于在家族企業(yè)中就職的職業(yè)經(jīng)理人。

4.1.2因變量 前文中將信任定義為一方預期對方實施對己方(施信方)很重要的行動時，愿意將己方的弱點暴露給對方，并對對方(受信方)會基于己方的利益思考、行動并讓己方滿意充滿信心。

本研究是在中國大陸的家族企業(yè)背景下進行的職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任，因此定義中施信方就是職業(yè)經(jīng)理人，而受信方是家族企業(yè)主。所以這里的信任就是指當家族企業(yè)主對職業(yè)經(jīng)理人實施很重要的行動時，職業(yè)經(jīng)理人愿意將自己的弱點暴露給家族企業(yè)主，并對家族企業(yè)主會基于自己的利益思考、行動并讓自己滿意充滿信心。

研究2中的職業(yè)經(jīng)理人信任的數(shù)據(jù)均來源于在家族企業(yè)中任職的職業(yè)經(jīng)理人。

4.1.3調(diào)節(jié)變量 研究2中的調(diào)節(jié)變量是權力距離。權力距離是指一個社會中權力相對較弱的組織成員在多大程度上接受組織或機構(比如家庭)中不平等的權利分配。Kirkman等[14]在研究中發(fā)現(xiàn)，由于一個人的社會化經(jīng)歷不同，在同一社會不同個體之間的權力距離觀念也存在著很大的差異，而個體之間權力距離觀念的不同會導致職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的經(jīng)營和領導行為的認可度不同。

本研究對調(diào)節(jié)變量權力距離的測量數(shù)據(jù)來源于職業(yè)經(jīng)理人。

4.2研究3：職業(yè)經(jīng)理人信任的績效過程機制

4.2.1自變量 家族企業(yè)信任對家族企業(yè)的成長和績效有著非常重要的作用和意義。在研究3中，作為自變量的職業(yè)經(jīng)理人信任的所有相關數(shù)據(jù)都來自于在家族企業(yè)中就職的職業(yè)經(jīng)理人。

4.2.2中介變量 在研究3中，針對職業(yè)經(jīng)理人信任與家族企業(yè)績效之間的關系，本文把職業(yè)經(jīng)理人工作投入作為中介變量。本研究中，職業(yè)經(jīng)理人工作投入的數(shù)據(jù)來源于職業(yè)經(jīng)理人的自我陳述和評測。

4.2.3因變量 在研究3中，任務績效和周邊績效是因變量。本研究中，任務績效和周邊績效的數(shù)據(jù)來源于家族企業(yè)主的評價。

4.3問卷設計

本研究綜合考慮了學者們提出的原則進行調(diào)研問卷的設計，設計的主要過程可以分為：

(1) 文獻回顧。在設計問卷之前，進行了許多國內(nèi)外有關問卷設計的文獻的閱讀，尋找其中可以使用的量表，并考核量表的使用情況，主要目的是盡量找到可以直接使用的量表，這樣可以節(jié)省時間。因為，在文獻中被反復使用的量表一般都具有較高的認可度，這樣也避免了自己設計的量表可能出現(xiàn)的偏差。

(2) 量表確定。在以上想法的基礎上，本研究將現(xiàn)有量表的信度和效度指標與本研究的背景與對象進行比對，根據(jù)比對情況選擇被國內(nèi)外研究者證實具有較好信度和效度的條目，形成初始量表。有些量表是有標準中文版的，就采取了直接采用的策略；有些量表只有英文版的，本人就翻譯成中文，經(jīng)與梁教授及其研究生討論后確定。這些量表的設計和修正都是在上海交通大學梁建教授的支持和指導下進行的。

(3) 專家訪談。設計的問卷發(fā)送給了相關企業(yè)的朋友和上海交通大學的同窗和朋友，在他們閱讀后進行了訪談，征求他們的建議后進行修改。

(4) 量表編制。在以上工作的基礎上，形成調(diào)研量表。

4.4變量的測量

本文涉及的問卷基本上是基于現(xiàn)有量表進行部分調(diào)整得來的，有的是直接采用原有量表。本研究設計的相關變量量表如下：

研究2涉及的量表包括：① 自變量企業(yè)家精神量表。② 自變量企業(yè)主誠信(行為正直)量表。③ 自變量企業(yè)主善行(善行領導)量表。④ 因變量職業(yè)經(jīng)理人信任(信任)量表。⑤ 調(diào)節(jié)變量權力距離量表。

研究3涉及的量表包括：① 自變量職業(yè)經(jīng)理人信任量表。② 中介變量職業(yè)經(jīng)理人工作投入(心理投入度)量表。③ 因變量任務績效量表。④ 因變量人際促進量表。⑤ 因變量工作奉獻量表。

4.5數(shù)據(jù)獲取與描述

4.5.1數(shù)據(jù)獲取 本言語的研究1使用案例方法，主要的研究數(shù)據(jù)來源于半結構化訪談、文獻、檔案記錄等，對這些材料進行整理后形成了4個具有代表性的案例及其典型事例，并已在前文進行了詳細說明。對研究2和研究3，本研究采用了問卷調(diào)研的方式收集數(shù)據(jù)。

4.5.2數(shù)據(jù)描述 本文樣本的描述分為企業(yè)和個人兩個方面。企業(yè)方面包括企業(yè)所屬行業(yè)、規(guī)模(員工數(shù))；個體方面包括被調(diào)查者的性別、年齡、受教育程度、工作年限等。

(1) 企業(yè)方面的數(shù)據(jù)描述。中國的家族企業(yè)多數(shù)是中小型企業(yè)[16]，本研究的調(diào)查符合目前中國家族企業(yè)的現(xiàn)狀。

(2) 個人方面的數(shù)據(jù)描述。本研究的個體方面的數(shù)據(jù)涉及到受調(diào)查對象的性別、年齡、受教育程度和工作年限，因為這些數(shù)據(jù)表明的相關信息是為本研究的控制變量準備的，所以可能對家族企業(yè)主與職業(yè)經(jīng)理人的關系有影響。

4.6探索性因子分析

探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis， EFA)是對所測變量各指標內(nèi)部結構的檢驗。當所測變量各指標在同一維度上都有較高的因子載荷(一般大于 0.4)，同時在其他維度上的因子載荷又較小，則表示有較高的構念效度。為了保證因子分析的有效性，在因子分析前須先計算 KMO 值并進行 Bartlett 球形檢驗。KMO 取值位于 0 和 1 之間，其大小反映了變量間相關性的強弱。根據(jù) Kaiser的觀點：KMO>0.80 時，非常適合進行因子分析；KMO>0.60 時，比較適合進行因子分析；而 KMO<0.50 時，不太適合進行因子分析。除此之外，Bartlett’s 檢驗的卡方值需要同時達到顯著水平。

4.6.1研究2的探索性因子分析

(1) 自變量的探索因子分析

① 企業(yè)家精神的探索性因子分析。對企業(yè)家精神的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表9。

表9 企業(yè)家精神的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

企業(yè)家精神的測量共有12個題目，這些測量題目因子載荷見表10。

表10 企業(yè)家精神12個測量題項因子載荷表

由表9可見，企業(yè)家精神的 KMO 值為0.85，大于0.80，而且 Bartlett’s 檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=1 117.01，p<0.001)，因此非常適合對企業(yè)家精神進行因子分析。

圖8所示為企業(yè)家精神因子分析碎石圖。圖8中有兩個特征值大于 1，其中第1個特征值為 5.29，它能夠解釋 44.08%的差異。由圖可見，從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表10)，12 個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為這些題目都較好地反映了同一個構念。

圖8 企業(yè)家精神的因子分析碎石圖

② 領導誠信的探索性因子分析。對領導誠信的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表11。

表11 領導誠信的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

領導誠信的測量共有10個題目，這些測量題目因子載荷見表12。

由表11可知，領導誠信的 KMO 值為0.90，大于0.80，而且 Bartlett’s 檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=1096.24，p<0.001)，因此非常適合對領導誠信進行因子分析。

圖9所示為領導誠信因子分析碎石圖。圖中有兩個特征值大于 1，其中第1個特征值為 5.58，它能夠解釋 55.77%的差異。由圖可見，從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表12)，10 個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為測量領導誠信的題目都較好地反映了同一個因素。

圖9 領導誠信的因子分析碎石圖

③ 善行領導的探索性因子分析。對善行領導的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表13。

表13 善行領導的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

善行領導的測量共有6個題目，這些測量題目因子載荷見表14。

表14 善行領導6個測量題項因子載荷表

由表13可知，善行領導的 KMO 值為0.88，大于0.80，而且 Bartlett’s 檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=599.26，p<0.001)，因此非常適合對善行領導進行因子分析。

圖10所示為領導誠信的因子分析碎石圖。由圖可見，有1個特征值大于 1，其值為 5.58，它能夠解釋 65.17%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表14)，6 個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為測量善行領導的題目都較好地反映了同一個因素。

圖10 善行領導的因子分析碎石圖

(2) 因變量“信任”的探索因子分析。對因變量信任的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表15。

表15 信任的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

對因變量信任的測量共有11個題目，這些測量題目因子載荷見表16。

表16 信任11個測量題項因子載荷表

由表15可知，信任的 KMO 值為0.84，大于0.80，而且 Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=942.48，p<0.001)，因此非常適合對信任進行因子分析。

圖11所示為信任的因子分析碎石圖。由圖可見，有兩個特征值大于1，其中第1個特征值為5.05，它能夠解釋 45.91%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表16)，11個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為測量信任的題目都較好地反映了同一個因素。

圖11 信任的因子分析碎石圖

(3) 調(diào)節(jié)變量“權力距離”的探索因子分析。對調(diào)節(jié)變量權力距離的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表17。

表17 權力距離的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

圖12 權力距離的因子分析碎石圖

對調(diào)節(jié)變量權力距離的測量共有6個題目，這些測量題目因子載荷見表18。

表18 權力距離6個測量題項因子載荷表

由表17可見，權力距離的 KMO 值為0.82，大于0.80，而且 Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=418.11，p<0.001)，因此非常適合對信任進行因子分析。

圖12所示為權力距離因子分析碎石圖。由圖可見，有一個特征值大于1，其特征值為 3.39，它能夠解釋 56.55%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表18)，11個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為測量權力距離的題目都較好地反映了同一個因素。

4.6.2研究3的探索性因子分析

(1) 任務績效的探索性因子分析。對任務績效的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表19。

表19 權力距離的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

對任務績效的測量共有3個題目，這些測量題目因子載荷見表20。

表20 任務績效3個測量題項因子載荷表

由表19可見，任務績效的 KMO 值為0.70，大于0.60，而Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=215.53，p<0.001)，因此比較適合對任務績效進行因子分析。

圖13所示為信任因子分析碎石圖。由圖可見，有一個特征值大于1，其特征值為 2.24，它能夠解釋 74.62%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表20)，3個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為任務績效的題目都較好地反映了同一個因素。

圖13 任務績效的因子分析碎石圖

(2) 人際促進的探索性因子分析。對人際促進的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表21。

表21 人際促進的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

對人際促進的測量共有7個題目，這些測量題目因子載荷見表22。

由表21可見，任務績效的 KMO 值為0.90，大于0.80，而Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=647.24，p<0.001)，因此非常適合對任務績效進行因子分析。

表22 人際促進7個測量題項因子載荷表

圖14所示為信任因子分析碎石圖。由圖可見，有一個特征值大于1，其特征值為 4.22，它能夠解釋 60.271%的差異。從碎石圖上看，從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表22)，3個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為任務績效的題目都較好地反映了同一個因素。

圖14 人際促進的因子分析碎石圖

(3) 工作奉獻的探索性因子分析。對工作奉獻的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表23。

對工作奉獻的測量共有8個題目，這些測量題目因子載荷見表24。

表23 工作奉獻的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

由表23可見，工作奉獻的 KMO 值為0.89，大于0.80，而Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=885.04，p<0.001)，因此非常適合對任務績效進行因子分析。

表24 工作奉獻8個測量題項因子載荷表

圖15所示為信任因子分析碎石圖。由圖可見，有一個特征值大于1，其特征值為 4.91，它能夠解釋 61.32%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表24)，3個題目在該因素上的載荷都較高，均大于0.4，可以認為工作的題目都較好地反映了同一個因素。

圖15 工作奉獻的因子分析碎石圖

(4) 中介變量工作投入度的探索性因子分析。對工作投入度的因子分析的適合性檢驗KMO值及Bartlett’s檢驗的卡方值檢驗見表25。

表25 工作投入度的KMO和Bartlett’s 檢驗結果表

對工作投入度的測量共有18個題目，這些測量題目因子載荷見表26。

表26 工作投入度18個測量題項因子載荷表

由表25可見，工作奉獻的 KMO 值為0.89，大于0.80，而Bartlett’s檢驗的卡方值達到了顯著水平(χ2=1 617.90，p<0.001)，因此非常適合對任務績效進行因子分析。

圖16所示為信任因子分析碎石圖。由圖可見，有一個特征值大于1，其特征值為 7.43，它能夠解釋 41.28%的差異。圖中從第1個因素到第2個因素曲線急劇下滑并趨于平緩。從因子載荷來看(見表26)，18個題目在該因素上的載荷都較高，除了最后一個條目之外(因子載荷為0.28)，均大于0.4，可以認為工作的題目都較好地反映了同一個因素。在后續(xù)的分析當中，我們刪除了最后一個條目。

圖16 工作投入度的因子分析碎石圖

4.7結構方程模型

4.7.1測量模型 在進行假設檢驗前，本文運用驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)來評估研究變量間的區(qū)分效度。驗證性因子分析能在消除測量誤差的情況下觀察測驗指標與假設模型的契合程度(model fit)。如果估計的模型與抽樣數(shù)據(jù)得到很好的契合，那么就可以認為測驗的構念效度得到了支持。如果兩者的契合度較差，可以觀察模型估計過程中產(chǎn)生的修正指數(shù)，考慮是否可以通過改變某些限定條件提高模型的契合度。在驗證性因子分析的過程中，主要考察以下指標：CFI、IFI、RMSEA 等。其中，CFI(comparative fit index)和 IFI取值在 0.9 以上、大于 0.95 時，表示假設理論模型與數(shù)據(jù)的擬合度非常好。RMSEA(root mean square error of approximation)越小則表示模型擬合度越高，特別地，當 RMSEA 等于或小于 0.05 時，假設模型擬合度最好；當其位于 0.05 到 0.08 之間時，表示擬合程度可以接受；當其處于 0.08 到 0.1 之間時，表示擬合程度一般；而當其超過 0.1 時，說明模型與數(shù)據(jù)的擬合度較差。在進行驗證性因子分析之前，本文搭建了4個替代模型(模型2～5)用以和研究所使用的測量模型(模型 1)進行對比。模型 1 包含了本研究的所有9個變量，即任務績效、人際促進、工作奉獻、企業(yè)家精神、善行領導、領導誠信、信任、工作投入度和權力距離。在模型2中，把同為反映職業(yè)經(jīng)理人心理動機的兩個變量，即信任和工作投入度合并為一個因子，得到一個八因子模型。在模型3中，考慮到任務績效、人際促進和工作奉獻都屬于績效的范疇，本文將其并入一個因子。在模型4中，3個反映企業(yè)主特征的變量：企業(yè)家精神、善行領導和領導誠信合并為一個因子。在模型5中，領導打分的變量合并為一個因子，員工打分的變量合并為一個因子。驗證性因子分析結果如表27所示。

容易看出相比于其他4個模型，九因子模型(模型1)與數(shù)據(jù)之間的擬合度最好(χ2=439.49，df= 314，RMSEA=0.05，CFI=0.92，IFI=0.90)。因此，數(shù)據(jù)表明研究的9個變量具有較好的區(qū)分效度，可以進行下一步的分析。值得注意的是，因為樣本量相對較小，量表題目較多，在驗證性因子分析時，對題目進行了“打包處理”(item parceling)。具體操作辦法是根據(jù)因子載荷從高到低對題項進行排列，把因子載荷最高的和最低的題項合并為一個指標，把因子載荷次高和次低的題項合并為一個指標，因子載荷介于中間的題項合并為一個指標，最后每個構念由3個指標表示(企業(yè)家精神例外，該變量由4個指標代表：創(chuàng)新性、風險承擔、競爭性、前瞻性，這是由于該構念在發(fā)展量表時便涵蓋了這4個維度)。

表27 測量模型比較表

4.7.2雙側檢驗

(1) 研究2的雙側檢驗。表28呈現(xiàn)了本研究所涉及的各個變量的平均值、標準差、alpha信度系數(shù)以及變量之間的相關系數(shù)。由表28可以看出，企業(yè)家精神與善行領導(r=0.50，p<0.01)、領導誠信(r=0.47，p<0.01)、信任(r=0.50，p<0.01)、工作投入度(r=0.24，p<0.01)顯著正相關；善行領導與領導誠信(r=0.29，p<0.01)、信任(r=0.41，p<0.01)、工作投入度(r=0.23，p<0.01)和權力距離(r=0.19，p<0.05)顯著正相關；領導誠信與信任(r=0.69，p<0.01)、工作投入度(r=0.35，p<0.01)顯著正相關，與權力距離(r=0.17，p<0.05)負相關；權力距離與教育程度(r=0.16，p<0.05)負相關，與工作年限(r=0.24，p<0.01)顯著正相關。

(2) 研究3的雙側檢驗。由表28可以看出，任務績效與人際促進(r=0.56，p<0.01)、工作奉獻(r=0.71，p<0.01)、企業(yè)家精神(r=0.28，p<0.01)、善行領導(r=0.25，p<0.01)、領導誠信(r=0.25，p<0.01)、信任(r=0.31，p<0.01)、工作投入度(r=0.22，p<0.01)均呈顯著正相關關系；人際促進與工作奉獻(r=0.70，p<0.05)、企業(yè)家精神(r=0.22，p<0.01)、善行領導(r=0.25，p<0.01)、領導誠信(r=0.19，p<0.05)、信任(r=0.29，p<0.01)顯著正相關；工作奉獻與企業(yè)家精神(r=0.18，p<0.05)、善行領導(r=0.27，p<0.01)、領導誠信(r=0.27，p<0.01)、信任(r=0.24，p<0.01)和工作投入度(r=0.20，p<0.01)顯著正相關；信任與工作投入度(r=0.43，p<0.01)顯著正相關；年齡與工作年限(r=0.24，p<0.01)顯著正相關。

表28 平均值，標準差，信度系數(shù)和相關系數(shù)表

注： 性別由虛擬變量表示：0=男性， 1=女性，n=187；?P<0.10，*P<0.05，**P<0.01， 雙側檢驗。對角線上括號內(nèi)的數(shù)值代表alphas信度系數(shù)。

4.7.3研究2中變量調(diào)節(jié)效應的檢驗 對于變量調(diào)節(jié)效應的檢驗，一般都采用Baron & Kenny提供的檢驗程序進行。該程序的步驟及判定條件包括：第1步，將做因變量對控制變量的回歸，測出模型擬合度；第2步，做因變量對控制變量、自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸，測出模型擬合度；第3步，做因變量對控制變量、自變量、調(diào)節(jié)變量、自變量×調(diào)節(jié)變量的回歸，測出模型擬合度。最后，如果第3步中自變量×調(diào)節(jié)變量的回歸系數(shù)顯著，并且模型擬合度對比第2步的提升顯著，則說明調(diào)節(jié)效應顯著。

(1) 企業(yè)家精神對信任的直接作用及權力距離的調(diào)節(jié)作用。從表29可知，模型1表示企業(yè)家精神對控制變量的回歸，其中年齡(β=0.02，p>0.1)、性別(β=0.04，p>0.1)、教育背景(β=0.02，p>0.1)、工作年限(β=-0.04，p>0.1)，對信任的影響均不顯著。此時，回歸模型的x2值為1 255.46。模型2表示信任對控制變量、企業(yè)家精神(自變量)、權力距離(調(diào)節(jié)變量)的回歸，其中企業(yè)家精神(β=0.49，p<0.01)、權力距離(β=-0.11，p<0.01)對信任影響比較顯著。此時，回歸模型的χ2值為1 185.09，對比模型1有了顯著的下降(Δχ2=70.37，p<0.01)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量后，模型得到了更好的擬合，假設1得到了支持。最后，模型3表示信任對控制變量、企業(yè)家精神、權力距離、企業(yè)家精神×權力距離的回歸，其中企業(yè)家精神(β=0.50，p<0.01)、權力距離(β=-0.13，p<0.05)、企業(yè)主善行×權力距離(β=0.11，p<0.05)對信任的影響比較顯著。此時，回歸模型的χ2值為1 145.69，對比模型2有了顯著的下降(Δχ2=39.41，p<0.01)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量的交互項后，模型得到了更好的擬合。并且與我們預期的一樣，員工的權力距離較高時，企業(yè)家精神對信任的正向影響更強(β= 0.58，p<0.01)；反之則更弱(χ= 0.41，p<0.05)，兩者的差距顯著(βdiff= 0.17，偏差校正后的95%CI= [0.01， 0.33]，不包含零點。見表30)。圖17顯示了這一調(diào)節(jié)關系。上述數(shù)據(jù)分析表明權力距離調(diào)節(jié)了企業(yè)家精神到信任的關系，假設4a得到支持。

表29 企業(yè)家精神變量調(diào)節(jié)效應表

表30 權力距離調(diào)節(jié)效應表

圖17 權力距離調(diào)節(jié)作用圖

(2) 企業(yè)主誠信對信任的直接作用及權力距離的調(diào)節(jié)作用。從表31可知，模型1表示信任對控制變量的回歸，其中年齡(β=0.02，p>0.10)、性別(β=0.04，p>0.10)、教育背景(β=0.02，p>0.10)、工作年限(β=-0.04，p>0.10)，對信任的影響均不顯著。此時，回歸模型的χ2值為1 112.72。模型2表示信任對控制變量、企業(yè)主誠信(自變量)、權力距離(調(diào)節(jié)變量)的回歸，其中企業(yè)主誠信(β=0.66，p<0.01)對信任有顯著影響，權力距離(β=-0.07，p>0.10)對信任沒有影響。此時，回歸模型的χ2值為933.75，對比模型1有了顯著的下降(Δχ2=178.97，p<0.01)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量后，模型得到了更好的擬合，假設2得到了支持。最后，模型3表示信任對控制變量、企業(yè)主誠信、 權力距離、 企業(yè)主誠信×權力距離的回歸， 其中企業(yè)主誠信(β=0.66，p<0.01)對信任影響顯著、權力距離(β=-0.06，p>0.10)、企業(yè)主誠信×權力距離(β=-0.05，p>0.10)對信任沒有影響。此時，回歸模型的χ2值為930.81，對比模型2沒有有顯著下降(Δχ2=2.94，p>0.10)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量的交互項后，模型沒有得到更好的擬合。進一步的分析也顯示，企業(yè)主誠信對信任的影響在高權力距離組(β=0.63，P<0.01)和低權力距離組(β=0.69，p<0.01)之間并沒有顯著差距(βdiff=-0.04，p>0.10)，偏差校正后的95%CI= [-0.30， 0.17]，包含零點，見表32)。概而言之，上述結果不支持假設4b。

表31 企業(yè)主誠信變量調(diào)節(jié)效應表

表32 權力距離調(diào)節(jié)效應表

(3) 企業(yè)主善行對信任的直接作用及權力距離的調(diào)節(jié)作用。從表33可知，模型1表示信任對控制變量的回歸，其中年齡(β=0.02，p>0.1)、性別(β=0.04，p>0.1)、教育背景(β=0.02，p>0.1)、工作年限(β=-0.04，p>0.1)，對信任的影響均不顯著。此時，回歸模型的χ2值為755.59。模型 2 表示信任對控制變量、企業(yè)主善行(自變量)、權力距離(調(diào)節(jié)變量)的回歸，其中企業(yè)主善行(β=0.42，p<0.01)、權力距離(β=-0.22，p<0.01)對信任影響比較顯著。此時，回歸模型的χ2值為730.09，對比模型1有了顯著的下降(Δχ2=25.5，p<0.01)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量后， 模型得到了更好的擬合，假設3得到了支持。最后，模型3表示信任對控制變量、企業(yè)主善行、權力距離、企業(yè)主善行×權力距離的回歸，其中企業(yè)主善行(β=0.49，p<0.01)、權力距離(β=-0.25，p<0.01)、企業(yè)主善行×權力距離(β=0.19，p<0.01)對信任的影響比較顯著。此時，回歸模型的χ2值為721.91，對比模型2有了顯著的下降(Δχ2=8.18，p<0.01)，說明在增加了自變量和調(diào)節(jié)變量的交互項后，模型得到了更好的擬合。并且與我們預期的一樣，員工的權力距離較高時，企業(yè)主善行對信任的正向影響更強(χ= 0.35，p< 0.01)；反之則更弱(χ= 0.14，p>0.10)，兩者的差距顯著(βdiff= 0.21，p< 0.01)，偏差校正后的95%CI= [0.07， 0.35]，不包含零點，見表34)。圖18顯示了這一調(diào)節(jié)關系。概而言之，上述結果支持假設4c。

表33 企業(yè)主善行變量調(diào)節(jié)效應表

表34 權力距離調(diào)節(jié)效應表

圖18 權力距離調(diào)節(jié)作用圖

4.7.4研究3中介效應的檢驗 對于變量中介效應的檢驗，一般都采用 Baron & Kenny 提供的檢驗程序進行(Baron & Kenny， 1986)。該程序的步驟及判定條件包括：第1步，做中介變量對自變量的回歸，自變量的回歸系數(shù)應該顯著；第2步，做因變量對自變量的回歸，自變量的回歸系數(shù)應該顯著；第3步，做因變量對自變量和中介變量的回歸，中介變量的回歸系數(shù)應該顯著。在中介變量系數(shù)顯著的前提下，看自變量的回歸系數(shù)，如果自變量系數(shù)不顯著，則存在完全中介，如果自變量系數(shù)仍然顯著但比第2步中的回歸系數(shù)有所降低，則表明存在部分中介作用。

研究3中假設6假設了工作投入在信任和績效之間的中介作用。本研究采用了結構方程分析程序來完成假設檢驗。結構方程在模型估計過程中控制了測量誤差， 同時可以通過比較替代模型與假設模型之間的優(yōu)劣來檢驗中介效應， 這是一項適合本研究假設的統(tǒng)計技術。

參照 Baron 和 Kenny推薦的中介效應檢驗程序， 在評估假設中介模型的同時，本研究估計了7個嵌套模型。表35中報告的模型1是假設的理論模型。在此基礎上，進一步估計了7個嵌套的模型——模型2～8。在這8個模型中，本文分別加入了從信任到任務績效、從信任到人際促進、從信任到工作奉獻、從信任到任務績效和工作奉獻的兩條路徑、從信任到任務績效和人際促進的兩條路徑、從信任到人際促進和工作奉獻的兩條路徑及從信任到任務績效、人際促進和工作奉獻3條路徑，以檢驗部分中介的可能性。如表35所示，模型2在增加了一條從信任到任務績效的路徑后，模型擬合度更佳(χ2= 177.89，df= 127； (χ2=4.21；p<0.05；RMSEA= 0.05，CFI = 0.96， IFI = 0.95)，而其他模型均沒有模型2合適。這說明工作投入度在信任和任務績效之間起到部分中介作用，在信任與周邊績效(人際促進與工作奉獻)之間則起到完全中介作用。

表35 結構方程模型的比較

圖19顯示了假設中介模型的路徑估計結果。為了表述簡潔，未報告完整的測量模型，而是僅列出了反映潛變量關系的γ系數(shù)。由圖可見，從信任到工作投入度的路徑都是顯著的(γ=0.46，p<0.01)。因此，假設5得到了支持。

圖19 模型

同時，從工作投入度到任務績效、人際促進和工作奉獻的路徑系數(shù)都是顯著的(分別是β= 0.28，p< 0.01；β= 0.26，p<0.01和β= 0.21，p<0.05)。因此，假設6得到了支持。此外，從信任到任務績效的路徑系數(shù)同樣顯著(γ=0.14，p<0.05)，說明工作投入度對任務績效雖然有中介作用，但是任務績效的獲得不必然依賴工作投入度這個中介。

5 研究結論

本研究在研究1中總結出了家族企業(yè)主企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信及企業(yè)主善行是職業(yè)經(jīng)理人信任的前因變量的結論。研究2中通過結構模型檢驗證實了家族企業(yè)主企業(yè)家精神、企業(yè)主誠信及企業(yè)主善行對職業(yè)經(jīng)理人信任的影響。

在研究3中同樣通過結構模型檢驗驗證了職業(yè)經(jīng)理人信任對于職業(yè)經(jīng)理人工作投入以及職業(yè)經(jīng)理人在家族企業(yè)中的績效結果的影響。

在全模型結構中，除了“企業(yè)主誠信-職業(yè)經(jīng)理人信任由權力距離調(diào)節(jié)”這一假設外的所有假設均得到了驗證。從經(jīng)過檢驗成立的假設關系中，本研究可以得到如下主要結論：

5.1家族企業(yè)主行為對職業(yè)經(jīng)理人信任的影響

從研究1中可以很直接地得出家族企業(yè)主正面的、積極的、鼓舞人心的行為會得到職業(yè)經(jīng)理人的正面回應和高度信任。

從相關章節(jié)的分析中可知，職業(yè)經(jīng)理人就是要通過使用和管理自己不擁有的經(jīng)濟資源，讓它們從效率低和產(chǎn)量少的狀態(tài)轉(zhuǎn)變成為效率較高和產(chǎn)量較多的狀態(tài)的人。而家族企業(yè)主是家族企業(yè)的創(chuàng)立者和代表，他們引進職業(yè)經(jīng)理人的主要目的是解決企業(yè)發(fā)展過程中的資本占有和經(jīng)營才能不匹配的問題，從而讓企業(yè)的效率更高、效益更好?？雌饋?，從基本面上來講職業(yè)經(jīng)理人的職能和家族企業(yè)引進職業(yè)經(jīng)理人的目的完全匹配。如果家族企業(yè)主表現(xiàn)出對職業(yè)經(jīng)理人的支持和關心、更多的溝通和交流并能夠體現(xiàn)出作為領導的方向性和影響力，給予職業(yè)經(jīng)理人更多的信任，更多的放權，放手讓他們?nèi)プ?，職業(yè)經(jīng)理人自然就會對家族企業(yè)主產(chǎn)生更多的信任。當然，一旦他們對家族企業(yè)主更加信任，他們與家族企業(yè)的合作與工作行為就會更加主動和投入，自然就會更有可能幫助家族企業(yè)達成目標并獲得成功。

5.1.1家族企業(yè)主企業(yè)家精神對職業(yè)經(jīng)理人信任的影響 Frederick等[13]認為，企業(yè)家精神是一種愿景、變化和創(chuàng)造的動態(tài)過程，這個過程需要運用對創(chuàng)造和實施新點子及創(chuàng)造性解決方案的精力和激情。企業(yè)家精神的必備要素包括敢為人先、勇于創(chuàng)新，具有前瞻性；在不確定性的環(huán)境下能夠承擔風險，險中求勝；不隨波逐流，強調(diào)企業(yè)在經(jīng)營活動中應該有自主意識；不懼怕甚至能享受激烈的競爭等。概括來說，一個具有企業(yè)家精神的企業(yè)主，應該具備前瞻性、冒險性、自主性和競爭性。

家族企業(yè)主在創(chuàng)立家族企業(yè)和發(fā)展企業(yè)的過程中投入了大量的時間和精力，主動尋求機會、敢于冒險、善于競爭，具有很強的自主意識。他們在經(jīng)營管理企業(yè)的過程中，充分體現(xiàn)出了這些基本特點[17]。家族企業(yè)主行為的目的就是要實現(xiàn)家族企業(yè)的騰飛和發(fā)展[17]，而要想實現(xiàn)企業(yè)的發(fā)展，他們就要打造一支有效的創(chuàng)業(yè)和管理團隊。在管理過程中，作為具備完全企業(yè)家精神的他們還體現(xiàn)出了很多互動技能的特征，包括內(nèi)控、計劃和目標制定、風險承擔、創(chuàng)新、現(xiàn)實感知、使用反饋、做決策、人際關系和獨立。

在企業(yè)管理的過程中，家族企業(yè)主充分展示出自己的創(chuàng)新思想、把握機會的能力、超強的競爭意識和獨立性，在與職業(yè)經(jīng)理人互動的基礎上，一定能夠與職業(yè)經(jīng)理人有很好的合作。因為職業(yè)經(jīng)理人本身就是要在企業(yè)里運用自己的管理能力和經(jīng)驗資本的人，在這樣的家族企業(yè)主的領導下，他們會工作得十分順利、得心應手。他們當然會與家族企業(yè)主正面互動，隨著越來越多的正面互動，他們就會對家族企業(yè)主產(chǎn)生更多的信任。

5.1.2家族企業(yè)主誠信對職業(yè)經(jīng)理人信任的影響 本文將企業(yè)主誠信定義為企業(yè)主能夠?qū)崿F(xiàn)給予職業(yè)經(jīng)理人的承諾、并且在經(jīng)營活動中做到正直公正。

根據(jù)委托代理論，家族企業(yè)主為了實現(xiàn)在信息不對稱情況下自身的利益最大化，往往采取一定的激勵措施來對職業(yè)經(jīng)理人進行激勵，從而減少職業(yè)經(jīng)理人在信息不對稱背景下的自身利益最大化行為，減少因為對職業(yè)經(jīng)理人行為監(jiān)督而產(chǎn)生的費用?？墒窃谥袊@些承諾往往都是以口頭方式出現(xiàn)的。

隨著職業(yè)經(jīng)理人地位的提升，他們對企業(yè)經(jīng)營和管理的權力越來越大，得到的匯報越來越多，可在老板看來，大部分的職業(yè)經(jīng)理人給企業(yè)帶來的效益似乎并沒有達到當初家族企業(yè)主的設想。再加上在中國的家族企業(yè)主眼里，職業(yè)經(jīng)理人本身就應該是服從者、執(zhí)行者、急救者和顧問，當他們的使命完成時，口頭的承諾早就被家族企業(yè)主忘得一干二凈，更不會兌現(xiàn)了。所以，在這樣的家族企業(yè)里，職業(yè)經(jīng)理人不會對家族企業(yè)主產(chǎn)生信任。

當家族企業(yè)主真正實現(xiàn)了自己給予職業(yè)經(jīng)理人的承諾，并且在經(jīng)營活動中做到了正直和公正，職業(yè)經(jīng)理人一定會對家族企業(yè)主產(chǎn)生信任，他們之間的合作也會更好。家族企業(yè)就不會在引進職業(yè)經(jīng)理人上面捉襟見肘，就一定能夠引進來、留得住，從而實現(xiàn)家族企業(yè)與職業(yè)經(jīng)理人的雙贏。

5.1.3家族企業(yè)主善行對職業(yè)經(jīng)理人信任的影響 “常常，善行被看作屬于關系范疇，而且這種關系是人際的不是組織之間的[19]?！?Mayer等[8]認為，善行往往意味著施信者與受信者有某種特殊依賴。善行是受信者對施信者一種積極對待的感覺。這里的施信者(職業(yè)經(jīng)理人)和受信者(家族企業(yè)主)之間的依賴關系非常明顯：家族企業(yè)主是企業(yè)的擁有者和實際控制者，而職業(yè)經(jīng)理人是以自身的學識、才干和經(jīng)驗為資本進行投資的工作者。所以，本文認為企業(yè)主的善行就是企業(yè)主對社會的慷慨奉獻和對員工尤其是對職業(yè)經(jīng)理人的尊重、關懷、呵護、培育、重用、贊賞、激勵，實現(xiàn)人盡其才，使他們能夠?qū)崿F(xiàn)自我，充分發(fā)揮潛能。

就像案例中談到的，家族企業(yè)幫助職業(yè)經(jīng)理人解決孩子的“入托”“入學”問題，幫助他們解決后顧之憂。同時，企業(yè)還幫助職業(yè)經(jīng)理人解決個人學習和職業(yè)發(fā)展問題。家族企業(yè)的這種幫助和考慮，會使職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主更加信賴，更具有歸屬感。而這符合了利益相關者理論和管家理論的論述。

所以，職業(yè)經(jīng)理人在家族企業(yè)主的善行行為之下，會更加信任家族企業(yè)主。

5.2職業(yè)經(jīng)理人信任下的經(jīng)理人行為及對家族企業(yè)績效的影響

在本文的結構模型中，假設職業(yè)經(jīng)理人信任對職業(yè)經(jīng)理人的工作投入和績效有顯著正向關系。結果顯示，所有假設路徑均得到了驗證。這說明職業(yè)經(jīng)理人的信任對職業(yè)經(jīng)理人自身的工作投入和家族企業(yè)績效均具有顯著的正向助推作用。

這個結果說明，對家族企業(yè)主產(chǎn)生信任的職業(yè)經(jīng)理人會表現(xiàn)出積極的對工作的投入、良好的人際促進及工作奉獻。在模型中可以發(fā)現(xiàn)，人際促進和工作奉獻與職業(yè)經(jīng)理人的信任直接相關。任務績效也與之直接相關，但在程度上要低于人際促進和工作奉獻。

在家族企業(yè)中，職業(yè)經(jīng)理人的工作投入和工作績效往往被家族企業(yè)主看作是忠誠的表現(xiàn)[20]，實際上家族企業(yè)主看待職業(yè)經(jīng)理人的一個最重要的因素就是忠誠度。一旦家族企業(yè)主認定職業(yè)經(jīng)理人的忠誠，家族企業(yè)主也就會對職業(yè)經(jīng)理人產(chǎn)生信任。信任本來就是相互的，在這種情況下，得到家族企業(yè)主信任的職業(yè)經(jīng)理人會更加主動地與家族企業(yè)主互動，從而形成良性的相互信任關系。本來就對家族企業(yè)主信任的職業(yè)經(jīng)理人，在感受到家族企業(yè)主對其信任之后，對工作的投入會更多，對企業(yè)的事情會處理得更加具有使命感。從而，在家族企業(yè)主與職業(yè)經(jīng)理人的這種良性互動與職業(yè)經(jīng)理人的工作奉獻之下，家族企業(yè)的工作會更有效率，經(jīng)營會有更大效益。

6 研究局限及展望

本文在研究的過程中使用的樣本有局限。本文僅僅選擇收集相對較有代表性的江浙滬一帶樣本，僅有15家企業(yè)，所以說用這15家企業(yè)中的職業(yè)經(jīng)理人與家族企業(yè)主之間的信任來推斷整個中國的家族企業(yè)，顯然有點力不從心，代表性不夠。

信任是一種雙向的關系，本文僅從職業(yè)經(jīng)理人的角度來考察家族企業(yè)主，如果能同時從雙方的互動來考察會更有說服力。

從上面談到的研究局限可以看到，今后在研究中可以更大范圍地收集樣本，也很有可能出現(xiàn)與本研究中的某些假設不符的情況。

本文的研究主要單方面談及了職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)主的信任，如上文所說，信任是相互的，是雙方之間的互動關系，這個問題還需要進一步研究。

[1] 于保平.家族企業(yè)主的信任及職業(yè)經(jīng)理人行為反應-基于江浙滬家族企業(yè)樣本的實證研究[D].上海: 復旦大學, 2010.

[2] 儲小平.華人家族企業(yè)的界定[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理, 2004(1):49-53.

[3] 王志敏,王長通.家族企業(yè)信任問題的理論研究及其局限性[J].中原工學院學報, 2008,16(4):42-46.

[4] 鄭伯塤.企業(yè)組織中的上下信任關系[J].社會學研究, 1999 (2):22-37.

[5] GWEBU K，WANG J，TROUTT M D. A conceptual framework for understanding trust building and maintenance in virtual organizations[J]. JITTA，2007, 9(1): 43-63.

[6] BACHMAN R.Trust，power and control in trans-organizational relations[C]∥SAES-Conference in Madison/Wisconsin，USA,1999.

[7] CAROLE H. ANDRE M. Benevolence， integrity and ability:a survey fo Italian SMES and banks[C]∥In:Institute of Small Business and Entrepreneurship-28th National Conference Blackpool UK, 2005.

[8] MAYER R C，DAVIS J H，SCHOORMAN F D. An integrative model of organizational trust[J]. The Academy of Management Review,1995, 20(3): 709-734.

[9] 梁建.道德領導與員工建言:一個調(diào)節(jié)-中介模型的構建與檢驗[J]. 心理學報,2014,46(1): 1-13.

[10] 李新春.信任與企業(yè)成長方式的相機選擇[J]. 經(jīng)濟體制改革,2003(1)：55.

[11] YIN R K.案例研究:設計與方法[M ].3版.周海濤，主澤. 重慶:重慶大學出版社, 2004a.

[12] YIN R K.Case study research:Design and methods[M]. 2nd ed. Newbury Park CA：Sage, 1994.

[13] FREDRICK H H，KURATKO D F. Entrepreneurship:theory， process， practice[J]. Cengage Learning, 2010, 23: 11.

[14] KIRKMAN B L，LOWE K B，GIBSON C B. A quarter century of culture’s consequences: a review of empirical research incorporating Hofstede's cultural value framework[J]. Journal of International Business Studies,2006, 37: 285-320.

[15] 許秋紅.家族企業(yè)多維度信任與工作績效[J]. 戰(zhàn)略決策研究,2011,2(4):90-96.

[16] 魏志華,付兵清,吳育梓,李常青: 家族企業(yè)研究:一個文獻計量分析[J]. 經(jīng)濟學(季刊), 2010,13(1):27-56.

[17] GORIS J R，VAUGHT B C，PETTIT J D. Effects of trust in supervisors and influence of superiors on the association between individual job congruence and job performance and satisfaction[J]. Journal of Business and Psychology, 2003,17(3): 115-127.

[18] KIRKMAN B.L.，LOWE K.B.，GIBSON C.B. A quarter century of culture`s consequences: a review of empirical research incorporating Hofstede's cultural value framework[J]. Journal of International Business Studies, 2006(37): 285-320.

[19] 徐維群. 中國家族企業(yè)管理信任觀剖析[J]. 管理探索, 2005 (1): 19-22.

[20] 張維迎. 企業(yè)家與職業(yè)經(jīng)理人：如何建立信任[J]. 北京大學學報(哲學社會科學版), 2003,40(5): 29-39.

ProfessionalManagersTrustonFamilyBusinessOwnersTheoryBuildingandModelTest

WANGMingkai
(Université Nice-Sophia, Nice 06000, France)

In the 37 years of reform and opening up, China’s family businesses have experienced the rapid development and are playing more and more important roles in China’s social and economic development. Their special operations and management patterns as well as the population characteristics have been attracting more and more attention from all aspects. However, when family businesses are using the new management resources and introducing professional managers, they are often trapped in the plight of the relationship with and the trust of the professional managers because of the inherent “difference sequence pattern” in Chinese culture and their pursuit of self-benefit maximization. The core issue of this thesis is that the trust between professional managers and the family business owners in the family business environment and what is the effect of this trust on the behaviors of a professional manager. This thesis, from the perspective of the family business owners obtaining the professional manager’s trust, to discuss and study how to form a stable pattern of trust in family business and the behavior of professional managers in this pattern. From the theoretical level, the innovations of this thesis are： to discuss from the perspective of professional managers the behaviors of family business owners and to study what family business owners should do to obtain the trust of professional managers. Finally, we discuss how family businesses should establish trust mechanism and effectively use professional managers, and we also provide some countermeasures and recommendations.

family business； professional manager； trust； work engagement； task performance； contextual

F 272

A

2017-06-27

汪明凱(1969—)，男，江蘇徐州人，DBA工商管理博士，高級人力資源管理師，主要研究方向：人力資源管理。

E-mail: mingkao.wang@aliyun.com.

1005-9679(2017)05-0064-23