2025第51卷第8期
一、引 言
产品质量安全事关国计民生，不仅关乎市场秩序与消费者权益，也是中国制造、中国品牌进一步走向世界、做大做强的必要保障。然而受制于现阶段我国产品市场发展的不成熟与监督管理机制的不完善，很多企业产品质量水平仍然滞后于社会经济的发展进程，质量标准基础不够坚实，质量监管现状不容乐观，各类产品质量丑闻频发，极大地危害了广大消费者的合法权益，也给我国企业的产品形象与市场声誉造成了不可忽略的负面冲击。来自国家市场监督管理总局的统计数据
遗憾的是，受限于研究数据的可获得性，现有文献针对产品质量信任危机影响的研究还十分欠缺，仅有的部分成果多集中在市场营销领域，而从资本市场角度进行的探究也仅局限于对股票估值、股价稳定性等的直接影响上，尚未有研究从企业的投融资方面来系统分析产品质量问题对资本市场产生的衍生溢出效应。中央广播电视总台联合国家政府部门每年举办的3•15晚会是我国维护消费者权益、打击制假造假方面最具权威、最具影响力的媒体公益活动，其不仅揭露了大量的产品质量安全问题，还集中曝光了一大批不法企业的名单，有效震慑了相关行业潜在的违法行为，为提升产品质量水平、防范产品质量问题提供了正确引导，也为我们研究产品质量问题如何作用于企业运营与资本市场认知提供了合适的研究视角和外生契机。因而，以央视3•15晚会曝光名单为着眼点来探究重大产品质量信任危机的微观风险效应以及缓解机制具有极强的实践价值和现实意义，有利于见微知著，加深对产品质量信任危机所产生的资本市场风险的认识。
融资活动作为企业经营和投资活动的基础，能为企业的生存和发展提供关键助力与重要保障，是我国企业做大做强的动力源泉，而融资约束问题则会削弱企业绩效、抑制企业成长，其程度通常与企业的经营状况和市场认知密切相关。基于此，关注央视3•15晚会曝光案件冲击对企业融资约束的影响既可以作为现阶段研究企业融资约束影响因素的切入点，也可以丰富对这一事件资本市场溢出效应的认识。从影响机理的角度来看，产品质量信任危机不仅恶化消费者对企业的信任，阻碍企业正常的融资和经营活动，还会通过资本市场产生一系列间接的溢出效应，使得企业失去市场各方的认可与支持，提高融资难度，加剧融资约束问题。鉴于此，本文立足于当前部分企业产品质量问题频发的现实背景，系统研究了产品质量信任危机对企业的微观风险效应，并从融资约束的视角来加以探讨，在深入了解产品质量信任危机如何影响企业融资安全的基础上，进一步分析可能的缓解机制。
本文基于央视3•15晚会曝光的企业名单，结合国家企业信用信息公示系统与企查查企业信息查询平台，从股权、供应链以及行政辖属三大关系链条全面识别了受产品质量信任危机影响的上市公司名单，并从企业融资约束的视角，实证检验了产品质量信任危机所产生的微观风险效应。实证结果表明，产品质量信任危机会显著加剧涉案公司的融资约束，具体表现为融资成本上升、融资期限缩短以及融资难度加大，且危机主要通过恶化企业财务业绩、加重政府处罚和改变投资者认知的路径来加剧融资约束。在3•15晚会曝光后，即便企业通过良好的舆论公关、社会责任表现、多元化经营以及来自资本市场和政府的认可能够在一定程度上缓解其融资约束，但仍无法完全消除危机的负面效应。
与现有研究相比，本文的研究贡献主要有以下两点：（1）研究视角方面，本文首次从融资约束视角系统探讨产品质量信任危机的资本市场溢出效应，拓展了其经济后果的研究范畴。以央视3•15晚会曝光事件为切口，揭示了产品质量信任危机传导至资本市场的路径，并从媒体治理角度剖析了媒体在危机传播与市场反应中的外部治理功能，丰富了危机管理与媒体治理的理论体系。（2）研究设计方面，本文基于央视3•15晚会系统梳理历年涉案企业，结合国家企业信用信息公示系统和企查查公开数据，从股权、供应链和行政辖属三个关系链条角度构建了企业关系图谱，为量化分析产品质量信任危机的微观风险效应提供了最直观的数据支持。
二、文献综述和研究假设
（一） 文献回顾和研究综述
1. 产品质量信任危机及相关研究
学术界对产品质量信任危机的研究虽然起步较早，但由于产品质量数据的缺失，相关研究成果在研究视角、研究设计以及研究方法上仍存在较大局限性。具体来看，在企业产品质量的影响因素方面，大量研究基于海关数据，从贸易自由化、人民币汇率和最低工资等方面（许和连和王海成，2016；余淼杰和张睿，2017；樊海潮等，2022）关注了出口产品质量问题的决定因素并对进出口商品的质量进行了测算（Khandelwal等，2013）。而在企业产品质量的影响后果方面，现有研究主要从产品价格、企业声誉和股票投资三个维度展开了理论探索与实证检验。（1）产品价格。现有文献关于产品质量对商品价格的研究主要从市场营销视角出发关注消费者满意度与支付意愿，发现产品价格受顾客愿意支付的最高价格影响，而消费者对于产品质量感知即消费者满意度决定了其愿意支付的最高价格（Kugler和Verhoogen，2012）。（2）企业声誉。产品召回事件会在市场上传播，并会由此引发企业声誉的损失，导致消费者购买意愿下降（Eilert等，2017），慈善捐赠和其他社会活动则有助于减轻某些违法或不道德行为（比如产品召回）对企业声誉的破坏（高勇强等，2012）。（3）股票投资。近些年，陆续有金融、财务等领域的学者将目光聚焦于产品质量对资本市场的影响效应上，并从股票投资的视角进行了初步探索。一部分研究表明，产品质量影响顾客满意度，而顾客满意度的提升又能通过改变异常回报和金融风险影响股票价格和企业市值（Grewal等，2010）；另有研究从产品召回的视角直接验证了资本市场投资者对产品质量有问题企业实施了惩戒，且拉低了股票价值（李正等，2016）。但从上述文献不难发现，现有针对产品质量与资本市场关系的成果大多集中在市场营销与国际经贸领域，偏向于关注产品质量提升所带来的影响，且主要基于问卷调查与进出口数据展开分析，较缺乏危机、负面新闻视角的风险效应研究。在影响后果的研究视角上则比较单一，侧重于股价等市场表征，缺乏从企业投融资、供应链等方面进行研究。此外，与产品质量信任危机最为接近的产品召回事件也存在较大的研究局限性，一方面，国内的产品召回事件较国外明显偏少，尚未普及，且涉及的行业、产品范围有限，大多集中于食品、药品和汽车行业（李正等，2016），代表性略有不足；另一方面，在企业真正宣布进行产品召回之前，往往已经有相当一部分媒体对其质量问题进行了报道，消费者投诉、舆情发酵与监管介入迹象明显，产品质量问题事实上已经产生了经济后果，因此会存在一定的内生性问题。
3•15晚会是由中央广播电视总台联合国家政府部门举办的公益晚会，且一贯致力于推动法治建设和依法维权的价值追求。自1991年起，每年3月15日晚通过中央电视台向全国直播，至今已经举办了35届。作为第三方，3•15晚会大大降低了信息甄别成本（梁东生等，2007），揭示出我国产品质量信任危机频发的现状以及我国产品质量安全领域存在的多主体、多环节、多层级的公共价值失灵现象（吴件和蓝志勇，2022），在打击制假造假方面最具权威、最具影响力。为了客观真实地获取第一手素材，晚会常常采取直接渗透的形式来揭示新闻事件的内幕，也就是通常所谓的“暗访”或“隐性采访”（杨玉龙等，2017），其各个环节严格保密，最终形成一份记录侵害消费者权益案例的曝光名单，因而3•15晚会曝光名单在对外披露前具有极强的保密性，具备很好的外生属性，能较好地克服已有方法的局限。
2. 融资约束及相关研究
融资约束是指由于市场不完备而导致企业外源融资成本过高，并因此使得企业投资无法达到最优水平的情况（邓可斌和曾海舰，2014），这一直是资本市场的热点议题。现有文献针对融资约束的影响因素主要从微观和宏观层面展开。（1）微观视角：信息披露水平、股权性质和企业间关系是影响融资约束的重要微观因素。研究发现，信息披露水平提高能显著降低企业的融资约束（张纯和吕伟，2007），国有企业面临的融资约束程度更低，且政府关系能够有效缓解企业的融资约束（Cull等，2015）。此外，企业的双边关系和多边关系均能有效缓解中国企业的融资约束，且这种作用在民营企业中更为明显（盛丹和王永进，2014）。（2）宏观视角：经济状况、金融体系结构和发展水平、经济政策不确定性和货币政策都会对企业面临的融资约束困境产生影响（Korajczyk和Levy，2003；祝继高和陆正飞，2009；Baum等，2011；Ma和Hao，2022）。可见，虽然学术界针对融资约束的影响因素已经展开了较为丰富的研究，但基于产品质量视角的研究还十分欠缺，特别是尚未有学者系统分析产品质量信任危机对资本市场认知和企业融资安全可能造成的潜在后果。
综上，尽管学术界已从产品价格、企业声誉和股票投资等方面对产品质量信任危机的经济后果展开了较为丰富的理论探索与实证检验，但基于资本市场投融资视角的研究还较为匮乏，特别缺乏关于产品质量信任危机对融资约束影响的研究。因此，本文从微观风险视角出发对产品质量信任危机经济后果进行探究，以期能丰富学术界与实务界对产品质量问题影响的了解。
（二）理论推导与研究假设
整体而言，产品质量信任危机能够引发多重后果，不仅恶化消费者对企业的信任，影响企业的生产经营，阻碍企业正常的融资和经营活动，继而加剧其融资约束问题，还会通过资本市场产生一系列间接的溢出效应，使得企业失去市场各方的认可与支持，进一步加重融资约束问题。基于此，本文详细地探讨了产品质量信任危机对企业融资约束水平的影响机制。
一方面，产品质量信任危机恶化了消费者对企业的信任，从而影响企业经营业绩，阻碍企业正常的融资和经营活动，继而加剧其融资约束问题。具体而言，产品质量信任危机影响消费者的购买选择，恶化企业的短期业绩。产品质量信任危机会对企业的销售产生重大影响，使得消费者信心和购买意愿下降，进而造成大范围的退货、退款的情况。根据信息不对称理论（Akerlof，1970），在消费市场中消费者无法完全掌握企业的真实情况，尤其在产品质量信任危机爆发时，这种信息不对称更加明显。企业往往掌握着比消费者更多的内部信息，尤其是在产品的质量状况方面，消费者只能通过市场信号（如品牌声誉、产品反馈、媒体报道等）来判断产品质量。然而，产品质量信任危机的爆发意味着这些信号可能发生剧烈变化，消费者对企业失去信任，并可能通过“用脚投票”来表达不满，取消未来可重复交易机会，形成市场驱逐式惩罚（陶红和卫海英，2016），且信息传播与舆情的发酵会对企业产品形象造成不可逆的负面影响。结合声誉理论（Fombrun和Shanley，1990），产品质量信任危机爆发后，消费者的信任受损，品牌形象和企业声誉往往迅速下滑，这不仅影响了消费者的购买行为，并且会在相当长的时间范围内拖累企业的经营发展。因而，鉴于企业的经营状况与盈利能力同其融资成本、融资便利性之间具有密切的关系，经营恶化、利润不佳的企业往往更难获取银行信贷资源（Zhang等，2022）与股权投资（薛有志等，2014），且融资成本也明显偏高（张伟华等，2018）。因此，产品质量信任危机会通过对企业经营状况与盈利能力的负面影响而直接加剧其面临的融资约束。
另一方面，产品质量信任危机通过资本市场产生一系列间接的溢出效应，降低供应商、投资者和监管者等其他利益相关者对企业的信任，影响市场认知进而加剧企业的融资约束。从供应商视角来看，根据信号传递理论（Spence，1974），产品质量信任危机不仅影响企业自身的产品销售活动，还会对外释放有关企业技术缺陷、管理失控、职责缺位、业务受限以及风险滋生的负面信号，导致供应商因此重新评估与其合作的风险收益结构，特别是会在商业信用安排方面表现得更为审慎（Giannetti等，2011）。此举不仅增加了企业的融资成本，也降低了融资的可获得性，形成对企业融资能力的双重压制。从投资者视角来看，产品质量信任危机所传递的负面信息还会导致投融资方等资本市场其他利益相关者群体据此对企业的经营能力、财务状况和未来发展潜力做出消极的判断，从而恶化资本市场对企业的风险预期，使得受冲击企业难以获得债权人和投资者的认可与支持，导致企业融资条件更加苛刻，融资成本提高（王化成等，2017），进而加剧其融资难度。从监管方视角来看，信任危机还会通过监管渠道对企业融资约束产生深远影响。在政府主导的市场经济体制下，来自政府的认可是我国企业吸引社会资源的重要竞争优势（江伟和李斌，2006）。这能有效缓解市场信息不对称，帮助企业获取资本市场支持，降低信息搜寻、信息甄别和信息监督等一系列交易成本（Hansen等，2018），也能助力其获取政府直接的资源扶持。但因央视3•15晚会曝光而遭遇产品质量信任危机的企业显然触及了监管红线，不仅会承担一系列行政处罚与法律制裁，还会丧失来自政府的认可与支持，失去政府背书这一项重要的竞争优势。此外，产品质量信任危机还将在资本市场产生强烈的威慑效应（Carpentier和Suret，2015），进一步提醒市场参与方认清受波及企业面临的经营风险隐患与法律诉讼风险，降低市场投资者对企业的市场预期，打击市场对其投资热情，甚至加重投资者的恐慌情绪，使得遭遇产品质量信任危机企业的融资渠道和财务资源受到限制，增加受影响企业的合规风险和法律风险，企业难以获得市场认可，融资难度与融资成本飙升。
综上所述，产品质量信任危机能从消费者和供应商、投资者以及监管者等其他利益相关者视角同时对受影响企业产生负面冲击，增大受冲击企业的融资难度，导致其陷入融资约束的困境，据此本文提出以下核心研究假设：
H1：产品质量信任危机将加剧企业的融资约束程度。
三、研究设计
（一）数据来源与样本选择
为量化分析产品质量信任危机对企业融资约束的影响，本文的研究对象主要关注了2007年以来3•15晚会的曝光名单以及2007—2021年间中国A股上市公司财务报表信息，主要数据来源为央视网3•15晚会视频、中国经济金融研究数据库（CSMAR）、中国研究数据服务平台（CNRDS）、万得数据库（WIND）和锐思数据库（RESSET）。具体而言：（1）根据央视网3•15晚会视频中的内容，手工收集并整理得到了3•15晚会曝光具体受波及的企业名单。（2）借助国家企业信用信息公示系统与企查查企业信息查询平台，通过检索被曝光企业名称的方式，识别与被曝光企业存在各类关系链条的上市公司。（3）本文的融资约束指标、控制变量的原始数据均来源于CSMAR数据库和WIND数据库。此外，在缓解机制中，本文针对舆论公关水平以及社会责任表现的量化主要是使用了相对更为全面的CNRDS数据库中的数据。
为了确保数据的完整性与可靠性，本文对2007—2021年A股上市公司数据进行了如下的筛选：（1）考虑到财务报表的特殊性，剔除了所有金融业与房地产业的公司；（2）为避免公司因自身经营不佳造成财务指标异常的干扰，剔除了当年上市状态异常公司的年度样本（包含ST、*ST及退市等情形）；（3）剔除了相关数据缺失的样本；（4）为消除极端值的影响，对所有连续型变量进行了1%和99%水平的Winsorize处理。最终，本文共获得
（二）变量定义及模型设计
1. 变量定义
（1）产品质量信任危机
如何识别上市公司是否以及何时遇到产品质量信任危机是实证分析的关键和难点，本文基于央视3•15晚会曝光机制，采用如下策略识别了产品质量信任危机波及的微观企业。首先，收集整理历年3•15晚会曝光名单中企业的原始信息。通过查阅央视网
（2）融资约束
本文按以下步骤构建KZ指数（Kaplan和Zingales，1997）：①对全样本各个年度按照经营性净现金流/年初总资产（CFi，t/ASSETi，t−1）、现金股利/年初总资产（DIVi，t/ASSETi，t−1）、现金持有/年初总资产（CASHi，t/ASSETi，t−1）、资产负债率（LEVi，t）和Tobin's Q（Qi，t）进行分类。如果CFi，t/ASSETi，t−1低于中位数则KZ1取1，否则取0；如果DIVi，t/ASSETi，t−1低于中位数则KZ2取1，否则取0；如果CASHi，t/ASSETi，t−1低于中位数则KZ3取1，否则取0；如果LEVi，t高于中位数则KZ4取1，否则取0；如果Qi，t高于中位数则KZ5取1，否则取0。②计算KZ指数，令KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5。③对模型（1）采用排序逻辑回归，将KZ指数作为因变量，对CFi，t/ASSETi，t−1、DIVi，t/ASSETi，t−1、CASHi，t/ASSETi，t−1、LEVi，t和Qi，t进行回归。④运用上述回归模型的结果，计算出每一家上市公司每年融资约束程度的KZ指数，KZ 指数越大，意味着上市公司面临的融资约束程度越高。
此外，在稳健性检验部分，本文还更换了融资约束的衡量方法，具体的衡量方式包括：①构建WW指数。WW指数的计算方法为WW=−0.091×CF−0.062×DivPos +0.021×Lev−0.044×Size+0.102×ISG−0.035×SG（况学文等，2010）。其中，现金流与总资产比率CF=经营活动产生的现金流量净额/总资产；DivPos为现金股利支付哑变量，若当期派发现金股利则为1，否则为0；Lev为长期负债与资产比率；Size为总资产的自然对数；ISG为行业平均销售增长率；SG为销售收入增长率。②构建SA指数。为避免内生性干扰，本文还使用SA指数度量方法（Hadlock和Pierce，2010）计算出SA=–0.737×Size+0.043×Size2–0.04×Age。其中，Size为企业总资产的自然对数值，Age为企业年龄。SA值越大，表示企业的融资约束越严峻。
2. 模型设计
为验证假设H1，本文借鉴现有的研究方法（徐思等，2019），构建双重差分估计模型（1）来考察产品质量信任危机对企业融资约束的影响：
| $ \mathit{KZ}_{\mathit{i,t+\mathrm{1}}}\mathit{=\beta}_{\mathit{0}}\mathit{+\beta}_{\mathit{\mathrm{1}}}\mathit{Treat}_{\mathit{i}}\mathit{\times Post}_{\mathit{i,t}}\mathit{+BX}_{\mathit{i,t}}\mathit{+\mathrm{\Sigma}Year}_{\mathit{t}}\mathit{+\mathrm{\Sigma}Firm}_{\mathit{i}}\mathit{+\varepsilon}_{\mathit{i,t}} $ | (1) |
这里的i和t分别代表企业和年份；KZi，t+1表示企业i在第t+1年的融资约束状况；Treat为虚拟变量，如果企业i在2007—2021年的样本区间内受到曝光影响，则取值为1，否则为 0；Post为时间虚拟变量，设ti0是企业i开始受到曝光影响的起始年份，当 t≥ti0时取值为 1，否则为 0；X代表控制变量。这里的β1将是本文关注的重点，若β1的系数为正，则表明受到曝光影响的企业在被曝光后表现出相对更高的融资约束情况。同时，考虑到公司其他特征对自身融资约束的影响，研究模型进一步控制了企业基本特征、财务状况、经营处境、企业治理、固定资产投资、行业特征以及经济发展水平方面的变量。其中，企业基本特征主要包括：销售规模（Size），用主营业务收入的自然对数度量；企业年龄（Age），Age=ln（1+当前年份–企业成立年份）。财务状况方面主要包括：企业的每股收益（Eps）；流动比率（Cr），等于公司流动资产除以流动负债；应收类资产比率（ARs），等于应收票据净额和应收账款净额之和占期末总资产的比例；净利润增长率（Growth），等于净利润本期金额与净利润上期金额之差占净利润上期金额的比例；市值账面比（MB），等于市值除以资产总额；经营性现金流（Cfo），等于经营性现金流除以总资产。企业经营处境方面主要涉及历史期望差距（RoaH），等于企业实际经营业绩与历史业绩水平之差。企业治理方面主要包括：管理层持股比例（Mngmhldn），等于董监高持股数量占总股数量之比；董事会规模（Boardsize），等于董事会董事数量；独立董事占比（IndDirectorRatio），等于独立董事占全体董事的比例；第一大股东持股比例（Shrcr）。固定资产投资方面主要涉及固定资产投资扩张率（Fassets）。行业特征方面主要涉及市场竞争（HHI），HHI=SUM[（Xi/X）2]，Xi为单个公司的主营业务收入，X为该公司所属行业的主营业务收入合计。经济发展水平方面涉及国内生产总值（GDP）。Firmi为企业固定效应，Yeart 是年份固定效应，εi，t为随机误差项，回归时在公司层面进行聚类处理。
（三）描述性统计
描述性统计结果显示，KZ的均值为1.729，标准差为2.125，表明我国上市公司的融资约束程度具有较大差异，这初步体现出探索融资约束的诸多影响因素具有一定的必要性。Treat和Post的均值分别为0.205和0.127，这表明约20%的中国上市公司样本经历了产品质量信任危机，其中约12.7%的观测值受到产品质量信任危机影响。其他变量的统计特征与以往文献基本一致，在一定程度上佐证了本文研究数据的可靠性。
四、实证检验
（一）主效应
为实证检验产品质量信任危机对企业融资约束的影响，本文依据多重差分模型（1）进行回归分析，并得到了如表1列（1）所示的结果。在加入控制变量后，产品质量信任危机（Treat×Post）与KZ的回归系数在1%的显著性水平上正相关。这说明相较于未受产品质量信任危机影响冲击的样本，受到冲击的企业在冲击后的融资约束程度显著增加，证实了产品质量信任危机严重加剧了我国上市公司的融资约束程度。此外，为了验证产品质量信任危机对企业冲击的广泛性，本文按照产权性质（State）将样本分为民营企业与国有企业两组，继续依据模型（1）进行分组回归，回归结果如表1列（2）和列（3）所示。由此看出，无论是民营企业还是国有企业，产品质量信任危机指标（Treat×Post）的回归系数分别在10%和5%的水平上显著为正，这进一步证实了产品质量信任危机会加剧上市企业的融资约束程度，且该效应的影响范围十分广泛，同时涵盖国有企业与民营企业，假设H1得证。
| 变量 | （1） | （2） | （3） |
| KZ | 民营企业 | 国有企业 | |
| Treat×Post | 0.167***（2.707） | 0.183*（1.820） | 0.165**（2.061） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | |||
| Adj.R2 | 0.325 | 0.285 | 0.388 |
| 注：*、**和***分别表示显著性水平为10%、5%和1%。限于篇幅，控制变量和常数项的估计结果未予列出，感兴趣的读者可以向作者索取，下表统同。 | |||
此外，本文还进行了VIF检验，其结果均小于临界值10，这表明本文研究模型不存在明显的自相关问题。
（二）稳健性检验
为了保证研究结果的稳健性，本文还进行了如下检验：平行趋势检验，安慰剂检验，PSM检验法，更换融资约束衡量指标（采用SA指数和WW指数作为融资约束的替代变量），区分供应链关系、股权关系以及行政辖属关系和反向因果检验。上述结果均证实了假设H1的成立。
（三）缓解机制
进一步地，本文分别从企业自身实力和外界扶持的视角出发，围绕企业事后的舆论公关能力、社会责任表现、多元化经营、政府扶持和市场认可，深入探讨了产品质量信任危机对企业融资约束的异质性影响。模型构建上，主要参考了史丹和李少林（2020）的研究，将缓解机制中涉及的变量通过交互项形式进行检验。模型（2）设定如下：
| $ \begin{aligned} {KZ} _{ {i,t+1} }= & {\beta } _{ {0} } {+\beta } _{ {1} } {Treat} _{ {i} } {\times Post} _{ {i,t} } {\times Moderator} _{ {i,t} } {+\beta } _{ {2} } {Treat} _{ {i} } {\times Post} _{ {i,t} } {+\beta } _{ {3} } {Moderator} _{ {i,t} } \\ & {+BX} _{ {i,t} } {+\Sigma Year} _{ {t} } {+\Sigma Firm} _{ {i} } {+\varepsilon } _{ {i,t} } \end{aligned} $ | (2) |
其中，Moderator代表调节变量，即缓解机制因素，包括舆论公关能力、社会责任表现、多元化经营、政府扶持及市场认可。模型的核心在于考察交互项 Treat×Post×Moderator的系数显著性，以验证不同缓解机制在缓解融资约束中的作用。
1. 舆论公关
根据Coombs（2007）的危机传播理论，企业在危机发生后通常会根据危机的严重程度选择不同的应对策略，在3•15这样的重大事件中，媒体和公众对产品质量问题的关注具有权威性，容不得企业通过推诿抵赖来回避责任，涉案企业必须直面解决问题。“重建”策略是企业选择的主要策略，重建企业信誉与信任，采取积极有效的应对措施，通过公开道歉、赔偿及改进措施，能够帮助企业恢复公众信任，减轻融资压力，也是化解融资约束的关键所在。因此，本文分别从媒体报道和社交媒体互动频率这两个角度综合衡量企业“重建”策略的舆论公关能力。在媒体报道方面，本文在经过行业均值调整的基础上，利用CNRDS报刊财经新闻中所获得的负面新闻报道总数进行分析。在对外信息沟通方面，本文依托深交所“互动易”平台和上交所“上证e互动”平台中涉及“质量”的互动数据，并进行了行业均值调整。依据模型（2）进行回归分析，得到了表2的回归结果。从中可以看出，Treat×Post×Moderator与KZ回归系数分别在1%和5%的水平上显著。这表明，企业在产品质量信任危机发生后更注重与媒体的互动并加强舆论公关能力，能够在一定程度上缓解因危机导致的融资约束问题，从而减轻其融资难度。
| 变量 | （1）KZ | （2）KZ |
| 负面新闻 | 社交媒体互动频率 | |
| Treat×Post×Moderator | 0.105***（2.899） | −0.106**（−1.987） |
| Treat×Post | 0.166***（2.688） | 0.227***（3.231） |
| Moderator | −0.022（−1.327） | 0.007（0.301） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | ||
| Adj.R2 | 0.325 | 0.329 |
2. 社会责任
良好的社会责任行为能够促使政府和监管机构对企业采取更加宽容的态度，减少潜在的法律和监管风险，有助于企业在危机后重获资本市场的认可，进而缓解企业融资压力（Luo和Bhattacharya，2006）。因此，本文分别使用社会责任总得分、员工责任以及环境责任三个变量来衡量企业的事后社会责任表现。以和讯网上市公司社会责任评价信息中关于总得分、员工责任和环境责任的数据为基础，同样依据模型（2）进行回归分析，得到了表3的回归结果，可以看出，Treat×Post×Moderator与KZ回归系数均在5%的显著性水平下为负。该结果表明，当企业事后较好地履行社会责任时，能在一定程度上缓解因产品质量信任危机而给融资约束问题带来的负面影响。
| 变量 | （1）KZ | （2）KZ | （3）KZ |
| 总得分 | 员工责任 | 环境责任 | |
| Treat×Post×Moderator | −0.005**（−2.345） | −0.028**（−2.558） | −0.014**（−2.324） |
| Treat×Post | 0.258***（2.943） | 0.229***（2.966） | 0.170**（2.389） |
| Moderator | −0.004***（−3.898） | −0.003（−0.637） | 0.000（0.002） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | |||
| Adj.R2 | 0.331 | 0.330 | 0.330 |
3. 经营多元化
多元化战略能够分散企业的业务范围和收入来源，有助于降低企业整体的经营风险（朱江，1999）。这种多元化的优势在减轻产品质量信任危机对融资约束的负面影响中起到了重要作用。从行业多元化的角度来看，通过扩展行业范围，企业能够减少对单一行业的依赖，降低因某一行业危机或波动而对整体业务的影响，这不仅增强了企业的抗风险能力，还提高了企业在资本市场的稳定性，减轻了因质量问题引发的融资约束。具体而言，本文使用公司是否进行行业多元化经营对行业多元化进行衡量（姜付秀，2006），并依据模型（2）进行回归分析。详细的回归结果如表4列（1）所示，从中可以看出，Treat×Post×Moderator与KZ回归系数在5%的显著性水平下为负。这表明，企业采取较多元化的经营模式进入多个行业并开展不同的业务，能够在一定程度上缓解因产品质量信任危机给企业融资约束问题带来的负面影响。
| 变量 | （1）KZ | （2）KZ |
| 行业多元化 | 政府补助 | |
| Treat×Post×Moderator | −0.185**（−2.129） | −20.402**（−2.110） |
| Treat×Post | 0.286***（3.477） | 0.163***（2.650） |
| Moderator | 0.027（0.655） | 4.953（1.573） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | ||
| Adj.R2 | 0.325 | 0.325 |
4. 政府扶持
政府在企业完成整改、加强质量管控后，仍会通过政策支持帮助企业走出困境、恢复市场信心，因此本文关注了政府补助数据的影响作用。本文使用政府补助占企业总资产的比例作为衡量企业所受政府补助水平的代理变量（荣祉翔和夏立军，2024），并进行了行业均值调整，依据模型（2）进行回归分析。详细回归结果如表4列（2）所示，从中可以看出，Treat×Post×Moderator与KZ回归系数在5%的显著性水平下为负。这表明企业在危机后若获得更多的政府扶持，则能在一定程度上缓解因产品质量信任危机给融资约束问题带来的负面影响。
5. 市场认可
作为市场认可的关键维度，分析师评级、审计质量、顾客满意度和市场占有率都通过增强金融机构和投资者的信任而缓解产品质量信任危机对企业融资约束的冲击。因此，本文具体关注了分析师评级、审计质量、顾客满意度以及市场占有率对产品质量信任危机与企业融资约束间关系的影响。在分析师评级方面，以CSMAR数据库的分析师预测中关于分析师评级变动的信息为基础，将分析师评级上调记为+1，将分析师评级下调记为–1，将分析师评级维持记为0（马梦迪等，2025），并依据行业均值进行调整；在审计质量方面，本文按照是否设立审计委员会来衡量（苏冬蔚和林大庞，2010）；在顾客满意度方面，使用和讯网上市公司社会责任评价信息中关于顾客满意度的虚拟变量来衡量；在市场占有率方面，使用CSMAR数据库的市场竞争程度指标表中的市场占有率增长率来衡量，并进行了行业均值调整。依据模型（2）进行回归分析，得到了如表5所示的回归结果，从中可以看出，Treat×Post×Moderator与KZ回归系数分别在5%和1%的显著性水平下为负。这表明，当企业的分析师评级较高、审计质量较高、顾客满意度较高以及市场占有率较高时，其会获得更多的市场认可，这能在一定程度上缓解因产品质量信任危机而给融资约束带来的负面影响。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
| KZ | KZ | KZ | KZ | |
| 分析师评级 | 审计质量 | 顾客满意度 | 市场占有率 | |
| Treat×Post×Moderator | −15.225**（−2.150） | −0.526***（−3.465） | −0.220**（−2.096） | −0.054***（−7.735） |
| Treat×Post | 0.178***（2.591） | 0.684***（4.432） | 0.175**（2.452） | 0.167***（2.704） |
| Moderator | 3.736（1.322） | 0.043（0.448） | −0.043（−0.882） | −0.002（−0.883） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | ||||
| Adj.R2 | 0.343 | 0.325 | 0.330 | 0.325 |
特别值得一提的是，尽管企业在危机后能凭借上述手段缓解融资约束，但却无法彻底消除产品质量信任危机造成的负面影响。因此对于企业来说，与其在产品质量信任危机发生后花费巨大代价弥补，倒不如直接从源头避免相关产品质量信任危机的发生，这才能更有效地确保企业经营安全，防范投融资风险。
（四）进一步分析
1. 具体影响模式
产品质量信任危机对企业融资约束的影响具体体现在融资成本、融资期限和融资难度上。从融资成本角度来看，本文使用权益资本成本（R_e）和财务费用占总负债的比重（Cost）测算企业融资成本（陶锋等，2017），回归结果如表6列（1）和列（2）所示。结果显示，Treat×Post的回归系数分别在10%和5%的显著性水平上为正，这表明产品质量信任危机增加了企业的融资成本。在融资难度与融资期限方面，本文使用商业信用期限（PTO）和商业信用额度（TC）作为因变量来进行验证（窦超等，2020）。表6列（3）和列（4）结果显示，Treat×Post的回归系数均在5%的水平上显著，这表明产品质量信任危机降低了企业的融资能力同时缩短了融资期限。综上所述，产品质量信任危机带来的融资约束困境主要体现在企业的融资成本增加、融资期限下降以及融资难度增加。
| 变量 | （1） R_e | （2） Cost | （3） PTO | （4） TC |
| Treat×Post | 0.002*（1.817） | 0.002**（2.456） | 1.067**（2.377） | −0.010**（−2.199） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | ||||
| Adj.R2 | 0.963 | 0.322 | 0.034 | 0.090 |
2. 影响路径
就影响路径而言，本文基于前文逻辑分析进行了一系列实证检验，深入探讨了产品质量信任危机对企业融资约束的影响路径。一方面，本文以CSMAR数据库财务指标分析中总资产收益率（ROA）数据来衡量财务绩效指标（魏明海等，2013）；并依据模型（1）进行回归分析，得到了表7列（1）所示的回归结果。Treat×Post的回归系数在5%的水平上显著为负，这表明产品质量信任危机恶化了企业的财务业绩。另一方面，本文具体关注了政府处罚和投资者认知对产品质量信任危机与企业融资约束间关系的影响。具体而言，在政府处罚方面，本文以锐思数据库中重大事项违规处罚次数来衡量政府处罚（陆瑶和胡江燕，2016）；在投资者认知方面，本文以CSMAR数据库机构投资者中下一年的机构投资者比例数据来衡量投资者认知（张超林和杨竹清，2019）。基于上述数据依据模型（1）进行回归分析，得到了表7列（2）和列（3）所示的回归结果。Treat×Post的回归系数在5%和10%的水平上显著，这表明产品质量信任危机使企业面临更多的政府处罚并恶化了企业的投资者认知。
| 变量 | （1） | （2） | （3） |
| ROA | 违规处罚 | 机构投资者比例 | |
| Treat×Post | −0.004**（−2.378） | 0.097**（2.152） | −1.114*（−1.885） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | |||
| Adj.R2 | 0.647 | 0.133 | 0.334 |
五、结论与启示
近年来，产品质量信任危机事件频频爆发，给企业发展、消费者权益维护与资本市场稳定都造成了极大干扰。本文基于央视3•15晚会曝光的企业名单，系统识别了受到产品质量信任危机影响的上市企业名单，利用2007—2021年A股上市公司财务数据，实证探索了产品质量信任危机对企业融资约束的影响效应。研究发现，产品质量信任危机会显著加剧涉案公司的融资约束，具体表现为融资成本上升、融资期限缩短以及融资难度加大，且危机主要通过恶化企业财务业绩、加重政府处罚和改变投资者认知等路径来加剧融资约束。在被央视3•15晚会曝光后，尽管良好的舆论公关、社会责任表现、多元化经营以及来自资本市场和政府的认可能够在一定程度上缓解企业融资约束，但却无法完全消除危机的负面效应。
上述研究发现对我国企业、投资者和监管机构具有一定的启示作用。对于企业而言，一方面，应从提前预防的视角出发，在产品质量信任危机发生后花费大量代价弥补危机带来的负面影响得不偿失，不如从源头避免产品质量信任危机的发生。企业应当严格把控产品质量，促进整体产业链质量升级，从而切实提升企业市场地位，同时积极实施多元化战略，不把鸡蛋放进一个篮子里。另一方面，从事后处理的角度来看，企业面对产品质量信任危机不应抱有侥幸心理，应当提升自身的舆论公关能力与整改力度，及时对外界做出反馈；同时，企业应当积极履行社会责任，切实做好整改以获得市场与政府的谅解和认可，通过塑造良好的社会形象来减小产品质量信任危机带来的矛盾。对于投资者而言，资本市场上的投资者对产品质量信任危机的重视不足，忽视了产品质量信任危机所引发的系统性风险，因此，投资者应当关注和重视企业的产品质量，加深对产品质量信任危机的认知，提高对产品质量信任危机风险的防范意识。就监管机构而言，一方面，从立法的角度看，有关部门应当积极完善产品质量相关的法律法规和制度体系，健全质量工作责任制，不断完善质量治理体系，最终实现以法治为基础、政府为主导、社会各方参与的多元治理机制，疏堵并治、多措并举，以凝聚起最强合力为实现质量强国目标而努力。另一方面，从执法角度看，监管机构应当积极将监管资源投入产品质量相关领域中，为产品安全保驾护航。具体来说，一是相关机构应充实执法力量，减少产品质量信任危机的发生；二是相关机构也应积极进行改革，不断优化机构职能，从顶层完善对产品质量信任危机的监管，以实现监管机构、企业、消费者和投资者多方共赢的局面。
* 感谢“中央高校基本科研业务费”资助，同时也感谢审稿专家和编辑提出的宝贵意见。
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