合作文化、 企业创新与组织韧性

王国红 岳翔宇 黄 昊

（大连理工大学经济管理学院， 大连 116024）

引 言

现如今， 中国正面临百年未有之大变局， 企业生产经营环境逐渐向多变性（Volatility）、 不确定性（Uncertainty）、 复杂性（Complexity）、 模糊性（Ambiguity）发展， 不可预测的危机事件频发， 对企业生存发展构成了严重威胁。 企业如何应对外部冲击、 适应多变环境并保持稳定发展成为理论界与实践界关注的重要议题。 其中， 组织韧性被认为是企业在VUCA 情境下成功应对危机的关键因素。

近年来， 国内外学者围绕组织韧性的概念界定与关键作用开展了大量研究， 并取得了一定程度的共识。 本文基于能力观视角， 认为组织韧性是组织预测、 避免和适应环境冲击的能力， 能够帮助企业在冲击中实现快速恢复和反弹， 实现组织的持续发展［1］， 更进一步， 组织韧性还可分解为稳定性和灵活性两个维度［2，3］， 稳定性是组织抵御冲击、 克服困难和保持持续发展的能力， 灵活性则是企业在面对冲击时快速反应、 灵活应对的能力。 然而关于组织韧性的影响因素及其提升路径的讨论尚不充分。 虽然， 已有研究考察了企业战略［4］、 组织架构［5］、 组织学习［6］、 关系网络［2］等因素对组织韧性的影响， 初步构建了组织韧性的提升路径， 但上述影响因素多是在正式制度的规范下对组织韧性产生影响， 鲜有研究围绕非正式制度与组织韧性的关系展开探索。

自Guiso 等（2015）［7］开创性地从企业文化中提炼总结出包括创新、 合作、 诚信等9 种企业特征文化后， 众多学者从多种特征文化角度出发，对不同特征文化对企业生产经营的影响展开探讨。合作文化作为企业的非正式制度之一， 是企业建立的强调相互支持信任、 协同合作共享的行为规范与价值观的集合［8，9］， 其能够通过形成组织内的非正式规范弥补正式制度的不足［10］， 对组织韧性的培育有着重要意义［11］。 尤其在环境剧烈变化的时代， 合作文化拥有比正式制度更好的适应性［12］。在组织内部， 合作文化能够增强员工间、 部门间的沟通与协作， 促进知识和信息共享， 提升组织凝聚力， 这对于组织面对变化和挑战具有重要意义； 在组织外部， 合作文化有助于组织构建多重网络关系， 增强资源禀赋， 有助于组织缓冲危机带来的冲击和不确定性。 与此同时， 合作文化还能通过促进企业内外部的协同合作， 促进知识和信息的流动， 提升企业的资源禀赋， 为企业创新提供沃土， 有助于企业创新发展和构筑竞争优势。此外， 企业创新是组织适应变化的核心行为之一，它使组织能够从变革中发现机会、 采取行动， 进一步克服困难并适应环境， 实现新的竞争优势。 因此， 有必要将企业创新行为加入到现有研究框架。

基于此， 从非正式制度视角出发， 探讨具备合作文化对组织韧性的提升机制可能是一个有益的视角。 在此基础上， 本文构建“文化－行为－能力”研究框架， 考察合作文化对组织韧性的影响、 异质性特征以及企业创新行为在关系框架中的中介效应， 以期为组织韧性研究提供一条新的研究路径。

1 理论分析与研究假设

1.1 合作文化与组织韧性

企业可以通过打造契合的文化来提升组织韧性， 合作文化是企业文化的一个关键方面， 它通过建立良好的合作和协作机制， 从企业内外两个维度对组织韧性产生影响。

在企业内部， 合作文化作为一种软约束， 通过改变员工价值感和信念， 提升员工的归属感和忠诚度， 减少阻碍集体行动的机会主义个人行为，增加员工对组织目标的认同和一致性， 形成集体认同， 有利于构筑组织内部的韧性稳定性［13］。 企业文化作为感知的过滤器和集体思维模式， 能够指导员工行为［10］， 合作文化强调员工间的沟通和协作， 指导内部员工相互信任并合作， 组织内成员间关系网络连接带来小范围的合作信任， 为组织配置各种资源提供了保障， 为组织承载冲击、快速恢复原有状态提供了基础［14］， 增强了组织韧性的稳定性。 同时， 具有合作文化的组织有助于员工之间就危机情境下组织存在的漏洞及应对能力进行高质量的知识交流， 并能够通过共享与合作的方式， 辅助组织有效整合并扩大应对危机所需的内外部资源和能力广度［15］， 使组织拥有更大的“行为库” 和更强的应变能力， 为组织面临生存逆境及时采取应对危机变化的策略提供支持，赋予组织灵活性。

在企业外部， 良好的合作文化向外界传达了合作共赢的价值观和经营理念， 使外部经济与技术主体能够对企业产生基本的了解与认识， 能够促进企业与外部合作伙伴的紧密合作， 广泛社会网络的合作伙伴能够帮助企业改善其资源禀赋、降低其行为风险， 帮助企业适应危机变化的节奏，缓冲不确定性给组织带来的负面影响［16］。 由于市场逐渐变得不稳定和复杂， 企业在做出决策时面临更多的不确定性。 通过加强企业间的合作， 可以实现核心资源和信息的共享， 有助于改善不确定性冲击带来的负面影响， 减少公司经济风险，增强企业组织韧性的稳定性［17］； 另外， 合作文化可以增强企业与外界的贸易伙伴、 供应商、 客户等外部利益相关者之间的联系， 扩大企业的资源范围［18］， 提升组织韧性的灵活性。

据此， 研究提出如下假设：

H1： 合作文化正向影响组织韧性。

H1a： 合作文化正向影响组织韧性稳定性。

H1b： 合作文化正向影响组织韧性灵活性。

1.2 合作文化与企业创新

合作文化是企业内部与外部合作的重要催化剂， 同时也是推动企业创新发展的关键因素。

在内部合作方面， 合作文化强调企业内部沟通与协作， 打破了部门和职能间的壁垒， 帮助员工进行更有效的跨部门、 跨职能的沟通与合作，促进知识和技能在企业内部自由流动， 有助于在不同领域和专业的员工间进行集体创新和多元思考， 激发全员创新活力， 最终帮助企业孕育新的创新想法和解决方案［19］。 此外， 创新往往伴随着风险与变革， 合作文化培育的凝聚力能够有效降低员工对风险与变革的恐惧［20］， 提升员工创新意识和风险意识［21］， 使创新理念深入植根于企业内部运营之中， 实现不断升级的创新发展目标。

在外部合作方面， 合作文化强调的是多主体间的沟通协作， 主张共同发展和成长。 合作文化可以帮助企业与供应商、 客户甚至竞争对手建立合作关系促进资源共享和优势互补， 加快创新发展的效率和质量［22］； 另外， 合作文化提升了企业的开放性和包容性， 能够积极吸收融合多元化的思想和知识， 帮助企业更好地理解市场技术动态和客户需求， 引导企业创新方向。 此外， 合作文化的建立能够帮助企业树立开放共赢的企业形象，提升企业影响力， 促进多主体开放式创新。 据此，研究提出如下假设：

H2： 合作文化正向影响企业创新。

1.3 企业创新与组织韧性

企业创新是企业持续发展和成功的重要因素之一， 其对企业组织韧性的培育也起着至关重要的作用。 组织在动态且复杂的市场以及不确定的经济环境中得以生存下来， 持续性的创新是先决条件之一， 具有较强创新力的组织， 韧性也会更高， 能够更好的应对各类挑战［23］。 有经验研究证明创新为企业应对外部突发事件提供了保持稳定性的可能［24］， 企业引入的新技术、 开发的新产品和新的商业模式积累了大量知识， 丰富了产品类型［25］， 不仅减少了企业对突发事件进行响应的时间［4］， 还为应对危机提供了可能的解决方案［26］，维持了企业持续稳定发展， 赋予企业韧性稳定性；另外， 创新强度较高的企业拥有更高的创造力和创新能力， 可以更好地发现商业机会并快速采取行动， 这种能力也可以提升企业应对突发事件的能力， 赋予组织灵活性［26］。 同时， 创新强度较高的企业习惯于先行响应外部环境变化［25］， 这些源于热衷于创新的企业通常会建立一套探索新机会、灵活使用资源、 创造性整合资源的行为规范， 当意外事件产生负面冲击时， 在危机中寻找生机就会成为一种自发的主动性行为［27］， 企业创新能够识别潜在风险并采取积极措施， 加强企业市场竞争力和差异化竞争优势， 提升了组织韧性灵活性。据此， 研究提出如下假设：

H3： 企业创新正向影响组织韧性。

H3a： 企业创新正向影响组织韧性稳定性。

H3b： 企业创新正向影响组织韧性灵活性。

1.4 企业创新的中介作用

基于资源基础观， 在VUCA 情境下， 企业需要创造和转移资源才能有效应对意外风险或危机，冗余资金、 社会资源、 人才等均能赋予组织以韧性［28］。 合作文化是企业长期形成的精神表现， 是一种难以模仿、 不可替代的专用性资产， 其无形中约束并激励着企业的行为。 同时， 企业创新也是企业创造并维护资源的行为之一， 能够实现企业技术、 人才、 资金等资源的革新以及流程再造。因此， 从资源视角将企业创新嵌入合作文化与组织韧性的关系机制中更为契合现有理论的基本观点。 合作文化作为组织的非正式制度之一， 对企业内外部的合作关系有着约束和激励的功能， 具有极强的导向性。 在合作文化建立的过程中， 必然会带来企业内外部的创新合作， 是企业提升创新水平的关键因素［19］。 而企业创新是保障企业持续竞争的基础， 伴随着创新效率、 创新质量、 创新知识宽度的提升， 企业资源的冗余性与多样性得到提升， 通过层层资源编排， 为企业抵御风险冲击、 主动变革提供技术、 人才、 资金等的支持［29］，推动企业组织韧性稳定性和灵活性同步提升。 基于此， 研究提出如下假设：

H4： 企业创新在合作文化与组织韧性间发挥中介作用。

H4a： 企业创新在合作文化与组织韧性稳定性间发挥中介作用。

H4b： 企业创新在合作文化与组织韧性灵活性间发挥中介作用。

2 研究方法

2.1 样本选择与数据来源

本文选择2009～2022 年我国沪深两市A 股上市企业作为研究对象， 并根据以下步骤对研究样本进行整理清洗： （1） 剔除ST 和*ST 等状态异常企业； （2） 依据监证会《上市公司行业分类指引》， 剔除金融行业公司； （3） 剔除研究主要变量或控制变量严重缺失的样本。 最终得到37860 个有效观测值， 相关数据源于CNRDS、 WIND、 CSMAR等数据库。

2.2 变量设定

被解释变量： 组织韧性（Res）。 借鉴Ortiz－de－Mandojana 和Bansal （2016）［2］、 吴晓波和冯潇雅（2022）［30］的研究， 将组织韧性解构为稳定性（Stab）和灵活性（Flex）两个维度。 稳定性采纳企业3 年内累计销售收入增长额进行测度； 灵活性以企业在当年的月个股回报收益率的标准差进行测度，由于该指标是负向指标， 对其进行取负值处理。

解释变量： 合作文化（Cul）。 合作文化是企业的一种软规范， 其相关测量指标难以直接获取。企业年报中的文本信息表达了企业经营的态度及行事风格。 故应用文本分析方法， 参考潘健平等（2019）［19］的研究， 以“合作、 团结、 联合、 配合、协作、 协同、 合力、 互助、 分享、 共享、 同舟共济、 沟通、 交流、 双赢” 作为关键词与文本内容进行匹配， 统计各关键词词频数， 经对数处理， 得到企业合作文化数据， 具有一定的科学性和合理性。

中介变量： 企业创新。 以往研究多是基于绩效产出视角， 以企业专利申请数量来衡量企业创新水平， 然而， 仅从数量层面衡量创新水平难以全面反映企业在效率、 质量、 多样性上的差异。因此， 研究分别从创新效率、 创新质量、 知识宽度3 个维度对企业创新水平进行测度。

创新效率（Eff）采取企业专利数量与研发支出对数处理后的比值进行表示。 考虑发明、 实用新型和外观设计专利对企业创新贡献的比重不同，借鉴权小锋和尹洪英（2017）［31］的研究， 以企业当年申请的3 种专利数量， 按照3 ∶2 ∶1 的权重加权处理。

创新质量（Cita）以企业专利他引情况进行衡量［32］， 具体则是以当年申请专利在下一年的他引次数对数值进行衡量。

知识宽度（Know）反映的是企业创新所包含知识的复杂程度和丰富程度， 采用专利IPC 分类大组层面的赫芬达尔－赫希曼指数对其进行测量［33］。

控制变量。 借鉴组织韧性的权威文献［2，3，34］，选取以下控制变量： 企业营业收入、 企业总资产、资产负债率、 长期债务、 研发费用、 财务杠杆、市场价值、 市场与账面比率、 资本支出和盈利能力等。

2.3 模型构建

为检验合作文化、 企业创新与组织韧性的影响， 构建模型（1）～（3） 对假设H1 ～H4 进行检验。 其中，Medit是中介变量， 分别代表创新效率、创新质量和知识宽度。 同时， 模型还控制了行业、地区、 时间固定效应。

3 实证分析

3.1 描述性统计分析

本文核心变量的描述性统计结果如表1 所示，企业组织韧性的稳定性均值（中位数）为17.27（3.07）， 标准差为393.68， 最小值为－26121.24，最大值为14409.93， 说明企业间稳定性差异较大且存在分布右偏的特征； 组织韧性的灵活性均值（中位数）为－0.14（－0.12）， 标准差为0.11， 最小值为－3.88， 最大值为0， 说明不同企业间灵活性有明显区别。 合作文化均值（中位数）为3.56（3.58）， 标准差为0.61， 最小值为0， 最大值为6.18， 说明合作文化在不同企业间的表现程度不同， 且多数企业的合作文化处于中等水平。 此外，研究核心变量间的相关系数均在5%水平下显著相关， 且变量的方差膨胀因子介于1.01～1.32 之间，均值为1.14， 证明各变量不存在共线性问题。

表1 描述性统计分析

3.2 基准效应检验

表2 汇报了基准回归结果。 列（1） 与列（3）显示在仅控制行业、 地区和年份的固定效应时，合作文化对组织韧性的影响在1%水平下显著， 表明合作文化的提升能够显著提升企业的稳定性与灵活性。 列（2） 与列（4） 显示， 在加入企业层面的控制变量后， 调整后的R2变大， 模型的解释力度变强， 合作文化的系数符号与显著性没有出现变化， 表明随着合作文化程度的提升， 组织韧性稳定性与灵活性均得到显著提升， 假设H1 得到验证。

表2 合作文化对企业组织韧性的影响

3.3 稳健性检验

为解决遗漏变量、 互为因果等带来的内生性问题， 研究采用增加控制变量和两阶段最小二乘（2SLS）工具变量法对研究模型进行内生性检验。

（1） 增加控制变量。 现有研究指出， 企业领导者在文化长期发展形成过程中有着不可替代的关键作用［35］。 本文认为合作文化可能很大程度受管理层领导个人特征的影响， 基于此， 在回归中加入CEO、 董事长的性别、 年龄、 海外背景、 金融背景、 财务背景、 学术背景以及两职是否合一等管理层个人特征变量， 以MControls进行表示。回归结果如表3 所示， 在控制管理层领导者的个人特质后， 合作文化与组织韧性的基准效应仍然存在且显著， 证明研究结论是有效且稳健的， 不存在遗漏变量的影响。

表3 内生性与稳健性检验结果

此外， 研究结论可能还会受到地区或行业随时间变化的异质性影响， 为消除这部分影响， 在回归中加入年份与地区、 行业虚拟变量的交乘项，以控制随时间变化的不可观测的异质性。 结果同样表明不存在随时间变化的不可观测的异质性影响， 研究结论稳健。

（2） 工具变量法。 为避免可能存在的解释变量与被解释变量间互为因果的问题， 利用两阶段最小二乘（2SLS）工具变量法对研究模型重新进行回归。 基于群体规范机制， 同一地区、 同一行业的企业是相互接触最为频繁的群体， 其文化特征可能出现趋同的效应， 本文借鉴现有企业文化的研究［36］， 构建“年份－行业－地区” 合作文化均值（M＿Cul）作为工具变量进行回归。 结果如表4所示， 研究结论依旧稳健。

表4 两阶段最小二乘（2SLS）工具变量法内生性检验结果

为了进一步检验研究结论的稳健性， 采取替换被解释变量和考察长期效应的方法进行稳健性检验。

（3） 替换被解释变量。 研究从稳定性和灵活性两个维度来衡量组织韧性， 然而由于各变量存在计量单位、 数量级与性质上的差异， 使得两个变量不具可比性， 无法反映合作文化对组织韧性影响效应的综合结果。 因此， 利用熵值法对变量进行赋权处理， 构建组织韧性综合指标， 用Resilience进行表示。 结果如表3 列（5） 所示， 变量符号与显著性符合理论预设， 研究结论具备稳健性。

（4） 考察长期效应。 将解释变量滞后1 期处理， 结果如表3 列（6） 与列（7） 所示， 合作文化的影响系数没有发生改变且依然显著， 说明研究结论稳健， 且合作文化能够长期影响组织韧性。同时， 滞后1 期解释变量系数与显著性都有所降低， 说明合作文化对组织韧性的正向影响随时序更迭而逐渐减小。

3.4 机制检验

基于前文， 进一步围绕假设H2 ～H4 进行检验， 结果如表5 所示。

表5 机制检验

续 表

列（1） 显示， 合作文化对创新效率的影响在1%的水平下显著为正， 表明合作文化提升能够显著促进创新效率的提升。 列（2） 与列（3） 显示， 在创新效率加入合作文化对组织韧性的影响过程后， 合作文化对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数分别为17.83 和0.01， 创新效率对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数为73.13 与0.08， 且系数均显著， 证实创新效率在合作文化对组织韧性的影响效应中起中介作用。 此外， 本文还采用Sobel 与Bootstrap 方法再次对研究的中介效应进行检验， 以确保结论的有效性与准确性。Sobel 检验的Z 值分别为2.92 和9.39， 均在1%水平下显著， 中介效应值分别为6.98%和30.42%，此外， Bootstrap 检验参数处于同侧， 证实中介效应存在。

列（4） 显示， 合作文化对企业创新质量的影响在1%的水平下显著为正， 表明合作文化提升能够显著提升企业创新质量。 列（5） 与列（6） 显示， 合作文化对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数分别为20.74 与0.01， 创新质量对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数分别为8.89 与0.02， 且系数均显著， 在Sobel 检验的Z 值分别为11.70 和12.01， 均在1%水平下显著， 中介效应值分别为13.07%和80.41%， Bootstrap 检验参数符号处于同侧， 证实中介效应存在。

列（7） 显示， 合作文化对知识宽度的影响在1%的水平下显著为正， 表明合作文化提升能够显著提升知识宽度。 列（8） 与列（9） 显示， 合作文化对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数分别为24.77 和0.02， 创新质量对组织韧性的稳定性与灵活性的影响系数分别为25.61 与0.02， 且系数均显著， 在Sobel 检验的Z 值分别为10.51 和3.50，均在1%水平下显著， 中介效应值分别为3.48%和4.43%， Bootstrap 检验参数符号处于同侧， 证实中介效应存在。

经检验， 假设H2 ～H4 得到验证， 说明合作文化能够正向影响企业创新效率、 质量与知识宽度； 同时企业创新效率、 质量与知识宽度的提升可以带来组织韧性稳定性与灵活性的提升； 企业可以通过培育合作文化促进企业创新效率、 质量与多样性的提升， 进而实现组织韧性稳定性与灵活性的提升。

4 异质性与经济后果分析

4.1 异质性分析

（1） 企业产权性质分组。 按照产权性质对模型进行分组回归， 结果如表6 所示。 在稳定性方面， 国有企业合作文化对组织韧性的正向促进作用更大； 在灵活性方面， 非国有企业合作文化对组织韧性的促进作用更加显著。 依据代理人理论和信息不对称理论， 非国有企业的职业经理人更加注重企业短期效益， 因此， 其合作文化往往更加贡献于短期内的韧性表现。 相较于非国有企业，国有企业在战略制定上更加注重企业长期发展，其合作文化对组织韧性的稳定性贡献更大。

表6 异质性分析

（2） 企业所在行业属性分组。 本文按照《战略性新兴产业分类目录》 确定企业是否为高科技企业。 结果如表6 所示， 在稳定性方面， 非高科技企业往往来自传统产业， 其产业环境较为稳定，合作文化注重与员工、 客户和供应商之间的长久稳定关系， 催生稳定的网络和信任关系， 而高科技企业通常更注重创新和变革， 注重快速发展，合作文化驱动其不断寻找新的伙伴， 使得其缺乏长期稳定关系， 因此， 非高科技企业合作文化对稳定性的贡献更高。 在灵活性方面， 高科技企业对创新和变革的关注， 使得它们对新兴技术更加敏感， 也更容易建立灵活的组织结构和文化， 而非高科技企业更加保守和稳定， 组织结构和文化也趋于僵硬， 使得高科技企业合作文化影响效应显著优于非高科技企业。

4.2 经济后果检验： 组织韧性与高质量发展

前文已经证实合作文化对组织韧性的促进作用， 然而， 如何提升组织韧性并非最终落脚点，进一步探究组织韧性能否帮助企业持续发展才是完整逻辑。 党的二十大报告指出： “高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”。高质量发展成为企业追求高水平、 高层次经济价值与社会价值的发展目标。 近年来， 黑天鹅、 灰犀牛事件频发， 严重制约了企业的高质量发展。本文认为， 合作文化在提升组织韧性的基础上，还有助于企业的高质量发展， 其促进作用主要体现在两方面： （1） 组织韧性是高质量发展的基础。 在VUCA 环境中， 组织面临各种挑战和风险， 如市场竞争、 技术变革、 自然灾害等。 组织韧性可以帮助组织快速适应这些变化并采取有效的措施应对风险， 从而为高质量发展创造条件；（2） 高质量发展需要组织韧性的支持。 在实现高质量发展的过程中， 组织可能会面临各种内部挑战， 如资源短缺、 人员变动等。 组织韧性可以帮助组织保持稳定并寻找创新的解决方案， 以克服这些障碍并持续发展。

借鉴现有研究， 本文采用LP 方法测算的全要素生产率（TFP）作为高质量发展的代理变量。结果见表9， 由列（1） 可知， 组织韧性稳定性与高质量发展之间存在显著正向关系， 由列（2） 可知， 组织韧性灵活性与高质量发展之间存在显著正向关系。 列（3） 显示， 在组织韧性灵活性与稳定性同时加入回归时， 均会对企业高质量发展起到正向影响。

表7 合作文化、 组织韧性与高质量发展

5 主要研究结论、 贡献及启示

本文的主要结论是： （1） 合作文化作为企业的一种非正式制度， 是企业重要的战略资产， 有助于企业构建稳定、 灵活的组织韧性。 该结论在经过一系列稳健性及内生性检验后依然稳健； （2）合作文化能够有效提升企业的创新效率、 创新质量和知识宽度； （3） 企业创新效率、 质量和知识宽度的提升， 能够增强组织韧性的稳定性与灵活性； （4） 合作文化能够通过促进企业创新效率、创新质量和知识宽度的提升， 进而对组织韧性的稳定性和灵活性产生积极作用， 企业创新在合作文化与组织韧性的影响效应中发挥中介作用； （5）进一步， 组织韧性的稳定性与灵活性还将促进企业高质量发展。

与已有研究相比， 本文的研究意义主要体现在： （1） 丰富扩展了企业组织韧性的相关研究视角。 现有研究忽略了以企业文化为代表的非正式制度对企业组织韧性的影响。 本文考察了合作文化如何影响组织韧性的稳定性与灵活性， 有助于揭示非正式制度影响组织韧性的机理， 补充现有研究； （2） 从微观视角， 将合作文化与企业创新和组织韧性相关联， 构建了“文化－行为－能力”的理论模型， 有利于深化企业文化与组织韧性之间复杂关系的微观理解， 厘清企业创新的中介传导机制， 打开了企业文化培育组织韧性机制的“黑箱”， 有利于厘清两者间的复杂理论关系。

根据以上结论， 提出如下建议： （1） 企业应重视文化建设， 营造学习分享、 相互理解的工作氛围， 树立合作共赢的企业形象， 积极倡导合作文化， 充分发挥合作文化的激励和约束功能， 培育稳定性与灵活性兼具的组织韧性； （2） 企业也应关注企业创新活动， 提升资源禀赋， 把握机会窗口， 提升企业在VUCA 情境下， 识别潜在风险并采取积极措施的能力； （3） 企业应平衡好短期效益与长期发展， 避免短视效应和好高骛远的现象发生； 高科技企业应重视长期伙伴关系的重要作用， 保持关系稳定， 非高科技企业应积极构建灵活组织结构和文化， 加强对新兴技术的敏感性和接受能力。