內蒙古涉農涉牧小微企業轉型升級研究
——基于結構方程模型的理論模型印證

○ 文/溫 哲

通過結構方程模型（SEM）對前期研究構建的內蒙古涉農涉牧小微企業轉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性研究。研究結果認為構建的理論模型可以接受，轉型升級的關鍵因素是外部環境，核心因素是企業家精神，重要因素是企業資源，并提出推動轉型升級的對策建議，為涉農涉牧小微企業轉型升級提供參考與借鑒。

通過結構方程模型（SEM）對前期根據扎根理論構建的內蒙古涉農涉牧小微企業轉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性研究。構建的轉型升級影響因素理論模型如圖1 所示，根據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 政策環境、Q2 營商環境、Q3 配套設施、Q4 經濟環境、Q5 變革創新、Q6 進取學習、Q7 理智果斷、Q8 團結合作、Q9 抗壓解難、Q10 發展規劃、Q11 資金資源、Q12 人才資源、Q13 技術應用、Q14質量服務、Q15 商業模式、Q16 現代管理），潛在變量4 個（外部環境、企業家精神、企業資源、轉型升級）。[1]

圖1 轉型升級影響因素理論模型圖

研究工具使用SPSSPRO，調查問卷使用李克特七級量表，問題項根據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）數據收集

1.研究樣本的確定。研究對象是內蒙古地區的涉農涉牧小微企業，因此研究樣本確定為內蒙古區域內，在當地本行業內發展較好并持續經營3 年以上的小微企業的負責人或合伙人。

2.樣本規模、發放及回收情況。調查問卷通過“問卷網”進行，回收有效問卷313 份，有效問卷占比約為80.05%。

（二）數據質量分析

1.Cronbach's alpha 信度分析。

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

表1 Cronbach’s α 系數表

表2 刪除分析項統計匯總

（2）企業家精神維度信度分析。企業家精神維度信度分析和外部環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家精神維度的研究數據具有較好的信度且數據信度質量較高，可用于進一步分析。

表3 Cronbach’s α 系數表

表4 刪除分析項統計匯總

（3）企業資源維度信度分析。企業資源維度信度分析和外部環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資源維度的研究數據具有較好的信度且數據信度質量較高，可用于進一步分析。

表5 Cronbach’s α 系數表

表6 刪除分析項統計匯總

（4）企業轉型升級維度信度分析。企業轉型升級維度信度分析和外部環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轉型升級維度的研究數據具有較好的信度且數據信度質量較高，可用于進一步分析。

表7 Cronbach’s α 系數表

表8 刪除分析項統計匯總

（5）外部環境、企業家精神、企業資源、轉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 系數值為0.981，高于0.9，說明問卷維度研究數據具有較好的信度。

表9 Cronbach’s α 系數表

表10 刪除分析項統計匯總

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據匯總結果見表12。數據集共有因子數量4 個，變量數16 個，樣本數313 個，能夠滿足驗證性因子分析基本數據要求。

表12 驗證性因子分析基本數據匯總表

（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，證明獲取的研究數據質量較好，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p 值等統計量。因子外部環境的測量項Q1、Q2、Q3、Q4均水平上呈現顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現各變量可在同一因子上展現；因子企業家精神的測量項Q5、Q6、Q7、Q8、Q9、Q10 均水平上呈現顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現各變量可在同一因子上展現；因子企業資源的測量項Q11、Q12、Q13 均水平上呈現顯著性（p <0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現各變量可在同一因子上展現；因子轉型升級的測量項Q14、Q15、Q16 均水平上呈現顯著性（p<0.05），則拒絕原假設，同時標準載荷系數均大于0.7，其有足夠的方差解釋率表現各變量可在同一因子上展現。

表13 結構方程模型因子載荷系數表

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。從表中數據分析可知，外部環境對于企業家精神產生顯著影響（P ＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數值為0.769，意味著外部環境會對于企業家精神產生影響關系；企業家精神對于企業資源產生顯著影響（P＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數值為0.755，意味著企業家精神會對于企業資源產生影響關系；企業資源對于轉型升級產生顯著影響（P ＜0.05），則拒絕原假設，因此此路徑有效，且標準化路徑系數值為0.683，意味著企業資源會對于轉型升級產生影響關系。

表14 模型回歸系數表

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，后續可以根據構建的理論模型提出對策建議。

二、研究結論

（一）外部環境是關鍵因素

外部環境是涉農涉牧小微企業轉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轉型升級的難度很大。

（二）企業家精神是核心因素

企業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境，一邊與其后端企業資源相連，通過企業家精神的連接，使外部環境的作用效果傳遞到企業資源；二是有放大的作用，通過企業家精神能夠將外部環境因素價值放大，進而對企業資源產生持續作用，實現企業轉型升級；三是融合的作用，通過企業家精神將企業內外部各種要素進行融合，產生巨大能量。

（三）企業資源是重要因素

企業資源實力直接影響到企業轉型升級，若缺乏資金、人才、技術這些要素，企業是很難完成轉型升級的。

（四）路徑方向

商業模式、現代管理、質量與服務可以作為企業進行轉型升級的路徑選擇方向。

三、對策建議

（一）政府、稅收、金融、行業協會等機構層面的對策建議

一是繼續進行相關政策的支持并切實貫徹執行，多措并舉給予扶持與引導；二是深入優化營商環境，為企業實現穩定發展與轉型升級提供必要條件；三是完善基礎配套環境，形成更好的平臺促進業務拓展與外延，進一步延長其產業鏈或融入產業鏈提高產品附加值；四是加強對涉農涉牧小微企業人、財、稅收、技術應用等方面的支持；五是尊重企業家及宣揚企業家精神，營造企業家健康成長環境，弘揚企業家精神，充分發揮出企業家精神的作用。

（二）內蒙古涉農涉牧小微企業自身層面的對策建議

企業經營者要不斷修煉企業家精神，在思想認識、知識閱歷、眼界格局、創新應用、運營經營等素質能力方面有所提升。從創新更新商業模式，進行現代化管理，與區域資源特色融合，打造綠色概念，提升產品質量及服務能力等路徑方向入手[3]。

（三）轉型升級是一個系統性問題

需用系統的眼光整體看問題，各方因素都不可或缺，只有把外部環境、企業家精神以及企業資源等多種因素有機融合，才能發揮最佳效果。