汪明凯(法国尼斯大学， 法国 尼斯市 06000)

职业经理人对家族企业主的信任：理论构建与模型检验

汪明凯
(法国尼斯大学， 法国 尼斯市 06000)

改革开放30多年来，中国的家族企业飞速发展，在中国社会经济发展中扮演着越来越重要的角色，其特别的运营和管理模式及群体特点已经越来越受到各方面的高度关注。家族企业在运用新的管理资源和引进职业经理人时，却往往因为中国文化中固有的“差序”格局和自身利益最大化的思想，而受困于与职业经理人的关系和信任的困境。研究的核心问题是，职业经理人在家族企业工作环境中，与家族企业主之间的信任格局，以及这种信任对职业经理人的行为有什么影响。本文基于家族企业主获得职业经理人信任的视角，对这一问题展开讨论，研究在家族企业中如何形成稳定的信任格局，以及在此格局下职业经理人的行为。从理论层面上，可能的创新主要体现为：从职业经理人的视角来讨论家族企业主行为，家族企业主应该如何获取职业经理人的信任。对家族企业如何建立信任机制、有效使用职业经理人进行了讨论，并提供了对策建议。

家族企业； 职业经理人； 信任； 工作投入； 任务绩效； 周边绩效

performance

1 研究概况

1.1研究的实践背景

2012年上半年，据经济之声《天下财经》报道，和讯与数字100联合发布了中国民营企业调查报告。数据显示，中国民营企业已经超过840万家，占企业总数的87.4%，占GDP的贡献率也从最初的1%发展到现在的超过60%。由此可见，中国民营企业发展势头迅猛，正逐渐成为中国经济的重要组成部分。在这840万家民企中，70%以上是以家族企业形式存在的，普遍采用家庭、家族拥有的形式，在企业内部的管理上也广泛存在着家族管理模式。对私营企业的抽样调查表明，私营企业家族化管理相当普遍：己婚企业主的配偶50.5%在本企业做管理工作；己成年子女20.3%在本企业做管理工作。在所有管理职位中，26.7%由投资者担任，16.8%由企业主或投资者的亲属担任，5%是他的邻居或同乡。其他类型的企业，比如很多集体企业、合伙制企业、股份制企业中，也大量存在家族和泛家族控制与管理的模式。遍布海外的华商绝大多数也是家族企业，几乎所有的企业集团都由创业家族所有和经营。

中国的家族企业正面临着发展、传承和管理转型等诸多方面的挑战。这一系列挑战，如规模的不断扩大、股权结构的选择、接班人的培养选择、职业经理人的介入、家族企业面临横向和纵向二维发展等问题，尤其迫切需要解决的就是可用人才的缺乏，严重制约了家族企业的发展。中国方太厨具集团董事长茅理翔先生近10年来呼吁重视家族企业发展的问题，“随后的5～10年是中国家族企业发展最重要的关键时期，是一道门槛，要处理好传承接班与管理转型的问题”。

不少家族企业在扩大规模后引入外部职业经理人，但是职业经理人队伍的不稳定和团队运作过程的低效率却又成为了家族企业面临的组织压力之一，这也是严重制约民营企业发展的又一重大问题。在针对家族企业的调查中，有高达90%以上的企业主认为家族企业中的用人问题已经阻碍了企业的发展[1]。家族企业主一方面感慨自家心有余而力不足，另一方面也总是找不到合适的职业经理人。

职业经理人与家族企业主之间的相互不信任是普遍的现象。研究表明，中国企业“漏出行为”的存在无法使职业经理人的激励设计发挥作用，造成信用问题，而这也是职业经理人流失的重要因素之一，而职业经理人对组织的信任是企业获取竞争优势的重要战略资源。

职业经理人在对家族企业主不充分信任或者也感受不到来自家族企业主信任的时候，其专业的人力资本的供给无疑也是低效率的，甚至职业经理人的败德行为会对家族企业的生存和发展造成威胁。这说明，在家族企业的管理中，职业经理人与家族企业主的关系格局中总体上存在着不信任的问题，而且不信任增加了企业的交易成本，降低了企业的效率和效益，也抑制了企业的整体发展。

以上这些在家族企业管理过程中出现的职业经理人信任问题，已经成为抑制家族企业绩效提升甚至影响家族企业生存和发展的问题。

1.2研究的理论背景

1.2.1家族企业研究 家族企业在过去数十年中成为研究者关注的重要问题之一，是因为每每面临全球经济危机的时候，家族企业都拥有其他类型企业所不具备的独特优势，就是这种独特优势使得家族企业在世界经济中扮演着重要角色。“家族作为国家与市场之间的居间存在体，特别能够在国家和市场都处于混乱纷杂状态时有效地发挥作用。”

1986年，《家族企业评论》的发行是家族企业研究的一个很明显的标志。在瑞士国际管理发展学院、欧洲工商管理学院、沃顿商学院等国际知名商学院，均有创业学的教授和研究者从事家族企业的研究。很多高质量的研究文章发表在The Academy of Management Journal，Organiztion Science，Journal of Business Venturing等知名刊物上，这些文章主要集中于家族企业的特性、战略资源、代理成本及问题等方面。

有关管理专业化及用人问题，一直是西方家族企业理论研究的热点。在这类问题上有很好研究成果的学者很多，但是对中国大陆的家族企业却鲜有提及。而在中国国内，家族企业从无人问津的主题自2000年后才成为一个具有现代意义的话题[2]。

根据魏志华等的统计分析，中国的家族企业研究主题与国外相比，呈现4个明显的特征。①关键研究主题相似。国内学者也高度关注“公司治理与代理问题”“代际传承”以及 “产权与控制”等主题，这与国外的主流研究一致。②紧密联系中国现实。与国外不同，“家族企业成长与发展”“家族企业管理与对策分析”这两个主题成为了国内家族企业研究的核心问题。③侧重于关注家族企业的内部问题。将研究重心聚焦于家族企业内部的成长与发展问题，而较少关心企业面临的外部制度环境。④跨学科研究还很少见。国内家族企业研究主题几乎完全集中于管理与经济学领域，跨学科视角的家族企业研究为数寥寥。

1.2.2信任研究 20世纪初德国社会学家Simmel就开始对信任问题进行研究，但是直到最近几十年，这个问题才得到广泛关注和研究(见表1，2)。

美国心理学家Deutsch对“囚徒困境”中的人际关系的研究，与Hovland，Janis和Kelly对人际沟通中的信源可信度研究一起，被人们视为人际信任的经典研究。

表1 西方社会信任研究取向

资料来源：研究整理

表2 信任研究的角度

资料来源：研究整理

1.2.3家族企业的概念与释义 由于家族企业是一种家族与企业结合的组织，所以，家族企业带着浓厚的民族、文化和地域色彩。因此，难形成对家族企业的统一概念。总的来说，对于家族企业有代表意义的定义有多种，见表3。

1.2.4职业经理人的概念与释义 职业经理人的概念最早由法国著名经济学家Say(1830)提出，他认为职业经理人能够把经济资源从生产率低和产量少的领域转移到生产率高和产量高的领域。Kotter认为，职业经理人的基本特征是“发起变革、设计变革和组织实施变革”，把创新和职业经理人联系起来。Drucker认为，经理人是企业中最昂贵的，而且折旧最快、最需要经常补充的一种资源。“职业经理人”作为一个概念,随着经济的全球一体化进程,在20世纪90年代中后期由西方传入中国，并逐步被中国的学者和企业家们关注和认识，有关职业经理人的研究也随之出现。其中，比较有代表性的就是张维迎教授的定义，他认为，职业经理人是以企业经营管理为职业的社会阶层，是指运用全面的经营管理知识和丰富的管理经验，独立对一个经济组织或一个部门开展经营或进行管理。

实际上，职业经理人就是通过使用和管理自己不拥有的经济资源，让它们从效率较低和产量较少的状态转变成效率较高和产量较多的状态的人。那么职业经理人产生的根本原因就是企业在发展过程中资本占有和经营才能不匹配，企业主想“从企业管理中脱出身来，让自己不要这么累，同时又能够让我更多地考虑企业发展问题”。可见，职业经理人是企业中重要的专用型人力资本，是生产中最具活力的要素之一。

结合中国家族企业中职业经理人群体的现状，本研究采用国资委下属的职业经理人研究中心的分类方法将职业经理人定义为：家族企业中，以自身所拥有的管理才能作为人力资本，由企业在职业经理人市场中聘任，负责企业经营管理，以受薪、奖金、股权等作为获得报酬方式的职业化的企业经营管理专家。本研究中的职业经理人定义包括几种含义：(1)职业经理人是一种稀缺的“人力资本”。他们所从事的劳动是创造性的复杂劳动，他们投入企业中的不是资产，而是自己的人力资本。(2)职业经理人本质上是代理人。职业经理人的行为是受企业所有者委托所进行的代理行为。(3)职业经理人具有“下属”和“上级”的双重身份。

表3 家族企业的代表性定义

注：资料来源于研究整理。

1.2.5信任的概念与释义 对信任的研究起始于社会学领域，后来逐渐扩展到经济学和管理学领域。如今，信任已经成为被各个学科广泛探讨的一个重要话题，包括管理学、伦理学、社会学、心理学和经济学，各学科对信任的研究有着各自的角度和侧重点。

经济学和管理学领域的学者把信任看作经济和社会关系的一种因素，Arrow认为，信任是经济交换的润滑剂，是控制契约的最有效机制，是含蓄的契约，是不容易买到的独特的商品[5]。在当今的宏观经济发展条件下，信任被当成了解决协调经济体之间期望与互动问题的有效办法的核心机制[6]。这时，信任是代理人对其交易搭档的一种期望，交易搭档会以一种相互可以接受的方式行事(包括任一方都不会利用对方脆弱性的一种期望)。

信任定义的巨大排列反映了信任本身的多维度特性[5]。从以上的分析和总结中，不难发现，信任的定义有几个核心要素：(1)它与人们的交往活动密切相关；(2)是对未来的预期和把握；(3)受社会结构、文化和制度规范的影响。

本研究倾向于采用与Gwebu，Jing Wang和Troutt的信任构念相类似的解释，将家族企业中的信任定义为：一方预期对方实施对己方(施信方)很重要的行动时，愿意将己方的弱点暴露给对方，并对对方(受信方)会基于己方的利益思考、行动并让己方满意充满信心。在本研究中，职业经理人对家族企业主的信任涉及施信方(信任方)和受信方(被信任方)这两个信任主体的特征，包含了信任意愿和信任行为，具有双向性和互动性。

2 研究设计

本研究从探索产生职业经理人信任的家族企业主行为特征和方式方法开始，研究家族企业主为什么得不到职业经理人信任的原因以及能够得到职业经理人信任的行为模式和表现：

(1) 使用案例研究的方法得到这些能够吸引职业经理人并使职业经理人对家族企业主产生信任的家族企业主行为模式。

(2) 对这些对产生职业经理人信任的相关作用机制进行探讨。通过实证方法来证明(1)案例研究中的结论是否成立。

(3) 考察职业经理人信任的结果变量，通过实证方法来探讨职业经理人信任对家族企业绩效是否能够起到正向相关作用。

通过以上3个研究，希望能够对家族企业研究领域和组织信任研究领域的理论和实践有所贡献。

要想探讨职业经理人对家族企业主的信任对家族企业的绩效有何影响，必须首先了解职业经理人对家族企业主信任的前因变量，然后才能考量这种信任对职业经理人行为的影响，继而考察职业经理人信任如何影响家族企业绩效。据此，本研究提出图1所示的概念模型。

图1 概念模型

基于此概念模型，本文所采用的概念有家族企业主行为特点和方式、职业经理人对家族企业主的信任、职业经理人行为表现、职业经理人绩效表现。下文中，统一使用职业经理人信任来表示职业经理人对家族企业主的信任，绩效表现来表示职业经理人行为表现。

2.1研究1：家族企业主行为案例研究

根据本研究的相关研究语境，职业经理人信任的形成成为本文构念的关键，而职业经理人信任的形成至今没有十分明确的结论性的前因变量可供参考，所以，本文以案例研究的方法来归结出职业经理人信任形成的前因变量。基于此前的概念模型，本文案例研究的路径如图2所示。

图2 研究路径

在研究过程中，经过整理访谈资料、提炼总结，结合本研究的构象，选取了4家比较典型的有代表性的家族企业案例作为分析对象。这4家企业分别是：上海KK床垫有限公司、上海JG教育科技有限公司、上海YX医疗科技有限公司、浙江RS实业有限公司。

最后，归纳总结出3个主要的职业经理人信任的前因变量，它们就是家族企业主企业家精神、家族企业主诚信和家族企业主善行。在后文中分别称为企业主企业家精神、企业主诚信及企业主善行。

2.2研究2：职业经理人信任构建研究

在上述相关的研究和本文案例研究分析得出职业经理人信任前因变量的基础上，本文认为得出来的企业家精神、企业主诚信和企业主善行就是职业经理人信任的前因变量的基本结论尚未得到真正的理论和实践检验。所以，本文将在研究2中采用实证方法对案例中的结论进行验证。因此，基于本文中提出的概念模型，将本文研究2的研究模型确定如图3所示。

由于所有人对企业的良好发展都是持正面积极欢迎的态度的，故家族企业主的企业家精神就一定能够使职业经理人对家族企业主产生信任。

图3 信任模型

基于上述分析，本文研究提出如下假设：

假设1企业主企业家精神对职业经理人信任产生显著正向影响。

本文将企业主诚信定义为家族企业主在诚实和信用方面对实现给予职业经理人的承诺和预期的态度和行为。在家族企业中，职业经理人信任的双方，一方是施信方职业经理人，另一方是受信方家族企业主，如果家族企业主行为上诚信，就会使职业经理人的利益不受损失，职业经理人就会更加相信家族企业主；而一旦家族企业主没有采取诚信行为，就可能会使职业经理人的利益受损，那么职业经理人就不会再信任家族企业主，甚至同样采取非诚信的策略，从而使双方的信任受损。

所以，基于以上分析，本文做以下假设：

假设2企业主信用对职业经理人信任产生显著正向影响。

善行被Mayer，Davis和Schoorman定义为：“受信者被施信者相信除了自利动机之外去做对施信者有利的好事的程度”。常常，善行被看作属于关系范畴，而且这种关系是人际的不是组织之间的[7]。Mayer等[8]认为，善行往往意味着施信者与受信者有某种特殊依赖。善行是受信者对施信者一种积极对待的感觉。这里的施信者(职业经理人)和受信者(家族企业主)之间的依赖关系非常明显：家族企业主是企业的拥有者和实际控制者，而职业经理人是以自身的学识、才干和经验为资本进行投资的工作者。所以，本文认为企业主的善行就是企业主对社会的慷慨贡献和对员工的尊重、关怀、呵护、培育、重用、赞赏、激励，实现人尽其才，使企业员工能够实现自我，充分发挥潜能。

很多研究者把善行作为研究人际之间信任的变量。Mayer，Davis和Schoorman在他们的研究中把能力、善行和诚信正直作为研究可信行为的变量[19]。而善行被Carole和Andre在他们的研究中证实了在意大利中小企业与银行的业务往来中同样是考量可信度的一个重要变量[19]。

本文根据以上分析，做出以下假设：

假设3企业主善行对职业经理人信任产生显著正向影响。

权力距离是指一个社会中权力相对较弱的组织成员在多大程度上接受组织或机构(比如家庭)中不平等的权利分配。中国文化中的一个重要组成部分就是权力距离，从孔孟提倡的“三纲五常”到现代社会强调“听话”，讲求的都是社会秩序和人与人之间的等级距离。

由于个体之间权力距离观念的不同会导致职业经理人对家族企业主的经营和领导行为的认可度不同，本文认为，这一特点可能导致了权力距离对于职业经理人信任的调节作用。认同高权力距离的职业经理人倾向于信任家族企业主，通常相信家族企业主是很强的、厉害的、是值得尊敬和信赖的。相对于低权力距离的职业经理人而言，他们对家族企业主的行为更加敏感，家族企业主的企业家精神、诚信和善行的正面行为会受到高权力距离职业经理人的高度关注，并促使他们更加信任家族企业主。与此相对，低权力距离的员工往往不会认同组织内权力的不平等分配。“……与此同时，他/她们更相信自己与管理者一样都是组织内不可或缺的一员，自己与领导者一样对企业的发展负有自己的责任[9]。”因此，对于这些低权力距离的职业经理人而言，“他们的责任知觉……更多地与工作本身有关，而不是领导者的行为[9]”。他们对家族企业主的行为的敏感度相对较弱，不会像高权力距离职业经理人那样格外关注家族企业主的企业家精神、诚信和善行，这些行为并不能促使他们更加信任家族企业主。

根据以上文献和分析，本文做出以下假设：

假设4a权力距离在企业主企业家精神与职业经理人信任的关系中起调节作用。具体而言，这一关系对于高权力距离的职业经理人来说相对较强，而对低权力距离的职业经理人来说相对较弱。

假设4b权力距离在企业主诚信与职业经理人信任的关系中起调节作用。具体而言，这一关系对于高权力距离的职业经理人来说相对较强，而对低权力距离的职业经理人来说相对较弱。

假设4c权力距离在企业主善行与职业经理人信任的关系中起调节作用。具体而言，这一关系对于高权力距离的职业经理人来说相对较强，而对低权力距离的职业经理人来说相对较弱。

2.3研究3：职业经理人信任的绩效过程机制

家族企业信任是影响家族企业绩效和成长的关键所在[10]，而职业经理人对家族企业主的信任就发生在家族企业里，而且职业经理人往往都是在家族企业里担任一定的管理角色，所以职业经理人对家族企业主的信任是至关重要的，将直接影响职业经理人对家族企业的绩效贡献和对组织的忠诚。

根据上述相关研究以及下面的相关分析，在概念模型的基础上，将本文研究3的模型确定为如图4所示。

图4 职业经理人绩效与信任模型

根据对职业经理人信任与绩效关系的分析，做出假设如下：

假设5职业经理人信任对家族企业绩效产生显著正向影响。

假设5a职业经理人信任对家族企业任务绩效产生显著正向影响。

假设5b职业经理人信任对家族企业周边绩效产生显著正向影响。

在社会交换理论下，职业经理人信任可以使职业经理人对工作更加投入，而这种工作投入可以促进组织绩效的提升。由此，本文给出职业经理人工作投入在职业经理人信任与绩效之间起到中介作用的假设如下：

假设6职业经理人工作投入在职业经理人信任与企业绩效之间起中介作用。

假设6a职业经理人工作投入在职业经理人信任与企业任务绩效之间起中介作用；

假设6b职业经理人工作投入在职业经理人信任与企业周边绩效之间起中介作用。

本文依据家族企业主与职业经理人的信任关系发展的机制及其对企业绩效的影响过程，提出了一系列相关假设，沿着“职业经理人信任-职业经理人工作投入-企业绩效”的研究思路，对职业经理人信任对企业绩效发生作用的过程进行分析(见图5)。

图5 职业经理人信任与企业绩效模型

3 家族企业主行为案例研究

案例研究适用于研究发生在当代但无法对相关因素进行控制的事件[11]，而家族企业主的行为与职业经理人对他们的信任就是发生在眼前但我们却控制不了的事。所以，我选择案例研究方法，以一种扎根和归纳的方式来建议关于家族企业主行为模式与职业经理人信任之间关系的初步理论命题。

3.1研究方法

根据案例研究所涉及的样本数量和分析层次，案例研究分为整体性单案例研究、嵌入性单案例研究、整体性多案例研究和嵌入性多案例研究四大类[11]。其中，如果研究过程仅考察研究对象的整体性质，那么案例研究将是整体性的；如果在关注整体特征的同时，研究过程需要对整体中的一个或多个次级分析单位进行考察时，研究案例将是嵌入性的。本文将对多个案例进行研究而且不准备对案例进行多个次级分析单位进行考察，所以，本研究所采取的方法是整体性多案例研究。

3.2样本

案例研究不同于问卷研究，在样本的收集上并不遵从随机抽样的法则，而是需要根据理论构思选择相应的案例[12]。

遵循这一原则，根据前面的理论框架和研究假设，选择与家族企业主和职业经理人关系问题相关的企业。挑选了在职业经理人使用上比较好的两个企业和另两个不是那么成功的企业。首先，是这4个企业都有从外部引进管理资源的需要，有的早就开始引进外部职业经理人，并且已经合作良好；有的也已经用起来了，但是还依然存在着诸多问题。其次，这些企业的家族企业主的行为模式都可以放进本研究所确立的理论框架。

这4家企业分别是上海KK床垫有限公司、上海JG教育科技有限公司、上海YX医疗科技有限公司、浙江RS实业有限公司。

3.2.1上海KK床垫有限公司 上海KK床垫有限公司老板王董是一位具有企业家精神、管理能力、充满诚信、身体力行、关爱他人、努力帮助员工进步的很好的家族企业主。他的公司整个企业环境非常融洽，员工能够相互合作与协同，职业经理人对老板非常信任和尊重，全公司员工士气高涨。很显然，他的经营和管理效果是好的，他的公司是成功的。具体分析，详见表4。

表4 KK公司家族企业主行为、管理效果、经营业绩与职业经理人信任认知、忠诚度和绩效表现

3.2.2上海JG教育科技有限公司 JG公司案例让我们看到了JG公司老板郑总敢为人先、艰苦奋斗的创业精神，他对事业的忠诚，他身体力行、吃苦耐劳、关心他人以及他敢于放权、倡导创新的敬业精神。他的公司整个企业富有活力，员工思维活跃、创新能力强，公司获得的那么多的专利就是证明。职业经理人对老板非常信任和尊重，对公司忠诚有加，甚至于此前离职的技术人员，在经过与外部公司的比较后，还是觉得JG比较好，又重新加入JG公司。很显然，郑总的JG公司已经是一个员工热爱的大家庭。具体分析详见表5。

表5 JG公司家族企业主行为、管理效果、经营业绩与职业经理人信任认知、忠诚度和绩效表现

3.2.3上海YX医疗科技有限公司 YX公司案例让我们看到了YX公司老板高总同样在创业初期拥有创业的激情和勇敢精神。但是，随着市场竞争的加剧、企业规模的扩大及客户要求的提高，他没有积极寻找新的发展方向和拿出新的决策，却将原因归到老板没有兄弟姐妹这件事上。管理上经常言不由衷，越级汇报和越级管理非常普遍，却还将问题讲成是老员工不相信新任总经理。这么多管理弊端使YX公司的发展多少让人感觉不是那么有力和畅快，不能认为是成功的公司，所以员工的士气和信心自然就不那么高了，随着对公司失望情绪的增加，职业经理人当然就会对老板没那么信任了。具体分析详见表6。

表6 YX公司家族企业主行为、管理效果、经营业绩与职业经理人信任认知、忠诚度和绩效表现

3.2.4浙江RS实业有限公司 RS公司案例让我们看到了RS公司老板陈总同样在创业初期拥有创业的激情和勇敢精神，但是老陈在公司的经营上却没有抓住重点，没有把公司的基础打好，使公司发展壮大。而是一味地在寻找不同的投资机会，从而使公司丧失了发展壮大的机会，甚至于将公司发展壮大所需要的资本也亏损了不少。所以，公司一直在“求生存”的状态下发展，像“坐过山车”一样，经常起伏不定。管理上经常采用比较“独裁”的方式，大事小情全由他一个人说了算，所以就连儿子也要尽量离他远点，宁愿到上海开自己的外贸公司，更不用说其他经理人了。他的公司发展状况让人有点替他惋惜，和他同时代发展起来的很多浙江的服装、鞋帽、箱包公司都发展壮大起来了，而他的公司有20多年的历史，却还是比10年前大不了多少，仍然在找新的发展机会，而员工们，甚至是职业经理人们对老板的方向都摸不着头脑，所以都不敢相信老板能够带着公司发展很好。具体分析详见表7。

表7 RS公司家族企业主行为、管理效果、经营业绩与职业经理人信任认知、忠诚度和绩效表现

3.2.5案例小结 本文中的4个公司可以分成两类，一类是职业经理人较信任家族企业主的公司，另一类是职业经理人对家族企业主没有那么信任的公司。从表1～表4中，很容易得出推论，用模型表示如图6、图7所示。

以上推论，可以说明家族企业主行为得到职业经理人信任的公司和没有得到职业经理人信任的公司对比结果差距非常大。家族企业主得到职业经理人信任的公司的经营结果、公司发展状况、管理效果及职业经理人忠诚度都大大超出没有得到职业经理人信任的公司。他们的表现令人鼓舞，让人信心倍增。由于本研究的主题是职业经理人与家族企业主之间的关系，故这里仅对以上4个表格中的家族企业主行为进行评价总结，与经理人信任反应的表现一并汇总分析如表8所示。

图6 推论1

图7 推论2

表8 家族企业主行为模式与职业经理人反应对比分析

3.3家族制企业主行为特点小结

表4～表8中将家族企业主的行为及行为特征进行了分类，这些分类分别是发现机会、艰苦创业、资源整合、敢于冒险、管理能力、言行一致、学习与创新、关心他人、注重员工成长。根据表4～表8的展示及分析，得出结论就是企业主企业家精神、企业主诚信和企业主善行就是吸引职业经理人对家族企业主信任的主要因素，本研究中将它们作为职业经理人信任的前因变量，将在后面的研究2中对此结论进行验证。

4 问卷调研与假设模型验证

本研究使用的变量，根据它们之间相互影响的关系，有自变量、因变量、中介变量和调节变量4类。本节根据两个研究进行变量界定。

4.1研究2：职业经理人信任构建研究

4.1.1自变量 研究2采用的自变量是企业主企业家精神、企业主诚信和企业主善行3个变量。

(1) 企业主企业家精神。Frederick等[13]认为企业家精神是一种愿景、变化和创造的动态过程，这个过程需要运用对创造和实施新点子及创造性解决方案的精力和激情。企业家精神的必备要素包括敢为人先，勇于创新，具有前瞻性；在不确定性的环境中能够承担风险，险中求胜；不随波逐流，强调企业在经营活动中应该有自主意识；不惧怕甚至能享受激烈的竞争等。概括来说，一个具有企业家精神的企业主，应该具备前瞻性、冒险性、自主性和竞争性。

本研究的数据来源是职业经理人对其所就职家族企业中的家族企业主的认识和评价。

(2) 企业主诚信。本文将企业主诚信定义为企业主能够实现给予职业经理人的承诺，并且在经营活动中做到正直公正。根据施桂荣等人的结论，若员工认为自己的领导是一个诚实正直的领导，员工对企业组织的归属感就会增强，工作积极性也会提高。

作为自变量，企业主诚信的数据来源于职业经理人。

(3) 企业主善行。本文认为企业主的善行就是企业主对社会的慷慨贡献和对员工的尊重、关怀、呵护、培育、重用、赞赏、激励，实现人尽其才，使企业员工能够实现自我，充分发挥潜能。很多研究者把善行作为研究人际之间信任的变量，甚至Carole等[7]在他们的研究中证实了善行在意大利中小企业与银行的业务往来中同样是考量可信度的一个重要变量。

作为自变量，企业主善行的数据同样来源于在家族企业中就职的职业经理人。

4.1.2因变量 前文中将信任定义为一方预期对方实施对己方(施信方)很重要的行动时，愿意将己方的弱点暴露给对方，并对对方(受信方)会基于己方的利益思考、行动并让己方满意充满信心。

本研究是在中国大陆的家族企业背景下进行的职业经理人对家族企业主的信任，因此定义中施信方就是职业经理人，而受信方是家族企业主。所以这里的信任就是指当家族企业主对职业经理人实施很重要的行动时，职业经理人愿意将自己的弱点暴露给家族企业主，并对家族企业主会基于自己的利益思考、行动并让自己满意充满信心。

研究2中的职业经理人信任的数据均来源于在家族企业中任职的职业经理人。

4.1.3调节变量 研究2中的调节变量是权力距离。权力距离是指一个社会中权力相对较弱的组织成员在多大程度上接受组织或机构(比如家庭)中不平等的权利分配。Kirkman等[14]在研究中发现，由于一个人的社会化经历不同，在同一社会不同个体之间的权力距离观念也存在着很大的差异，而个体之间权力距离观念的不同会导致职业经理人对家族企业主的经营和领导行为的认可度不同。

本研究对调节变量权力距离的测量数据来源于职业经理人。

4.2研究3：职业经理人信任的绩效过程机制

4.2.1自变量 家族企业信任对家族企业的成长和绩效有着非常重要的作用和意义。在研究3中，作为自变量的职业经理人信任的所有相关数据都来自于在家族企业中就职的职业经理人。

4.2.2中介变量 在研究3中，针对职业经理人信任与家族企业绩效之间的关系，本文把职业经理人工作投入作为中介变量。本研究中，职业经理人工作投入的数据来源于职业经理人的自我陈述和评测。

4.2.3因变量 在研究3中，任务绩效和周边绩效是因变量。本研究中，任务绩效和周边绩效的数据来源于家族企业主的评价。

4.3问卷设计

本研究综合考虑了学者们提出的原则进行调研问卷的设计，设计的主要过程可以分为：

(1) 文献回顾。在设计问卷之前，进行了许多国内外有关问卷设计的文献的阅读，寻找其中可以使用的量表，并考核量表的使用情况，主要目的是尽量找到可以直接使用的量表，这样可以节省时间。因为，在文献中被反复使用的量表一般都具有较高的认可度，这样也避免了自己设计的量表可能出现的偏差。

(2) 量表确定。在以上想法的基础上，本研究将现有量表的信度和效度指标与本研究的背景与对象进行比对，根据比对情况选择被国内外研究者证实具有较好信度和效度的条目，形成初始量表。有些量表是有标准中文版的，就采取了直接采用的策略；有些量表只有英文版的，本人就翻译成中文，经与梁教授及其研究生讨论后确定。这些量表的设计和修正都是在上海交通大学梁建教授的支持和指导下进行的。

(3) 专家访谈。设计的问卷发送给了相关企业的朋友和上海交通大学的同窗和朋友，在他们阅读后进行了访谈，征求他们的建议后进行修改。

(4) 量表编制。在以上工作的基础上，形成调研量表。

4.4变量的测量

本文涉及的问卷基本上是基于现有量表进行部分调整得来的，有的是直接采用原有量表。本研究设计的相关变量量表如下：

研究2涉及的量表包括：① 自变量企业家精神量表。② 自变量企业主诚信(行为正直)量表。③ 自变量企业主善行(善行领导)量表。④ 因变量职业经理人信任(信任)量表。⑤ 调节变量权力距离量表。

研究3涉及的量表包括：① 自变量职业经理人信任量表。② 中介变量职业经理人工作投入(心理投入度)量表。③ 因变量任务绩效量表。④ 因变量人际促进量表。⑤ 因变量工作奉献量表。

4.5数据获取与描述

4.5.1数据获取 本言语的研究1使用案例方法，主要的研究数据来源于半结构化访谈、文献、档案记录等，对这些材料进行整理后形成了4个具有代表性的案例及其典型事例，并已在前文进行了详细说明。对研究2和研究3，本研究采用了问卷调研的方式收集数据。

4.5.2数据描述 本文样本的描述分为企业和个人两个方面。企业方面包括企业所属行业、规模(员工数)；个体方面包括被调查者的性别、年龄、受教育程度、工作年限等。

(1) 企业方面的数据描述。中国的家族企业多数是中小型企业[16]，本研究的调查符合目前中国家族企业的现状。

(2) 个人方面的数据描述。本研究的个体方面的数据涉及到受调查对象的性别、年龄、受教育程度和工作年限，因为这些数据表明的相关信息是为本研究的控制变量准备的，所以可能对家族企业主与职业经理人的关系有影响。

4.6探索性因子分析

探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis， EFA)是对所测变量各指标内部结构的检验。当所测变量各指标在同一维度上都有较高的因子载荷(一般大于 0.4)，同时在其他维度上的因子载荷又较小，则表示有较高的构念效度。为了保证因子分析的有效性，在因子分析前须先计算 KMO 值并进行 Bartlett 球形检验。KMO 取值位于 0 和 1 之间，其大小反映了变量间相关性的强弱。根据 Kaiser的观点：KMO>0.80 时，非常适合进行因子分析；KMO>0.60 时，比较适合进行因子分析；而 KMO<0.50 时，不太适合进行因子分析。除此之外，Bartlett’s 检验的卡方值需要同时达到显著水平。

4.6.1研究2的探索性因子分析

(1) 自变量的探索因子分析

① 企业家精神的探索性因子分析。对企业家精神的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表9。

表9 企业家精神的KMO和Bartlett’s 检验结果表

企业家精神的测量共有12个题目，这些测量题目因子载荷见表10。

表10 企业家精神12个测量题项因子载荷表

由表9可见，企业家精神的 KMO 值为0.85，大于0.80，而且 Bartlett’s 检验的卡方值达到了显著水平(χ2=1 117.01，p<0.001)，因此非常适合对企业家精神进行因子分析。

图8所示为企业家精神因子分析碎石图。图8中有两个特征值大于 1，其中第1个特征值为 5.29，它能够解释 44.08%的差异。由图可见，从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表10)，12 个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为这些题目都较好地反映了同一个构念。

图8 企业家精神的因子分析碎石图

② 领导诚信的探索性因子分析。对领导诚信的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表11。

表11 领导诚信的KMO和Bartlett’s 检验结果表

领导诚信的测量共有10个题目，这些测量题目因子载荷见表12。

由表11可知，领导诚信的 KMO 值为0.90，大于0.80，而且 Bartlett’s 检验的卡方值达到了显著水平(χ2=1096.24，p<0.001)，因此非常适合对领导诚信进行因子分析。

图9所示为领导诚信因子分析碎石图。图中有两个特征值大于 1，其中第1个特征值为 5.58，它能够解释 55.77%的差异。由图可见，从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表12)，10 个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为测量领导诚信的题目都较好地反映了同一个因素。

图9 领导诚信的因子分析碎石图

③ 善行领导的探索性因子分析。对善行领导的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表13。

表13 善行领导的KMO和Bartlett’s 检验结果表

善行领导的测量共有6个题目，这些测量题目因子载荷见表14。

表14 善行领导6个测量题项因子载荷表

由表13可知，善行领导的 KMO 值为0.88，大于0.80，而且 Bartlett’s 检验的卡方值达到了显著水平(χ2=599.26，p<0.001)，因此非常适合对善行领导进行因子分析。

图10所示为领导诚信的因子分析碎石图。由图可见，有1个特征值大于 1，其值为 5.58，它能够解释 65.17%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表14)，6 个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为测量善行领导的题目都较好地反映了同一个因素。

图10 善行领导的因子分析碎石图

(2) 因变量“信任”的探索因子分析。对因变量信任的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表15。

表15 信任的KMO和Bartlett’s 检验结果表

对因变量信任的测量共有11个题目，这些测量题目因子载荷见表16。

表16 信任11个测量题项因子载荷表

由表15可知，信任的 KMO 值为0.84，大于0.80，而且 Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=942.48，p<0.001)，因此非常适合对信任进行因子分析。

图11所示为信任的因子分析碎石图。由图可见，有两个特征值大于1，其中第1个特征值为5.05，它能够解释 45.91%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表16)，11个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为测量信任的题目都较好地反映了同一个因素。

图11 信任的因子分析碎石图

(3) 调节变量“权力距离”的探索因子分析。对调节变量权力距离的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表17。

表17 权力距离的KMO和Bartlett’s 检验结果表

图12 权力距离的因子分析碎石图

对调节变量权力距离的测量共有6个题目，这些测量题目因子载荷见表18。

表18 权力距离6个测量题项因子载荷表

由表17可见，权力距离的 KMO 值为0.82，大于0.80，而且 Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=418.11，p<0.001)，因此非常适合对信任进行因子分析。

图12所示为权力距离因子分析碎石图。由图可见，有一个特征值大于1，其特征值为 3.39，它能够解释 56.55%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表18)，11个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为测量权力距离的题目都较好地反映了同一个因素。

4.6.2研究3的探索性因子分析

(1) 任务绩效的探索性因子分析。对任务绩效的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表19。

表19 权力距离的KMO和Bartlett’s 检验结果表

对任务绩效的测量共有3个题目，这些测量题目因子载荷见表20。

表20 任务绩效3个测量题项因子载荷表

由表19可见，任务绩效的 KMO 值为0.70，大于0.60，而Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=215.53，p<0.001)，因此比较适合对任务绩效进行因子分析。

图13所示为信任因子分析碎石图。由图可见，有一个特征值大于1，其特征值为 2.24，它能够解释 74.62%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表20)，3个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为任务绩效的题目都较好地反映了同一个因素。

图13 任务绩效的因子分析碎石图

(2) 人际促进的探索性因子分析。对人际促进的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表21。

表21 人际促进的KMO和Bartlett’s 检验结果表

对人际促进的测量共有7个题目，这些测量题目因子载荷见表22。

由表21可见，任务绩效的 KMO 值为0.90，大于0.80，而Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=647.24，p<0.001)，因此非常适合对任务绩效进行因子分析。

表22 人际促进7个测量题项因子载荷表

图14所示为信任因子分析碎石图。由图可见，有一个特征值大于1，其特征值为 4.22，它能够解释 60.271%的差异。从碎石图上看，从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表22)，3个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为任务绩效的题目都较好地反映了同一个因素。

图14 人际促进的因子分析碎石图

(3) 工作奉献的探索性因子分析。对工作奉献的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表23。

对工作奉献的测量共有8个题目，这些测量题目因子载荷见表24。

表23 工作奉献的KMO和Bartlett’s 检验结果表

由表23可见，工作奉献的 KMO 值为0.89，大于0.80，而Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=885.04，p<0.001)，因此非常适合对任务绩效进行因子分析。

表24 工作奉献8个测量题项因子载荷表

图15所示为信任因子分析碎石图。由图可见，有一个特征值大于1，其特征值为 4.91，它能够解释 61.32%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表24)，3个题目在该因素上的载荷都较高，均大于0.4，可以认为工作的题目都较好地反映了同一个因素。

图15 工作奉献的因子分析碎石图

(4) 中介变量工作投入度的探索性因子分析。对工作投入度的因子分析的适合性检验KMO值及Bartlett’s检验的卡方值检验见表25。

表25 工作投入度的KMO和Bartlett’s 检验结果表

对工作投入度的测量共有18个题目，这些测量题目因子载荷见表26。

表26 工作投入度18个测量题项因子载荷表

由表25可见，工作奉献的 KMO 值为0.89，大于0.80，而Bartlett’s检验的卡方值达到了显著水平(χ2=1 617.90，p<0.001)，因此非常适合对任务绩效进行因子分析。

图16所示为信任因子分析碎石图。由图可见，有一个特征值大于1，其特征值为 7.43，它能够解释 41.28%的差异。图中从第1个因素到第2个因素曲线急剧下滑并趋于平缓。从因子载荷来看(见表26)，18个题目在该因素上的载荷都较高，除了最后一个条目之外(因子载荷为0.28)，均大于0.4，可以认为工作的题目都较好地反映了同一个因素。在后续的分析当中，我们删除了最后一个条目。

图16 工作投入度的因子分析碎石图

4.7结构方程模型

4.7.1测量模型 在进行假设检验前，本文运用验证性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)来评估研究变量间的区分效度。验证性因子分析能在消除测量误差的情况下观察测验指标与假设模型的契合程度(model fit)。如果估计的模型与抽样数据得到很好的契合，那么就可以认为测验的构念效度得到了支持。如果两者的契合度较差，可以观察模型估计过程中产生的修正指数，考虑是否可以通过改变某些限定条件提高模型的契合度。在验证性因子分析的过程中，主要考察以下指标：CFI、IFI、RMSEA 等。其中，CFI(comparative fit index)和 IFI取值在 0.9 以上、大于 0.95 时，表示假设理论模型与数据的拟合度非常好。RMSEA(root mean square error of approximation)越小则表示模型拟合度越高，特别地，当 RMSEA 等于或小于 0.05 时，假设模型拟合度最好；当其位于 0.05 到 0.08 之间时，表示拟合程度可以接受；当其处于 0.08 到 0.1 之间时，表示拟合程度一般；而当其超过 0.1 时，说明模型与数据的拟合度较差。在进行验证性因子分析之前，本文搭建了4个替代模型(模型2～5)用以和研究所使用的测量模型(模型 1)进行对比。模型 1 包含了本研究的所有9个变量，即任务绩效、人际促进、工作奉献、企业家精神、善行领导、领导诚信、信任、工作投入度和权力距离。在模型2中，把同为反映职业经理人心理动机的两个变量，即信任和工作投入度合并为一个因子，得到一个八因子模型。在模型3中，考虑到任务绩效、人际促进和工作奉献都属于绩效的范畴，本文将其并入一个因子。在模型4中，3个反映企业主特征的变量：企业家精神、善行领导和领导诚信合并为一个因子。在模型5中，领导打分的变量合并为一个因子，员工打分的变量合并为一个因子。验证性因子分析结果如表27所示。

容易看出相比于其他4个模型，九因子模型(模型1)与数据之间的拟合度最好(χ2=439.49，df= 314，RMSEA=0.05，CFI=0.92，IFI=0.90)。因此，数据表明研究的9个变量具有较好的区分效度，可以进行下一步的分析。值得注意的是，因为样本量相对较小，量表题目较多，在验证性因子分析时，对题目进行了“打包处理”(item parceling)。具体操作办法是根据因子载荷从高到低对题项进行排列，把因子载荷最高的和最低的题项合并为一个指标，把因子载荷次高和次低的题项合并为一个指标，因子载荷介于中间的题项合并为一个指标，最后每个构念由3个指标表示(企业家精神例外，该变量由4个指标代表：创新性、风险承担、竞争性、前瞻性，这是由于该构念在发展量表时便涵盖了这4个维度)。

表27 测量模型比较表

4.7.2双侧检验

(1) 研究2的双侧检验。表28呈现了本研究所涉及的各个变量的平均值、标准差、alpha信度系数以及变量之间的相关系数。由表28可以看出，企业家精神与善行领导(r=0.50，p<0.01)、领导诚信(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)显著正相关；善行领导与领导诚信(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)和权力距离(r=0.19，p<0.05)显著正相关；领导诚信与信任(r=0.69，p<0.01)、工作投入度(r=0.35，p<0.01)显著正相关，与权力距离(r=0.17，p<0.05)负相关；权力距离与教育程度(r=0.16，p<0.05)负相关，与工作年限(r=0.24，p<0.01)显著正相关。

(2) 研究3的双侧检验。由表28可以看出，任务绩效与人际促进(r=0.56，p<0.01)、工作奉献(r=0.71，p<0.01)、企业家精神(r=0.28，p<0.01)、善行领导(r=0.25，p<0.01)、领导诚信(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)均呈显著正相关关系；人际促进与工作奉献(r=0.70，p<0.05)、企业家精神(r=0.22，p<0.01)、善行领导(r=0.25，p<0.01)、领导诚信(r=0.19，p<0.05)、信任(r=0.29，p<0.01)显著正相关；工作奉献与企业家精神(r=0.18，p<0.05)、善行领导(r=0.27，p<0.01)、领导诚信(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)显著正相关；信任与工作投入度(r=0.43，p<0.01)显著正相关；年龄与工作年限(r=0.24，p<0.01)显著正相关。

表28 平均值，标准差，信度系数和相关系数表

注： 性别由虚拟变量表示：0=男性， 1=女性，n=187；†P<0.10，*P<0.05，**P<0.01， 双侧检验。对角线上括号内的数值代表alphas信度系数。

4.7.3研究2中变量调节效应的检验 对于变量调节效应的检验，一般都采用Baron & Kenny提供的检验程序进行。该程序的步骤及判定条件包括：第1步，将做因变量对控制变量的回归，测出模型拟合度；第2步，做因变量对控制变量、自变量和调节变量的回归，测出模型拟合度；第3步，做因变量对控制变量、自变量、调节变量、自变量×调节变量的回归，测出模型拟合度。最后，如果第3步中自变量×调节变量的回归系数显著，并且模型拟合度对比第2步的提升显著，则说明调节效应显著。

(1) 企业家精神对信任的直接作用及权力距离的调节作用。从表29可知，模型1表示企业家精神对控制变量的回归，其中年龄(β=0.02，p>0.1)、性别(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)，对信任的影响均不显著。此时，回归模型的x2值为1 255.46。模型2表示信任对控制变量、企业家精神(自变量)、权力距离(调节变量)的回归，其中企业家精神(β=0.49，p<0.01)、权力距离(β=-0.11，p<0.01)对信任影响比较显著。此时，回归模型的χ2值为1 185.09，对比模型1有了显著的下降(Δχ2=70.37，p<0.01)，说明在增加了自变量和调节变量后，模型得到了更好的拟合，假设1得到了支持。最后，模型3表示信任对控制变量、企业家精神、权力距离、企业家精神×权力距离的回归，其中企业家精神(β=0.50，p<0.01)、权力距离(β=-0.13，p<0.05)、企业主善行×权力距离(β=0.11，p<0.05)对信任的影响比较显著。此时，回归模型的χ2值为1 145.69，对比模型2有了显著的下降(Δχ2=39.41，p<0.01)，说明在增加了自变量和调节变量的交互项后，模型得到了更好的拟合。并且与我们预期的一样，员工的权力距离较高时，企业家精神对信任的正向影响更强(β= 0.58，p<0.01)；反之则更弱(χ= 0.41，p<0.05)，两者的差距显著(βdiff= 0.17，偏差校正后的95%CI= [0.01， 0.33]，不包含零点。见表30)。图17显示了这一调节关系。上述数据分析表明权力距离调节了企业家精神到信任的关系，假设4a得到支持。

表29 企业家精神变量调节效应表

表30 权力距离调节效应表

图17 权力距离调节作用图

(2) 企业主诚信对信任的直接作用及权力距离的调节作用。从表31可知，模型1表示信任对控制变量的回归，其中年龄(β=0.02，p>0.10)、性别(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)，对信任的影响均不显著。此时，回归模型的χ2值为1 112.72。模型2表示信任对控制变量、企业主诚信(自变量)、权力距离(调节变量)的回归，其中企业主诚信(β=0.66，p<0.01)对信任有显著影响，权力距离(β=-0.07，p>0.10)对信任没有影响。此时，回归模型的χ2值为933.75，对比模型1有了显著的下降(Δχ2=178.97，p<0.01)，说明在增加了自变量和调节变量后，模型得到了更好的拟合，假设2得到了支持。最后，模型3表示信任对控制变量、企业主诚信、 权力距离、 企业主诚信×权力距离的回归， 其中企业主诚信(β=0.66，p<0.01)对信任影响显著、权力距离(β=-0.06，p>0.10)、企业主诚信×权力距离(β=-0.05，p>0.10)对信任没有影响。此时，回归模型的χ2值为930.81，对比模型2没有有显著下降(Δχ2=2.94，p>0.10)，说明在增加了自变量和调节变量的交互项后，模型没有得到更好的拟合。进一步的分析也显示，企业主诚信对信任的影响在高权力距离组(β=0.63，P<0.01)和低权力距离组(β=0.69，p<0.01)之间并没有显著差距(βdiff=-0.04，p>0.10)，偏差校正后的95%CI= [-0.30， 0.17]，包含零点，见表32)。概而言之，上述结果不支持假设4b。

表31 企业主诚信变量调节效应表

表32 权力距离调节效应表

(3) 企业主善行对信任的直接作用及权力距离的调节作用。从表33可知，模型1表示信任对控制变量的回归，其中年龄(β=0.02，p>0.1)、性别(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)，对信任的影响均不显著。此时，回归模型的χ2值为755.59。模型 2 表示信任对控制变量、企业主善行(自变量)、权力距离(调节变量)的回归，其中企业主善行(β=0.42，p<0.01)、权力距离(β=-0.22，p<0.01)对信任影响比较显著。此时，回归模型的χ2值为730.09，对比模型1有了显著的下降(Δχ2=25.5，p<0.01)，说明在增加了自变量和调节变量后， 模型得到了更好的拟合，假设3得到了支持。最后，模型3表示信任对控制变量、企业主善行、权力距离、企业主善行×权力距离的回归，其中企业主善行(β=0.49，p<0.01)、权力距离(β=-0.25，p<0.01)、企业主善行×权力距离(β=0.19，p<0.01)对信任的影响比较显著。此时，回归模型的χ2值为721.91，对比模型2有了显著的下降(Δχ2=8.18，p<0.01)，说明在增加了自变量和调节变量的交互项后，模型得到了更好的拟合。并且与我们预期的一样，员工的权力距离较高时，企业主善行对信任的正向影响更强(χ= 0.35，p< 0.01)；反之则更弱(χ= 0.14，p>0.10)，两者的差距显著(βdiff= 0.21，p< 0.01)，偏差校正后的95%CI= [0.07， 0.35]，不包含零点，见表34)。图18显示了这一调节关系。概而言之，上述结果支持假设4c。

表33 企业主善行变量调节效应表

表34 权力距离调节效应表

图18 权力距离调节作用图

4.7.4研究3中介效应的检验 对于变量中介效应的检验，一般都采用 Baron & Kenny 提供的检验程序进行(Baron & Kenny， 1986)。该程序的步骤及判定条件包括：第1步，做中介变量对自变量的回归，自变量的回归系数应该显著；第2步，做因变量对自变量的回归，自变量的回归系数应该显著；第3步，做因变量对自变量和中介变量的回归，中介变量的回归系数应该显著。在中介变量系数显著的前提下，看自变量的回归系数，如果自变量系数不显著，则存在完全中介，如果自变量系数仍然显著但比第2步中的回归系数有所降低，则表明存在部分中介作用。

研究3中假设6假设了工作投入在信任和绩效之间的中介作用。本研究采用了结构方程分析程序来完成假设检验。结构方程在模型估计过程中控制了测量误差， 同时可以通过比较替代模型与假设模型之间的优劣来检验中介效应， 这是一项适合本研究假设的统计技术。

参照 Baron 和 Kenny推荐的中介效应检验程序， 在评估假设中介模型的同时，本研究估计了7个嵌套模型。表35中报告的模型1是假设的理论模型。在此基础上，进一步估计了7个嵌套的模型——模型2～8。在这8个模型中，本文分别加入了从信任到任务绩效、从信任到人际促进、从信任到工作奉献、从信任到任务绩效和工作奉献的两条路径、从信任到任务绩效和人际促进的两条路径、从信任到人际促进和工作奉献的两条路径及从信任到任务绩效、人际促进和工作奉献3条路径，以检验部分中介的可能性。如表35所示，模型2在增加了一条从信任到任务绩效的路径后，模型拟合度更佳(χ2= 177.89，df= 127； (χ2=4.21；p<0.05；RMSEA= 0.05，CFI = 0.96， IFI = 0.95)，而其他模型均没有模型2合适。这说明工作投入度在信任和任务绩效之间起到部分中介作用，在信任与周边绩效(人际促进与工作奉献)之间则起到完全中介作用。

表35 结构方程模型的比较

图19显示了假设中介模型的路径估计结果。为了表述简洁，未报告完整的测量模型，而是仅列出了反映潜变量关系的γ系数。由图可见，从信任到工作投入度的路径都是显著的(γ=0.46，p<0.01)。因此，假设5得到了支持。

图19 模型

同时，从工作投入度到任务绩效、人际促进和工作奉献的路径系数都是显著的(分别是β= 0.28，p< 0.01；β= 0.26，p<0.01和β= 0.21，p<0.05)。因此，假设6得到了支持。此外，从信任到任务绩效的路径系数同样显著(γ=0.14，p<0.05)，说明工作投入度对任务绩效虽然有中介作用，但是任务绩效的获得不必然依赖工作投入度这个中介。

5 研究结论

本研究在研究1中总结出了家族企业主企业家精神、企业主诚信及企业主善行是职业经理人信任的前因变量的结论。研究2中通过结构模型检验证实了家族企业主企业家精神、企业主诚信及企业主善行对职业经理人信任的影响。

在研究3中同样通过结构模型检验验证了职业经理人信任对于职业经理人工作投入以及职业经理人在家族企业中的绩效结果的影响。

在全模型结构中，除了“企业主诚信-职业经理人信任由权力距离调节”这一假设外的所有假设均得到了验证。从经过检验成立的假设关系中，本研究可以得到如下主要结论：

5.1家族企业主行为对职业经理人信任的影响

从研究1中可以很直接地得出家族企业主正面的、积极的、鼓舞人心的行为会得到职业经理人的正面回应和高度信任。

从相关章节的分析中可知，职业经理人就是要通过使用和管理自己不拥有的经济资源，让它们从效率低和产量少的状态转变成为效率较高和产量较多的状态的人。而家族企业主是家族企业的创立者和代表，他们引进职业经理人的主要目的是解决企业发展过程中的资本占有和经营才能不匹配的问题，从而让企业的效率更高、效益更好。看起来，从基本面上来讲职业经理人的职能和家族企业引进职业经理人的目的完全匹配。如果家族企业主表现出对职业经理人的支持和关心、更多的沟通和交流并能够体现出作为领导的方向性和影响力，给予职业经理人更多的信任，更多的放权，放手让他们去做，职业经理人自然就会对家族企业主产生更多的信任。当然，一旦他们对家族企业主更加信任，他们与家族企业的合作与工作行为就会更加主动和投入，自然就会更有可能帮助家族企业达成目标并获得成功。

5.1.1家族企业主企业家精神对职业经理人信任的影响 Frederick等[13]认为，企业家精神是一种愿景、变化和创造的动态过程，这个过程需要运用对创造和实施新点子及创造性解决方案的精力和激情。企业家精神的必备要素包括敢为人先、勇于创新，具有前瞻性；在不确定性的环境下能够承担风险，险中求胜；不随波逐流，强调企业在经营活动中应该有自主意识；不惧怕甚至能享受激烈的竞争等。概括来说，一个具有企业家精神的企业主，应该具备前瞻性、冒险性、自主性和竞争性。

家族企业主在创立家族企业和发展企业的过程中投入了大量的时间和精力，主动寻求机会、敢于冒险、善于竞争，具有很强的自主意识。他们在经营管理企业的过程中，充分体现出了这些基本特点[17]。家族企业主行为的目的就是要实现家族企业的腾飞和发展[17]，而要想实现企业的发展，他们就要打造一支有效的创业和管理团队。在管理过程中，作为具备完全企业家精神的他们还体现出了很多互动技能的特征，包括内控、计划和目标制定、风险承担、创新、现实感知、使用反馈、做决策、人际关系和独立。

在企业管理的过程中，家族企业主充分展示出自己的创新思想、把握机会的能力、超强的竞争意识和独立性，在与职业经理人互动的基础上，一定能够与职业经理人有很好的合作。因为职业经理人本身就是要在企业里运用自己的管理能力和经验资本的人，在这样的家族企业主的领导下，他们会工作得十分顺利、得心应手。他们当然会与家族企业主正面互动，随着越来越多的正面互动，他们就会对家族企业主产生更多的信任。

5.1.2家族企业主诚信对职业经理人信任的影响 本文将企业主诚信定义为企业主能够实现给予职业经理人的承诺、并且在经营活动中做到正直公正。

根据委托代理论，家族企业主为了实现在信息不对称情况下自身的利益最大化，往往采取一定的激励措施来对职业经理人进行激励，从而减少职业经理人在信息不对称背景下的自身利益最大化行为，减少因为对职业经理人行为监督而产生的费用。可是在中国，这些承诺往往都是以口头方式出现的。

随着职业经理人地位的提升，他们对企业经营和管理的权力越来越大，得到的汇报越来越多，可在老板看来，大部分的职业经理人给企业带来的效益似乎并没有达到当初家族企业主的设想。再加上在中国的家族企业主眼里，职业经理人本身就应该是服从者、执行者、急救者和顾问，当他们的使命完成时，口头的承诺早就被家族企业主忘得一干二净，更不会兑现了。所以，在这样的家族企业里，职业经理人不会对家族企业主产生信任。

当家族企业主真正实现了自己给予职业经理人的承诺，并且在经营活动中做到了正直和公正，职业经理人一定会对家族企业主产生信任，他们之间的合作也会更好。家族企业就不会在引进职业经理人上面捉襟见肘，就一定能够引进来、留得住，从而实现家族企业与职业经理人的双赢。

5.1.3家族企业主善行对职业经理人信任的影响 “常常，善行被看作属于关系范畴，而且这种关系是人际的不是组织之间的[19]。” Mayer等[8]认为，善行往往意味着施信者与受信者有某种特殊依赖。善行是受信者对施信者一种积极对待的感觉。这里的施信者(职业经理人)和受信者(家族企业主)之间的依赖关系非常明显：家族企业主是企业的拥有者和实际控制者，而职业经理人是以自身的学识、才干和经验为资本进行投资的工作者。所以，本文认为企业主的善行就是企业主对社会的慷慨奉献和对员工尤其是对职业经理人的尊重、关怀、呵护、培育、重用、赞赏、激励，实现人尽其才，使他们能够实现自我，充分发挥潜能。

就像案例中谈到的，家族企业帮助职业经理人解决孩子的“入托”“入学”问题，帮助他们解决后顾之忧。同时，企业还帮助职业经理人解决个人学习和职业发展问题。家族企业的这种帮助和考虑，会使职业经理人对家族企业主更加信赖，更具有归属感。而这符合了利益相关者理论和管家理论的论述。

所以，职业经理人在家族企业主的善行行为之下，会更加信任家族企业主。

5.2职业经理人信任下的经理人行为及对家族企业绩效的影响

在本文的结构模型中，假设职业经理人信任对职业经理人的工作投入和绩效有显著正向关系。结果显示，所有假设路径均得到了验证。这说明职业经理人的信任对职业经理人自身的工作投入和家族企业绩效均具有显著的正向助推作用。

这个结果说明，对家族企业主产生信任的职业经理人会表现出积极的对工作的投入、良好的人际促进及工作奉献。在模型中可以发现，人际促进和工作奉献与职业经理人的信任直接相关。任务绩效也与之直接相关，但在程度上要低于人际促进和工作奉献。

在家族企业中，职业经理人的工作投入和工作绩效往往被家族企业主看作是忠诚的表现[20]，实际上家族企业主看待职业经理人的一个最重要的因素就是忠诚度。一旦家族企业主认定职业经理人的忠诚，家族企业主也就会对职业经理人产生信任。信任本来就是相互的，在这种情况下，得到家族企业主信任的职业经理人会更加主动地与家族企业主互动，从而形成良性的相互信任关系。本来就对家族企业主信任的职业经理人，在感受到家族企业主对其信任之后，对工作的投入会更多，对企业的事情会处理得更加具有使命感。从而，在家族企业主与职业经理人的这种良性互动与职业经理人的工作奉献之下，家族企业的工作会更有效率，经营会有更大效益。

6 研究局限及展望

本文在研究的过程中使用的样本有局限。本文仅仅选择收集相对较有代表性的江浙沪一带样本，仅有15家企业，所以说用这15家企业中的职业经理人与家族企业主之间的信任来推断整个中国的家族企业，显然有点力不从心，代表性不够。

信任是一种双向的关系，本文仅从职业经理人的角度来考察家族企业主，如果能同时从双方的互动来考察会更有说服力。

从上面谈到的研究局限可以看到，今后在研究中可以更大范围地收集样本，也很有可能出现与本研究中的某些假设不符的情况。

本文的研究主要单方面谈及了职业经理人对家族企业主的信任，如上文所说，信任是相互的，是双方之间的互动关系，这个问题还需要进一步研究。

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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

汪明凯(1969—)，男，江苏徐州人，DBA工商管理博士，高级人力资源管理师，主要研究方向：人力资源管理。

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

1005-9679(2017)05-0064-23