政府财务报告制度对于实现国家治理体系和治理能力现代化具有重要信息支持与制度支撑作用。一方面，政府财务报告体系全面反映政府预算收支、资产负债、收入成本等信息，为推进财政现代化建设提供详实、准确的数据支撑；另一方面，不断完善的政府财务报告制度体系保障财政绩效评价的客观性和公正性，为深化财税体制改革提供强有力的决策支持。然而，已有研究侧重于规范性探讨政府财务报告制度实施的成效，认为编制和披露政府财务报告有利于提升财政透明度、完善制度环境，进而推进国家治理体系建设（Cuadrado-Ballesteros和Bisogno，2020；刘子怡等，2020；周卫华等，2021）。也有研究探究政府信息公开的治理效应，认为政府信息公开有助于抑制经济风险、提升财政透明度，进而减少企业投资偏误（邓淑莲和朱颖，2017）。但对于政府财务报告制度实施效果的系统性探讨以及充分性验证的研究较为缺乏。根据外部性理论，政府财务报告制度作为深化财税体制改革的一项重要制度安排，能够影响其范围内所有经济主体的行为决策。因此，探讨政府财务报告制度实施对企业投资行为的影响及作用机制，对于推动有为政府与有效市场的有机协同、提升政府宏观经济治理能力具有重要意义。

本文以财政部推行政府财务报告试编试点为政策背景与研究契机，构建双重差分模型，探究政府财务报告制度实施是否具有经济治理效应，以及政府财务报告制度实施如何影响企业投资效率。相比于已有文献，本文可能的贡献主要体现在：第一，从有为政府与有效市场协同视角，进一步考察政府财务报告制度实施的经济治理效应，丰富了政府财务报告制度实施成效的相关研究。第二，通过构建城市和时间层面的多时点双重差分模型，揭示了政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响及作用机制，为政府财务报告制度发挥推动国家治理体系和治理能力现代化建设的作用提供了经验证据。

2013年，党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，提出“建立权责发生制的政府综合财务报告制度”。 ¹ 2014年，《国务院关于批转财政部权责发生制政府综合财务报告制度改革方案的通知》（国发〔2014〕63号）明确了改革的总体目标、主要任务、具体内容及配套措施，确定了改革的时间表和路线图， ² 标志着中国政府财务报告制度改革正式启动。

根据《权责发生制政府综合财务报告制度改革方案》（国发〔2014〕63号）的要求，2016年，财政部确定原国土资源部、原国家林业局2个中央部门和山西省、黑龙江省、上海市、浙江省、广东省、海南省和重庆市7个地方作为首批试点单位，于2017年着手编制上一年度政府财务报告。2018年，试点范围扩大至20个中央部门和20个地方，并选择4个地方试点编制上下级合并的行政区政府综合财务报告。2019年，试点范围进一步扩大至40个中央部门和36个地方，并选择12个地方试点编制上下级合并的行政区政府综合财务报告。2020年，编制政府财务报告的中央部门达到108个，地方政府实现全覆盖。财政部逐步推进政府财务报告在各地试编试点工作，为识别政府财务报告制度的实施效果提供了准自然实验场景。中国政府财务报告制度具体实施进程见图1。

图  1  中国政府财务报告制度实施进程

政府会计作为反映政府经济活动的信息系统，契合了经济治理“稳增长、防风险”的主旨（王汇华，2020）。在新发展阶段，政府财务报告制度改革应立足现代财政体制改革的基本取向，衔接财政体制运行需求，充分发挥其宏观治理功能。

从信息工具角度来看，政府财务报告是反映政府部门财政能力、运营绩效和风险的重要工具（黄志雄和琚悦琦，2019），有助于政府部门实现高效、透明的管理（Lande和Rocher，2011），进而提升政府公共服务效率（黄志雄和袁峰华，2022）。而以权责发生制为基础的政府财务报告，能够提供更为完整、准确的政府财务信息，有助于提高政府财政透明度（Mcleod和Harun，2014）和政府决策水平（孙琳和桑宁，2018），进而提升政府治理效率，并逐步实现政府善治与良治的目标（吕冰洋，2018；Cuadrado-Ballesteros和Bisogno，2020）。

从履行公共受托责任角度来看，政府财务报告制度是中国特色政府治理框架下政府承担受托责任的制度支撑与监督工具。权责发生制政府财务报告所提供的政府财务信息是公众评价政府财政受托责任履行情况的重要依据（姜宏青和张璐璐，2022）。政府财务报告将政府活动及运作项目情况通过财务数据反映在账面上，有效缩小了监察盲区，显著降低了政府官员寻租概率（武辉和王竹泉，2019）。

从政府与市场关系角度来看，政府财务报告制度的实施可以产生经济效应（周曙光和陈志斌，2017）。政府财务报告的列报为政府处理好与资本市场的关系奠定了良好基础。Sedmihradská和Haas（2013）认为，财政透明度的提高有助于减少纳税人的财政幻觉，缓解政府与市场之间的信息不对称。高质量的政府会计信息可以通过信号传递机制明确财政治理的方向与重点，更好地发挥政府对私人投资的引导作用，提升微观主体对经济的预判能力（储德银和姜春娜，2022），从而进一步实现政府宏观调控的“稳预期”目标（邵磊和唐盟，2019）。此外，高质量的政府会计信息可以通过增强企业对外部环境的理性预期以及降低政府对企业的过度干预，抑制企业投资偏误，缓解企业产能过剩（邓淑莲和朱颖，2017）。

已有研究发现，信息不对称是导致宏观经济环境不确定性的重要原因，致使微观企业处于一种模糊和不确定、预期性差的经营环境，具体表现为：企业面临的信息噪音更大，获取信息的成本更高，甄别投资机会的难度加大，从而对企业投资决策产生一系列负面影响（王雄元和徐晶，2022；胡刘芬和修宗峰，2023）。

政府财务报告制度的实施可以缓解政府与市场之间的信息不对称，改善资源错配，提高资源配置效率。首先，政府财务报告制度的实施有助于提升政府财务信息披露质量（孙琳和桑宁，2018），避免财政资源的浪费以及盲目扩大投资引致的债务风险（文宗瑜等，2023）。其次，政府财务报告提供的财务绩效、投资回报等财务信息是地方政府投资项目绩效评价的依据（黄志雄和袁峰华，2022）。政府财务报告提供的信息对公共行政权力运行具有信誉导向、评价反馈和监督制约作用（王汇华，2020），能够保证财政资源配置趋于均衡水平（章贵桥，2017）。最后，政府财务报告制度实施所产生的合法性信息能够保障外部利益相关者对政府行政的知情权，推动政府行政行为向更加透明、法治的方向发展（章贵桥，2017），从而减少资源错配导致的市场效率损失问题（Arbatli和Escolano，2015；黄海杰等，2016）。因此，政府财务报告制度的实施为改善宏观经济环境提供了确定性的制度安排，不仅对企业投资效率具有显著促进作用，而且能够有效抑制信息透明度与治理结构对企业投资效率的负向影响（于文超和梁平汉，2019）。

考察政府财务报告制度实施对企业投资行为的影响需要进一步结合不同制度与行为因素进行分析。汪敏达和陈志斌（2017）指出，政府会计改革能否真正发挥治理效能，取决于中国纵向层级制条件下不同层级政府之间的博弈。邓淑莲和刘潋滟（2019）将地方政府行为动机和对应的政府主体进行分类，主要包括单一地方政府、地方政府与地方政府以及地方政府与中央政府。具体而言，从单一政府来看，在GDP增长压力下，地方政府强化政策引导，促进辖区企业扩大投资规模的动力显著增强；从地方政府间竞争来看，随着地方间竞争在良性轨道上深化，地方政府行为越倾向于资源的优化配置；从地方政府与中央政府博弈来看，预算软约束的存在可能削弱地方政府在财政资源配置中进行策略性调整的动机。

信息不对称是导致宏观经济环境不确定性的重要原因。从政府与市场的关系来看，政府财务报告制度作为市场运行和经济社会发展的一项确定性制度安排，能够有效缓解政府与市场之间的信息不对称，为企业投资提供更加稳定和可预期的经营环境。政府财务报告信息有助于政府明确财政治理的方向与重点，进而更好地发挥政府财政对私人投资的引导作用，有效提升企业对经济环境的预判能力，为企业投资兴业创造更加稳定和可预期的制度环境（储德银和姜春娜，2022）。而制度环境的改善能够有效缓解不确定性造成的资源错配和效率损失问题。一方面，政府财务报告提供的公共部门账目、财政政策以及财政预测等信息，能够增强企业对宏观经济政策的理解和把握，进而有助于企业及时预判和应对外部环境政策带来的不确定性风险，并根据外部环境的变化及时调整投资策略，提升自身投资效率。另一方面，政府财务报告提供的信息对公共行政权力运行具有信誉导向、评价反馈和监督制约作用（王汇华，2020），能够减少行政职能履行偏差而引致的市场资源配置失衡问题，进而提升市场主体投资效率。

基于以上分析，本文提出研究假设1：政府财务报告制度实施能够提升企业投资效率。

投资效率的提升是资源配置优化的结果，而信息是影响资源配置的重要因素。政府财务报告制度的实施主要通过信息效应、决策治理效应和声誉引导效应影响政府投资效率。在信息效应方面，政府财务报告能够将政府所有活动及运作项目的情况通过财务数据反映在账面上，通过披露完整、全面的资产负债和成本费用信息，为政府投资项目决策提供准确、完备的数据支持。在决策治理效应方面，政府财务报告全面反映地方政府投资项目的建设成本、运营费用和投资收益，有助于全过程评价与监督政府投资项目，进而提升政府投资项目的管理运营水平。在声誉引导效应方面，政府财务报告信息的披露有助于提高政府财政透明度，促进政府机构行政行为透明化、法治化，进而引导地方政府投资行为与公共财政目标趋同，强化公共资源配置的战略导向性。

政府投资是公共资源配置能力的集中体现，也是连接政府治理能力与市场投资效率的重要桥梁。全面提升政府宏观经济治理能力，充分发挥政府引导投资对社会投资的撬动作用，是实现有为政府与有效市场有机协同的重要途径。政府投资效率的提升有助于发挥政府投资的信号传递和资源配置作用，引导民间资本顺应经济发展和产业发展趋势，进而影响企业投资行为。已有研究表明，政府投资有助于改善基础设施和投资环境，提高社会总需求，增加企业投资机会（卓越和文倩雅，2023）。一方面，政府投资不仅是政府参与市场活动的重要方式，还是政府职能转变和更好发挥政府作用的重要抓手。政府投资的方向能够体现国家未来的宏观经济发展战略和产业发展规划，为市场主体提供可预期的投资兴业环境，使其能够根据投资环境的变化及时调整自身投资策略，实现资源优化配置，提升投资效率。另一方面，政府投资效率的持续优化，有助于缓解财政扩张对私人部门资本的替代效应，为市场主体拓宽融资渠道创造制度空间，最终提升全社会投资资源配置效能。

基于以上分析，本文提出研究假设2：政府财务报告制度实施通过提高政府投资效率来提升企业投资效率。

本文以2013−2020年沪深A股上市公司作为初始研究样本，并依据以下标准进行筛选：（1）剔除金融类、保险类的样本；（2）剔除ST、^*ST类样本；（3）剔除相关数据缺失的样本；（4）剔除仅发行B股的样本；（5）为消除异常值的影响，对主要连续变量进行上下1%水平的缩尾（Winsorize）处理。本文最终得到3109家上市公司19977个“公司−年度”观测值。

本文所使用的数据主要包括上市公司财务数据以及宏观治理环境数据。具体而言，上市公司财务数据来自CSMAR数据库；宏观治理环境数据来自《中国市级政府财政透明度研究报告》（清华大学公共管理学院等机构联合发布）、《中国分省份市场化指数报告（2021）》（王小鲁等，2021）、《中国城市统计年鉴》以及各地级市的《政府工作报告》。

为检验政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响及作用机制，本文构建以下模型（1）：

其中，i表示企业；t表示年份；Eff表示企业投资效率；Reform表示政府财务报告制度实施，以分组虚拟变量（Treat）与政策时点虚拟变量（Period）的交乘项衡量。具体而言，当企业注册地为财政部确定的政府财务报告编制试点城市时，Treat取值为1，否则为0；当样本处于该城市政策实施当年及之后年份时，Period取值为1，否则为0。X表示一系列控制变量；$ \lambda $和μ分别表示个体固定效应和年份固定效应；ε表示残差项。

企业投资行为具体包括投资规模和投资效率两方面。鉴于提升投资效率是优化投资行为的最终目标，本文主要考察政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响，并选取企业投资效率作为被解释变量。本文借鉴Richardson（2006）的公司资本投资支出模型衡量企业投资效率，具体模型设定如下：

其中，Invest为被解释变量，采用公司i在t年度投资支出与期初资产的比值衡量。由于政府投资对企业实体投资存在挤入效应，本文采用如下方式衡量企业投资：（购建固定资产、无形资产和其他长期资产的支出−销售固定资产、无形资产和其他长期资产的收益）除以总资产。企业本期投资支出主要由上一期整体运营情况决定，因此模型的解释变量均为滞后一期变量。此外，TobinQ表示企业投资机会；Cash表示期末现金持有水平，采用期末现金持有量除以总资产衡量；Size表示企业规模，采用总资产的自然对数衡量；Lev表示资产负债率，采用总负债除以总资产衡量；Age表示公司成立年限；Roa表示总资产收益率。本文采用模型（2）回归残差项的绝对值来衡量企业投资效率Eff，该指标为反向指标，其值越趋近于0，表明企业投资效率越高；数值越大，表明企业投资效率越低。

本文手工收集财政部发布的《关于开展2017年度政府财务报告编制试点工作的通知》和《关于开展2018年度政府财务报告编制试点工作的通知》等文件中试点地区数据， ³ 将政府财务报告改革试点城市设置为实验组，Treat取值为1；将非试点城市设置为对照组，Treat取值为0。Period为政策实施时间虚拟变量，以各城市政府财务报告制度具体实施的年份为界，政策实施当年及之后年份取值为1，否则为0。核心解释变量Reform为Treat与Period的交乘项，若企业注册地所在城市在当年已实施政府财务报告编制制度，则取值为1，否则为0。

根据前文理论分析，政府财务报告制度实施可能通过提升政府投资效率这一路径影响企业投资效率，因此本文构建中介效应模型，实证检验其中的影响机制。本文参考崔雯雯和黄琳琳（2021）的做法，采用数据包络分析法衡量政府投资效率，将政府投资效率划分为经济效率和社会效率两方面。经济效率方面，以政府投资占全社会固定资产比重作为投入指标，以人均GDP、人均消费支出和人均可支配收入作为产出指标；社会效率方面，以科技支出、医疗支出、教育支出、环境保护支出、社区服务支出作为投入指标，以创新产品开发项目数量、发明专利授权数量、卫生床位覆盖率、医疗保险参保人数、普通高等学校数量、普通高等学校在校人数、建成区绿化覆盖率、空气污染指数、城乡居民养老保险覆盖率、失业保险金待遇领取人数作为产出指标。具体评价指标体系见表1。

本文参考于文超和梁平汉（2019）的研究，控制一系列公司特征变量，具体包括：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、总资产周转率（Ato）、应收账款占比（Rec）、存货占比（Inv）、固定资产占比（Fix）、营业收入增长率（Growth）、独立董事比例（Indep）、股权集中度（Top10）、股权制衡度（Balance）、账面市值比（BM）、公司成立年限（Age）以及管理层持股比例（Mshare）。具体变量定义见表2。

表3报告了主要变量的描述性统计结果。结果显示，企业投资效率（Eff）的均值为0.028，最小值为0.001，最大值为0.156，说明不同样本企业的投资效率存在较大差异。Reform的离散系数显著大于1，表明政府财务报告制度实施对不同企业的影响存在显著差异；政府投资效率（Geff）最小值和最大值之间的差异较大，进一步说明政府投资效率存在差异。此外，企业层面控制变量间的差异较大，说明不同类型的企业特征存在差异。

根据前文分析，政府财务报告制度实施通过明确政府财政治理方向与重点，提升企业对经济环境的预判能力，从而提高其投资效率。表4报告了政府财务报告制度实施对企业投资效率影响的基准回归结果。其中，列（1）报告了企业投资效率对单一核心解释变量的普通最小二乘回归结果，核心解释变量Reform的系数为负，且在1%的水平上显著。列（2）报告了加入企业层面控制变量后，政府财务报告制度实施对企业投资效率影响的回归结果，此时Reform的系数仍然显著为负。上述结果表明，无论考虑单一解释变量还是控制一系列其他变量，政府财务报告制度实施均对企业投资效率表现出显著的提升作用，假设1得到验证。

采用多时点双重差分模型进行因果推断的一个基本前提是实验组和控制组在政策实施前满足平行趋势假设。为验证基准回归结果确由政府财务报告制度实施所引起，而非纯粹的时间效应，本文采用事件研究法，对实验组和控制组在政策实施前是否满足平行趋势假设进行检验。具体而言，采用样本期间内不包含政策实施前一年各独立年份与Treat的交乘项作为自变量，替换基准回归模型中的交乘项进行回归，以政策实施前一年为基准，比较政策前后各年份的差异，回归结果如表5所示。结果显示，政策实施前各年份的交乘项系数均不显著，而政策实施后各年份的交乘项系数则显著为负，满足平行趋势假设。

为缓解样本选择偏差可能带来的内生性问题，本文采用倾向得分匹配（PSM）方法进行稳健性检验。参考戴美虹（2022）的做法，本文以控制变量作为协变量，分别进行有放回的1比1、1比2、1比3以及1比4的逐年近邻匹配，回归结果见表6。结果显示，核心解释变量Reform的系数均显著为负，与基准回归结果保持一致，表明基准回归结果稳健。

本文通过虚构政策实施时间进行安慰剂检验。具体操作是分别将政策实施时间提前三年、提前两年和提前一年作为虚拟政策时点进行回归，回归结果见表7。结果显示，在所有虚构政策时点回归中，核心解释变量Reform的系数均不显著，说明政府财务报告制度实施具有外生性，基准回归结果稳健。

考虑到2020年突发公共卫生事件对经济发展和企业生产经营可能产生的冲击，以及政府财务报告制度在该年实现全覆盖对识别策略的影响，本文在稳健性检验中剔除2020年样本重新进行回归，回归结果见表8列（1）。结果显示，核心解释变量Reform的系数仍显著为负，与基准回归结果保持一致，表明在排除突发公共卫生事件的影响后，政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响仍然显著。

考虑到行业因素和宏观经济因素对企业投资效率的潜在影响，本文在模型中进一步引入行业与时间趋势的交互效应以及行业与城市的联合固定效应，重新进行检验。表8列（2）的回归结果与基准回归结果保持一致，表明研究结论稳健。

根据假设2，政府财务报告制度实施通过提升政府投资效率来提升企业投资效率。本文构建中介效应模型，并引入政府投资效率作为中介变量，检验政府财务报告制度实施影响企业投资效率的作用机制，回归结果见表9。结果显示，无论是否加入控制变量，政府投资效率的回归系数均大于0，且在1%的水平上显著，表明政府财务报告制度实施可以提升政府投资效率，进而提升企业投资效率。

本文进一步采用Bootstrap方法进行中介机制检验。表9的结果显示，间接效应的置信区间不包含0（LLCI=0.0000，ULCI=0.0002），间接效应显著，表明政府财务报告制度实施对企业投资效率的正向影响可以通过提升政府投资效率来实现，假设2得到验证。

制度因素对不同产权性质企业投资效率的影响可能存在差异。表10列（1）和列（2）报告了政府财务报告制度实施对国有企业和非国有企业的异质性影响结果。结果显示，政府财务报告制度实施对国有企业的影响更显著。原因可能在于，相比于非国有企业，国有企业承担更多地区经济发展、环境保护和社会责任等政策使命，这在一定程度上影响了企业投资决策。政府财务报告制度的实施，强化了财政透明度与责任约束机制，优化了地方政府对国有企业的资源配置引导方式，降低了其承担的战略性与社会性职能成本，进而促进了国有企业投资效率的显著提升。

不同的行业竞争程度可能导致企业资源配置效率存在差异，进而影响企业投资效率。本文采用营业收入赫芬达尔指数衡量行业竞争程度，并根据其平均数将样本数据划分为行业竞争程度高和行业竞争程度低两组，分组进行回归，回归结果见表10列（3）和列（4）。结果显示，政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用在行业竞争程度较高的企业中更显著。原因可能在于，竞争激烈的行业对信息透明度、资源配置效率和制度环境的变化更敏感，而政府财务报告制度的实施有助于提升财政透明度、优化政策环境和强化市场纪律，因此制度实施的经济治理效应在行业竞争程度高的企业中更显著。

经济发达地区的经济活力和韧性更强，政府财务报告制度实施的资源支持和财力保障更充分，因此政府财务报告制度实施的经济治理效应在经济发达地区可能更显著，回归结果见表10列（5）和列（6）。结果显示，核心解释变量Reform的系数在经济发达地区显著，但在经济欠发达地区不显著。

根据前文分析，考察政府财务报告制度实施对企业投资行为的影响，需要进一步结合不同制度与行为因素进行分析。本文主要从GDP增长压力、政府间竞争和预算软约束三个方面，构建模型（3）检验制度与行为因素对政府财务报告制度实施与企业投资效率之间关系的调节作用。

其中，IBF表示一系列制度与行为因素，本文根据政府主体的不同将其主要划分为GDP增长压力（GP）、政府间竞争（GC）和预算软约束（SBC）三个维度。GDP增长压力（GP）采用地方政府工作报告中GDP目标值与上年度实际GDP增速的差值衡量，若差值大于0，则GP取值为1，否则为0。政府间竞争（GC）以环境治理绩效作为代理变量，采用地方政府工作报告中提及的与环境保护相关词汇的词频衡量，以环境词频的75分位数为界，若样本值大于75分位数，则表示地方竞争压力较大，GC取值为1，否则为0。参照陈志勇和陈思霞（2014）的做法，本文采用BFI指数衡量预算软约束（SBC），并根据BFI指数的75分位数将样本划分为预算软约束较强和预算软约束较弱两组。若样本值大于75分位数，则表示预算软约束较强，SBC取值为1，否则为0。

表11列（1）报告了GDP增长压力的调节作用检验结果，GDP增长压力（GP）的系数显著为负，交乘项的系数显著为正且大于GP系数的绝对值，表明GDP增长压力反向调节了政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用。可能的原因在于，GDP增长压力促使政府与企业之间形成动态调整机制，其短期内表现出的抑制效应可能是长期结构优化调整过程的一个环节。表11列（2）报告了政府间竞争的调节作用检验结果，政府间竞争（GC）的系数显著为负，交乘项的系数显著为正且大于GC系数的绝对值，表明政府间竞争反向调节了政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用。可能的原因在于，地方政府间竞争会影响地方政府行为决策，地方政府对政府财务报告制度改革的执行策略存在“竞低”现象，从而抑制了政府财务报告制度实施对企业投资效率的积极作用。表11列（3）报告了预算软约束的调节作用检验结果，预算软约束（SBC）的系数不显著，交乘项的系数显著为正，表明预算软约束反向调节了政府财务报告制度实施对企业投资效果的促进作用。可能的原因在于，预算软约束强化了晋升激励和财政经济激励，弱化了自上而下的制度约束机制，使得地方政府在执行中央政策时，其行为目标函数可能更侧重于短期可量化的绩效指标。综上，政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用在特定条件下存在优化空间。政府财务报告制度所承载的长期治理目标（如财政可持续性、资源优化配置），需要通过不断优化制度执行机制来实现。

识别和检验政府财务报告制度实施的经济治理效应，对于推动有为政府与有效市场的有机协同、提升政府宏观经济治理能力具有重要意义。本文以中国逐步推行政府财务报告试编试点为背景，构建准自然实验场景，实证检验政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响，得到以下结论：第一，政府财务报告制度实施明确了政府财政治理的方向与重点，为企业投资兴业提供了稳定可预期的制度环境。政府财务报告制度实施的推进有助于优化企业投资决策、提升企业投资效率。第二，政府投资既是公共资源配置能力的集中体现，也是连接政府治理能力与市场投资效率的关键桥梁。政府财务报告制度实施通过提高政府投资效率，促进企业投资效率提升。第三，政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响在国有企业、行业竞争程度较高的企业以及经济发达地区的企业中更显著。第四，政府财务报告制度实施对企业投资效率的影响受到制度与行为因素的调节作用。具体而言，GDP增长压力、政府间竞争以及预算软约束等制度与行为约束条件反向调节了政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用。

基于研究结论，本文提出以下政策建议：第一，不断完善政府财务报告制度体系建设，充分发挥政府财务报告制度的功能效应。权责发生制政府综合财务报告制度体系建设不应局限于方法工具层面的改变，而应将其置于经济与财政制度持续变革的宏观背景中，结合不同实践场景充分发挥其宏观治理效应。第二，充分运用政府财务报告制度这一治理工具，推动有为政府与有效市场的有机协同。高质量的政府财务报告是有为政府的重要体现，能够引导公共资源配置，提升政府投资效率，进而有效引导社会资本优化配置，促进有效市场的形成。第三，强化相关制度的协同效应。为切实发挥政府财务报告制度对于构建有为政府的数据支撑和对有效市场的制度保障作用，应加强政府财务报告审计制度、政府财务报告公开制度、现代预算制度等相关制度间的协同配合，不断将制度优势转化为治理效能，从而保障政府财务报告制度实施在各级政府部门和市场的有序推进。

本文研究存在一定的不足和局限：政府财务报告制度实施对企业投资效率的促进作用，在特定条件下其效果仍有优化空间。识别政府财务报告制度实施对企业投资的影响效应仍是一个需要持续深入探索的过程，未来研究还需结合更多实践经验和典型案例进行更全面的分析和探讨。