中小企業參與西部民族地區鄉村振興意愿的影響因素

[摘 要：為了提高西部民族地區中小企業參與鄉村振興的積極性，從理論上厘清西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的影響機制，文章基于參與西部民族地區鄉村發展的中小企業有效問卷，通過有序Logistic回歸模型分析中小企業參與鄉村振興意愿的影響因素，并采用解釋結構模型（ISM）深入探討各影響因素的內在邏輯關系與層次結構。實證發現：政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質、利益聯結、企業開辦年限、主要產品和發展階段顯著正向影響中小企業參與鄉村振興意愿，而企業類型顯著負向影響中小企業參與鄉村振興意愿；政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質和利益聯結是影響中小企業意愿的直接因素，而開辦年限、主要產品、發展階段和企業類型是其深層影響因素。基于此，為提高中小企業參與鄉村振興意愿提出針對性建議。

關鍵詞：中小企業；鄉村振興；有序Logistic；ISM模型

中圖分類號：F276.3；F327" " " 文獻標識碼：A 文章編號：1007-5097（2023）06-0011-09 ]

基金項目：國家社會科學基金一般項目“西部少數民族貧困地區中小企業精準扶貧模式研究”（17BMZ115）

作者簡介：毛文靜（1968—），女，山東平度人，教授，碩士生導師，博士，研究方向：中小企業管理與發展，組織理論與變革；

劉彬鑫（1998—），男，湖南邵陽人，碩士研究生，通信作者，研究方向：中小企業管理與發展，數字化與組織變革；

王瑞軒（1993—），男，河北邢臺人，碩士研究生，研究方向：企業管理。

Abstract： In order to enhance the enthusiasm of small and medium-sized enterprises in western minority areas to participate in rural revitalization and theoretically clarify the influencing mechanism of their willingness to participate in rural revitalization， this paper analyzes the influencing factors of small and medium-sized enterprises' willingness to participate in rural revitalization through an ordered Logistic regression model based on an effective questionnaire of small and medium-sized enterprises participating in rural development in western minority areas. Simultaneously，the Interpretive Structure Model （ISM） is used to delve into the internal logical relations and hierarchical structure of various influencing factors. Empirical research has found that policy support，external funds，enterprise strength，farmers' quality，interest linkage，enterprise establishment period，main products，and development stage significantly positively affect the willingness of small and medium-sized enterprises to participate in rural revitalization，while enterprise type significantly negatively affects the willingness of small and medium-sized enterprises to participate in rural revitalization；policy support，external funds，enterprise strength，farmers' quality，and interest linkage are the direct factors that affect the willingness of small and medium-sized enterprises，while the establishment period，main products，development stage，and enterprise type are the deep influencing factors. Based on this，targeted suggestions are proposed to enhance the willingness of small and medium-sized enterprises to participate in rural revitalization.

Key words： SMEs；rural revitalization；ordered Logistic；ISM model

一、引 言

鄉村振興是我國新時代鄉村發展的必然要求，是解決“三農”問題和實現鄉村現代化的總抓手，是實現社會主義現代化和中華民族偉大復興的關鍵一環。從2013年11月習近平總書記在湖南湘西考察時首次提出精準扶貧，到黨的十九大報告首次提出鄉村振興戰略，再到黨的二十大強調全面推進鄉村振興、堅持農業農村優先發展，表明我國對鄉村發展建設的重視程度達到前所未有的高度，鄉村發展迎來新的高峰點。2020年底，國家宣布在各方力量的共同努力下我國境內貧困縣已全部實現摘帽，真正意義上消除了絕對貧困，標志著鄉村振興工作進入新時期。進入實現第二個百年奮斗目標新征程時期，企業等經濟組織仍會持續發力參與鄉村地區發展，如騰訊開啟了“共同富裕專項計劃”、美團優選的“鄉村振興館”等，確保如期實現鄉村全面振興。由此可見，企業在促進鄉村全面振興中仍是重要力量。

我國西部地區地域廣闊、人口分布較散，屬于相對落后地區，其中西部民族八省地區經濟發展更是實現鄉村振興戰略需重點攻下的“關卡”。雖然鄉村地區在大企業等社會組織的幫扶下，經濟發展速度提升可觀，人民收入不斷增加，但面對西部民族地區的獨特情況，其幫扶還難以達到預期效果。而中小企業不僅數量多，而且分布廣泛，有著強大的吸納就業、促進經濟增長的作用，恰好能適應西部民族地區的特殊情況。中小企業作為西部民族地區鄉村振興工作的重要參與力量，幫助消除了絕對貧困，為西部民族地區鄉村發展作出了巨大貢獻，并在新時期促進鄉村振興中仍會持續幫助發展西部民族鄉村地區。而中小企業參與鄉村振興意愿的高低直接影響其振興鄉村成效，因而厘清影響中小企業參與西部民族地區鄉村振興意愿的因素，有利于增強中小企業參與鄉村振興的意愿，提高其推動鄉村發展績效，加速實現西部民族地區鄉村全面振興。

本文基于參與西部民族地區鄉村發展的中小企業收回的200份有效問卷，通過有序Logistic回歸模型厘清影響西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的多方因素，運用解釋結構模型（ISM）分析影響因素間的邏輯關系與層次結構，評估各影響因素的重要性，并在此基礎上提出針對性建議，以期為提高中小企業參與鄉村振興的積極性和加速鄉村全面振興進程提供理論指引。

二、文獻回顧

鄉村振興是獨具中國特色的概念，國內學者對其研究更具有針對性，而國外雖然沒有專門針對企業參與鄉村振興的研究，但有著許多關于企業助力鄉村發展的探討。對于企業參與鄉村發展的意愿，有學者認為民營企業參與鄉村地區發展工作是出于承擔社會責任的考慮。Jensen和Meckling（1976）通過研究發現，企業較為積極地承擔社會責任，在幫扶其他地區及人口的同時，獲得了更多資源，營造出更適宜的經營環境，為自身創造發展機會，既承擔了社會責任，又壯大了自身實力，實現互惠互利［1］；Wuttke和Vilks（2014）認為，民營制造企業通過履行自身社會責任來幫助落后鄉村地區實現良性發展，為其他企業如何更好地履行企業社會責任、改善鄉村地區落后面貌提供了參考［2］；Raimi等（2015）認為，企業家能力和企業的社會責任被認為是減緩貧困發生率、拉動貧困鄉村地區經濟發展及解決農戶增收問題的方法［3］；杜世風等（2019）提出，上市公司的社會責任感對其幫扶落后鄉村地區發展力度與成效有重大的影響［4］。也有學者認為企業幫助鄉村發展的目的在于獲得更多的外部利益與機會。施赟和舒偉（2020）研究發現，企業參與扶貧大都是出于獲得政府政策紅利，拉近與政府間的關系，以期在發展中獲得更多便利，壯大自身實力［5］；Solov（2014）認為，企業具有逐利性，追求利益最大化是其根本目標，所以幫扶鄉村發展也是企業基于自身發展考慮［6］。

同時，對于影響企業參與鄉村發展的因素，學者Purmiyati等（2019）以印度尼西亞東爪哇省為研究對象，認為影響微型企業助力鄉村發展成效的因素有技術效率、收入、可獲得性、性別、鄉村居民家庭成員人數和地理位置［7］；Maboshe等（2019）基于對電價變化的研究，得出實施電價補貼政策相對于直接財政轉移來說對減貧的效果不明顯［8］；Zhang和Naceur（2019）指出，金融機構是中小企業資金的重要來源，若金融機構放寬對中小企業減貧貸款標準，降低金融信貸的獲取難度，使中小企業能有資金投入到減貧工作中，將有效提高企業減貧成效，從而拉動貧困地區經濟發展［9］；陸繼霞（2020）指出，民營企業參與貧困鄉村地區發展受政府政策影響較大，在政府的帶領下積極參與“萬企幫萬村”幫扶工作，利用相關政策來促進鄉村地區和自身發展［10］；王煥培（2018）指出，民營企業是我國經濟社會重要力量，其參與貧困鄉村發展的積極性和主動性受到鄉村項目信息推介、相關支持政策、服務和法制環境的影響［11］；陳懷宇等（2018）指出，社會組織是參與貧困鄉村發展的重要社會力量，并發現政策支持、社會功能發揮、居民參與等對其參與鄉村發展有著重要的影響［12］；任長秋和王釗（2020）從注意力視角出發，實證分析得出，企業參與貧困鄉村地區發展受企業所屬行業、內部治理結構和業務發展戰略的影響顯著［13］；鄧博夫等（2020）提出，企業自身實力是決定減貧參與度以及效果的關鍵因素，實力不同的企業減貧行為存在一定差異，對實現鄉村地區振興幫助力度也不盡相同［14］；陸皓和李宇立（2020）發現，企業經營業績越好、規模越大的經濟組織減貧力度會更大，效果更顯著［15］；Gounder和Xing（2012）通過研究發現，貧困戶受教育程度、參與技術培訓次數和家庭勞動力數量及技能水平等影響著企業等組織產業扶貧的行為和成效，對貧困地區經濟發展速度也有著重要影響，貧困人口受教育程度越高減貧效果越好，更能提高社會組織幫扶鄉村發展的意愿，加速當地經濟發展［16］；Amis和Kumar（2000）認為，減貧是一項關乎政府、企業、貧困戶、專業合作社等多方利益的工程，需要多方協作參與［17］；張弘（2020）指出，企業想要有效實現脫貧目標，必須協調好各方利益相關者之間的關系，建立發展協同機制，從而提高運作效率，使減貧更好地惠及貧困鄉村地區［18］。

綜上所述，國內外學者對于規模較大的龍頭企業幫扶鄉村發展的動機及績效的影響因素研究較多，而相對于大企業和政府而言，中小企業有著自身特點，如分布廣、靈活度高、幫扶更精準等，卻少有學者專門針對西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的影響因素進行實證研究。

三、研究設計

（一）數據來源

本文數據源于課題組對參與西部民族地區鄉村發展的中小企業發放的問卷，涉及地區主要包括內蒙古自治區、新疆維吾爾自治區、西藏自治區、廣西壯族自治區、寧夏回族自治區、貴州省、云南省和青海省八個西部省份。問卷采用李克特五分制來設計量表，主要包括4大部分共55個題項。本次調查共發放問卷210份，收回有效問卷200份，問卷有效率為95.2%。表1列式了研究樣本的分布情況，由表1可知，各個省份樣本占比分別為：內蒙古自治區為26%、新疆維吾爾自治區為10%、西藏自治區為4.5%、廣西壯族自治區為10.5%、寧夏回族自治區為15%、貴州省為12%、云南省為12%、青海省為10%。

（二）變量測量

本文將因變量設置為中小企業參與鄉村振興意愿（Y），并進一步梳理中小企業參與鄉村振興的相關文獻，如任長秋和王釗（2020）［13］、易小燕等（2019）［19］、Zhang和Naceur（2019）［9］等學者通過研究發現，政策、外部資金以及企業實力等因素對企業參與鄉村振興有著重要影響；胡瀾（2019）認為，貧困人口素質是企業參與鄉村振興不可忽視的因素［20］；Amis和Kumar（2000）指出，鄉村振興需要多方協作參與，構建利益聯結機制［17］；陸皓和李宇立（2020）［15］以及Fajimi和Omonona（2010）［21］等學者通過對企業幫扶鄉村發展的研究，發現企業類型、產品、發展階段以及成立年限等因素可能會影響企業參與鄉村振興。為此，將影響中小企業參與鄉村振興意愿的因素主要歸納為政策支持（X1）、外部資金（X2）、企業實力（X3）、農戶素質（X4）、利益聯結（X5）、企業開辦年限（X6）、主要產品（X7）、發展階段（X8）和企業類型（X9）等9個指標。并且為提高指標值的說服力與證明力，采用熵權法來確定變量所包含題項的各自權重，計算得到各變量的綜合指數，見表2所列。

（三）模型構建

1. 有序Logistic模型

Logistic模型是一種廣義線性回歸模型，常用于研究主體行為意愿等方面問題。本文表達式為：

其中：Xi表示第i（i=1，2，3，4，5，6，7，8，9）個自變量指標；y代表中小企業參與鄉村振興意愿的程度（王濟川和郭志剛，2001）［22］。故此，本文有序Logistic模型為（劉勝林等，2020）［23］：

其中：Pj=P（y=j），j=1，2，3，4，5（非常不愿意，比較不愿意，一般，比較愿意，非常愿意）；X代表影響中小企業參與鄉村振興意愿的各項指標；αj為截距；β是與各X相對應的回歸系數。計算出αj和β的參數估計后，特定情況發生概率能通過下列公式計算得出（丁存振和肖海峰，2019；王卓和胡夢珠，2019）［24-25］：

2. 解釋結構模型（ISM）

解釋結構模型又稱為ISM模型，常用于深層次分析復雜的社會經濟問題，能有效揭示各影響因素之間的內在聯系，有助于發現影響研究問題的導致因素（張廣平，2000；蔡曉琳等，2021）［26-27］。其具體操作程序如下：

第一，確定導致因素的關聯性，建立鄰接矩陣。成立ISM小組，并根據上述有序Logistic模型運算結果，確定關鍵問題及其導致因素，若有Si（i=1，2，…，k）個導致因素，可經ISM小組討論確定各因素間的直接或間接關系，從而建立鄰接矩陣A（aij）：①若Si與Sj之間有直接影響，則分別在aij和aji上賦值為1，否則賦值為0；②若Si與Sj之間相互影響的程度相差比較大，則大的賦值為1，小的賦值為0（劉勝林等，2020；陳強等，2021）［23，28］。

第二，鄰接矩陣轉換成可達矩陣。將鄰接矩陣輸入Matlab軟件，可計算得到相應的可達矩陣B（王君澤等，2020）［29］。

第三，確定可達集、前因集及層級結構。可達集R（Si）表示可達矩陣中Si行中所有矩陣元素為1的列所對應的要素集合；前因集A（Si）表示可達矩陣中Si行中所有矩陣元素為1的行所對應的要素集合。若[R（Si）=R（Si）∩A（Si）]，則R（Si）為最高級要素集，可以確定Si為最上一級因素，所以第一層因素為[L1Si]。得到L1后，在可達矩陣中刪除該因素所對應的行列，進而用同一方法求得第二級，以此類推（Mandal和Deshmukh，1994）［30］。

第四，形成多級遞階解釋結構模型。

四、研究結果與分析

（一）描述性統計

由表3所列，被調查中小企業中，參與鄉村振興意愿的最小值為3，最大值為5，均值為4.160，說明大部分中小企業較為愿意主動參與西部民族鄉村地區發展；政策支持的最小值為3，最大值為5，均值為4.385，表明中小企業對西部民族鄉村地區當地政府的支持政策滿意度較高；外部資金的最小值為2，最大值為5，均值為4.116，表示部分中小企業對銀行等金融機構的貸款政策比較不滿意，但大部分還是較為滿意；企業實力的最小值為3，最大值為5，均值為4.413，說明大部分中小企業認為自身實力在參與西部民族鄉村振興工作中較為重要；農戶素質的最小值為2，最大值為5，均值為3.481，表明中小企業對西部民族鄉村地區農戶素質滿意度較低；利益聯結的最小值為2，最大值為5，均值為3.971，說明中小企業認為西部民族鄉村地區的利益聯結機制還有待提升；企業開辦年限的最小值為1，最大值為4，均值為2.690，表明被調查中小企業的開辦年限集中在3～5年；企業主要產品的最小值為1，最大值為2，均值為1.640，說明半數以上被調查中小企業的產品為民族特色產品；企業發展階段的最小值為1，最大值為4，均值為2.080；說明被調查中小企業大都處于成長階段；企業類型的最小值為1，最大值為2，均值為1.620，說明超過一半的被調查中小企業為生產型企業。并且，所選變量的標準偏差均較低，說明變量數據離散程度較低，所選變量符合研究要求。

（二）信度與效度分析

從表4分析結果可知，克隆巴赫Alpha的值為0.856，大于0.6，說明問卷數據具有較好的信度；KMO值為0.787（大于0.6），巴特利特球形度檢驗在1%的水平下顯著，表明問卷數據的效度較高。故而，所選變量可用來分析中小企業參與鄉村振興意愿的影響因素。

（三）相關性分析

根據表5所列，各變量之間基本具有一定的顯著相關性，其中企業類型與中小企業參與鄉村振興意愿呈顯著負相關。并且表6結果表明，各變量的方差膨脹因子（VIF）均在1～3之間，遠小于10，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，可以進行有序Logistic回歸分析。

（四）有序Logistic回歸分析

由表7可知，模型平行線檢驗顯著水平為0.817gt;0.05，說明模型通過了平行線檢驗，能進行有序Logistic回歸分析；并且模型擬合優度卡方值為654.671，擬合顯著性水平小于0.01，說明模型整體有意義。

政策支持對中小企業參與鄉村振興意愿起顯著正向影響（Plt;0.01），即政策支持力度越大，中小企業參與西部民族地區鄉村振興工作的積極性就越高。具體來說，政策支持每提升一個檔次，中小企業參與西部民族地區鄉村振興的意愿可能將增加646.9%（1）。意味著政府激勵政策越利好，中小企業參與西部民族地區鄉村振興的優惠和補貼則越多，其工作積極性就越強，促進鄉村振興成效越明顯，從而加速鄉村全面振興的實現。

外部資金對中小企業參與鄉村振興意愿起顯著正向影響（Plt;0.01），即外部資金來源越廣，中小企業參與西部民族地區鄉村振興工作的意愿就越強。并且外部資金每增加一個檔次，中小企業參與鄉村振興意愿可能提高601.3%。總體而言，中小企業能從外部獲取的資金越多，則可用于振興鄉村產業的資本就越多，能有效提高其參與鄉村振興意愿，加快建設美麗幸福鄉村進程。

企業實力對中小企業參與鄉村振興意愿具有顯著正向影響（Plt;0.01），即中小企業自身實力越強，其參與西部民族地區鄉村振興工作的主動性就越強，且企業實力每提高一個檔次，中小企業參與鄉村振興的主動性可能會提高636.6%。也就是說，中小企業規模越大、技術水平越高、銷售渠道越完善、風險承受能力越強，則自身實力越強，幫扶西部民族地區鄉村發展的意愿與能力就越強，越能有效幫助鄉村地區實現振興。

農戶素質對中小企業參與鄉村振興意愿有著顯著正向影響（Plt;0.01），即西部民族鄉村地區農戶素質越高，中小企業就越愿意參與該地區鄉村振興工作。同時農戶素質每上升一個檔次，中小企業參與鄉村振興的意愿可能會增加244.5%。因為綜合素質較高的農村人口能夠利用好中小企業發展鄉村機會，積極參與或者與企業合作打造自身產業、加快收入增長的同時，能顯著促進中小企業產業發展，從而增強中小企業參與鄉村振興工作的意愿。

利益聯結對中小企業參與鄉村振興意愿有顯著正向影響（Plt;0.01），即利益聯結程度越高，中小企業參與西部民族地區鄉村振興工作的意愿就越強。進而言之，利益聯結每提高一個檔次，中小企業參與鄉村振興意愿就可能提升497.8%。因為適宜的利益聯結能實現有效聯動效應，放大中小企業振興鄉村業務輻射范圍，帶動鄉村各方面發展，并且更有效反哺企業自身發展，進而提高其幫扶鄉村發展的積極性。

企業特征方面：中小企業開辦年限顯著正向影響其參與鄉村振興的意愿（Plt;0.1），即中小企業開辦年限越長，其參與西部民族地區鄉村振興工作的意愿就越強；中小企業主要產品對其參與鄉村振興意愿具有顯著正向影響（Plt;0.1），即中小企業的主要產品為民族特色產品，會提高其參與西部民族地區鄉村振興工作的積極性；中小企業發展階段對其參與鄉村振興意愿有著顯著正向影響（Plt;0.05），即發展階段越高，中小企業越會積極主動參與西部民族地區鄉村振興工作；中小企業類型對其參與鄉村振興意愿起顯著負向影響（Plt;0.01），即經營型的中小企業參與西部民族地區鄉村振興工作的意愿相較于生產型企業較低，可能是經營型中小企業的業務與西部民族鄉村地區耦合度較低，參與鄉村振興工作不能明顯提高其發展水平，故而積極性不高。

（五）ISM模型分析

依據上述有序Logistic回歸結果，研究得到影響西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的顯著影響因素，下文將采用解釋結構模型（ISM）來進一步分析各因素之間的深層次關系。表8為基于回歸結果提取的關鍵問題與導致因素。

第一，成立ISM小組。該小組成員主要包括課題組成員以及校內研究鄉村振興的教授，共計12人。結合ISM小組專家意見，根據鄰接矩陣設置規則，構建西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的影響因素鄰接矩陣A。

第二，通過Matlab軟件計算得到相對應的可達矩陣B。

第三，基于可達矩陣B，運用上述ISM模型介紹中第三步方法可以確定可達集、前因集及層級結構，結果見表9～表11所列。由此得到本研究第一層要素集L1=｛S0｝、第二層要素集L2=｛S1，S2，S3，S4，S5｝和第三層要素集L3=｛S6，S7，S8，S9｝。

第四，根據第三步結果可以得到西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的多級遞階解釋結構模型，如圖1所示。

從圖1可知，西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿的顯著影響因素可分為兩個層級，其中直接因素是政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質和利益聯結，而深層因素是企業開辦年限、主要產品、發展階段和類型。結合有序Logistic回歸結果可知，西部民族地區中小企業參與鄉村振興意愿不僅受企業內部影響，還受外部條件制約。故此，提高中小企業參與鄉村振興的意愿，需要綜合考慮各方因素，各方合力激勵中小企業的積極性與主動性。

五、結論與啟示

（一）結論

本文基于對參與西部民族鄉村地區發展的中小企業發放的問卷，以中小企業參與鄉村振興意愿為因變量，以政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質、利益聯結、企業開辦年限、主要產品、發展階段和企業類型等9個指標為自變量，構建了多元有序Logistic回歸模型，實證檢驗了因變量與自變量的關系。經實證分析得出如下結論：在西部民族鄉村地區，顯著正向影響中小企業參與鄉村振興意愿的因素是政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質、利益聯結、企業開辦年限、主要產品和發展階段，顯著負向影響中小企業參與鄉村振興意愿的因素是企業類型；在此基礎上，對有序Logistic回歸模型得出的顯著影響因素進行解釋結構模型（ISM）分析，得出中小企業參與鄉村振興意愿的影響因素間的層次結構，并發現直接影響因素是政策支持、外部資金、企業實力、農戶素質和利益聯結，而企業開辦年限、主要產品、發展階段和企業類型是其深層影響因素。本文研究結果揭示了中小企業參與鄉村振興意愿的內外部影響因素，為中小企業促進鄉村振興實踐路徑的選擇提供理論分析與指導，有利于促進鄉村地區全面發展，加快振興步伐，實現共同富裕。

（二）啟示

1. 加大政策支持，助力企業生產

政策支持是影響中小企業參與鄉村振興意愿的直接因素，政策對企業越有利，其參與鄉村振興越積極，對鄉村發展推動作用便越強，越有利于振興鄉村。政府應切實制定各項支持性政策，如稅收優惠政策、財政貼息政策以及風險補償政策等，給參與鄉村振興的中小企業創造有利條件，為其提供堅強后盾，使其為鄉村振興作更大貢獻。同時，政府部門要根據中小企業所生產的主要產品類型來細化支持政策，如給予生產民族特色產品的企業更多優惠，讓更多具有當地民族特色的中小企業投身鄉村振興工作，有效拉動鄉村經濟，加快實現全面振興。

2. 拓寬企業融資渠道，豐富資金來源

對融資存有困難但開辦年限較長的中小企業，銀行等金融機構可以給予一定的扶持優待，適當放寬貸款條件（如降低借款要求、延長還款期限等），開放綠色貸款通道，為中小企業提供更多貸款資金，以便其有充裕資金參與鄉村振興工作，提高其參與意愿；鼓勵農戶將財政補貼資金投入企業，豐富中小企業資金來源，為中小企業參與鄉村振興提供外部資金保障。

3. 發展優勢產業，壯大企業實力

中小企業在推進西部民族地區鄉村振興過程中，應結合自身發展階段、精準定位自身實力，在深入研究鄉村地區特色資源優勢的基礎上，雇傭專業人才，發展優勢產業，將現有資源變為經濟動力，發展“一村一品”，生產特色性較強的產品，提高自身可持續發展能力，更好地帶動貧困地區發展，持續為鄉村振興戰略的實施提供推力。

4. 加大教育投資力度，提高貧困人口綜合素質

政府應重視農村人口綜合素質的提高，加大對基礎教育、職業能力教育、專業技術教育、民族技藝教育等的投資，通過開展培訓或其他潛移默化的方式來不斷提高農戶的知識水平，增強其綜合素質，為鄉村地區全面發展提供支撐。同時，中小企業還可設立教育基金，資助農戶外出交流經驗、學習實用技能；并資助農戶子女上大學，與其簽訂畢業后就業協議，留住高素質人才。多措施并舉提高鄉村地區人口素質，降低返貧概率，鞏固脫貧成果，增強鄉村振興內生動力。

5. 立足自身類型，選擇恰當利益聯結機制

政府應積極支持企業與專業合作社等中介機構聯合組建產業農合聯，加強農戶與企業、合作社等中介機構間的聯系，構建良好的聯結機制，實現多方聯動。同時，企業類型又是影響中小企業參與鄉村振興意愿的深層因素，說明中小企業應立足自身類型，選擇恰當的利益聯結機制，如“中小企業+專業合作社+農戶生產”“中小企業+電商+農戶產品”等利益聯結機制，通過與合作社、農戶簽訂產銷訂單、代種代養、勞務承包等方式建立合作關系，帶領農戶增收致富，為鄉村振興打造堅實基礎，提升鄉村全面振興速度。

注 釋：

（1）OR值是概率、比值，又稱優勢比、比值比，是指某事件發生（實驗組）的可能性（概率）與不發生（對照組）的可能性（概率）之比。計算方法為：OR=exp（β）=eβ，其中β是變量系數。在有序Logistic回歸中，OR值=1，表示該因素對事件的發生不起作用；OR值gt;1，表示該因素是一個危險因素（正相關）；OR值lt;1，表示該因素是一個保護因素（負相關）。以文中數據為例，政策支持的OR值為6.469，可以表述成：政策支持每提升一個檔次，中小企業參與西部民族地區鄉村振興的意愿可能將增加646.9%或6.469倍。

參考文獻：

［1］JENSEN M C，MECKLING W H.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，3（4）：305-360.

［2］WUTTKE M，VILKS A.Poverty Alleviation Through CSR in the Indian Construction Industry［J］.Journal of Management Development，2014，33（2）：119-130.

［3］RAIMI L，AKHUEMONKHAN I，OGUNJIRIN O D.Corporate Social Responsibility and Entrepreneurship （CSRE）：Antidotes to Poverty，Insecurity and Underdevelopment in Nigeria［J］.Social Responsibility Journal，2015，11（1）：56-81.

［4］杜世風，石恒貴，張依群.中國上市公司精準扶貧行為的影響因素研究——基于社會責任的視角［J］.財政研究，2019（2）：104-115.

［5］施赟，舒偉.制度推動、政治關聯與非國有企業參與精準扶貧［J］.統計與決策，2020，36（20）：163-167.

［6］SOLOV E V.Alleviation of Pensioners’ Poverty：A Key Task for the State and Society in Contemporary Russia［J］.Economic and Social Changes：Facts，Trends，Forecast，2014，5（35）：143-155.

［7］PURMIYATI A，BERMA M，TALIB B A，et al.The Role of Banking Capital in Industrial Sector Micro Enterprises for Poverty Alleviation：A Study in East Java，Indonesia［J］.Foundations of Management，2019，11（1）：131-142.

［8］MABOSHE M，KABECHANI A，CHELWA G.The Welfare Effects of Unprecedented Electricity Price Hikes in Zambia［J］.Energy Policy，2019，126：108-117.

［9］ZHANG R，NACEUR S B.Financial Development，Inequality，and Poverty：Some International Evidence［J］.International Review of Economics amp; Finance，2019，61（12）：1-16.

［10］陸繼霞.中國扶貧新實踐：民營企業參與精準扶貧的實踐、經驗與內涵［J］.貴州社會科學，2020（3）：154-160.

［11］王煥培.民營企業參與精準扶貧研究［J］.湖南省社會主義學院學報，2018，19（4）：48-50.

［12］陳懷宇，杜國明，吳玲.大扶貧格局下社會組織參與精準扶貧的影響因素研究［J］.行政科學論壇，2018（3）：16-20.

［13］任長秋，王釗.企業介入精準扶貧的影響因素研究——基于注意力視角的實證分析［J］.軟科學，2020，34（6）：72-78.

［14］鄧博夫，陶存杰，吉利.企業參與精準扶貧與緩解融資約束［J］.財經研究，2020，46（12）：138-151.

［15］陸皓，李宇立.新疆上市公司扶貧力度影響因素分析［J］.新疆財經大學學報，2020（3）：37-45.

［16］GOUNDER R，XING Z. Impact of Education and Health on Poverty Reduction：Monetary and Non-monetary Evidence from Fiji［J］.Economic Modelling，2012，29（3）：787-794.

［17］AMIS P，KUMAR S. Urban Economic Growth，Infrastructure and Poverty in India：Lessons from Visakhapatnam［J］.Environment and Urbanization，2000，12（1）：185-196.

［18］張弘.鄉村振興視域下金融精準扶貧效率及影響因素研究——以甘肅省為例［J］.農村金融研究，2020（5）：45-49.

［19］易小燕，陳印軍，向雁等.縣域鄉村振興指標體系構建及其評價——以廣東德慶縣為例［J］.中國農業資源與區劃，2020，41（8）：187-195.

［20］胡瀾.涼山彝區攻克貧困人口“素質貧困”堡壘的探索與思考［J］.中共四川省委黨校學報，2019（3）：75-81.

［21］FAJIMI F O，OMONONA B T.Women Participation in Agro-allied Small and Medium Scale Enterprise and Its Impact on Poverty Alleviation in Oyo State Nigeria［J］.Journal of American Science，2010，6（12）：771-780.

［22］王濟川，郭志剛. Logistic回歸模型——方法與運用［M］.北京：高等教育出版社，2001：19.

［23］劉勝林，王雨林，李冬梅.民族山區新型職業農民培訓評價的影響因素研究——基于Y縣327份問卷的Logistic-ISM模型分析［J］.農村經濟，2020（10）：138-144.

［24］丁存振，肖海峰.交易特性、農戶產業組織模式選擇與增收效應——基于多元Logit模型和MTE模型分析［J］.南京農業大學學報（社會科學版），2019，19（5）：130-142，159.

［25］王卓，胡夢珠.民族地區產業扶貧效果及影響因素研究——以川滇彝區為例［J］.經濟體制改革，2019（3）：70-77.

［26］張廣平.解釋結構模型法（ISM）在科研技術裝備管理職能作用分析中的應用［J］.科研管理，2000（2）：68-74.

［27］蔡曉琳，方凱，張倩秋.鄉村振興背景下農戶產業組織模式的選擇［J］.統計與決策，2021，37（15）：161-165.

［28］陳強，丁玉，敦帥.基于解釋結構模型的城市營商環境影響因素研究［J］.經濟體制改革，2021（1）：193-200.

［29］王君澤，宋小炯，杜洪濤.基于解釋結構模型的我國工業互聯網實施影響因素研究［J］.中國軟科學，2020（6）：30-41.

［30］MANDAL A ，DESHMUKH S G .Vendor Selection Using Interpretive Structural Modelling （ISM）［J］.International Journal of Operations amp; Production Management，1994，14（6）：52-59.

［責任編輯：程 靖］