○ 文/溫 哲

通過結構方程模型（SEM）對前期研究構建的內(nèi)蒙古涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響因素理論模型進行印證，即利用量化研究印證質(zhì)性研究。研究結果認為構建的理論模型可以接受，轉(zhuǎn)型升級的關鍵因素是外部環(huán)境，核心因素是企業(yè)家精神，重要因素是企業(yè)資源，并提出推動轉(zhuǎn)型升級的對策建議，為涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供參考與借鑒。

通過結構方程模型（SEM）對前期根據(jù)扎根理論構建的內(nèi)蒙古涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響因素理論模型進行印證，即利用量化研究印證質(zhì)性研究。構建的轉(zhuǎn)型升級影響因素理論模型如圖1 所示，根據(jù)構建的理論模型設定結構方程模型（SEM）有變量20 個，其中觀察變量16 個（Q1 政策環(huán)境、Q2 營商環(huán)境、Q3 配套設施、Q4 經(jīng)濟環(huán)境、Q5 變革創(chuàng)新、Q6 進取學習、Q7 理智果斷、Q8 團結合作、Q9 抗壓解難、Q10 發(fā)展規(guī)劃、Q11 資金資源、Q12 人才資源、Q13 技術應用、Q14質(zhì)量服務、Q15 商業(yè)模式、Q16 現(xiàn)代管理），潛在變量4 個（外部環(huán)境、企業(yè)家精神、企業(yè)資源、轉(zhuǎn)型升級）。[1]

圖1 轉(zhuǎn)型升級影響因素理論模型圖

研究工具使用SPSSPRO，調(diào)查問卷使用李克特七級量表，問題項根據(jù)構建理論模型研究過程以及項目組研究人員與相關專家論證得出。

一、理論模型印證

（一）數(shù)據(jù)收集

1.研究樣本的確定。研究對象是內(nèi)蒙古地區(qū)的涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)，因此研究樣本確定為內(nèi)蒙古區(qū)域內(nèi)，在當?shù)乇拘袠I(yè)內(nèi)發(fā)展較好并持續(xù)經(jīng)營3 年以上的小微企業(yè)的負責人或合伙人。

2.樣本規(guī)模、發(fā)放及回收情況。調(diào)查問卷通過“問卷網(wǎng)”進行，回收有效問卷313 份，有效問卷占比約為80.05%。

（二）數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

1.Cronbach's alpha 信度分析。

（1）外部環(huán)境維度信度分析。分析結果見表1、表2。Cronbach’s α 系數(shù)值為0.989，高于0.9，說明外部環(huán)境維度的研究數(shù)據(jù)具有較好的信度且數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較高，可用于進一步分析。

表1 Cronbach’s α 系數(shù)表

表2 刪除分析項統(tǒng)計匯總

（2）企業(yè)家精神維度信度分析。企業(yè)家精神維度信度分析和外部環(huán)境維度信度分析相似，分析結果見表3、表4。從表中可以看出企業(yè)家精神維度的研究數(shù)據(jù)具有較好的信度且數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較高，可用于進一步分析。

表3 Cronbach’s α 系數(shù)表

表4 刪除分析項統(tǒng)計匯總

（3）企業(yè)資源維度信度分析。企業(yè)資源維度信度分析和外部環(huán)境維度信度分析相似，分析結果見表5、表6。從表中可以看出企業(yè)資源維度的研究數(shù)據(jù)具有較好的信度且數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較高，可用于進一步分析。

表5 Cronbach’s α 系數(shù)表

表6 刪除分析項統(tǒng)計匯總

（4）企業(yè)轉(zhuǎn)型升級維度信度分析。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級維度信度分析和外部環(huán)境維度信度分析相似，分析結果見表7、表8。從表中可以看出企業(yè)轉(zhuǎn)型升級維度的研究數(shù)據(jù)具有較好的信度且數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較高，可用于進一步分析。

表7 Cronbach’s α 系數(shù)表

表8 刪除分析項統(tǒng)計匯總

（5）外部環(huán)境、企業(yè)家精神、企業(yè)資源、轉(zhuǎn)型升級四個維度綜合量表信度分析。分析結果見表9、表10。Cronbach’s α 系數(shù)值為0.981，高于0.9，說明問卷維度研究數(shù)據(jù)具有較好的信度。

表9 Cronbach’s α 系數(shù)表

表10 刪除分析項統(tǒng)計匯總

2.效度分析。

效度分析主要是用于檢驗問卷題目設計是否合理。[2]

（1）探索性因子分析。 KMO 和Bartlett 檢驗判斷是否適合進行探索性因子分析，分析結果見表11。KMO 的值為0.923，說明較為適合做探索性因子分析；Bartlett 球形檢驗顯著性P 值為0.000＊＊＊，于水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕原假設，說明各變量之間具有相關性，因子分析有效，適合進行因子分析。

表11 KMO檢驗和Bartlett檢驗

（2）驗證性因子分析。驗證性因子分析基本數(shù)據(jù)匯總結果見表12。數(shù)據(jù)集共有因子數(shù)量4 個，變量數(shù)16 個，樣本數(shù)313 個，能夠滿足驗證性因子分析基本數(shù)據(jù)要求。

表12 驗證性因子分析基本數(shù)據(jù)匯總表

（三）應用結構方程模型（SEM）進行模型印證

結構方程模型(SEM)是基于因子分析及線性回歸分析復雜變量相互間關系的一種模型。通過以上信度與效度分析，證明獲取的研究數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，能夠應用SEM 對理論模型進行印證。

1.結構方程模型因子載荷系數(shù)分析。分析結果見表13。測量關系時第一項是參照項，不會呈現(xiàn)p 值等統(tǒng)計量。因子外部環(huán)境的測量項Q1、Q2、Q3、Q4均水平上呈現(xiàn)顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數(shù)均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現(xiàn)各變量可在同一因子上展現(xiàn)；因子企業(yè)家精神的測量項Q5、Q6、Q7、Q8、Q9、Q10 均水平上呈現(xiàn)顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數(shù)均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現(xiàn)各變量可在同一因子上展現(xiàn)；因子企業(yè)資源的測量項Q11、Q12、Q13 均水平上呈現(xiàn)顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數(shù)均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現(xiàn)各變量可在同一因子上展現(xiàn)；因子轉(zhuǎn)型升級的測量項Q14、Q15、Q16 均水平上呈現(xiàn)顯著性（p<0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數(shù)均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現(xiàn)各變量可在同一因子上展現(xiàn)。

表13 結構方程模型因子載荷系數(shù)表

2.模型回歸分析。模型回歸分析顯示了潛變量的影響關系情況，結果見表14。從表中數(shù)據(jù)分析可知，外部環(huán)境對于企業(yè)家精神產(chǎn)生顯著影響（P ＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數(shù)值為0.769，意味著外部環(huán)境會對于企業(yè)家精神產(chǎn)生影響關系；企業(yè)家精神對于企業(yè)資源產(chǎn)生顯著影響（P＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數(shù)值為0.755，意味著企業(yè)家精神會對于企業(yè)資源產(chǎn)生影響關系；企業(yè)資源對于轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生顯著影響（P ＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數(shù)值為0.683，意味著企業(yè)資源會對于轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生影響關系。

表14 模型回歸系數(shù)表

3.模型擬合指標分析。模型的最終擬合指標結果見表15。從表中可知，卡方自由度比是8.382（X2/df），未達到低于3 的標準；RMSEA 值是0.154，比較接近0.1 的標準；而其余的5 項常用指標均達到了判斷標準，GFI 的值是0.933，符合高于0.9 的標準；RMR 的值是0.059，符合低于0.1 的標準；CFI 的值是0.941，符合高于0.9 的標準；NFI 的值是0.933，符合高于0.9 的標準；NNFI 的值是0.930，符合高于0.9的標準。

表15 模型擬合指標

（四）結論性分析

綜上分析，認為構建的轉(zhuǎn)型升級影響因素理論模型可以通過結構方程模型（SEM）進行印證，理論模型可以接受，具有一定的研究價值和理論意義，后續(xù)可以根據(jù)構建的理論模型提出對策建議。

二、研究結論

（一）外部環(huán)境是關鍵因素

外部環(huán)境是涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的起點與基礎保障，若缺乏這些因素，僅依靠自身能力實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的難度很大。

（二）企業(yè)家精神是核心因素

企業(yè)家精神處于理論模型核心地位。一是有連接作用，一邊連接模型前端外部環(huán)境，一邊與其后端企業(yè)資源相連，通過企業(yè)家精神的連接，使外部環(huán)境的作用效果傳遞到企業(yè)資源；二是有放大的作用，通過企業(yè)家精神能夠?qū)⑼獠凯h(huán)境因素價值放大，進而對企業(yè)資源產(chǎn)生持續(xù)作用，實現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級；三是融合的作用，通過企業(yè)家精神將企業(yè)內(nèi)外部各種要素進行融合，產(chǎn)生巨大能量。

（三）企業(yè)資源是重要因素

企業(yè)資源實力直接影響到企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，若缺乏資金、人才、技術這些要素，企業(yè)是很難完成轉(zhuǎn)型升級的。

（四）路徑方向

商業(yè)模式、現(xiàn)代管理、質(zhì)量與服務可以作為企業(yè)進行轉(zhuǎn)型升級的路徑選擇方向。

三、對策建議

（一）政府、稅收、金融、行業(yè)協(xié)會等機構層面的對策建議

一是繼續(xù)進行相關政策的支持并切實貫徹執(zhí)行，多措并舉給予扶持與引導；二是深入優(yōu)化營商環(huán)境，為企業(yè)實現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級提供必要條件；三是完善基礎配套環(huán)境，形成更好的平臺促進業(yè)務拓展與外延，進一步延長其產(chǎn)業(yè)鏈或融入產(chǎn)業(yè)鏈提高產(chǎn)品附加值；四是加強對涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)人、財、稅收、技術應用等方面的支持；五是尊重企業(yè)家及宣揚企業(yè)家精神，營造企業(yè)家健康成長環(huán)境，弘揚企業(yè)家精神，充分發(fā)揮出企業(yè)家精神的作用。

（二）內(nèi)蒙古涉農(nóng)涉牧小微企業(yè)自身層面的對策建議

企業(yè)經(jīng)營者要不斷修煉企業(yè)家精神，在思想認識、知識閱歷、眼界格局、創(chuàng)新應用、運營經(jīng)營等素質(zhì)能力方面有所提升。從創(chuàng)新更新商業(yè)模式，進行現(xiàn)代化管理，與區(qū)域資源特色融合，打造綠色概念，提升產(chǎn)品質(zhì)量及服務能力等路徑方向入手[3]。

（三）轉(zhuǎn)型升級是一個系統(tǒng)性問題

需用系統(tǒng)的眼光整體看問題，各方因素都不可或缺，只有把外部環(huán)境、企業(yè)家精神以及企業(yè)資源等多種因素有機融合，才能發(fā)揮最佳效果。