合作文化、 企業創新與組織韌性

王國紅 岳翔宇 黃 昊

（大連理工大學經濟管理學院， 大連 116024）

引 言

現如今， 中國正面臨百年未有之大變局， 企業生產經營環境逐漸向多變性（Volatility）、 不確定性（Uncertainty）、 復雜性（Complexity）、 模糊性（Ambiguity）發展， 不可預測的危機事件頻發， 對企業生存發展構成了嚴重威脅。 企業如何應對外部沖擊、 適應多變環境并保持穩定發展成為理論界與實踐界關注的重要議題。 其中， 組織韌性被認為是企業在VUCA 情境下成功應對危機的關鍵因素。

近年來， 國內外學者圍繞組織韌性的概念界定與關鍵作用開展了大量研究， 并取得了一定程度的共識。 本文基于能力觀視角， 認為組織韌性是組織預測、 避免和適應環境沖擊的能力， 能夠幫助企業在沖擊中實現快速恢復和反彈， 實現組織的持續發展［1］， 更進一步， 組織韌性還可分解為穩定性和靈活性兩個維度［2，3］， 穩定性是組織抵御沖擊、 克服困難和保持持續發展的能力， 靈活性則是企業在面對沖擊時快速反應、 靈活應對的能力。 然而關于組織韌性的影響因素及其提升路徑的討論尚不充分。 雖然， 已有研究考察了企業戰略［4］、 組織架構［5］、 組織學習［6］、 關系網絡［2］等因素對組織韌性的影響， 初步構建了組織韌性的提升路徑， 但上述影響因素多是在正式制度的規范下對組織韌性產生影響， 鮮有研究圍繞非正式制度與組織韌性的關系展開探索。

自Guiso 等（2015）［7］開創性地從企業文化中提煉總結出包括創新、 合作、 誠信等9 種企業特征文化后， 眾多學者從多種特征文化角度出發，對不同特征文化對企業生產經營的影響展開探討。合作文化作為企業的非正式制度之一， 是企業建立的強調相互支持信任、 協同合作共享的行為規范與價值觀的集合［8，9］， 其能夠通過形成組織內的非正式規范彌補正式制度的不足［10］， 對組織韌性的培育有著重要意義［11］。 尤其在環境劇烈變化的時代， 合作文化擁有比正式制度更好的適應性［12］。在組織內部， 合作文化能夠增強員工間、 部門間的溝通與協作， 促進知識和信息共享， 提升組織凝聚力， 這對于組織面對變化和挑戰具有重要意義； 在組織外部， 合作文化有助于組織構建多重網絡關系， 增強資源稟賦， 有助于組織緩沖危機帶來的沖擊和不確定性。 與此同時， 合作文化還能通過促進企業內外部的協同合作， 促進知識和信息的流動， 提升企業的資源稟賦， 為企業創新提供沃土， 有助于企業創新發展和構筑競爭優勢。此外， 企業創新是組織適應變化的核心行為之一，它使組織能夠從變革中發現機會、 采取行動， 進一步克服困難并適應環境， 實現新的競爭優勢。 因此， 有必要將企業創新行為加入到現有研究框架。

基于此， 從非正式制度視角出發， 探討具備合作文化對組織韌性的提升機制可能是一個有益的視角。 在此基礎上， 本文構建“文化－行為－能力”研究框架， 考察合作文化對組織韌性的影響、 異質性特征以及企業創新行為在關系框架中的中介效應， 以期為組織韌性研究提供一條新的研究路徑。

1 理論分析與研究假設

1.1 合作文化與組織韌性

企業可以通過打造契合的文化來提升組織韌性， 合作文化是企業文化的一個關鍵方面， 它通過建立良好的合作和協作機制， 從企業內外兩個維度對組織韌性產生影響。

在企業內部， 合作文化作為一種軟約束， 通過改變員工價值感和信念， 提升員工的歸屬感和忠誠度， 減少阻礙集體行動的機會主義個人行為，增加員工對組織目標的認同和一致性， 形成集體認同， 有利于構筑組織內部的韌性穩定性［13］。 企業文化作為感知的過濾器和集體思維模式， 能夠指導員工行為［10］， 合作文化強調員工間的溝通和協作， 指導內部員工相互信任并合作， 組織內成員間關系網絡連接帶來小范圍的合作信任， 為組織配置各種資源提供了保障， 為組織承載沖擊、快速恢復原有狀態提供了基礎［14］， 增強了組織韌性的穩定性。 同時， 具有合作文化的組織有助于員工之間就危機情境下組織存在的漏洞及應對能力進行高質量的知識交流， 并能夠通過共享與合作的方式， 輔助組織有效整合并擴大應對危機所需的內外部資源和能力廣度［15］， 使組織擁有更大的“行為庫” 和更強的應變能力， 為組織面臨生存逆境及時采取應對危機變化的策略提供支持，賦予組織靈活性。

在企業外部， 良好的合作文化向外界傳達了合作共贏的價值觀和經營理念， 使外部經濟與技術主體能夠對企業產生基本的了解與認識， 能夠促進企業與外部合作伙伴的緊密合作， 廣泛社會網絡的合作伙伴能夠幫助企業改善其資源稟賦、降低其行為風險， 幫助企業適應危機變化的節奏，緩沖不確定性給組織帶來的負面影響［16］。 由于市場逐漸變得不穩定和復雜， 企業在做出決策時面臨更多的不確定性。 通過加強企業間的合作， 可以實現核心資源和信息的共享， 有助于改善不確定性沖擊帶來的負面影響， 減少公司經濟風險，增強企業組織韌性的穩定性［17］； 另外， 合作文化可以增強企業與外界的貿易伙伴、 供應商、 客戶等外部利益相關者之間的聯系， 擴大企業的資源范圍［18］， 提升組織韌性的靈活性。

據此， 研究提出如下假設：

H1： 合作文化正向影響組織韌性。

H1a： 合作文化正向影響組織韌性穩定性。

H1b： 合作文化正向影響組織韌性靈活性。

1.2 合作文化與企業創新

合作文化是企業內部與外部合作的重要催化劑， 同時也是推動企業創新發展的關鍵因素。

在內部合作方面， 合作文化強調企業內部溝通與協作， 打破了部門和職能間的壁壘， 幫助員工進行更有效的跨部門、 跨職能的溝通與合作，促進知識和技能在企業內部自由流動， 有助于在不同領域和專業的員工間進行集體創新和多元思考， 激發全員創新活力， 最終幫助企業孕育新的創新想法和解決方案［19］。 此外， 創新往往伴隨著風險與變革， 合作文化培育的凝聚力能夠有效降低員工對風險與變革的恐懼［20］， 提升員工創新意識和風險意識［21］， 使創新理念深入植根于企業內部運營之中， 實現不斷升級的創新發展目標。

在外部合作方面， 合作文化強調的是多主體間的溝通協作， 主張共同發展和成長。 合作文化可以幫助企業與供應商、 客戶甚至競爭對手建立合作關系促進資源共享和優勢互補， 加快創新發展的效率和質量［22］； 另外， 合作文化提升了企業的開放性和包容性， 能夠積極吸收融合多元化的思想和知識， 幫助企業更好地理解市場技術動態和客戶需求， 引導企業創新方向。 此外， 合作文化的建立能夠幫助企業樹立開放共贏的企業形象，提升企業影響力， 促進多主體開放式創新。 據此，研究提出如下假設：

H2： 合作文化正向影響企業創新。

1.3 企業創新與組織韌性

企業創新是企業持續發展和成功的重要因素之一， 其對企業組織韌性的培育也起著至關重要的作用。 組織在動態且復雜的市場以及不確定的經濟環境中得以生存下來， 持續性的創新是先決條件之一， 具有較強創新力的組織， 韌性也會更高， 能夠更好的應對各類挑戰［23］。 有經驗研究證明創新為企業應對外部突發事件提供了保持穩定性的可能［24］， 企業引入的新技術、 開發的新產品和新的商業模式積累了大量知識， 豐富了產品類型［25］， 不僅減少了企業對突發事件進行響應的時間［4］， 還為應對危機提供了可能的解決方案［26］，維持了企業持續穩定發展， 賦予企業韌性穩定性；另外， 創新強度較高的企業擁有更高的創造力和創新能力， 可以更好地發現商業機會并快速采取行動， 這種能力也可以提升企業應對突發事件的能力， 賦予組織靈活性［26］。 同時， 創新強度較高的企業習慣于先行響應外部環境變化［25］， 這些源于熱衷于創新的企業通常會建立一套探索新機會、靈活使用資源、 創造性整合資源的行為規范， 當意外事件產生負面沖擊時， 在危機中尋找生機就會成為一種自發的主動性行為［27］， 企業創新能夠識別潛在風險并采取積極措施， 加強企業市場競爭力和差異化競爭優勢， 提升了組織韌性靈活性。據此， 研究提出如下假設：

H3： 企業創新正向影響組織韌性。

H3a： 企業創新正向影響組織韌性穩定性。

H3b： 企業創新正向影響組織韌性靈活性。

1.4 企業創新的中介作用

基于資源基礎觀， 在VUCA 情境下， 企業需要創造和轉移資源才能有效應對意外風險或危機，冗余資金、 社會資源、 人才等均能賦予組織以韌性［28］。 合作文化是企業長期形成的精神表現， 是一種難以模仿、 不可替代的專用性資產， 其無形中約束并激勵著企業的行為。 同時， 企業創新也是企業創造并維護資源的行為之一， 能夠實現企業技術、 人才、 資金等資源的革新以及流程再造。因此， 從資源視角將企業創新嵌入合作文化與組織韌性的關系機制中更為契合現有理論的基本觀點。 合作文化作為組織的非正式制度之一， 對企業內外部的合作關系有著約束和激勵的功能， 具有極強的導向性。 在合作文化建立的過程中， 必然會帶來企業內外部的創新合作， 是企業提升創新水平的關鍵因素［19］。 而企業創新是保障企業持續競爭的基礎， 伴隨著創新效率、 創新質量、 創新知識寬度的提升， 企業資源的冗余性與多樣性得到提升， 通過層層資源編排， 為企業抵御風險沖擊、 主動變革提供技術、 人才、 資金等的支持［29］，推動企業組織韌性穩定性和靈活性同步提升。 基于此， 研究提出如下假設：

H4： 企業創新在合作文化與組織韌性間發揮中介作用。

H4a： 企業創新在合作文化與組織韌性穩定性間發揮中介作用。

H4b： 企業創新在合作文化與組織韌性靈活性間發揮中介作用。

2 研究方法

2.1 樣本選擇與數據來源

本文選擇2009～2022 年我國滬深兩市A 股上市企業作為研究對象， 并根據以下步驟對研究樣本進行整理清洗： （1） 剔除ST 和*ST 等狀態異常企業； （2） 依據監證會《上市公司行業分類指引》， 剔除金融行業公司； （3） 剔除研究主要變量或控制變量嚴重缺失的樣本。 最終得到37860 個有效觀測值， 相關數據源于CNRDS、 WIND、 CSMAR等數據庫。

2.2 變量設定

被解釋變量： 組織韌性（Res）。 借鑒Ortiz－de－Mandojana 和Bansal （2016）［2］、 吳曉波和馮瀟雅（2022）［30］的研究， 將組織韌性解構為穩定性（Stab）和靈活性（Flex）兩個維度。 穩定性采納企業3 年內累計銷售收入增長額進行測度； 靈活性以企業在當年的月個股回報收益率的標準差進行測度，由于該指標是負向指標， 對其進行取負值處理。

解釋變量： 合作文化（Cul）。 合作文化是企業的一種軟規范， 其相關測量指標難以直接獲取。企業年報中的文本信息表達了企業經營的態度及行事風格。 故應用文本分析方法， 參考潘健平等（2019）［19］的研究， 以“合作、 團結、 聯合、 配合、協作、 協同、 合力、 互助、 分享、 共享、 同舟共濟、 溝通、 交流、 雙贏” 作為關鍵詞與文本內容進行匹配， 統計各關鍵詞詞頻數， 經對數處理， 得到企業合作文化數據， 具有一定的科學性和合理性。

中介變量： 企業創新。 以往研究多是基于績效產出視角， 以企業專利申請數量來衡量企業創新水平， 然而， 僅從數量層面衡量創新水平難以全面反映企業在效率、 質量、 多樣性上的差異。因此， 研究分別從創新效率、 創新質量、 知識寬度3 個維度對企業創新水平進行測度。

創新效率（Eff）采取企業專利數量與研發支出對數處理后的比值進行表示。 考慮發明、 實用新型和外觀設計專利對企業創新貢獻的比重不同，借鑒權小鋒和尹洪英（2017）［31］的研究， 以企業當年申請的3 種專利數量， 按照3 ∶2 ∶1 的權重加權處理。

創新質量（Cita）以企業專利他引情況進行衡量［32］， 具體則是以當年申請專利在下一年的他引次數對數值進行衡量。

知識寬度（Know）反映的是企業創新所包含知識的復雜程度和豐富程度， 采用專利IPC 分類大組層面的赫芬達爾－赫希曼指數對其進行測量［33］。

控制變量。 借鑒組織韌性的權威文獻［2，3，34］，選取以下控制變量： 企業營業收入、 企業總資產、資產負債率、 長期債務、 研發費用、 財務杠桿、市場價值、 市場與賬面比率、 資本支出和盈利能力等。

2.3 模型構建

為檢驗合作文化、 企業創新與組織韌性的影響， 構建模型（1）～（3） 對假設H1 ～H4 進行檢驗。 其中，Medit是中介變量， 分別代表創新效率、創新質量和知識寬度。 同時， 模型還控制了行業、地區、 時間固定效應。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

本文核心變量的描述性統計結果如表1 所示，企業組織韌性的穩定性均值（中位數）為17.27（3.07）， 標準差為393.68， 最小值為－26121.24，最大值為14409.93， 說明企業間穩定性差異較大且存在分布右偏的特征； 組織韌性的靈活性均值（中位數）為－0.14（－0.12）， 標準差為0.11， 最小值為－3.88， 最大值為0， 說明不同企業間靈活性有明顯區別。 合作文化均值（中位數）為3.56（3.58）， 標準差為0.61， 最小值為0， 最大值為6.18， 說明合作文化在不同企業間的表現程度不同， 且多數企業的合作文化處于中等水平。 此外，研究核心變量間的相關系數均在5%水平下顯著相關， 且變量的方差膨脹因子介于1.01～1.32 之間，均值為1.14， 證明各變量不存在共線性問題。

表1 描述性統計分析

3.2 基準效應檢驗

表2 匯報了基準回歸結果。 列（1） 與列（3）顯示在僅控制行業、 地區和年份的固定效應時，合作文化對組織韌性的影響在1%水平下顯著， 表明合作文化的提升能夠顯著提升企業的穩定性與靈活性。 列（2） 與列（4） 顯示， 在加入企業層面的控制變量后， 調整后的R2變大， 模型的解釋力度變強， 合作文化的系數符號與顯著性沒有出現變化， 表明隨著合作文化程度的提升， 組織韌性穩定性與靈活性均得到顯著提升， 假設H1 得到驗證。

表2 合作文化對企業組織韌性的影響

3.3 穩健性檢驗

為解決遺漏變量、 互為因果等帶來的內生性問題， 研究采用增加控制變量和兩階段最小二乘（2SLS）工具變量法對研究模型進行內生性檢驗。

（1） 增加控制變量。 現有研究指出， 企業領導者在文化長期發展形成過程中有著不可替代的關鍵作用［35］。 本文認為合作文化可能很大程度受管理層領導個人特征的影響， 基于此， 在回歸中加入CEO、 董事長的性別、 年齡、 海外背景、 金融背景、 財務背景、 學術背景以及兩職是否合一等管理層個人特征變量， 以MControls進行表示。回歸結果如表3 所示， 在控制管理層領導者的個人特質后， 合作文化與組織韌性的基準效應仍然存在且顯著， 證明研究結論是有效且穩健的， 不存在遺漏變量的影響。

表3 內生性與穩健性檢驗結果

此外， 研究結論可能還會受到地區或行業隨時間變化的異質性影響， 為消除這部分影響， 在回歸中加入年份與地區、 行業虛擬變量的交乘項，以控制隨時間變化的不可觀測的異質性。 結果同樣表明不存在隨時間變化的不可觀測的異質性影響， 研究結論穩健。

（2） 工具變量法。 為避免可能存在的解釋變量與被解釋變量間互為因果的問題， 利用兩階段最小二乘（2SLS）工具變量法對研究模型重新進行回歸。 基于群體規范機制， 同一地區、 同一行業的企業是相互接觸最為頻繁的群體， 其文化特征可能出現趨同的效應， 本文借鑒現有企業文化的研究［36］， 構建“年份－行業－地區” 合作文化均值（M＿Cul）作為工具變量進行回歸。 結果如表4所示， 研究結論依舊穩健。

表4 兩階段最小二乘（2SLS）工具變量法內生性檢驗結果

為了進一步檢驗研究結論的穩健性， 采取替換被解釋變量和考察長期效應的方法進行穩健性檢驗。

（3） 替換被解釋變量。 研究從穩定性和靈活性兩個維度來衡量組織韌性， 然而由于各變量存在計量單位、 數量級與性質上的差異， 使得兩個變量不具可比性， 無法反映合作文化對組織韌性影響效應的綜合結果。 因此， 利用熵值法對變量進行賦權處理， 構建組織韌性綜合指標， 用Resilience進行表示。 結果如表3 列（5） 所示， 變量符號與顯著性符合理論預設， 研究結論具備穩健性。

（4） 考察長期效應。 將解釋變量滯后1 期處理， 結果如表3 列（6） 與列（7） 所示， 合作文化的影響系數沒有發生改變且依然顯著， 說明研究結論穩健， 且合作文化能夠長期影響組織韌性。同時， 滯后1 期解釋變量系數與顯著性都有所降低， 說明合作文化對組織韌性的正向影響隨時序更迭而逐漸減小。

3.4 機制檢驗

基于前文， 進一步圍繞假設H2 ～H4 進行檢驗， 結果如表5 所示。

表5 機制檢驗

續 表

列（1） 顯示， 合作文化對創新效率的影響在1%的水平下顯著為正， 表明合作文化提升能夠顯著促進創新效率的提升。 列（2） 與列（3） 顯示， 在創新效率加入合作文化對組織韌性的影響過程后， 合作文化對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數分別為17.83 和0.01， 創新效率對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數為73.13 與0.08， 且系數均顯著， 證實創新效率在合作文化對組織韌性的影響效應中起中介作用。 此外， 本文還采用Sobel 與Bootstrap 方法再次對研究的中介效應進行檢驗， 以確保結論的有效性與準確性。Sobel 檢驗的Z 值分別為2.92 和9.39， 均在1%水平下顯著， 中介效應值分別為6.98%和30.42%，此外， Bootstrap 檢驗參數處于同側， 證實中介效應存在。

列（4） 顯示， 合作文化對企業創新質量的影響在1%的水平下顯著為正， 表明合作文化提升能夠顯著提升企業創新質量。 列（5） 與列（6） 顯示， 合作文化對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數分別為20.74 與0.01， 創新質量對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數分別為8.89 與0.02， 且系數均顯著， 在Sobel 檢驗的Z 值分別為11.70 和12.01， 均在1%水平下顯著， 中介效應值分別為13.07%和80.41%， Bootstrap 檢驗參數符號處于同側， 證實中介效應存在。

列（7） 顯示， 合作文化對知識寬度的影響在1%的水平下顯著為正， 表明合作文化提升能夠顯著提升知識寬度。 列（8） 與列（9） 顯示， 合作文化對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數分別為24.77 和0.02， 創新質量對組織韌性的穩定性與靈活性的影響系數分別為25.61 與0.02， 且系數均顯著， 在Sobel 檢驗的Z 值分別為10.51 和3.50，均在1%水平下顯著， 中介效應值分別為3.48%和4.43%， Bootstrap 檢驗參數符號處于同側， 證實中介效應存在。

經檢驗， 假設H2 ～H4 得到驗證， 說明合作文化能夠正向影響企業創新效率、 質量與知識寬度； 同時企業創新效率、 質量與知識寬度的提升可以帶來組織韌性穩定性與靈活性的提升； 企業可以通過培育合作文化促進企業創新效率、 質量與多樣性的提升， 進而實現組織韌性穩定性與靈活性的提升。

4 異質性與經濟后果分析

4.1 異質性分析

（1） 企業產權性質分組。 按照產權性質對模型進行分組回歸， 結果如表6 所示。 在穩定性方面， 國有企業合作文化對組織韌性的正向促進作用更大； 在靈活性方面， 非國有企業合作文化對組織韌性的促進作用更加顯著。 依據代理人理論和信息不對稱理論， 非國有企業的職業經理人更加注重企業短期效益， 因此， 其合作文化往往更加貢獻于短期內的韌性表現。 相較于非國有企業，國有企業在戰略制定上更加注重企業長期發展，其合作文化對組織韌性的穩定性貢獻更大。

表6 異質性分析

（2） 企業所在行業屬性分組。 本文按照《戰略性新興產業分類目錄》 確定企業是否為高科技企業。 結果如表6 所示， 在穩定性方面， 非高科技企業往往來自傳統產業， 其產業環境較為穩定，合作文化注重與員工、 客戶和供應商之間的長久穩定關系， 催生穩定的網絡和信任關系， 而高科技企業通常更注重創新和變革， 注重快速發展，合作文化驅動其不斷尋找新的伙伴， 使得其缺乏長期穩定關系， 因此， 非高科技企業合作文化對穩定性的貢獻更高。 在靈活性方面， 高科技企業對創新和變革的關注， 使得它們對新興技術更加敏感， 也更容易建立靈活的組織結構和文化， 而非高科技企業更加保守和穩定， 組織結構和文化也趨于僵硬， 使得高科技企業合作文化影響效應顯著優于非高科技企業。

4.2 經濟后果檢驗： 組織韌性與高質量發展

前文已經證實合作文化對組織韌性的促進作用， 然而， 如何提升組織韌性并非最終落腳點，進一步探究組織韌性能否幫助企業持續發展才是完整邏輯。 黨的二十大報告指出： “高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”。高質量發展成為企業追求高水平、 高層次經濟價值與社會價值的發展目標。 近年來， 黑天鵝、 灰犀牛事件頻發， 嚴重制約了企業的高質量發展。本文認為， 合作文化在提升組織韌性的基礎上，還有助于企業的高質量發展， 其促進作用主要體現在兩方面： （1） 組織韌性是高質量發展的基礎。 在VUCA 環境中， 組織面臨各種挑戰和風險， 如市場競爭、 技術變革、 自然災害等。 組織韌性可以幫助組織快速適應這些變化并采取有效的措施應對風險， 從而為高質量發展創造條件；（2） 高質量發展需要組織韌性的支持。 在實現高質量發展的過程中， 組織可能會面臨各種內部挑戰， 如資源短缺、 人員變動等。 組織韌性可以幫助組織保持穩定并尋找創新的解決方案， 以克服這些障礙并持續發展。

借鑒現有研究， 本文采用LP 方法測算的全要素生產率（TFP）作為高質量發展的代理變量。結果見表9， 由列（1） 可知， 組織韌性穩定性與高質量發展之間存在顯著正向關系， 由列（2） 可知， 組織韌性靈活性與高質量發展之間存在顯著正向關系。 列（3） 顯示， 在組織韌性靈活性與穩定性同時加入回歸時， 均會對企業高質量發展起到正向影響。

表7 合作文化、 組織韌性與高質量發展

5 主要研究結論、 貢獻及啟示

本文的主要結論是： （1） 合作文化作為企業的一種非正式制度， 是企業重要的戰略資產， 有助于企業構建穩定、 靈活的組織韌性。 該結論在經過一系列穩健性及內生性檢驗后依然穩??； （2）合作文化能夠有效提升企業的創新效率、 創新質量和知識寬度； （3） 企業創新效率、 質量和知識寬度的提升， 能夠增強組織韌性的穩定性與靈活性； （4） 合作文化能夠通過促進企業創新效率、創新質量和知識寬度的提升， 進而對組織韌性的穩定性和靈活性產生積極作用， 企業創新在合作文化與組織韌性的影響效應中發揮中介作用； （5）進一步， 組織韌性的穩定性與靈活性還將促進企業高質量發展。

與已有研究相比， 本文的研究意義主要體現在： （1） 豐富擴展了企業組織韌性的相關研究視角。 現有研究忽略了以企業文化為代表的非正式制度對企業組織韌性的影響。 本文考察了合作文化如何影響組織韌性的穩定性與靈活性， 有助于揭示非正式制度影響組織韌性的機理， 補充現有研究； （2） 從微觀視角， 將合作文化與企業創新和組織韌性相關聯， 構建了“文化－行為－能力”的理論模型， 有利于深化企業文化與組織韌性之間復雜關系的微觀理解， 厘清企業創新的中介傳導機制， 打開了企業文化培育組織韌性機制的“黑箱”， 有利于厘清兩者間的復雜理論關系。

根據以上結論， 提出如下建議： （1） 企業應重視文化建設， 營造學習分享、 相互理解的工作氛圍， 樹立合作共贏的企業形象， 積極倡導合作文化， 充分發揮合作文化的激勵和約束功能， 培育穩定性與靈活性兼具的組織韌性； （2） 企業也應關注企業創新活動， 提升資源稟賦， 把握機會窗口， 提升企業在VUCA 情境下， 識別潛在風險并采取積極措施的能力； （3） 企業應平衡好短期效益與長期發展， 避免短視效應和好高騖遠的現象發生； 高科技企業應重視長期伙伴關系的重要作用， 保持關系穩定， 非高科技企業應積極構建靈活組織結構和文化， 加強對新興技術的敏感性和接受能力。