دانلود رایگان ترجمه مقاله اعتبار سازمانی و نقش آن بر عملکرد محیطی (econjournals سال ۲۰۱۹)

مبتدی (مناسب برای درک مفهوم کلی مطلب) 

به همین ترتیب، تاکید رو به رشد بر مدیریت محیط زیست، به دلیل اتخاذ روش های سازگار با محیط زیست برای ارائه کالاها و خدمات، اعتبار شرکت را تقویت می کند و در نتیجه بر عملکرد اکولوژیکی تاثیر می گذارد. در این زمینه، لی و کلاسن(۲۰۰۸) اظهار داشتند که مفهوم مدیریت زیست محیطی، توانایی های سازمانی برای تاثیرگذاری بر عملکرد زیست محیطی را در برمی گیرد. علاوه بر این، دانژلیکو (۲۰۱۵) نقش مهم مدیریت زیست محیطی در بهبود اعتبار و عملکرد زیست محیطی شرکت را بررسی کرد و دریافت که حضور تیم های مدیریتی سبز، شهرت شرکت را به طور مثبتی بهبود می دهند و متعاقبا عملکرد زیست محیطی آن را تحت تاثیر قرار می دهند. از این رو با توجه به ادبیات فوق، مطالعه حاضر فرض می کند:
فرضیه ۱: اعتبار سازمانی برای تاثیر بر عملکرد زیست محیطی شرکت مهم است.
اخیرا، شاهد برجسته شدن سرمایه فکری سازمان در ادبیات مدیریت محیط زیست بوده ایم (تونیال و همکاران، ۲۰۱۹؛ زو و همکاران، ۲۰۱۷؛ گوئرو-بائنا و همکاران، ۲۰۱۵). در این مورد، برای تضمین اجرای موفقیت آمیز فعالیت های شرکتی سبز جهت تحقق اهداف توسعه پایدار، نقش سرمایه فکری سبز حیاتی است. با تعریف بونتیس (۲۰۰۱) و یوهانسون (۱۹۹۹)، سرمایه فکر سبز نشانه دهنده ادغام دارایی های نامشهود کسب وکار است که بهره برداری و قابلیت های بالقوه منابع را در سه شکل از تخصص گسترش می دهد، یعنی سرمایه انسانی، سرمایه ساختاری و سرمایه رابطه ای. بسیاری از مطالعات ثابت کردند که سرمایه فکری سازمان دارای توانایی بهبود رقابتی پذیری سازمانی است (ادوینسون و مالون، ۱۹۹۷؛ جانسون، ۱۹۹۹؛ استوارت، ۱۹۹۴).
چن (۲۰۰۸) با تمرکز بر سرمایه فکری سبز، مدیریت زیست محیطی بنگاه های کوچک و متوسط (SME ها) را در تایوان بررسی کرده است. نتایج این مطالعه مشخص کرد که هر سه نوع سرمایه فکری سبز یعنی توزیع منابع نامشهود در میان سرمایه انسانی سبز، سرمایه رابطه ای سبز و سرمایه ساختاری سبز، برای تاثیرگذاری بر مزیت رقابتی SME ها مهم هستند. به طور خاص، این مطالعه گزارش داد که سرمایه رابطه ای سبز مهم ترین محرک رقابت پذیری شرکت است.
به طور مشابه، دیاز-فرناندز و همکاران (۲۰۱۵) نیز نقش سرمایه فکری در تاثیر گذاری بر عملکرد شرکت های چند ملیتی در اسپانیا را مورد بررسی قرار دادند. یافته های این تحقیق نشان داده است که تنوع سرمایه فکری، تاثیر مثبت قابل توجهی بر عملکرد شرکت دارد.
در مطالعه دیگر، آسیایی و جوسوه (۲۰۱۵) نیز سهم سرمایه فکری در افزایش عملکرد شرکت را در تهران مورد بررسی قرار دادند. نویسندگان چهار جنبه از سرمایه فکری را بررسی کردند، یعنی سرمایه انسانی، سرمایه اجتماعی، سرمایه رابطه ای و سرمایه ساختاری. نتایج این مطالعه نشان داد که سه شکل سرمایه فکری یعنی سرمایه انسانی، سرمایه ساختاری و سرمایه رابطه‌ای برای تاثیر مثبت در عملکرد شرکت مهم هستند. با این حال، این مطالعه نتوانست نقش سرمایه اجتماعی در هدایت عملکرد شرکت را پیدا کند. بنابراین، مطالعه حاضر، فرض می کند که؛
فرضیه ۲: سرمایه فکری سبز برای تاثیر بر عملکرد زیست محیطی شرکت مهم است.
مدل فرضیه در شکل ۱ نشان‌ داده شده است.

۳٫ روش شناسی
۳٫۱٫ مقیاس ها
بررسی های فعلی، نقش سرمایه فکری سبز و رابطه سازمانی در عملکرد زیست محیطی را در شرکت‌ های تولیدی اندونزی تجزیه نموده است. برای تکمیل هدف تحقیق، مدل فرضی ارائه شده در شکل ۱ را مورد بررسی قرار می دهیم. ویژگی های عوامل بررسی شده، با استفاده از مقیاس لیکرت از ۱ (به شدت مخالف) تا ۵ (به شدت موافق) بررسی می شوند. روی هم رفته، پژوهش حاضر برای بررسی نقش سرمایه فکری سبز و شهرت سازمانی در تاثیرگذاری بر عملکرد زیست محیطی، از سه متغیر استفاده کرد. متغیرهای این مطالعه، سرمایه معنوی سبز (GIC)، شهرت سازمانی (ORR) و عملکرد زیست محیطی (ENP) هستند. علاوه بر این، GIC ترکیبی از سه متغیر فرعی است که عبارتند از سرمایه رابطه ای سبز (GRC)، سرمایه ساختاری سبز (GSC) و سرمایه انسانی سبز (GHC). دوازده مورد از متغیرهای فرعیِ GIC، از مطالعه چن (۲۰۰۸) اقتباس شد اند. چهار مورد از متغیرهای فرعی ORR از مطالعه توربان ، فروت و هندریکسون (۱۹۹۸) اقتباس شده اند. در نهایت، مطالعه حاضر چهار معیار از عملکرد زیست محیطی برگرفته از مطالعه ژو و همکاران (۲۰۱۷) را مورد استفاده قرار داد.

۳٫۲٫ انتخاب داده و نمونه
در تحقیقات حاضر، تکنیک گردآوری داده ها با جمع آوری اطلاعات از شرکت های چند ملیتی اندونزی انجام شده است. بنابراین، با انتقال نظرسنجی به فروشگاه های چند ملیتی مختلف در تمام چهارده ایالت اندونزی، ۲۱ شرکت چند ملیتی را انتخاب کردیم. برای جمع آوری اطلاعات بیشتر، ابزار مطالعه خود را به زبان انگلیسی تبدیل کردیم و بین فروشگاه های انتخاب شده در شرکت های چند ملیتی توزیع کردیم. متعاقبا، مجموع ۳۷۲ ابزار تحقیقاتی با استفاده از نسخه های چاپی و غیرچاپی نظرسنجی آنلاین ارسال شد. روند جمع آوری اطلاعات در مجموع ۳ ماه طول کشید و ۳۱۳ پاسخ با سرعت واکنش ۸۴٫۱۳ درصد دریافت شد.

۴٫ تجزیه و تحلیل داده ها و بحث
بررسی داده های این مطالعه با استفاده از SmartPLS ورژن ۳.۲.۸ (رینگل و همکاران، ۲۰۱۵) و SPSS (بسته آماری برای علوم اجتماعی) (V-23) انجام شده است. با حذف ناهنجاریهای تک متغیری و چند متغیری، آخرین نمونه مورد استفاده در این بررسی شامل ۲۹۳ مورد است. روش تشخیص ناهنجاری های تک متغیره و چند متغیره، امتیاز Z-test و حذف ماهالانوبیس (D2) با استفاده از SPSSS بود و بقیه تحقیقات داده با استفاده از SmartPLS انجام شده است. در جدول ۱، ساختار و سازماندهی پاسخ های معتبرِ داده های جمع آوری شده در این تحقیق، نشان داده شده است. به همین ترتیب، جدول ۲ توزیع میانگین و همبستگی پیرسونِ عوامل استفاده شده در بررسی حاضر را نشان می دهد. علاوه بر این، برای تشخیص مشکل همبستگی متغیرهای مستقل، بررسی حاضر از مطالعه هیر و همکاران (۲۰۱۰) استفاده می کند که بر اساس آن، بسیاری از خصوصیات در بررسی ارتباط پیرسون باید کمتر از ۰.۹۰ باشد. به این روش، همبستگی متغیرهای مستقل بین عوامل تایید می شود (هیر و همکاران، ۲۰۱۳؛ شریف و رازا، ۲۰۱۷؛ افشان و همکاران، ۲۰۱۸).
علاوه بر این، در صورتی اعتبار محتوا تایید می شود که موارد مورد استفاده در تحلیل داده ها با ارزش بیشتری در فاکتور مربوطه خود بارگذاری شوند، سپس سایر موارد در چارچوب نشان داده شد، در حالی که اگر مقدار آلفای کرونباخ و پایایی مرکب از ۰.۷. تجاوز کند، همسانی درونی اعمال می شود (عاریف و همکاران، ۲۰۱۶؛ شریف و رازا، ۲۰۱۷؛ فروغی و همکاران، ۲۰۱۵؛ هیر و همکاران، ۲۰۱۳؛ افشان و همکاران، ۲۰۱۸). بارگذاری عاملی و روایی مرکب در جدول ۳ نمایش داده شده است که نشان می دهد بیشتر موارد بارگذاری عاملی بیشتر از ۰٫۷ است، این بارگذاری در ستون های مربوطه نشان داده شد که با آستانه و یا ثبات داخلی مطابقت دارد.
در بررسی حاضر، روایی همگرا با استفاده از واریانس میانگین استخراج شده (AVE) برای هر متغیر بیان می شود (فورنل و لارکر، ۱۹۸۱). برای تایید روایی همگرا، حد بیش از ۰.۵ را ارائه می کنند. بنابراین AVE در جدول ۳، معیارهای اصلی را تایید می کند.
در گام بعدی روایی افتراقی اینگونه نشان داده می شود: هر مورد از یک عامل مشخص، چقدر جدید است و چقدر متمایز از سایر متغیرهاست (واسیم و همکاران، ۲۰۱۳ ؛ فروغی و همکاران، ۲۰۱۵ کارمینز و زلر، ۱۹۷۹). به گفته ی فورنل و لارکر (۱۹۸۱)، گفته می شود که روایی افتراقی در صورتی تایید می شود که ریشه دوم AVE، از اتصال دو به دوی متغیرهای پنهان بیشتر باشد. همان طور که در جدول ۴ آمده است، مقادیر ایتالیک ریشه دوم AVE هستند که بیشتر از مقادیر غیرقطری هستند که پیوند جفتی هر عامل می باشند (که عبارتند از: GRC، GSC، GHC، ORR وENP). جدول ۵ بارگیری اکتشافی عوامل مختلف و جداگانه را نشان می دهد، بنابراین حد را تایید می کند. متعاقبا، روایی افتراقی در صورتی بیان می شود که خصیصه متفاوت و خصیصه یکسان که توسط هنسلر و همکاران (۲۰۱۵) تجویز شده، کمتر از ۰.۸۵ باشد. نتایج جدول ۶ نشان داد که همه عناصر روایی افتراقی دارند.

در گام نهایی با ارائه ضرایب مسیر، آماره t و سطح اهمیت، رویکرد حداقل مربعات جزئی، فرضیه تحقیق و چارچوب مدل ارزیابی شدند. مطابق با توصیه های چین (۱۹۹۸)، یک روش بوت استرپینگ با استفاده از ۱۰۰۰ نمونه فرعی انجام شد تا مقادیر بحرانی قابل سنجش برای همه ضرایب بتا تایید شوند. جدول ۷، ضریب بتا، آماره t و سطح اهمیت آن ها را نشان می دهد.
جدول ۷ نتایج مدلسازی معادله مربعات جزئی، ضریب مسیر رگرسیون، آماره t، مقادیر احتمال (مقادیر P) و نظرات مربوط به مسیر استدلال تئوری را نشان می دهد. نتایج PLS-SEM تایید می کند که اعتبار سازمانی (
β=۰٫۴۲۴ و P < 0.000) و سرمایه فکری سبز (β=۰٫۴۴۹ و P < 0.000) تاثیر مثبت و معناداری بر عملکرد زیست محیطی دارد، در نتیجه فرضیه ۱ و ۲ تایید می شود. نتایج مدلسازی معادلات ساختاری حداقل مربعات تایید می کند که افزایش یک واحد در سرمایه فکری سبز باعث افزایش ۰.۴۴۹ واحد در عملکرد زیست محیطی شرکت های چند ملیتی در اندونزی می شود. علاوه بر این، افزایش یک واحد در اعتبار سازمانی، منجر به افزایش ۰.۴۲۴ واحد در عملکرد زیست محیطی شرکت های چند ملیتی می شود.