一、引　言

近年来，在国家“双碳”目标和绿色转型政策的持续推动下，绿色创新已成为企业实现高质量发展的重要战略方向。作为全国占比90%以上的经营主体，民营企业既是绿色技术创新的重要力量，也是节能减排降碳的重要贡献者。《中国民营经济绿色发展报告（2022）》显示，约30%的民营工业企业编制过“碳达峰碳中和”路径相关实施方案，53.5%的高耗能行业的民营企业设立了专门负责节能降碳相关职能部门并积极应用减碳技术，95.0%的民营战略性新兴产业企业办公、生产和仓储场所制定了节能降耗措施。与此同时，在绿色低碳转型发展的探索实践中也存在重点领域和关键环节“卡脖子”风险、绿色发展投入与技术转化不足等问题。由此可见，民营企业的绿色战略表现出“高象征性投入”与“差异化实际投入”并存的特征。考虑到中国的民营企业基本以家族企业为主，本文关注的研究问题是：在兼具声誉价值与风险属性的绿色创新决策中，民营企业的家族性究竟如何塑造其绿色创新战略选择？

现有研究发现，相较于非家族企业，家族企业往往具有更优的环境和绿色创新绩效（马骏等，2020；Ardito等，2019；Berrone等，2010；Dangelico等，2019；Lee等，2025；Liu等，2025）。这一差异通常被归因于家族企业在声誉维护、长期导向以及代际传承方面的战略动机。然而，此类研究在一定程度上隐含了一个重要假设：家族企业群体内部在绿色创新决策上具有相对一致性。随着研究的深入，学者开始关注家族企业内部异质性因素对绿色创新的影响，如代际涉入（谢佩君等，2024；Wang等，2024）、治理结构（Du和Cao，2023；朱丽娜等，2022）、相对地位（吕斐斐等，2020）等。然而，这些研究多聚焦于“家族涉入程度”，而较少关注家族身份如何通过显性符号被外化并持续约束企业的战略行为。作为家族身份最直接、最持久的外在载体，家族命名为理解家族企业绿色创新决策提供了一个关键但尚未被充分挖掘的研究视角。

家族命名指的是以企业创始人或实际控制人家族的名字作为企业名称的企业命名方式（宋丽红等，2017；罗进辉等，2022；Rousseau等，2018）。家族命名是一种不可逆的身份承诺机制（Sageder等，2018）：一旦家族名称被嵌入企业名称，企业行为的任何偏离都将被持续归因于家族本身。一方面，家族命名将企业声誉与家族声誉高度绑定，会强化企业的逐誉动机，表现出“声誉效应”。如家族命名企业在社会责任履行方面表现更优（Kashmiri和Mahajan，2010，2014），会计报告质量也更高（Minichilli等，2022）。另一方面，家族身份暴露也加剧了家族对既有禀赋和财富安全的保护倾向，从而诱发更为保守的战略选择，表现出“禀赋效应”。如家族命名企业的风险承担水平更低（罗进辉等，2022），开展并购、重组、扩张等重大战略调整的概率显著降低（Brockman等，2018），创新水平也受到抑制，具体表现为专利数量减少（董馨格和董盈厚，2025；Chen和Huang，2025），同时更注重合规经营以避免资产价值损失（曹哲涵，2025）。绿色创新作为兼具声誉回报与高风险、高投入特征的战略行为，为检验家族命名所引发的这两种行为逻辑提供了理想情境。

绿色创新指的是企业为降低污染风险和负面环境影响而发起的一系列复杂的创新过程和成果，因此涉及产品、服务、工艺和供应链管理等多个价值链环节（Takalo等，2021），可以划分为绿色管理创新和绿色技术创新（白福萍等，2025）。相较于绿色技术创新，绿色管理创新更强调制度建设与形象塑造，投入成本与失败风险较低，更容易转化为即时声誉收益；而绿色技术创新则需要持续高额研发投入，风险更高且收益不确定。因此，不同类型的绿色创新可能触发家族命名企业截然不同的战略反应。此外，分析师关注和二代涉入作为外部压力和内部治理的重要因素，会放大家族命名的声誉或禀赋效应而对家族命名与绿色创新的关系形成调节效应。其中，分析师关注强化了家族命名企业面临的外部声誉压力，而二代涉入则通过延长决策视野和强化传承动机，可能重塑家族对风险与声誉的权衡。因此，本文进一步检验了家族命名对不同类型绿色创新战略影响的权变条件。

本文的主要贡献体现在三个方面：第一，从家族命名这一身份显性化特征出发，拓展了家族企业绿色创新前因研究，回应了家族企业内部异质性研究的呼吁（Calabrò等，2019）。第二，基于绿色创新的双重属性，整合声誉视角与禀赋视角，揭示了家族命名企业在绿色战略选择中“象征性激进—实质性保守”并存的模式。第三，通过引入分析师关注和二代涉入两个情境变量，识别了家族命名影响企业绿色创新的边界条件，对家族企业如何有效推进绿色转型有所启示。

二、文献综述

（一）家族企业与绿色创新

早期关于家族企业绿色创新的研究主要聚焦于家族企业与非家族企业的行为差异，认为家族企业相较于非家族企业有更强的绿色创新倾向。家族企业因其长期导向、声誉维护动机以及对非经济目标的重视，在绿色创新和环境责任履行方面整体表现优于非家族企业（马骏等，2020；Ardito等，2019；Berrone等，2010；Dangelico等，2019）。然而随着研究的深入，学者们开始关注到家族企业群体内部绿色创新的异质性。相关研究主要聚焦于家族企业较为常见的、相对隐性的内部特征，如二代涉入、家族涉入程度、代际控制结构、CEO去家族化等方面探讨其对绿色创新的影响机制（谢佩君等，2024；郑智勇，2023；Wang等，2024）。除此之外，也有学者关注到非家族因素如何影响绿色创新，如家族企业所处行业地位、同伴企业的信息披露质量（吕斐斐等，2020；严若森和张素各，2025）。值得关注的是，绿色创新相较于一般创新而言具备声誉外部性，更容易被外部利益相关者观察和评价，并且可能因此而给企业带来实际的经济效益（Iftikhar等，2025；Hizarci-Payne等，2021）。然而绿色创新是否能给企业带来经济效益抑或是声誉更多地取决于企业所携带的身份特征与信号可见性。尽管现有研究已经从多种内部和外部视角揭示了家族企业绿色创新的差异性，但总体上仍将企业视为相对“匿名”的市场主体，忽视了企业身份如何通过高度可见的符号被持续暴露并进而影响外部评价与内部战略权衡。

（二）家族命名与企业战略行为

企业命名是企业经营者必须做出的一项重要且高度可见的决策。企业名称不仅是声誉的载体，更是一种高度可见且难以更改的身份符号，其持续向外部利益相关者传递关于企业所有权结构、价值取向与战略承诺的关键信息（Fombrun和Shanley，1990；Glynn和Abzug，2002；Tadelis，1999）。现有家族命名的相关研究可以归纳为声誉效应和禀赋效应两个视角。

一方面，从声誉视角来看，家族命名的核心特征就是企业与家族之间更深程度的声誉绑定（Sageder等，2018） 。一旦出现声誉危机，家族命名企业无法靠更改名称来摆脱污名，企业的声誉损失也意味着家族的声誉损失（Belenzon等，2017；Deephouse和Jaskiewicz，2013；Zellweger等，2013），因此家族命名企业相较于非家族命名企业更加注重声誉。现有研究也证实，相较于非家族命名企业，家族命名企业往往会表现出更高的财务报告质量、更少的违规次数、更好的社会环境责任履行表现等维护企业声誉的战略行为（曹哲涵，2025；Minichilli等，2022；Sageder等，2018）。当然，重视声誉所带来的行为并非全是积极的。出于对声誉的重视，家族命名企业相较于非家族命名企业会有更低的风险承担倾向（罗进辉等，2022），有时家族命名企业也会因较强的盈利能力但较低的增长能力而被投资者诟病（Belenzon等，2020）。总体而言，从声誉视角看，家族命名通过强化企业行为的可归责性与可评价性，系统性地放大了企业的逐誉动机。

另一方面，家族命名所带来的企业与家族之间的荣辱与共也会在一定程度上导致企业主对损失更加敏感（Chen和Huang，2025），从而在决策上更加保守，即家族命名可能会引发禀赋效应。行为经济学中的禀赋效应指出，当个体对某一资产形成情感依附时，其对该资产的主观估值会显著高于市场估值，进而更倾向于维持现状、回避潜在损失（Thaler，1980）。在家族命名情境下，企业名称直接承载家族身份与情感价值，使得企业不再仅仅被视为可交易的经济资产，而被视为家族成员“自我延伸”的一部分（Deephouse和Jaskiewicz，2013），从而显著放大禀赋效应。禀赋视角的研究表明，家族命名的企业将会有更低的创新水平、更低的市场价值（Brockman等，2018；Chen和Huang，2025）。在战略决策层面，被放大的禀赋效应往往表现为对高不确定性投资的回避，甚至愿意牺牲部分经济效益以避免社会情感财富损失（连燕玲等，2016；王晓颖等，2021；张远飞等，2013），从而抑制企业在高风险创新领域中的激进行为。

综上所述，现有研究揭示了家族企业在绿色创新中的差异化表现，并从声誉和禀赋视角阐释了家族命名所引发的不同战略行为。然而，尚缺乏研究将“家族命名”这一高度显性的身份特征与绿色创新这一兼具声誉回报与高风险属性的战略行为系统结合起来加以考察。

三、假设提出

（一）家族命名与企业绿色创新

绿色管理创新是指企业通过管理制度与组织流程的绿色化调整，将环境保护理念制度化、流程化，以实现环境改进与经营效率提升的管理性创新活动（白福萍等，2025）。其低风险、高可见性、强声誉回报的特质，与家族命名企业保护并提升声誉的核心诉求高度适配，因而本文认为家族命名的家族企业会将其视为声誉管理的重要策略。首先，绿色管理创新能发挥家族命名的信号效益以谋取更多声誉收益。家族命名会放大家族企业面临的声誉收益或损失（Belenzon等，2017，2020）。绿色管理创新具有显著更高的外部可见性，具备形式化、文件化与可披露的特征，属于利益相关者能够直接观察的“可见结构”（Suchman，1995）。这种可见性能够向外界传递“企业能够积极承担社会责任”的重要信号，产生良好的声誉效应。其次，绿色管理创新的低风险特征符合家族命名企业的战略决策偏好。为了追求更大的声誉收益，家族命名的企业通常倾向于采取能够给企业带来稳定收益的低风险战略（Brockman等，2018），其对“稳定盈利”的重视程度显著高于“规模增长”（Belenzon等，2020）。绿色管理创新作为一种更偏向制度化与治理改进的创新形式，具有资源投入小、失败成本低、声誉回报明确的特征。出于对声誉收益的追求以及企业本身的战略偏好，相较于非家族命名企业，家族命名企业更有可能将绿色管理创新作为其声誉管理的重要策略。基于此，提出假设1：

假设1：家族命名与企业绿色管理创新正相关。

绿色技术创新是以推动企业技术进步、获取竞争优势和环境绩效为目的的“高质量”绿色创新行为，其更多的是具备绿色创新中的创新属性。与其他形式的创新类似，绿色技术创新同样具备着高风险以及收益不稳定的特点（Sharma，2000；王永贵和李霞，2023）。尽管成功的绿色技术创新能给家族命名企业带来声誉收益，但更需要关注的是声誉收益的回报周期，以及企业进行绿色技术创新所必需面临的风险。首先，从禀赋视角来看，家族命名将会加剧企业的风险规避行为。家族命名企业的所有者对企业的心理所有权更高（Deephouse和Jaskiewicz，2013），此时家族在决策时将会更加关注损失，从而对绿色技术创新这类收益不稳定并且高风险的战略更加谨慎。具体而言，与声誉收益的模糊性相比，绿色技术创新失败所带来的损失更具可感知性。绿色技术创新需要持续、高强度的研发投入，具有投资规模大、回收期长和失败概率高等特征，其现金流高度不确定（王永贵和李霞，2023）。此时企业在决策时将会更加关注损失而非不确定的声誉收益。其次，绿色技术创新过程的不确定性会触发家族命名企业的损失规避心理。诸如短期环保成本的上升、技术路径不成熟导致的绩效波动等，都可能被利益相关者解读为管理能力欠佳的信号（Gómez-Mejía等，2007）。即便波动并未真正造成声誉受损，其潜在损失的可见性仍会因家族与企业之间的紧密关联而被放大。尽管成功的绿色技术创新同样可能带来长期声誉收益，但其回报高度不确定且兑现周期较长，在家族命名情境下，不确定收益往往难以抵消潜在损失所带来的心理权重。基于此，提出假设2：

假设2：家族命名与企业绿色技术创新呈负相关。

（二）分析师关注的调节效应

无论是声誉损益，还是命名带来的决策关注偏好，其作用强度都会随着外部利益相关者的关注而变化。证券分析师作为资本市场的重要组成部分，是企业与其他利益相关者之间的重要纽带（陈伟和许海燕，2025；何玉润等，2025），将直接影响声誉信息的可见性以及家族对损失的感知。在家族命名情境下，分析师关注的核心作用并非简单的监督，而是通过放大声誉信息的可见性与潜在损失的可感知性，强化家族对不同绿色创新策略的差异化权衡。

一方面，分析师关注会扩大企业的声誉收益或损失感知。在分析师关注度高时，企业的亲社会行为与长期导向更容易被外界观察到和正向评价（Lang和Lundholm，1996），也意味着家族命名企业在实施绿色管理创新等象征性、易被识别的积极行为时，更有可能获得外部认可，从而放大声誉增益。同时，在分析师关注度高时，企业的违规行为、治理缺陷甚至对环保治理的不作为也会受到更多的关注，试错成本也就越高（Graham等，2005）。

另一方面，在分析师关注度高时，企业将会面临更多的短期绩效压力，而对风险更为敏感（吴迪和赵奇锋，2023）。分析师为维持与被跟踪企业的良性互动关系，往往会在预测中展现一定程度的乐观倾向，继而会强化企业在短期内达成相应绩效目标的压力（Lim，2001）。对于家族命名企业而言，未能实现外部预测不仅意味着财务指标的偏离，更可能被外界视为家族能力或治理水平的负面信号，使潜在声誉损失被进一步放大。在此种压力情境下，家族命名企业更可能规避高投入、高不确定性的绿色技术创新行为。

综合来看，在分析师关注度高时，家族命名企业的绿色管理创新因有更强的可见性，可为企业带来更多的声誉收益，家族命名企业将更有动力积极进行绿色管理创新以谋取声誉收益。与此同时，分析师关注也会放大家族命名企业对绿色技术创新的规避倾向，从而强化家族命名与绿色技术创新之间的负向关系。基于以上分析，提出假设3a和3b：

假设3a：分析师关注将强化家族命名与企业绿色管理创新之间的正向关系。

假设3b：分析师关注将强化家族命名与企业绿色技术创新之间的负向关系。

（三）二代涉入的调节效应

二代涉入标志着家族企业从“创始人主导”向“代际共治”的关键转折，其本质并非简单的管理者更替，而是家族—企业关系结构及其决策逻辑的重塑（姜涛等，2019；祝振铎等，2018）。这种转变将显著影响家族命名所蕴含的声誉激励与禀赋约束机制，从而调节家族命名与企业绿色创新之间的关系。

一方面，相较于二代继任者，一代创业者通常将企业视为个人奋斗历程与家族社会地位的象征，企业名称构成其身份认同与社会评价的重要载体（Lee等，2020）。因此，在创始人主导阶段，家族命名所带来的声誉绑定效应尤为强烈，企业更倾向于通过高可见性、低风险的战略行为来主动维护和提升家族声誉。相比之下，二代多以继承者身份进入企业，其对企业的心理所有权更多来源于制度性继承，而非长期投入形成的情感依附（贺康等，2024）。心理联结的相对弱化，使其对家族命名所承载的声誉收益敏感度下降，从而削弱家族命名对企业声誉导向型战略行为的追求。

另一方面，二代涉入往往伴随着家族对长期传承目标的强化（Miller等，2003；黎文靖和彭远怀，2024）。为确保企业在代际交接中的稳定性，家族更倾向于将企业视为需要谨慎保护的核心家族资产，从而放大企业在家族命名情境下的禀赋属性。此时，企业对潜在损失的敏感度显著上升，风险规避倾向进一步增强。与此同时，二代为建立自身合法性，二代参与后的“速胜动机”将塑造其独特的决策偏好（李新春等，2015；邹立凯等，2019），通常更偏好短期可控、绩效波动较小的决策路径（陈德球和徐婷，2023；吴炯和戚阳阳，2020；李思飞等，2023），对高投入、高不确定性的战略选择持更为谨慎的态度。

综合来看，绿色管理创新主要通过制度建设与流程优化来塑造企业绿色形象，具有象征性强、风险较低且声誉回报明确的特征。在二代涉入情境下，由于家族命名所引发的声誉效应被削弱，企业通过绿色管理创新来“展示家族形象”的边际收益随之下降，因而家族命名对绿色管理创新的促进作用将不如创始人主导时期显著。绿色技术创新作为绿色创新中风险高、投入周期长的不确定性行为，其失败成本和短期绩效波动在二代涉入情境下更易被放大解读。由此，二代涉入将进一步强化家族命名企业对绿色技术创新的规避倾向，使家族命名对绿色技术创新的抑制作用更加凸显。基于上述分析，提出假设4a和4b：

假设4a：二代涉入将削弱家族命名与企业绿色管理创新之间的正向关系。

假设4b：二代涉入将增强家族命名与企业绿色技术创新之间的负向关系。

基于前文的理论分析，本文提出如图1所示的理论模型：

四、研究设计

（一）数据与样本

本文借鉴李新春等（2015）、梁强等（2021）对家族企业的定义，同时结合国泰安数据库的“家族企业子数据库”，将满足以下条件的上市公司定义为家族企业：（1）最终控制人是自然人或家族的民营上市企业；（2）最终控制人所在的家族至少有另外一名家族成员持股或在公司担任重要职位（比如董事、高管等）。

本文选取2008—2024年沪深A股上市家族企业为初始研究样本，其中绿色技术创新数据来自CNRDS数据库；而绿色管理创新、分析师关注、二代涉入及控制变量数据来源于CSMAR数据库。本研究按照以下标准对样本进行筛选：（1）剔除ST、SST、*ST类上市公司；（2）由于报表项目的核算口径差异，剔除金融类上市公司；（3）剔除数据缺失的样本公司；（4）为避免极端值的影响对连续型变量进行 1% 的缩尾处理。（5）剔除观测期间企业证券简称发生改变的公司。最终得到1237家企业的8943个观测值。

（二）变量与测量

1. 被解释变量

本文的被解释变量为绿色管理创新（Gmi）和绿色技术创新（Gti）。

绿色管理创新（Gmi）：参考席龙胜和赵辉（2022）以及白福萍等（2025）的研究，并结合数据可获得性对指标体系进行构建。具体而言，基于CSMAR环境数据库中的相关披露信息，本文选取上市公司是否通过 ISO14001 环境管理体系认证、是否通过 ISO9001 质量管理体系认证，以及企业在管理披露表中关于环保管理制度体系建设、环保教育与培训、环保专项行动项目的披露情况作为绿色管理创新的观测指标。上述五项指标均对企业在制度建设、管理流程与组织实践层面推动绿色化提升具有直接反映意义。本文对五个指标进行加总，得到企业年度绿色管理创新综合得分。其中每个指标计1分，总分为5分。

绿色技术创新（Gti）：企业专利数量是测量创新绩效常用的指标（刘衡等，2025），本文以发明型和实用新型绿色专利的申请量作为企业绿色技术创新的衡量指标，将其加1后取对数得到本文的绿色技术创新变量。

2. 解释变量

家族命名（Name）：企业全称的基本格式是“企业所在地行政区划+企业字号+行业经营特点+组织形式”，其中企业字号是本研究的关注点，即通常所指的企业名称。本文参考宋丽红等（2017）的做法，将企业的中文名称全称与企业的实际控制人以及创始人家族姓名进行对比，若企业名称中包含创始人或实际控制人的相关信息则编码为1，否则为0。

3. 调节变量

本文选取分析师关注以及二代涉入作为调节变量。参考陈伟和许海燕（2025）的做法，分析师关注（Ana）以分析师跟踪人数加1取自然对数衡量。二代涉入（Succ）用家族企业二代参与衡量，具体做法如下：若企业中第一代实际控制人担任董事长或总经理，未有二代成员参与企业管理则赋值为0、若企业内存在二代及其之后的代际成员参与管理则赋值为1。

4. 控制变量

参考已有文献，本文选取了以下控制变量：企业年龄（Fage）、企业成长性（Growth）、净资产收益率（Roa）、企业资产负债率（Lev）、董事长是否由家族成员担任（Famchair）、总经理是否由家族成员担任（Famceo）、两职合一（Dual）、所有权（Fown）、控制权（Fcon）以及董事会家族成员占比（Famdir），同时控制年份（Year）以及行业（Industry）虚拟变量。变量详细定义见表1。

五、实证检验与分析结果

（一）描述性统计与相关分析

表2 展示了家族命名企业（Name=1）与非家族命名企业（Name=0）主要变量的描述性统计结果。根据企业是否采用家族命名方式，将样本划分为家族命名组与非家族命名组两个子样本。从表中可以观察到以下几个特征：首先，在绿色管理创新（Gmi）方面，家族命名企业的均值显著高于非家族命名企业（T=3.170, P<0.01），表明家族命名企业在绿色管理创新上表现相对较好。其次，在绿色技术创新（Gti）方面，家族命名企业的均值显著低于非家族命名企业（T=−5.810, P<0.01），表明家族命名企业相较于非家族命名的企业在绿色技术创新上表现较差。这为我们的假设1a以及假设1b提供了初步支持；公司特征方面，家族命名的家族企业的企业年龄（Fage）、企业规模（Fszie）以及资产负债率（Lev）均值均显著高于非家族命名的家族企业；家族涉入程度上，家族命名的企业二代涉入（Succ）、家族控制权（Fcon）、家族所有权（Fown）的均值均显著高于非家族命名的家族企业。

表3汇报了主要变量的相关性分析结果。从中可以看出，家族命名（Name）与企业绿色管理创新（Gmi）之间存在显著的正相关关系，家族命名（Name）与企业绿色技术创新（Gti）之间存在显著的负相关关系。整体来说，本文所选取的控制变量均与被解释变量之间存在一定的相关关系，说明本文控制变量的选择是符合研究规范的。

（二）回归分析结果

表4列示了家族命名与两种类型的绿色创新（绿色管理创新以及绿色技术创新）之间的回归分析结果以及分析师关注与二代涉入的调节效应结果。具体而言，模型（1）—（4）的因变量为绿色管理创新，模型（5）—（8）的因变量是绿色技术创新。模型（1）的结果显示，家族命名与企业绿色管理创新呈现出显著的正相关关系（β=0.147，p<0.01），假设1得到支持。与此同时，模型（6）的回归结果表明，家族命名与企业绿色技术创新呈现出显著的负相关关系（β=−0.107，p<0.01），假设2得到了支持。

为了检验分析师关注以及二代涉入的调节作用，在基准回归模型的基础上加入调节变量以及其交叉项。模型（3）表明，分析师关注与家族命名的交互项（Ana*Name）的系数为正，但不显著（β=0.003，p>0.1），假设3a未得到支持。可能的解释是，分析师关注主要通过增强对企业绩效及风险信息的市场传递来影响决策（Graham等，2005），以制度性、象征性治理为主的绿色管理创新不是分析师关注的核心主题。此外，绿色管理创新本身便具有较强的可见性（Suchman，1995；Dawkins和Fraas，2011），因而高分析师关注与低分析师关注情境下企业绿色管理创新的可见性是近乎相似的，也就是说分析师关注并不大幅增加企业进行绿色管理创新的声誉收益。图2左侧展示了分析师关注对家族命名与绿色管理创新之间关系的调节效应图，可以看出高分析师关注与低分析师关注下两条直线近乎平行。同时，在模型（7）中，分析师关注与家族命名的交互项（Ana*Name）的系数显著为负（β=−0.052，p<0.01），说明分析师关注增强了家族命名与企业绿色技术创新之间的负相关关系，假设3b得到支持。图2右侧为分析师关注对家族命名与企业绿色技术创新之间关系的调节效应图，可以看出在高分析师关注时，家族命名对企业绿色技术创新的负向影响更强。

模型（4）结果表明，家族命名与二代涉入交互项（Succ*Name）的系数显著为负（β=−0.213，p<0.05），说明二代涉入显著削弱了家族命名与绿色管理创新之间的正相关关系，假设4a得到了支持。图3左侧展示了二代涉入对家族命名与绿色管理创新之间关系的调节效应图，可见家族命名对企业绿色管理创新的影响在仅有一代参与管理的企业中更强。在模型（8）中，家族命名与二代涉入的交互项（Succ*Name）系数显著为负（β=−0.150，p<0.01），表明二代涉入显著增强了家族命名与企业绿色技术创新之间的负相关关系，假设4b得到了支持。图3右侧展示了二代涉入对家族命名与绿色技术创新之间关系的调节效应图，可见在二代涉入企业中，家族命名对绿色技术创新的负向影响更强。

六、稳健性检验

（一）替代性检验

考虑到不同程度的家族显性会影响信号传递的强度，参考宋丽红等（2017）的做法，本研究根据企业名称与实际控制人或创始人的相关程度构建家族命名的定序变量进行稳健性检验。具体而言，根据相关程度本文将家族命名区分为直接相关、间接相关以及不相关三种：直接相关编码为2、间接相关编码为1、不相关则编码为0。

表5为更换家族命名测量方式的稳健性检验结果。其中，模型（1）中家族命名与企业绿色管理创新呈现显著正相关（β=0.091，p<0.01），模型（4）中家族命名与企业绿色技术创新呈现显著的负相关关系（β=−0.086，p<0.01）。同时调节变量的回归结果也均与前文保持一致，说明本文分析的结果是较为稳健的。

除此之外，本文做了以下检验：①更换绿色技术创新的衡量方式，参考王永贵和李霞（2023）的做法，以企业当年独立申请的绿色发明型专利数量加1后取对数衡量绿色技术创新；②更换绿色管理创新的衡量方式，参考齐丽云等（2023）的做法，以企业是否通过环境管理体系认证（ISO14001）来衡量绿色管理创新；③将因变量滞后一期；④只对制造业样本进行回归，结果均和前文回归分析保持一致 ¹，表明本文结果具备较强的稳健性。

（二）内生性问题的处理

1. 倾向得分匹配法

由于本文的解释变量占比仅有13%，可能存在样本选择偏差问题。因而本文采用PSM倾向得分匹配法对本文的结果进行稳健性检验（罗进辉等，2022；Du和Cao，2023）。本研究考察的是家族命名对企业绿色创新的影响，然而采用家族命名的家族企业很可能与不采用家族命名的家族企业之间本身就存在着明显的特征差异，以上结果可能是由这些有差异的企业特征因素导致的。为解决这一问题，本文采用PSM倾向得分匹配法对样本进行重新匹配。具体做法如下：首先，将家族命名与控制变量进行Probit回归，计算得出样本的倾向得分，然后根据1:1匹配的原则，构建与家族命名企业具有相似特征的企业为控制样本。匹配后的平衡性检验表明，处理组与对照组在用于估计倾向得分的各协变量上的均值差异均不显著，说明 PSM 有效改善了样本的可比性。在此基础上，本文在匹配样本上重新估计基准模型。

表6是PSM倾向得分匹配后的回归分析结果，其中家族命名与企业绿色管理创新呈显著的正相关关系（β=0.108，p<0.1），与企业绿色技术创新呈显著的负相关关系（β=−0.118，p<0.01）。结果和前文回归结果在系数方向上完全一致，只是家族命名对绿色管理创新的系数显著性有所下降，可能是匹配后的样本量下降所导致。以上表明，本文的分析结果较为稳健。

2. 工具变量检验

为了缓解遗漏变量以及可能存在的测量误差等对结果造成的影响，选取公司注册所在省份的重男轻女文化氛围Sexratio、各地区各行业上市公司家族命名的年度中位数RIName作为工具变量，进行二阶段最小二乘法（2SLS）回归。为检验所构建的工具变量是否具有足够的解释力，表7中的模型（1）报告第一阶段回归结果。结果显示，工具变量Sexratio与家族命名显著正相关（β=0.002，p<0.01）、RIName也与家族命名显著正相关（β=0.951，p<0.01），表明选取的工具变量在统计意义上能够有效预测家族命名行为。此外，第一阶段的F统计量为239.190，显著高于10的常用判断标准，也高于弱工具变量临界值16.38，说明工具变量是合适的。模型（2）和模型（3）为2SLS 的第二阶段的回归结果，结果表明家族命名与绿色管理创新呈现显著正相关（β=0.194，p<0.01）；家族命名与绿色技术创新呈现显著负相关（β=−0.130，p<0.01），与前文结果一致。

3. Heckman两阶段选择模型

为了进一步缓解样本选择偏差可能对结果产生的不利影响，即企业是否采用家族命名方式会受到一些不可观测因素的影响,导致家族命名与否存在非随机性，而这些因素也可能影响企业的绿色创新行为。参考罗进辉等（2022）的做法，采取Heckman 两阶段模型进行稳健性检验测试。具体做法如下：首先，在第一阶段回归中，通过构建影响家族命名的因素估计出家族命名的概率，计算得出逆米尔斯比率。然后将计算得出的逆米尔斯比率带入原本的回归模型中进行回归分析。在计算逆米尔斯比率时,采用的是Probit模型，选取的变量为之前的控制变量，同时加入公司注册所在省份的重男轻女文化氛围Sexratio、各地区各行业上市公司家族命名的年度中位数RIName作为工具变量。表8列示了Heckman两阶段选择模型的回归分析结果，结果与前文的假设基本保持一致。

七、结论与讨论

本文基于2008—2024年中国A股上市家族企业样本，考察了家族命名这一身份显性化特征如何影响企业的绿色创新战略选择。研究发现，家族命名并未整体性地促进或抑制企业绿色创新，而是对不同类型绿色创新产生了差异化的影响：家族命名企业更倾向于推进低风险、高可见性的绿色管理创新，同时对高投入、高不确定性的绿色技术创新表现出显著的抑制作用。以上结果表明，家族命名通过并行的声誉激励与禀赋约束机制，使企业在绿色转型过程中呈现出“象征性激进”与“实质性保守”并存的特征。调节效应检验显示，分析师关注通过放大信息可见性与短期业绩压力，显著强化了家族命名企业对绿色技术创新的风险规避倾向，而对家族命名与绿色管理创新的关系影响不显著；二代涉入削弱了家族命名对绿色管理创新的正向影响，并强化了其对绿色技术创新的负向影响，揭示了代际治理变化对家族命名作用机制的权变作用。上述发现从家族身份显性化、创新类型差异与情境依赖性三个层面，深化了对家族企业绿色创新行为复杂性的理解。

本文的研究结论对家族企业绿色转型具有一定的实践启示：第一，对于家族命名企业而言，在推进绿色转型过程中应警惕过度依赖制度建设、认证获取和管理规范等“象征性绿色创新”路径，而忽视核心绿色技术能力的积累。本文发现，家族命名有助于强化企业绿色管理创新，但对绿色技术创新有显著抑制作用。家族企业可将绿色管理创新视为绿色转型的先行动作，通过制度完善、流程规范和员工培训等提升组织绿色化水平；同时，应有意识地为绿色技术创新设立相对独立的决策与评估机制，通过阶段性投资、试点项目或技术孵化等方式，逐步提升对高风险绿色研发项目的容忍度。

第二，对政府部门和市场机构完善绿色转型激励机制具有启示意义。本文研究结果表明，仅依赖声誉激励和信息披露难以有效引导家族企业加大绿色技术投入。政府部门可通过定向补贴、税收优惠、技术风险共担等方式，提高家族企业参与绿色技术创新的参与意愿；同时，资本市场中介机构也可通过改进分析师评价体系，引导市场更加理性地看待绿色技术创新的阶段性波动，从而缓解家族企业在传承与声誉压力下的绿色技术投资顾虑。

第三，对家族治理和代际传承有所启示。本文发现，二代涉入在一定程度上削弱了家族命名企业推进绿色管理创新的声誉激励，同时强化了其对绿色技术创新的风险规避倾向。这意味着，在代际传承关键阶段，家族命名企业会更加求稳，从而可能抑制具有长期价值但短期不确定性较高的绿色技术投入。因此，家族企业在推进代际传承时，可同步调整绿色创新相关的治理安排，如通过引入外部职业经理人、技术专家或设立专业化研发委员会、明确代际分工等，降低绿色技术创新决策对家族风险偏好的依赖。通过治理机制设计缓解传承情境下的过度风险规避，有助于家族企业在代际更替过程中保持绿色技术创新的连续性。

本文还可能具有一定的局限性，后续研究可以继续深入拓展。首先，本文仅聚焦于家族命名，而家族企业还可能通过家族品牌、logo、家族故事等其他形式传递身份信号，未来研究可进一步考察多样化家族身份信号对绿色创新的影响；其次，家族命名特征在部分企业存在变更，即存在部分企业由家族命名更改为非家族命名或者相反的情况，本文未捕捉其动态效应，未来可关注命名变更与企业战略行为之间的关联；最后，绿色创新还有其他不同的类型，比如独立绿色研发还是合作绿色研发。未来研究可比较家族身份显性对其他类型绿色创新的影响，以增进对家族企业绿色创新的全面理解。

1限于篇幅，本文仅报告了部分结果，其他结果可向作者索取。