金融发展与城乡二元经济结构转换——基于动态面板数据模型的实证分析

谷 慎，马谌宸

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、引 言

中央明确提出，全面建设小康社会，要努力实现城乡统筹发展，特别是要在破解城乡二元结构上取得重大突破，为农村发展注入新动力，让广大农民平等参与改革发展进程，共享改革发展成果。中国的城乡二元结构虽发端于近代，但新中国成立以后，为了“赶超”而在供给上对工业与城市的倾斜政策使其进一步加深。所以现阶段，要破解城乡二元结构，为农村发展注入新动力，就要从供给侧入手，既要在量的方面增加对“三农”的要素投入，又要在质的方面优化投入结构。

生产率较高的城镇现代经济部门与生产率较低的农村传统经济部门并存的城乡二元经济结构是发展中国家普遍存在的宏观经济特征。按照刘易斯和费景汉等学者的定义，二元经济结构的转换则是通过提高农村传统经济部门的劳动生产率，最终达到城镇地区与农村地区劳动生产率相等，进而完成农村传统经济部门向现代经济部门过渡的过程。金融作为现代经济不可或缺的工具，其自身的资本属性决定了它的要素属性，“管道”属性又使它具有资源配置功能，因此金融的发展对城乡二元经济结构转换应该具有一定的影响，但究竟是什么影响，以及影响程度和影响机理如何，还需进一步明确。本文认为，对上述问题的探讨，对于我国充分发挥金融在破解城乡二元经济结构中的作用，全面实现小康，具有重要意义。

按照戈德史密斯的定义，金融发展不仅包括金融资产规模的扩张，还包括金融结构的优化。在经济发展过程中，发展中国家往往通过干预金融市场、垄断金融资源为本国工业化和城镇化筹措资金。以中国为例，在赶超战略推动下，政府在不断扩张金融资产规模的同时，还通过对农村金融的控制向城市输送农村经济剩余，事实上以农村金融抑制促进了城市金融深化，造成了城乡二元金融结构[1]。这种非均衡的金融扩张，一方面为我国经济快速增长提供了强有力的金融支持，一方面也必然对城乡经济差距产生影响。

基于此，本文构建了既反映金融资产规模又反映城乡金融结构的二部门经济发展模型，对金融发展与二元经济结构的关系进行理论分析，并利用动态面板数据模型对我国金融发展对城乡二元经济结构转换的影响进行了实证。研究结果表明，为充分发挥金融发展对城乡二元经济结构转换的推动作用，我国金融不仅要做大做强，提高金融资产规模，还要优化城乡金融资源配置，促进城乡金融统筹发展。本文的贡献在于，建立了一个兼顾金融要素属性和资源配置功能的理论框架，并在此框架下研究了金融发展对二元经济结构转换的影响方向、影响程度和影响机理，进而给出两者之间倒“U”型关系和“金融发展对于二元经济机构的影响具有不确定性”的另一种解释。

二、相关文献回顾

通过对国外文献的梳理发现，国外关于金融发展与二元经济结构的关系主要有如下三种观点：第一，金融发展可以促进传统部门的经济发展，进而有利于二元经济结构转换，代表人物包括Beck、Shahbaz和Nishida等[2-4]。他们认为，金融越不发达，金融市场上信息收集成本和交易成本越高，这不仅提高了传统部门的信贷门槛，还导致资本配置效率低下。从这个角度而言，金融发展通过提高资本配置效率、减轻信贷约束来使传统部门获得更多信贷资源，助推传统部门经济发展，促进二元经济结构转换。与此相反，以Matsuyama、Tiwari和Johansson等为代表的第二种观点则认为，金融发展加剧了二元经济结构[5-7]。这是因为，资本逐利性和金融抑制政策造成正规金融集中在城市现代部门，传统部门更多地依赖非正规金融，而金融发展主要表现为正规金融体系的发展。在这种情况下，金融发展只能让现代发达部门受益，而难以惠及传统部门，从而导致两部门经济发展差距越来越大。第三种观点认为，金融发展与二部门经济差距之间存在表现为倒“U”型关系的门限效应，代表人物包括Clarke、Kim和Law等[8-10]。他们认为，在金融发展初期，金融成本较高，只有现代发达经济部门能够获得金融资源，并从中直接受益；随着金融发展水平进一步提高，金融成本降低，金融发展会逐渐惠及传统部门。因此，金融发展先是扩大传统部门与现代部门间经济差距，只有金融发展达到一定水平才能促进二元经济结构转换。

国内关于金融发展与二元结构的关系，学者们主要从金融资产规模扩张和城乡金融资源配置两个角度考察。金融资产规模扩张角度，王少国和王修华等分别从理论和实证两个方面进行分析后认为，金融发展对二元经济结构转换的影响具有不确定性，其具体作用取决于存款利率、金融部门效率和宏观经济环境等因素[11-12]；封思贤等的研究表明，在经济发达的东部地区金融发展是缩小城乡差距的有效手段，而中西部地区财政手段比金融发展对于缩小城乡差距更为有效[13]；杨楠等经过实证得出，中国金融发展与城乡经济差距之间的确存在倒“U”型关系，即不同地区金融发展对二元经济结构转换的影响因所处金融发展阶段不同而有不同特征，而金融发展抑制城乡差距扩大是长远趋势[14]；姚宇等基于陕西的实证研究表明，信贷规模变动的扩张对城市的贡献率远大于农村，信贷规模扩张有加深城乡二元结构的趋势[15]。城乡金融资源配置角度，彭建刚、李乐平等认为，中国金融发展是一种非均衡发展，城市所获得的金融资源远大于农村，金融资产规模扩张虽然在一定程度上能够促进农村传统部门发展，却在更大程度上促进了城市工业部门发展，反而导致城乡二元经济结构进一步强化[16-17]。韩家彬等则从经济发展差异层面认为，中国推行的城乡不均衡发展战略导致城市投资收益率相对农村较高，因而金融发展效率越高，金融资源越向城市集中，由此导致城乡收入拉大[18]。王志强、仇娟东等对城乡二元金融结构与二元经济结构之间的关系进行了实证分析后提出，二者互为格兰杰因果关系，但王志强等的研究表明，城乡二元经济结构与二元金融结构相互加强，而仇娟东的研究结果显示，城乡二元经济结构的减弱以城乡二元金融结构的加强为代价[19-20]。张惠茹从价值链角度对农村金融发展提出了新的思路[21]。

通过对已有文献的梳理不难发现，国外对金融发展与二元结构关系的研究因所用理论和方法不同而得出了完全不同的结论。国内因研究的侧重点不同，例如王少国、乔海曙等主要研究金融资产规模扩张与二元结构转换的关系，彭建刚、仇娟东等研究的是金融结构与城乡二元经济的关系，因此得出的结论也不尽相同。本文认为，前人的研究虽有诸多可取之处，但往往将金融资产规模扩张与金融资源配置结构优化的影响割裂开来单独研究，忽略了两者的相互关系与共同作用，得出的结论难免存在局限。如前文所述，金融既具有资本属性，也具有资源配置功能，因而本文认为，金融发展既应包括金融资产规模扩张，还应包括金融资源配置结构优化。只有将金融资产扩张和城乡金融结构优化纳入统一的分析框架，才能全面分析金融发展对二元经济结构转换的影响。

三、金融发展与城乡二元经济结构关系的理论分析与假设

(一)理论分析

按照戈德史密斯的定义，金融发展不仅包括金融资产规模的扩张，还包括金融结构的优化。本文希望通过构建既反映金融资产规模又反映城乡金融结构的二部门经济发展模型，对金融发展与二元经济结构的关系进行理论分析。为简化推导，特做如下假定。

1.基本假定

假定1：经济中存在位于农村、采用传统生产技术的部门1和位于城镇、采用现代生产技术的部门2；部门1比较劳动生产率(Φ1t)低，部门2比较劳动生产率(Φ2t)高。

假定2：二元经济结构程度由二元对比系数(ηt)反映，ηt=Φ1t/Φ2t，ηt越小，两部门经济差距越大，二元经济结构越明显。

假定3：两部门金融资源交由金融部门统一配置；部门2贷款需求可以得到完全满足，即部门2贷款供给等于贷款需求；而部门1所获贷款供给为总贷款资源减去对部门2贷款供给后的剩余，且部门1贷款供给小于贷款需求，即部门1存在金融抑制。

假定4：金融资产规模由金融相关率反映，部门1金融相关率(Fir1t)低，部门2金融相关率(Fir2t)高，金融系统处于割裂状态，形成城乡二元金融结构。二元金融结构程度由城乡金融对比系数Firrt表示，Firrt=Fir2t/Fir1t，Firrt越大，两部门所获金融资源差距越大，二元金融结构程度越深。

2.理论推导

为了分析金融发展与城乡二元经济结构的关系，根据AK(1)因为本文主要研究的是金融发展对二元经济结构转换的影响，所以采用只体现资本作用的AK增长模型。增长模型，分别设两部门生产函数为：

Y1t=A1K1t

(1)

Y2t=A2K2t

(2)

上式中，K1t、K2t，Y1t、Y2t分别为时期t两部门资本存量和产出，A1、A2代表两部门技术水平，本文假定二者均为常数，且A1

Yt=Y1t+Y2t

(3)

又有：

(4)

(5)

其中，L1t、L2t分别为t时期两部门劳动量。

根据假定2，有：

(6)

定义γt为二元对比系数的时间变化率，即二元经济结构转换速度，则有：

=(y1t-y2t)-(n1t-n2t)

(7)

其中，y1t、y2t分别是两部门产值增长率，n1t、n2t分别是两部门劳动力增长率。γt为正表示城乡二元经济结构向减弱的方向转换，为负表示向增强的方向发展。一般认为，γt初始值为负，即在经济发展初期两部门经济差距呈扩大趋势，二元经济结构强化。

将金融因素引入模型，定义二部门储蓄函数为：

S1t=s1Y1t

(8)

S2t=s2Y2t

(9)

其中，s1、s2分别为两部门边际储蓄倾向，主要受经济增长率和实际利率影响，本文假定为常数。

进而全国总储蓄函数为：

St=S1t+S2t

(10)

根据假定3， 有：

(11)

(12)

(13)

因A2、g2均为常数，则y2t亦为常数，即部门2的经济增长率保持不变。由式(1)和(12)可得部门1的经济增长率y1t为：

(14)

进一步分析金融资产扩张及其在二部门之间的配置对城乡二元经济结构的影响。以贷款与GDP之比表示金融相关率(2)一般认为发展中国家金融市场欠发达，金融资产以存款和贷款为主。由于本文理论推导中贷款与存款间有直接比例关系(It=φSt)，因此仅用贷款与GDP的比值反映金融资产相对规模。，则经济总体和城乡两部门金融相关率分别为：

Firt=It/Yt=φSt/Yt

(15)

Fir1t=I1t/Y1t

(16)

Fir2t=I2t/Y2t

(17)

根据假定4，有：

(18)

设βt为部门1的产值占总产值的比重，则：

Y1t=βtYt

(19)

Y2t=(1-βt)Yt

(20)

由此，式(14)改写为：

(21)

(22)

联合式(14)、(22)，式(21)改写为：

(23)

因此，联合式(13)、(23)，式(7)改写为：

γt=(y1t-y2t)-(n1t-n2t)

(24)

(二) 模型讨论与假设提出

通过以上理论推导及式(24)可进一步分析反映金融资产规模的Firt、反映城乡金融结构的Firrt及二者相互作用对城乡二元经济结构转换速度γt的具体作用。

1.由式(24)可知，在其他条件不变的前提下，金融相关率Firt越高，金融资产规模越大，在充分供给部门2后，金融系统能够供给部门1的金融资源也就越多，其经济增长速度y1t因之越快。由于部门2经济增长速度y2t保持A2g2，因而部门1经济增长速度越快，二元经济结构转换速度γt也就越快。由此，本文提出假设1：金融资产规模越大，二元经济结构转换速度越快，金融相关率Firt与二元经济结构转换速度γt正相关。

2.由式(24)可知，在其他条件不变的前提下，城乡金融对比系数Firrt越高，二元金融结构越显著，金融资源在两部门之间的配置越不合理，部门1难以获得经济发展所需的金融资源，其经济增长速度y1t因之越慢。由于部门2的经济增长速度保持A2g2不变，部门1经济增长速度越慢，二元经济结构转换速度γt也就越慢。因此，本文提出假设2：城乡二元金融结构程度越深，二元经济结构转换速度越慢，城乡金融对比系数Firrt与二元经济结构转换速度γt负相关。

3.广大发展中国家以及新中国建国后的经验表明，金融资产规模扩大往往会加深城乡二元金融结构的程度，因为在金融资源有限的前提下，为了实现“赶超”，发展中国家往往以国有垄断的金融产权形式对金融资源进行统一管理，在尽可能扩张金融资产规模的同时将增加的金融资源主要配置于部门2，由此导致二元金融结构的程度加深，进而使二元经济结构转换速度放慢。因此，金融资产规模与城乡二元金融结构的交互作用也是影响城乡二元经济结构转换速度的重要因素。由此，本文提出假设3：金融资产规模与城乡二元金融结构存在交互作用，金融资产规模扩张加剧了城乡二元金融结构，而使其在促进二元经济结构转换中的作用减弱，由此导致城乡二元经济结构转换速度放缓。

4.除金融因素外，鉴于已有研究，本文认为城乡二元经济结构转换速度还受到城乡二元经济结构、外商直接投资水平、政府财政支出和宏观经济环境的影响。首先，二元经济结构演变具有路径依赖和自我强化的特征，二元经济结构越明显，农业与非农业、城镇与农村之间经济割裂程度越深，包括金融资源在内的两部门资源流动阻力越大，二元结构转换速度越慢；其次，作为中国改革开放以来重要的经济发展动力，外商投资主要集中在城市，在促进我国经济发展和技术进步的同时也加剧了城乡经济差距；再次，作为宏观调控的重要手段，近年来，我国财政积极响应中央支持“三农”发展的号召，诸如取消农业税、增加农业转移支付等财政政策有效推动了农村经济发展；最后，就宏观经济而言，整体经济发展收益将通过涓流效应惠及农村，促进农村地区经济发展和传统部门技术进步，进而缩小城乡相对劳动生产率差距，加快二元结构转换速度。因此，本文提出假设4：城乡二元经济结构转换速度与二元经济结构、外商投资水平负相关，与财政支出水平和宏观经济增长率正相关。

四、实证分析

为验证上述假设，本文建立如下计量模型，运用我国1987-2016年省际面板数据对其进行检验。

(一)计量模型构建

模型1： 金融发展与城乡二元经济结构转换速度关系实证模型：

γit=α1+δ1γi，t-1+δ2γi，t-2+β1Firit+β2Firrit+

β3Firit×Firrit+β4Xit+uit

(25)

上式中，解释变量中除金融发展因素(Firit、Firrit)及体现其相互作用关系的交互项(Firit×Firrit)外，考虑到二元经济结构演变的路径依赖性，解释变量中还加入了二元经济结构转换速度(γit)的一阶和二阶滞后项γi，t-1、γi，t-2。Xit为一组控制变量，根据假设4，Xit中包括城乡二元经济结构(Dualit)，外商直接投资水平(Fdirit)，政府财政支出(Govrit)和宏观经济环境(GDPrit)，详见表1。α1为常数项，uit为随机扰动项。

表1 控制变量说明

在模型1的基础上，为进一步说明金融发展因素对二元经济结构(Dual)本身的影响，本文建立模型2。

模型2：金融发展与城乡二元经济结构程度关系实证模型如下：

Dualit=α2+δ1Duali，t-1+δ2Duali，t-2+

Firritβ5Yit+vit

(26)

基于与模型1相同的逻辑，模型2解释变量中加入了二元经济结构(Dual)的一阶和二阶滞后项Duali，t-1、Duali，t-2。为验证金融发展与二元经济结构之间可能存在的倒“U”型关系，解释变量又加入了Firit的平方项Firit2。Yit为模型2的控制变量，包括外商直接投资水平(Fdirit)，政府财政支出(Govrit)和宏观经济环境(GDPrit)。α2为常数项，vit为随机扰动项。模型2中变量含义与模型1同。

(二)数据说明

本文利用中国1987—2016年省际面板统计数据进行验证，其中西藏自治区由于数据不全而被排除。数据主要来源于《新中国六十年统计资料汇编》、国家统计局数据库、中国人民银行调查统计司网站等。由于统计口径变化，各省农村贷款在2008年前(含2008年)用农业贷款表示，2008年后由农林牧副渔贷款表示，城镇贷款为该省贷款总额与农村贷款之差。

(三)变量描述性统计结果

从表2可以看出，Fdir、Govr、GDPr的标准差较小，γ、Dual以及Fir、Firr和交互项Fir×Firr的标准差较大。这说明省际间地方财政支出、外资投资结构和宏观经济环境较为相似，而二元经济结构程度、金融资产规模和二元金融结构程度则存在较大差异。因此，采用面板数据模型能够充分体现不同地区金融发展的异质特征。

表2 变量描述性统计结果

(四)模型估计与结果分析

由于计量模型的解释变量包含被解释变量的滞后项，有可能因被解释变量滞后项与扰动项相关而产生内生性问题。已有文献指出，如果计量模型中滞后项与随机误差项相关，那么滞后项的OLS估计量严重上偏，固定效应OLS估计量严重下偏，随机效应GLS估计量也存在有偏性，因此常规估计方法对于动态面板不再适用[22]。为此，本文采用Arellao和Bover(1991)以及Blundell和Bond(1998)提出的动态面板数据广义矩估计法(GMM)对回归方程进行估计。GMM方法在估计动态面板模型时具有以下两个优点：其一，它在存在单位根的情况下仍然有效；其二，也是更重要的一点，它通过采用被解释变量的更高阶滞后项作为工具变量，解决了动态面板中滞后项的内生性问题。

GMM估计方法包括差分GMM和系统GMM两种形式。虽然差分GMM可以通过对模型进行差分并适当使用工具变量有效解决解释变量内生性及残差异方差问题，但这种方法导致样本信息损失较多，且当数据的时间维度较长时，容易产生弱工具变量问题。系统GMM在差分GMM的基础上引入了水平GMM方程，因而相比差分GMM，系统GMM不仅可以更好地处理弱工具变量问题，还能提高估计效率[23]。因此本文选择系统GMM估计法对计量模型的参数进行估计。

使用系统GMM的前提是工具变量设定有效。本文采用Arellao和Bover(1991)以及Blundell和Bond(1998)所推荐的Sargan统计量对其进行检验，其原假设为所有工具变量设定有效。另外，使用系统GMM还需保证模型扰动项不存在自相关。由于即使扰动项不存在自相关，扰动项的一阶差分仍然存在自相关，而二阶或更高阶差分将不存在自相关。因此本文采用AR(2)过程对扰动项是否存在自相关进行检验，其原假设为扰动项不存在自相关。表3和表4中Sargan和AR(2)过程统计量的检验结果均无法拒绝原假设，说明两模型设定合理，因此可以对表3和表4中的估计结果进行分析。

表3 模型1估计结果及检验

注：*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平上显著；N为样本观测数量；Sargan与AR(2)检验输出结果为P值。表4同。

表4 模型2估计结果及检验

1.表3中γ的二阶滞后项系数显著为负，表4中Dual的一阶和二阶滞后项系数显著为正，考虑到γ初始值为负，Dual初始值为正，说明城乡二元经济结构演变转换方向及其速度具有明显的路径依赖特征。这也说明如果不对二元经济结构加以适当干预，两部门经济增长速度差距将越来越大，二元经济结构朝进一步强化的方向发展。

2.Fir的系数在表3中显著为正，则假设1通过验证，即城乡整体金融资产规模扩张可以加快城乡二元经济结构转换速度。该结论可以进一步解释模型2中Fir与Dual的关系。Fir的平方项系数在表4中显著为负，说明金融资产规模扩张与二元经济结构之间的确存在倒“U”型关系。然而结合表3中的结果，如图1所示，在金融发展欠发达阶段，虽然随着金融资产规模扩张，二元经济结构继续强化，但其转换速度也在不断上升(γ由负值向0靠拢)，即二元经济结构的强化速度在逐渐下降；随着金融资产规模进一步扩张，农村获得更多投资而相对劳动生产率继续提高，最终超过城市相对劳动生产率，使得γ最终由负为正，城乡经济差距开始缩小，二元经济结构向一元方向转换。由以上可知，金融资产规模扩张对二元经济结构转换始终具有促进作用，二者的倒“U”型关系不应被解释为“门限效应”，而是反映了金融资产扩张先是抑制二元经济结构进一步强化，再过渡到促进其向一元转换的过程。

图1 金融资产规模扩张与二元结构及其转换速度的关系

Firr的系数在表3中显著为正，在表4中显著为负，这说明二元金融结构的存在可以加快二元经济结构转换速度，缩小城乡经济差距，这与假设2“二元金融结构会减缓城乡二元经济结构转换速度”相反，即假设2没有通过验证。结合前文式(23)，本文认为，造成假设2没有通过检验的的原因是，本文的理论模型没有考虑城乡二元金融结构促进农村富余劳动力的“非农”转移。刘易斯模型和Fei-Ranis模型均指出，现代部门对农村富余劳动力的吸收提升了农村边际劳动率。因此，金融资源的非均衡配置能够通过促进城镇快速发展而加快农村富余劳动力转移，在一定程度上促进了城乡二元经济结构转换[24]。

但上述结论并不意味着二元金融结构的存在有利无害。就交互项来看，Fir与Firr的交互项的系数在表3中显著为负，在表4中显著为正，说明金融资产规模扩张与二元金融结构间的确存在交互关系，结合上文Fir系数显著为正的事实，假设3通过验证，即金融资产规模扩张也会导致城乡金融二元结构加剧，从而削弱其对二元经济结构转换的促进作用。这个结果也可以给予前人研究中关于“金融资产规模扩张对二元经济结构转换的影响具有不确定性”的另一种解释：金融资产规模扩张的确可以促进农村经济发展，当其对农村经济发展的正向边际效用超过由此引致的二元金融结构加剧所带来的负向边际效用时，金融资产规模扩张整体上表现出对二元经济机构转换的促进作用；反之，则起阻碍作用。另外，交互项的结果还反映出金融资产规模越大，二元金融结构对促进二元经济结构转换的作用越弱，这表明金融资产规模扩张可以在农村创造更多的就业机会，促进农村就地村镇化的实施，使农民无需远离家乡就可以享受到城镇同等发展的成果。

3.Dual的系数在表3中显著为负，Govr的系数在表3中显著为正，在表4中显著为负，二者结果与假设4相符；Fdir和GDPr的系数在表3中显著为正，在表4中不显著，二者结果与假设4不符，因此假设4未能完全通过检验。进一步分析，本文认为，外商投资一方面促进了城市经济的发展，另一方面也通过吸收大量农村务工人员促进了农村经济发展。虽然表3中Fdir的系数显著为正，表明外商投资对农村经济的促进作用更为明显，但当前阶段这种促进作用也仅是抑制了二元经济结构的进一步强化，还不足以明显缩小城市经济差距。对GDPr回归后结果的分析与Fdir逻辑相仿。虽然整体经济发展能够在一定程度上促进农村劳动生产率的提高，但并没有因此明显缩小城乡经济差距。这与前文“二元经济结构演变方向及其速度具有路径依赖性”的分析相符，即二元经济结构下城乡经济差距不会随着整体经济发展而自动趋向收敛，需要政府积极介入。

(五)回归结果稳健性检验

为保证所得结论的可靠性，本文通过改变数据容量的方式对回归结果进行稳健性检验。考虑到四大国有银行在2000年前后撤出县域经济对农村发展的影响，本文以2000年作为时间分割点，进而分别对1987—2000年以及2001—2016年两个时间段的样本进行系统GMM回归分析，回归结果见表5和表6。

表5 方程1回归结果稳健性检验

注：圆括号内为t值，*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平上显著；N为样本观测数量；Sargan与AR(2)检验输出结果为P值。表6同。

表5、表6的结果表明，除了少数控制变量的相关性发生变化之外，其余变量的回归系数与表3、表4中回归结果相比变化不大，显著性较为一致，因此可以说明本文的回归结果稳健。

表6 方程2回归结果稳健性检验

五、结论与建议

本文从金融资产规模扩张和金融资源城乡配置结构优化的角度分析了金融发展与城乡二元经济结构的关系，并得到如下结论：

1.金融发展有利于缩小城乡发展差距，促进二元经济结构转换。金融发展既意味着金融资产规模扩张，也意味着城乡金融资源配置优化。其中，金融资产规模扩张对二元经济结构的影响表现为，先抑制其进一步强化，然后促进其向一元转换，具有倒“U”型特征，而城乡金融结构优化程度越高，金融资产规模扩张对二元经济结构转换的促进作用越大。

2.金融发展水平影响着二元经济结构的转换速度。金融资产规模越大，城乡金融结构优化程度越高，金融发展水平越高，二元经济转换速度因之越快。其中，金融资产规模对二元金融结构转换速度始终具有促进作用，而城乡金融结构优化程度越高，金融资产规模对二元经济结构转换速度的促进作用越大。

3.金融发展加速二元经济结构转换的机理如下：首先，金融资产规模的扩张可以使农村获得更多的金融支持，进而促进农村经济的发展，加速城乡二元经济结构转换；另一方面，金融资产规模的扩张还有利于城市吸纳农村剩余劳动，提高农村劳动生产率，加速城乡二元经济结构转换。其次，城乡金融结构的优化降低了农村的金融抑制，进而使农村能够获得更多的金融资源，并由此促进农村经济的发展和产出的增加，加速城乡二元经济结构转换。

基于以上结论，本文认为，为推进城乡二元经济结构转换，我国不仅要做大做强金融产业，努力消除城乡二元金融结构，统筹城乡金融发展，还要改善农村投资环境，实现农村经济金融的良好互动。为此，本文提出以下建议：

第一，继续深化改革与创新，加快提升金融发展水平。首先，充分重视金融在当前经济发展中的作用，明确金融发展目标和阶段要求，给予金融产业发展相应政策支持，提升金融产业地位。其次，理清政府和金融主体职能，创造鼓励金融创新的宏观环境，适当放松对金融创新主体的制度约束，积极推动金融体制和金融产品创新，为经济转型升级提供充分保障。

第二，统筹城乡金融发展，缩小城乡二元金融结构差距。首先，减少对农村金融的行政干预，优化城乡金融资源配置，构建城乡金融资源双向流动机制，实现城乡金融互动融合。其次，根据农村经济实际，完善农村金融政策扶持体系，充分发挥财税补贴、市场准入、金融监管等政策作用，建立农村金融利益补偿和风险分担长效机制，积极引导金融机构向农村发展，提高农村金融资源供给水平。

第三，大力改善农村投资环境，实现农村经济金融良性互动。首先，不断推进农村社会信用文化建设，积极探索建立符合农村实际的征信系统，加强对农户和农村企业的经济、信用档案的动态管理，改善农村金融生态环境。其次，继续给予“三农”发展以政策支持，加强农村基础设施建设，推进农村就地村镇化，用经济发展吸引金融资源向农村地区转移，实现农村经济金融良性互动。