遼寧省企業可持續發展經營研究

張東哲

摘 要：隨著經濟的快速發展，人們的物質水平和生活質量不斷提高，人們的思想觀念和社會意識發生著深刻的變化，開始關注經濟發展與環境的和諧發展，可持續發展成為企業的新熱點。在充滿競爭和變數的市場環境中，如何提高企業經濟效益，并保持其持續、快速、健康成長，實現人與環境、社會、自然的和諧統一和良性循環，是一個非常重要的課題。因此，構建一個企業的營運能力、制度化管理能力、社會責任對可持續發展的影響研究模型，并以遼寧省中小型企業為研究對象實證檢驗了這一模型。研究結果發現，營運能力對企業的可持續發展產生顯著的正向影響，而營運能力對社會責任、制度化管理能力對企業的社會責任、社會責任對企業的可持續發展，以及制度化管理能力對可持續發展不具有顯著的正向影響。

關鍵詞：可持續發展；營運能力；制度化管理；社會責任

中圖分類號：F205；F426.2 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）23-0014-03

引言

改革開放初期，由于不合理地開發和利用自然資源，釀成了環境污染和生態破壞，對人們的生存和社會經濟的可持續發展構成了嚴重威脅。但隨著經濟的快速發展，人們的物質水平和生活質量不斷提高，人們的思想觀念和社會意識發生了深刻的變化，開始關注經濟發展與環境的和諧發展，可持續發展問題成為企業關注的新熱點。

企業可持續發展指的是企業在追求自我生存和永續發展的過程中，既要考慮企業經營目標的實現，又要保持企業在已領先的競爭領域和未來的擴展經營環境中始終保持持續的盈利增長和能力的提高，保證企業在相當長的時間長盛不衰。但在充滿競爭和變數的市場環境中，如何提高企業經濟效益，并保持其持續、快速、健康地成長，實現人與環境、社會、自然的和諧統一和良性循環，是一個非常重要的課題。

目前國內企業可持續發展的研究偏重于從宏觀層次上討論可持續發展的重要性、管理政策以及國家、區域的可持續發展問題，而缺乏從微觀層次上創意分析研究企業可持續發展[1]。本文構建一個企業的營運能力、制度化管理能力、社會責任對可持續發展的影響研究模型，并以遼寧省中小型企業為研究對象實證檢驗了這一模型。

一、分析框架

（一）營運能力與社會責任

營運能力是指企業的經營運行能力，即企業運用各項資產以賺取利潤的能力。企業為保證長期經營戰略的實現，需要從長期發展的視角考慮如何加強和充實運營能力。可持續發展的本意是指在追求經濟發展過程中要著力節約資源、保護環境，為我們的子孫后代的發展留下余地，實現人口、經濟、社會、資源、環境協調發展。王文、張文隆（2009）指出，企業可持續發展包括兩個方面的內容：一方面，企業要正確地確定自身的使命和長期發展戰略目標，擔負起企業促進社會發展的責任，同時也要保證自身的長期生存和發展；另一方面，企業要保持長期的競爭優勢，獲得更多的利潤，降低自身的經營風險，必須要考慮社會、經濟的發展環境，要能適應這些環境條件的變化，要在技術創新、產品開發、污染治理等方面為企業自身和社會可持續發展做出貢獻[2]。

假設 H1-1：營運能力對企業的社會責任起到顯著的正向作用。

假設 H1-2：營運能力對企業的可持續發展起到顯著的正向作用。

（二）制度化管理能力與社會責任

制度化管理是企業成長必須經歷的一個階段，是企業實現法治的具體表現。一個公司的規章制度完不完善，直接影響公司的長遠發展。每一個成功的企業都有其獨具特色的企業文化。Kotter and Heskett （1992）認為，企業文化對其長期的經營業績有著深遠影響，而且可能會成為決定企業興衰的關鍵因素。成功的企業在企業管理制度實施方面，即規范性的管理制度編制或創新以及規范性管理制度實施的效果方面較其他企業成功[3]。制度化的管理使企業在應對外部競爭和滿足市場需求的時候能形成快速反應機制的同時增強企業的社會責任。

假設 H2-1：制度化管理能力對企業的社會責任起到顯著的正向作用。

假設 H2-2：制度化管理能力對企業的可持續發展起到顯著的正向作用。

（三）社會責任與可持續發展

企業社會責任（CSR，Corporate Social Responsibility）的思想源于20世紀初的美國，這一理念超越了以往企業只對股東負責的范疇，強調企業在創造利潤、對股東負責的同時，還要承擔對員工、消費者、社區和環境的社會責任，包括遵守商業道德、生產安全、職業健康、保護勞動者的合法權益、保護環境、支持慈善事業、捐助社會公益、保護弱勢群體等。美國著名學者卡羅爾Carroll，（1991）認為，企業的社會責任是社會在一定時期對企業提出的經濟、法律、道德、慈善的希望。卡羅爾的社會責任定義包括4個具體方面：經濟責任、法律責任、道德責任和慈善責任[4]。企業可持續成長能力的內涵可以簡約概括為3個特征：持續性（duration）、成長性（growth）和創新性（innovation），三者之間的關系密不可分，成長性是企業在持續發展基礎之上的成長，持續性是企業在成長過程中的持續，創新性則對企業的持續性和成長性都有重要貢獻[5]。由于研究企業社會責任的時期、分析框架，以及方法論的不同，傳統經濟觀與改良經濟觀對企業的社會責任行為是否會降低企業的經濟效益有截然不同的看法。傳統經濟觀的結論是企業短期財務績效與社會責任之間存在沖突，改良經濟觀的結論是兩者之間存在正相關關系。查爾斯·漢迪在《思想者》中告誡企業家：“從理想的角度看，企業和社會的利益是一致的，如果企業在獲取生存所需的利潤之外，找到更高的目標，他們成功的可能性會更大一些。”這個更高的目標指的是企業家除了要依法納稅，為股東創造利潤外，還要承擔其他更多的社會責任[6]。

假設 H3：社會責任對企業的可持續發展起到顯著的正向作用。endprint

二、實證研究

（一）變量的測量

本研究的自變量是營運能力、制度化管理能力、社會責任，結果變量是可持續發展能力。自變量營運能力的衡量指標主要采用王建瓊，侯婷婷（2009）的研究，具體測量使用生產能力、盈利能力和營銷能力3個測項[7]。制度化管理能力主要采用Kotter and Heskett （1992）的研究，具體測量使用最高領導者的制度化管理能力、領導者的團隊管理能力、管理制度的健全程度以及企業文化四個測項。任玉嶺教授認為，應該從以下幾個方面明確中國企業社會責任標準：堅實誠實守信，向社會供應貨真價實的產品；承擔依法納稅的責任；承擔保護環境與節約資源的責任；承擔社會義務、扶貧濟困的責任；承擔保護勞動者合法權益的責任；承擔技術進步和產權保護的責任[8]。中間變量社會責任主要采用Carroll（1991）和王文、張文隆（2009）的研究，具體測量使用經濟責任、法律責任、道德責任、環境保護責任和慈善責任五個測項。結果變量可持續發展能力采用郭蕊（2006）的研究，具體測量使用技術創新能力、新產品研發能力和企業高層對技術創新及新產品開發的支持力度3個測項。

（二）研究方案與設計

為完成本研究，我們制訂了詳細的實驗方案：第一，進行問卷設計，根據上文變量測項的分析構建表1的衡量指標體系，編制5分制Likert量表，進行問卷調查；第二，選擇調研對象并實施問卷調查，本研究選擇的調研企業是遼寧省中小型制造業企業；第三，測量指標體系的信度和效度（詳見下文的分析）；第四，根據信度和效度修訂問卷。此次總共分發問卷230份，收到156份問卷。

（三）信度和效度測量

信度檢驗室測定問卷的可靠性，即在不同環境與調研對象的情況下，問卷是否具有可靠性與穩定性。回收的156份問卷中96份問卷符合信度檢驗的基本要求，使用SPSS19.0軟件進行信度檢驗，結果發現樣本整體克隆巴赫α系數是0.866，且各潛變量的克隆巴赫α系數均大于0.694符合問卷信度的要求（表1所示），說明數據的信度良好。

效度指測量工具能夠正確測量出所要測量的特質程度，如果數據的內容效度、收斂效度和區別效度良好，則可認為數據具有良好的效度。本研究各個潛變量的衡量指標均來自于國內外學者的文獻，并且根據遼寧省制造業企業實際進行表述，對衡量指標進行專家訪談修正，因此數據的內容效度良好。

使用Amos19.0進行驗證性因子分析確定收斂效度和區別效度，進行驗證性因子分析之前，檢查KMO值是0.745，P值小于0.01，適合做因子分析。就實務應用的目的而言，主要從x2/df值、NFI（基準適配度指數）值、IFI（增值適配指數）值和CFI（比較適配指數）值等適配指標來判斷模型是否達到整體擬合[9]，NFI值、IFI值和CFI值大于0.9，說明模型擬合程度較好，x2/df值小于3說明模型具有簡約適配程度。收斂效度，可通過“平均方差提取值”（Average Variance Extracted，AVE）來測度，AVE反映了每個潛變量所解釋的變異量中有多少來自于該潛變量中所有題目。表1中所有AVE值大于0.50（P值小于0.01 時），表示該潛變量具有較好的收斂效度。本測試中NFI值是0.814，未達到建議的臨界值0.9，但考慮到樣本數基本滿足有效樣本要求的數量，并且該數值也十分接近臨界值，我們認為該模型適配度較好。

三、研究結果

本研究模型中，營運能力、制度化管理能力是自變量，可持續發展能力是因變量，而社會責任既是自變量又是因變量，所以路徑分析方法無疑是達到研究目的的最好的分析方法。在AMOS 19.0 Graphics繪制相應的路徑圖，導入收集的問卷數據，進行路徑分析。

首先，在模型擬合程度方面NFI值是0.864，未達到0.9的臨界，但是考慮到其他指標均符合，NFI的值也接近臨界值，所有指標均處于可接受的范圍內，研究的假設模型與數據擬合程度較好。其次，在路徑系數方法，除了中介變量（mediating variable）社會責任對因變量可持續發展能力路徑系數為負值，說明具有負向影響外，自變量營運能力對中介變

量社會責任、自變量制度化管理能力對中介變量社會責任、自變量營運能力對因變量可持續發展能力，以及自變量制度化管理能力對因變量可持續發展能力的路徑系數均為正值，說明具有正向影響。但是，檢驗結果除了參照路徑系數還要參考檢驗的t值和p值，在測量自變量營運能力對因變量可持續發展能力的影響時，t值大于1.96，表示達到0.05的顯著水平，檢驗通過。而變量“營運能力”對變量“社會責任”的影響，變量“制度化管理能力”對變量“社會責任”、變量“制度化管理能力”對變量“可持續發展能力”，以及變量“社會責任”對變量“可持續發展能力”的影響的測量中t值顯然未達到0.05的顯著水平，其路徑系數便失去意義，檢驗未通過。

四、結論

經過實證研究，本研究得出如下結論：企業的營運能力對可持續發展產生顯著的正向影響，而營運能力對社會責任，制度化管理能力對社會責任，社會責任對企業的可持續發展，以及制度化管理能力對可持續發展不具有顯著的正向影響。我們調研的中小型制造業企業都重視盈利能力、制度化管理能力和社會責任，以及企業可持續發展的重要性，但本研究的分析結果表明大多數企業仍以追求利潤最大化，圍繞這一原則下的產量、銷售額和利潤等經濟數量指標視為企業發展的最終目標。這一分析結果也表明，遼寧省中小型制造業企業還處于傳統的經營理念和管理模式，若要實施可持續發展戰略，還需要發自內心的覺悟和決心。

企業忽視承擔保護環境與節約資源的責任和道德責任，從根本上說還是源于發展等于增長這一根深蒂固的傳統觀念。這種只追求短期利益不重視長期利益的企業管理必將影響樹立良好的企業形象和企業的可持續發展。因此，本研究的分析結果對企業可持續發展的重要啟示是：首先，企業可持續發展的基本戰略應該是以企業形象為核心，以盈利的持續性、環境協調發展、業務的持續性以及人力資本的持續性為支撐，尋求長期的競爭優勢。其次，企業的經營和發展必須放棄依靠高消耗追求經濟數量增長和“先污染后治理”的只追求短期利益不重視長期利益的傳統模式，轉為企業經濟與社會、環境相協調的，基于增強社會責任的基礎上提高營運能力和制度化管理能力的可持續發展模式。

參考文獻：

[1] 宋東風.基于企業可持續發展的科技保障機制研究[J].科學管理研究，2012，（1）：73-76.

[2] 王文，張文隆.企業可持續發展研究：基于企業社會責任的視角[J].科學學與科學技術管理，2009，（9）：154-157.

[3] Kotter，J.P.and J.L.Heskett 1992，Corporate Culture and Performance，New York：Free Press.

[4] Carroll，A.B.1991，The pyramid of corporate social responsibility：Towards the moral management of organizational stakeholders[J].

Business Horizons：39-48.

[5] 郭蕊.企業可持續發展能力的五維度模型[J].科技進步與對策，2006，（2）：149-152.

[6] 查爾斯·漢迪.思想者[M].閭佳，譯.杭州：浙江人民出版社，2012.

[7] 王建瓊，侯婷婷.社會責任對企業可持續發展影響的實證分析[J].科技進步與對策，2009，（18）：94-96.

[8] 黃樂楨.企業應承擔的八大社會責任[J].中國經濟周刊，2005，（41）：19.

[9] Bagozzi，R.，and Yi，Y.On the evaluation of structural equation models[J].Journal of the Academy of Marketing Science，1988，16（Spring）：

74-94.

[責任編輯 王 佳]endprint

二、實證研究

（一）變量的測量

本研究的自變量是營運能力、制度化管理能力、社會責任，結果變量是可持續發展能力。自變量營運能力的衡量指標主要采用王建瓊，侯婷婷（2009）的研究，具體測量使用生產能力、盈利能力和營銷能力3個測項[7]。制度化管理能力主要采用Kotter and Heskett （1992）的研究，具體測量使用最高領導者的制度化管理能力、領導者的團隊管理能力、管理制度的健全程度以及企業文化四個測項。任玉嶺教授認為，應該從以下幾個方面明確中國企業社會責任標準：堅實誠實守信，向社會供應貨真價實的產品；承擔依法納稅的責任；承擔保護環境與節約資源的責任；承擔社會義務、扶貧濟困的責任；承擔保護勞動者合法權益的責任；承擔技術進步和產權保護的責任[8]。中間變量社會責任主要采用Carroll（1991）和王文、張文隆（2009）的研究，具體測量使用經濟責任、法律責任、道德責任、環境保護責任和慈善責任五個測項。結果變量可持續發展能力采用郭蕊（2006）的研究，具體測量使用技術創新能力、新產品研發能力和企業高層對技術創新及新產品開發的支持力度3個測項。

（二）研究方案與設計

為完成本研究，我們制訂了詳細的實驗方案：第一，進行問卷設計，根據上文變量測項的分析構建表1的衡量指標體系，編制5分制Likert量表，進行問卷調查；第二，選擇調研對象并實施問卷調查，本研究選擇的調研企業是遼寧省中小型制造業企業；第三，測量指標體系的信度和效度（詳見下文的分析）；第四，根據信度和效度修訂問卷。此次總共分發問卷230份，收到156份問卷。

（三）信度和效度測量

信度檢驗室測定問卷的可靠性，即在不同環境與調研對象的情況下，問卷是否具有可靠性與穩定性。回收的156份問卷中96份問卷符合信度檢驗的基本要求，使用SPSS19.0軟件進行信度檢驗，結果發現樣本整體克隆巴赫α系數是0.866，且各潛變量的克隆巴赫α系數均大于0.694符合問卷信度的要求（表1所示），說明數據的信度良好。

效度指測量工具能夠正確測量出所要測量的特質程度，如果數據的內容效度、收斂效度和區別效度良好，則可認為數據具有良好的效度。本研究各個潛變量的衡量指標均來自于國內外學者的文獻，并且根據遼寧省制造業企業實際進行表述，對衡量指標進行專家訪談修正，因此數據的內容效度良好。

使用Amos19.0進行驗證性因子分析確定收斂效度和區別效度，進行驗證性因子分析之前，檢查KMO值是0.745，P值小于0.01，適合做因子分析。就實務應用的目的而言，主要從x2/df值、NFI（基準適配度指數）值、IFI（增值適配指數）值和CFI（比較適配指數）值等適配指標來判斷模型是否達到整體擬合[9]，NFI值、IFI值和CFI值大于0.9，說明模型擬合程度較好，x2/df值小于3說明模型具有簡約適配程度。收斂效度，可通過“平均方差提取值”（Average Variance Extracted，AVE）來測度，AVE反映了每個潛變量所解釋的變異量中有多少來自于該潛變量中所有題目。表1中所有AVE值大于0.50（P值小于0.01 時），表示該潛變量具有較好的收斂效度。本測試中NFI值是0.814，未達到建議的臨界值0.9，但考慮到樣本數基本滿足有效樣本要求的數量，并且該數值也十分接近臨界值，我們認為該模型適配度較好。

三、研究結果

本研究模型中，營運能力、制度化管理能力是自變量，可持續發展能力是因變量，而社會責任既是自變量又是因變量，所以路徑分析方法無疑是達到研究目的的最好的分析方法。在AMOS 19.0 Graphics繪制相應的路徑圖，導入收集的問卷數據，進行路徑分析。

首先，在模型擬合程度方面NFI值是0.864，未達到0.9的臨界，但是考慮到其他指標均符合，NFI的值也接近臨界值，所有指標均處于可接受的范圍內，研究的假設模型與數據擬合程度較好。其次，在路徑系數方法，除了中介變量（mediating variable）社會責任對因變量可持續發展能力路徑系數為負值，說明具有負向影響外，自變量營運能力對中介變

量社會責任、自變量制度化管理能力對中介變量社會責任、自變量營運能力對因變量可持續發展能力，以及自變量制度化管理能力對因變量可持續發展能力的路徑系數均為正值，說明具有正向影響。但是，檢驗結果除了參照路徑系數還要參考檢驗的t值和p值，在測量自變量營運能力對因變量可持續發展能力的影響時，t值大于1.96，表示達到0.05的顯著水平，檢驗通過。而變量“營運能力”對變量“社會責任”的影響，變量“制度化管理能力”對變量“社會責任”、變量“制度化管理能力”對變量“可持續發展能力”，以及變量“社會責任”對變量“可持續發展能力”的影響的測量中t值顯然未達到0.05的顯著水平，其路徑系數便失去意義，檢驗未通過。

四、結論

經過實證研究，本研究得出如下結論：企業的營運能力對可持續發展產生顯著的正向影響，而營運能力對社會責任，制度化管理能力對社會責任，社會責任對企業的可持續發展，以及制度化管理能力對可持續發展不具有顯著的正向影響。我們調研的中小型制造業企業都重視盈利能力、制度化管理能力和社會責任，以及企業可持續發展的重要性，但本研究的分析結果表明大多數企業仍以追求利潤最大化，圍繞這一原則下的產量、銷售額和利潤等經濟數量指標視為企業發展的最終目標。這一分析結果也表明，遼寧省中小型制造業企業還處于傳統的經營理念和管理模式，若要實施可持續發展戰略，還需要發自內心的覺悟和決心。

企業忽視承擔保護環境與節約資源的責任和道德責任，從根本上說還是源于發展等于增長這一根深蒂固的傳統觀念。這種只追求短期利益不重視長期利益的企業管理必將影響樹立良好的企業形象和企業的可持續發展。因此，本研究的分析結果對企業可持續發展的重要啟示是：首先，企業可持續發展的基本戰略應該是以企業形象為核心，以盈利的持續性、環境協調發展、業務的持續性以及人力資本的持續性為支撐，尋求長期的競爭優勢。其次，企業的經營和發展必須放棄依靠高消耗追求經濟數量增長和“先污染后治理”的只追求短期利益不重視長期利益的傳統模式，轉為企業經濟與社會、環境相協調的，基于增強社會責任的基礎上提高營運能力和制度化管理能力的可持續發展模式。

參考文獻：

[1] 宋東風.基于企業可持續發展的科技保障機制研究[J].科學管理研究，2012，（1）：73-76.

[2] 王文，張文隆.企業可持續發展研究：基于企業社會責任的視角[J].科學學與科學技術管理，2009，（9）：154-157.

[3] Kotter，J.P.and J.L.Heskett 1992，Corporate Culture and Performance，New York：Free Press.

[4] Carroll，A.B.1991，The pyramid of corporate social responsibility：Towards the moral management of organizational stakeholders[J].

Business Horizons：39-48.

[5] 郭蕊.企業可持續發展能力的五維度模型[J].科技進步與對策，2006，（2）：149-152.

[6] 查爾斯·漢迪.思想者[M].閭佳，譯.杭州：浙江人民出版社，2012.

[7] 王建瓊，侯婷婷.社會責任對企業可持續發展影響的實證分析[J].科技進步與對策，2009，（18）：94-96.

[8] 黃樂楨.企業應承擔的八大社會責任[J].中國經濟周刊，2005，（41）：19.

[9] Bagozzi，R.，and Yi，Y.On the evaluation of structural equation models[J].Journal of the Academy of Marketing Science，1988，16（Spring）：

74-94.

[責任編輯 王 佳]endprint

二、實證研究

（一）變量的測量

本研究的自變量是營運能力、制度化管理能力、社會責任，結果變量是可持續發展能力。自變量營運能力的衡量指標主要采用王建瓊，侯婷婷（2009）的研究，具體測量使用生產能力、盈利能力和營銷能力3個測項[7]。制度化管理能力主要采用Kotter and Heskett （1992）的研究，具體測量使用最高領導者的制度化管理能力、領導者的團隊管理能力、管理制度的健全程度以及企業文化四個測項。任玉嶺教授認為，應該從以下幾個方面明確中國企業社會責任標準：堅實誠實守信，向社會供應貨真價實的產品；承擔依法納稅的責任；承擔保護環境與節約資源的責任；承擔社會義務、扶貧濟困的責任；承擔保護勞動者合法權益的責任；承擔技術進步和產權保護的責任[8]。中間變量社會責任主要采用Carroll（1991）和王文、張文隆（2009）的研究，具體測量使用經濟責任、法律責任、道德責任、環境保護責任和慈善責任五個測項。結果變量可持續發展能力采用郭蕊（2006）的研究，具體測量使用技術創新能力、新產品研發能力和企業高層對技術創新及新產品開發的支持力度3個測項。

（二）研究方案與設計

為完成本研究，我們制訂了詳細的實驗方案：第一，進行問卷設計，根據上文變量測項的分析構建表1的衡量指標體系，編制5分制Likert量表，進行問卷調查；第二，選擇調研對象并實施問卷調查，本研究選擇的調研企業是遼寧省中小型制造業企業；第三，測量指標體系的信度和效度（詳見下文的分析）；第四，根據信度和效度修訂問卷。此次總共分發問卷230份，收到156份問卷。

（三）信度和效度測量

信度檢驗室測定問卷的可靠性，即在不同環境與調研對象的情況下，問卷是否具有可靠性與穩定性。回收的156份問卷中96份問卷符合信度檢驗的基本要求，使用SPSS19.0軟件進行信度檢驗，結果發現樣本整體克隆巴赫α系數是0.866，且各潛變量的克隆巴赫α系數均大于0.694符合問卷信度的要求（表1所示），說明數據的信度良好。

效度指測量工具能夠正確測量出所要測量的特質程度，如果數據的內容效度、收斂效度和區別效度良好，則可認為數據具有良好的效度。本研究各個潛變量的衡量指標均來自于國內外學者的文獻，并且根據遼寧省制造業企業實際進行表述，對衡量指標進行專家訪談修正，因此數據的內容效度良好。

使用Amos19.0進行驗證性因子分析確定收斂效度和區別效度，進行驗證性因子分析之前，檢查KMO值是0.745，P值小于0.01，適合做因子分析。就實務應用的目的而言，主要從x2/df值、NFI（基準適配度指數）值、IFI（增值適配指數）值和CFI（比較適配指數）值等適配指標來判斷模型是否達到整體擬合[9]，NFI值、IFI值和CFI值大于0.9，說明模型擬合程度較好，x2/df值小于3說明模型具有簡約適配程度。收斂效度，可通過“平均方差提取值”（Average Variance Extracted，AVE）來測度，AVE反映了每個潛變量所解釋的變異量中有多少來自于該潛變量中所有題目。表1中所有AVE值大于0.50（P值小于0.01 時），表示該潛變量具有較好的收斂效度。本測試中NFI值是0.814，未達到建議的臨界值0.9，但考慮到樣本數基本滿足有效樣本要求的數量，并且該數值也十分接近臨界值，我們認為該模型適配度較好。

三、研究結果

本研究模型中，營運能力、制度化管理能力是自變量，可持續發展能力是因變量，而社會責任既是自變量又是因變量，所以路徑分析方法無疑是達到研究目的的最好的分析方法。在AMOS 19.0 Graphics繪制相應的路徑圖，導入收集的問卷數據，進行路徑分析。

首先，在模型擬合程度方面NFI值是0.864，未達到0.9的臨界，但是考慮到其他指標均符合，NFI的值也接近臨界值，所有指標均處于可接受的范圍內，研究的假設模型與數據擬合程度較好。其次，在路徑系數方法，除了中介變量（mediating variable）社會責任對因變量可持續發展能力路徑系數為負值，說明具有負向影響外，自變量營運能力對中介變

量社會責任、自變量制度化管理能力對中介變量社會責任、自變量營運能力對因變量可持續發展能力，以及自變量制度化管理能力對因變量可持續發展能力的路徑系數均為正值，說明具有正向影響。但是，檢驗結果除了參照路徑系數還要參考檢驗的t值和p值，在測量自變量營運能力對因變量可持續發展能力的影響時，t值大于1.96，表示達到0.05的顯著水平，檢驗通過。而變量“營運能力”對變量“社會責任”的影響，變量“制度化管理能力”對變量“社會責任”、變量“制度化管理能力”對變量“可持續發展能力”，以及變量“社會責任”對變量“可持續發展能力”的影響的測量中t值顯然未達到0.05的顯著水平，其路徑系數便失去意義，檢驗未通過。

四、結論

經過實證研究，本研究得出如下結論：企業的營運能力對可持續發展產生顯著的正向影響，而營運能力對社會責任，制度化管理能力對社會責任，社會責任對企業的可持續發展，以及制度化管理能力對可持續發展不具有顯著的正向影響。我們調研的中小型制造業企業都重視盈利能力、制度化管理能力和社會責任，以及企業可持續發展的重要性，但本研究的分析結果表明大多數企業仍以追求利潤最大化，圍繞這一原則下的產量、銷售額和利潤等經濟數量指標視為企業發展的最終目標。這一分析結果也表明，遼寧省中小型制造業企業還處于傳統的經營理念和管理模式，若要實施可持續發展戰略，還需要發自內心的覺悟和決心。

企業忽視承擔保護環境與節約資源的責任和道德責任，從根本上說還是源于發展等于增長這一根深蒂固的傳統觀念。這種只追求短期利益不重視長期利益的企業管理必將影響樹立良好的企業形象和企業的可持續發展。因此，本研究的分析結果對企業可持續發展的重要啟示是：首先，企業可持續發展的基本戰略應該是以企業形象為核心，以盈利的持續性、環境協調發展、業務的持續性以及人力資本的持續性為支撐，尋求長期的競爭優勢。其次，企業的經營和發展必須放棄依靠高消耗追求經濟數量增長和“先污染后治理”的只追求短期利益不重視長期利益的傳統模式，轉為企業經濟與社會、環境相協調的，基于增強社會責任的基礎上提高營運能力和制度化管理能力的可持續發展模式。

參考文獻：

[1] 宋東風.基于企業可持續發展的科技保障機制研究[J].科學管理研究，2012，（1）：73-76.

[2] 王文，張文隆.企業可持續發展研究：基于企業社會責任的視角[J].科學學與科學技術管理，2009，（9）：154-157.

[3] Kotter，J.P.and J.L.Heskett 1992，Corporate Culture and Performance，New York：Free Press.

[4] Carroll，A.B.1991，The pyramid of corporate social responsibility：Towards the moral management of organizational stakeholders[J].

Business Horizons：39-48.

[5] 郭蕊.企業可持續發展能力的五維度模型[J].科技進步與對策，2006，（2）：149-152.

[6] 查爾斯·漢迪.思想者[M].閭佳，譯.杭州：浙江人民出版社，2012.

[7] 王建瓊，侯婷婷.社會責任對企業可持續發展影響的實證分析[J].科技進步與對策，2009，（18）：94-96.

[8] 黃樂楨.企業應承擔的八大社會責任[J].中國經濟周刊，2005，（41）：19.

[9] Bagozzi，R.，and Yi，Y.On the evaluation of structural equation models[J].Journal of the Academy of Marketing Science，1988，16（Spring）：

74-94.

[責任編輯 王 佳]endprint