TOC \o "1-5" \h \z 中文摘要 1
英文摘要 1
HYPERLINK \l "bookmark4"一、 弓I言 3
HYPERLINK \l "bookmark6"二、 理论解释 3
（一）关于民营经济 3
（-）关于区域经济 4
（三）民营经济与经济增长关系的经济学理论 5
HYPERLINK \l "bookmark8"三、 文献回顾 5
（一）国外研究成果 6
（-）国内研究成果 6
HYPERLINK \l "bookmark10"四、 以江苏省及浙江省为例的实证分析 7
（一）江苏省及浙江省民营经济发展情况（ 2007 ） 7
（-）数据来源与变量选择 8
（三） ADF单位根检验 9
（四） 协整关系检验和回归模型建立 10
（五） 格兰杰因果检验 12
（六） 结论 13
HYPERLINK \l "bookmark12"五、 建议 14
HYPERLINK \l "bookmark14"参考文献 16
民营经济发展与区域经济发展的实证分析
以苏浙为例
摘要：改革开放30年，民营经济从无到有、从小到大、从弱到强，走到如今光辉的局 面。作为区域最具活力的增长极，民营经济在增加国民生产总值，缓解就业压力，促进 利税提高等方面发挥了不可替代的作用。文章对民营经济的概念进行了界定，基于1990 年一2007年江苏浙江两省省的时间序列数据，利用协整分析和格兰杰因果检验的实证分 析和计量检验方法，得出民营经济与区域经济增长之间存在长期稳定的关系和格兰杰因 果关系最，后在得出结论的基础上提出了建议。
关键词：民营经济，经济增长，协整分析，格兰杰因果检验，误差修正模型
Abstract: During reform and open policy 30 years, the Economy of our country is from none to being, its scale is from smal 1 to big, it can have this glary complexion. It plays the important role of increasing Gross National product mitigating the obtaining employment9 s press, the elevating the benefit and tax, and so on. The Non-State-Owned Economy a internal, organic part of Social Democracy Market Economy, isif t a appendant or eye winker out of Social Democracy Market Economy, tax, and so on. This thesis defines the concept of The-Non-State-Owned Economy in China and comes to a conclusion that there is a long-term stable relationship and existing Granger Causality between t he-Non-S t a t e-Owned Economy and economic growth according to both co-integrat ion analysis and Granger-causality test, by using t ime sequential data from statistical data （1990一一2007） of Jiangsu and zhejiang province. At last, summarizing and some suggestions on how to utilizing foreign capital are given on the basis of the analysis result.
Keyword: The-Non-State-Owned Economy, Economic growth, Co-integrat ion analysis,
Granger-causality test, Error correction model
—、弓I言
中国区域经济发展都不平衡既是历史延续问题也是现实发展原因。改革开放以前, 我国遵循各地区平衡发展的战略，各地区差异保持在较低水平，经济发展虽慢但稳；改 革开放以后，优先考虑“效率”，我国开始实施“向东倾斜，梯度推进”战略，就绝对水 平而言，所有地区经济都得到了快速、持续的发展，但地区间经济增长出现了不均衡的 现象，地区间经济发展的差异日益显现。例如中国的区域经济主要集中在东部的“长三 角” “珠三角"“环渤海"三大都市圈，这三大都市圈对国民经济的贡献率也将从现在都 占全国的38.5%提升到2010的50%和2020的65%⑴，这种趋势表明，在全国经济发展 的整体进程中，经济发展将出现严重不平衡。中国经济发展不均衡的原因是多方面的， 许多学者已经从不同角度，用不同方法做了研究，主要形成了重工业发展理论，财政分 权理论，开放理论等，本文主要针对民营经济的发展,来研究其对经济增长差异的影响。
我国长三角是一片神奇的区域空间，从地理概念上看，它是长江入海的地方，由 于河水所含的泥沙不断淤积而形成的低平的大致成三角形的陆地；从工业经济概 念上来看，它是以上海为龙头的苏中南浙东北的工业经济带⑵本文选取江浙两省作为论 文写作的区域空间，探讨民营经济与经济增长之间的相关关系，一是由于苏浙两省发展 的共性，二是数据选取的关系。民营经济是长三角经济发展和腾飞的重要支撑，无论是 江苏的“苏南模式”还是浙江的“温州模式”都把创业放在发展的首位，浙江把“创业 富民创新强省”作为立省之本，江苏提出了 “创业、创新、创造”的口号。民营经济在 改革开放以来的发展，不仅有力推动了国民经济发展，也推进了构建社会主义和谐社会 的进程。
二、理论解释
（一）关于民营经济
民营经济是中国独有的一种经济形态和经济概念，在市场经济发达国家中是很难找 “民营经济”这个提法的，因为在市场经济的世界里，民营经济就是经济活动的主体， 西方经济学的一切前提都是以民营经济为基础的。在许多的文件、资料、论文中都可见 其身影，但从总体看来，对于民营经济既没有理论上的权威定义，在实际工作中和理论 探讨中存在一些混乱现象。因此，廓清“民营经济”的概念，具有实践和现实的双重意 义，据考证，在我国“民营” 一词最早岀现在30年代初。对于民营经济的提法和理解 大约有三种观点叫
第一种观点从所有制意义上来界定的，民营经济即为民所享有的经济，其实质是私 有经济，是相对于共有经济而言的，在这个经济体系里，提私营经济更合适。
第二种观点从管理层面讲，民营经济与私营经济是两种不同的经济范畴，民营经济 仅仅是一种与经营资产有关的经营模式，其范畴不涉及生产资料的归属问题即产权归属 问题，它的经营方式可以是国有经营也可以是民有民营，意味着“民”是经营主体，从 事企业经营管理活动。
第三种观点认为只是一种暂时的，过渡性，多元化的混合概念，它只能作为特定时 期的一个称谓。民营经济发展到高级阶段，就是“民本经济”，民本经济是在民营经济 的基础上产生和发展起来的。它们是不同阶段的同一事物，是经济组织形式在不同意识 形态下的体现，民营经济成长于资本主义社会，而民本经济出现于社会主义。
对民营经济范围的界定，历有也许多不同的说法，一般来说，民营经济有广义和狭义 之分。广义的民营经济是对除国有和国有控股企业以外的多种所有制经济的统称，包括 个体工商户、私营企业、集体企业、港澳台投资企业和外商投资企业。狭义的民营经济 则进一步将港澳台投资企业和外商投资企业排除外。本文采用广义含义。
（二）关于区域经济
区域经济是介于微观经济与宏观经济之间的一种中观形态，是一种综合性的经济 发展的地理概念，大多建立在行政区划基础上。当前研究区域经济差异的论著较多， 笔者认为区域之间经济发展比较，就是把每个区域都看做一个相对独立的经济系统，从 而来比较它们之间的经济发展差异，这种差异主要是总体上的差异。其他指标如经济结 构、经济发展条件等虽是客观存在，但与经济增长总量相比，属于不同层次，是一种因 果关系。本文从统计学的角度选择了国内生产总值指标（GDP）来衡量江苏浙江的经济 发展情况，因为国内生产总值是一个国家或地区所有常住单位在一定时期内生产活动的 最终成果，从价值形态上看它是一国领土范围内国民经济的各个部门在一定时期内生产 的最终产品和提供劳务的价值总和。它是对三大产业全面的统计，是反映经济发展的总 规模、总水平的总量指标。
（三）民营经济与经济增长关系的经济学理论
马克思在《资本论》中政治经济学部分指出了生产力与生产关系的相互促进关系， 认为生产力决定生产关系，生产关系影响生产力。先进的生产关系能够促进生产力的发 展，反之落后的生产关系则阻碍生产力的发展。而所有制是生产关系中的重要内容，因 此先进的所有制对经济增长起着十分重要的作用。所有制是指在社会经济生活中一定的 个人或社会组织对生产条件的独占或垄断。由于以所有权关系为主要内容的产权关系构 成了所有制的核心和主要内容，因此所有制的发展与变革实质上可理解为产权界定的清 晰化与产权制度的改革与完善。
北京大学中国经济研究中心教授周其仁⑷认为“产权是私人谋取自我利益的社会性 制度约束，这项约束可以解释人的经济行为和经济增长的业绩，因为不同的产权约束对 一个经济的交易费用水平有决定性的影响J北京大学光华管理学院教授张维迎等的论 文用1980年代中国国有企业的民营化改革历史证明，中国的改革始于分权，分权导致 竞争，竞争导致产权的变革（民营化）。这表明竞争的压力导致先进的产权制度成为选 择。可见，产权的清晰界定或者说有效的产权安排能够为市场经济创造良好的竞争环境, 在经济人理性追求经济利益最大化的前提下，有效产权安排能够保持经济运行的高效 率，是促进经济增长中不可忽视的重要因素。
三、文献回顾
关于民营经济与经济增长关系的研究，几十年来一直未曾中断，但由于缺乏实证研 究成果的支持，很多问题没有定论。近年来，这一问题又成为学者们研究的热点。民营 企业和市场是市场经济体制的两根支柱,从历史来看，废除市场经济体制必须废除民营 经济，而建立市场经济体制必须发展民营经济。新制度经济学理论把企业和市场混为一 体。科斯认为，企业(民营企业)和市场原本没有界限，交易成本的存在是两者出现了 分离。因此，企业和市场本质上是一种制度安排。而以界定清楚的私有财产权制度为特 征的民营经济，在市场经济体制下成为最优的制度安排，已有国际经验和中国正反两方 面的经验所证明。
国外研究成果
西方产权理论主要研究在现代市场经济中，产权结构及其安排对资源配置和资源的 使用效率的作用和影响，是"新制度经济学” (New Institutional Economics )的流 派之一。20世纪60年代美国经济学家科斯在对传统的西方古典经济学和福利经济学的 一些根本缺陷进行反思、批判和修正的基础上首先提出了产权理论，即著名的科斯定理。
70年代至80年代由威廉姆森(Williamson).诺思(North).舒尔茨(Schultz)、 斯蒂格勒(Stigler)、阿尔钦(Alchian)、德姆塞茨(Demsetz)和张五常(Steven Cheung ) 等人继承了新古典经济学的基本原理和分析方法，逐渐将该理论丰富和发展。产权经济 学家特别强调产权、制度、交易费用等在经济学中的重要性，阐述了产权安排与经济效 率的关系，追求制度分析与传统经济学的统一。其中诺斯建立了包括产权理论，国家理 论和意识形态在内的“制度变迁理论”并且因此在1993年获得了诺贝尔经济奖。
国内研究成果
一些学者紧扣投资主体转换这一视角做了许多开创性的研究,他们认为：投资战略 转换，并没有改变三大地带间的投资差距,在国有投资趋于均衡的同时，非国有投资亦即 民营投资却体现出更大的非均衡性。由于民营投资效率要高于国有投资，民营投资的地 区差异进一步强化了业已存在的地区发展差异。
田泽勇、江宏⑸运用面板协整技术，选取东、西、中三大经济区域分析证明民营经 济增长都是地区经济增长的长、短期原因。
陆迁⑹等人通过实证分析发现地区之间的经济发展差距必然与地区之间的投资差距 相互关联，中国超过56%的地区差距是由民间资本投资引起的。
周家贵(1999)⑺在研究各地民营经济与区域经济发展关系时指出，中西部与东部民 营企业的不平衡发展是导致中西部与东部经济发展不平衡的重要影响因素。
叶俊甫(2000)181在分析东、中、西三大区域内民营企业对本区域GDP以及农村收入的 影响时，发现东、中、西部民营经济在发展规模和速度、先进的企业制度以及市场导向 三个方面的差距是导致东部地区与中西部地区经济发展差距和收入差距的重要原因。
胡家勇(2000)[91研究了东、中、西部民营企业数和GDP之间的关系，发现民营企业数 增长较快的东部地区其GDP的增长也较快，同时对省际数据的研究也表明GDP在全国排名 靠前的省份均是民营企业发展较快的省份，而GDP排名靠后的省份其民营企业数处于倒 数位置。
邓亚萍(2001)1101比较了农村工业发达省份、中等发达省份和不发达省份内民营企业 工业产值占全国社会总产值的比重，结果发现农村工业发达省份的民营企业工业产值占 全国社会总产值的比例最高，因而认定民营企业的发展程度与区域经济发展不平衡状况 紧密相联。
王耀中，刘舜佳冋实证分析民营经济对东、中、西部三大区域经济发展的影响，并就 1992年前后民营经济对三大区域经济发展的影响是否不同进行了结构性诊断检验，结果 显示1992年前民营经济对三大区域经济发展的影响尚未表现出明显的非平衡性，而从 1992年以后民营经济对三大区域经济发展影响的不平衡性则完全凸现出来，民营经济对 东部经济发展的促进作用远远高于中西部。
四、以江苏省浙江省为例的实证分析
(一)江苏省及浙江省民营经济发展情况( 2007 )
至2007年末，江苏全省私营企业数量60万户，增长18. 3%总数连续多年居全国首 位，就业人数514. 50万人，增长29.5%,占全省就业人员的11.3%,注册资本9717.07 亿元，增加20.6%。增加值7545.3亿元,占GDP的35. 0%,固定资产投资额3110.67亿 元，增长21.2%。民营经济税收的贡献率达到50%。
2007年以来，浙江经济保持了较快增长，全年经济增长达到了 14. 5%,地区生产总 值达到18000亿元左右，人均国内生产总值达到3.6万元左右。百姓创业人数众多，民 营经济发达是浙江居民收入快速增长的一个重要引擎和坚实基础。其中私营企业40.6 万户，增长13. 2%。投资者92. 6万人，增长12. 9%,就业人数508. 6万人，增长12。3%, 占全省就业人数的16. 1%,私营经济注册资金总额16936.7亿元，增长34. 3%.浙江经济 总量中，民营经济“三分天下有其二” 11210
（二）数据来源与变量选择
主要运用经济计量模型,借助于Eviews软件，对江苏和浙江省经济发展与民营经济 之间的关系进行实证分析。选取1990-2007年度江浙两省经济数据作为样本空间。我们 选取地区生产总值作为区域经济的代表，用广义的民营经济，即全社会固定资产投资 总额减去国有经济固定资产投资额的差值作为民营经济的代表。首先选取JSGDP、JSI、 ZJGDP、ZJI分别代表江苏、浙江两省地区生产总值，民营经济投资额。由于自然对数 变换并不改变变量的特征，且能使其趋势线性化，消除时间序列的异方差现象，故对 江浙两省地区生产总值，民营经济投资额进行对数变换，分别用JSLGDP. ZJLGDP, JSLI、 ZJLI表示自然对数的地区生产总值和民营经济投资额。考察江浙两省经济增长与民营 经济投资之间长期稳定的动态均衡关系和短期的波动关系。
表1 江浙两省的GDP和民营经济投资 单位：亿元
年份
江苏省GDP
江苏省民营投资
浙江省GDP
浙江省民营投资
1990
1416. 5
116. 37
897. 99
172. 23
1991
1601. 38
274. 22
1081. 75
223. 24
1992
2136. 02
459. 71
1365. 06
288. 47
1993
2998. 16
719.4
1925. 91
527. 55
1994
4057. 39
861. 38
2689. 28
711. 3
1995
5155. 25
1181. 16
3557. 55
1042. 48
1996
6004. 21
1265. 25
4188. 53
1082. 28
1997
6680. 34
1391.9
4686. 1 1
1061. 39
1998
7199. 95
1480. 96
5052. 62
1147. 72
1999
7697. 82
1 389. 12
5443.92
1214.22
2000
8553. 69
1432. 07
6141.03
1474. 31
2001
9456. 84
1603. 5
6898. 34
1805. 26
2002
10606. 85
2028. 05
8003.67
2376. 6
2003
12442. 87
3234. 82
9705. 02
3358.87
2004
15003. 6
4553. 88
11648. 7
4265. 97
2005
18305. 66
6121. 8
13437.85
4781.9
2006
21645. 08
8053. 5
15742. 51
5777. 5
2007
25741.15
10307
18780.44
6569. 7
资料来源：根据每年的《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》统计数据计算整理得到。
（三）ADF单位根检验
对 1990 年至 2007 年的 JSLGDP. JSLI、ZJLGDP. ZJLI 和一阶差分数列厶 JSLGDP.
△ JSLI、AZJLGDP. AZJLI 进行 ADF 单位根检验。
表2 对于江苏省的变量单位根的ADF检验
变量
ADF统计量
5%临界值
是否接受原假设
JSLGDP
-1. 932150
-3. 065585
接受
JSLI
-2. 173342
-3. 052169
接受
AJSLGDP
-4.625705
-3. 081002
拒绝
AJSLI
-3. 501802
-3. 065585
拒绝
表2显示，江苏省在1990-2007年间，时间序列JSLGDP和JSLI在5%的显著性水平 下不能拒绝单位根假设，而其一阶差分则拒绝了单位根假设，表明时间序列JSLGDP和 JSLI均为1（1）序列。
表3 对于浙江省的变量单位根的ADF检验
变量
ADF统计量
5%临界值
是否接受原假设
ZJLGDP
-1. 302017
-3. 081002
接受
ZJLI
-1. 296000
-3. 081002
接受
AZJLGDP
-4. 033746
-3. 098896
拒绝
AZJLI
-3. 914184
-3. 098896
拒绝
表3显示，浙江省在1990-2007年间，时间序列ZJLGDP和ZJLI在5%的显著性水平 下不能拒绝单位根假设，而其一阶差分则拒绝了单位根假设，表明时间序列ZJLGDP和 ZJLI同样均为1(1)序列。
协整关系检验和回归模型建立
如果两个变量都是单整变量，只有当它们的单整阶相同时，才有可能协整。由上面 分析可知道，两省的GDP和民营经济投资额的自然对数的时间序列都是一阶单整序列， 因此两变量之间存在某种平稳的线性组合。为了分别检验两省的两变量是否协整，在此 使用两变量的EG检验方法。
设回归方程LGDPt=o( + (3LI+el,其中a和0为回归系数。模型残差数列｛ej可以通 i±et=LGDP-a-pLIt得到。
检验6的单整性。如果6为稳定序列，即残差序列是平稳的，则两变量存在协整关 系。
1.先对江苏省的数据进行分析
利用表1数据进行回归，得到如下结果：
JSLGDPi = 0. 729439*JSLIl+ 1. 520460
( 18.22476 ) ( 11.83261 )
R2 =0. 954042 D. W=0. 639645
残差序列e产JSLGDPi -0. 729439*JSLIl - 1. 520460
由D.W值可判断该模型的随机干扰项具有序列相关性。考虑加入适当的滞后项。得 到JSLGDP和JSLI的分布滞后模型:
JSLGDP产0. 493048 + 0. 225829*JSLIt + 0. 697395*JSLGDP1.1
( 8.030998 ) ( 6.452018 ) ( 16. 52251 )
R2 =0. 997778 LM=2. 864716
由于LM检验的P值为0. 0905,大于显著性水平5%,因此接受原假设，即序列不存 在自相关性。自相关性消除，因此可初步认为是JSLGDP和JSLI的长期稳定关系。
残差序列e产JSLGDP, - 0. 729439*JSLIl - 1. 520460
对残差进行单位根检验，对残差进行单位根检验，由于协整回归中已含有截距项， 则检验模型中无需再用截距项。其检验结果显示为：残差序列检验的ADF值为-2. 214213, 小于5%显著性水平下的临界值-1. 962813。所以拒绝原假设，接受残差序列6不存在单 位根的备则假设。残差序列不需经过差分就拒绝了存在单位根的原假设，则6为0阶单 整序列。因此可判断JSLGDP与JSLI之间存在协整关系。其回归模型为：
JSLGDP产0. 493048 + 0. 225829*JSLIt + 0. 697395*JSLGDP1.1
2.对浙江进行数据分析
利用表1数据进行回归，得到如下结果：
ZJLGDPt = 0. 828037水ZJLh + 1. 104717
(35. 36613 ) ( 14.98836 )
R2=0. 987369 D. W=0. 543443
残差序列et=ZJLGDPt - 0. 828037*ZJLIl - 1. 104717
由D.W值可判断该模型的随机干扰项具有序列相关性。考虑加入适当的滞后项。得 到ZJLGDP和ZJLI的分布滞后模型：
ZJLGDP产0. 551569 + 0. 323303*ZJLIt + 0. 589596*ZJLGDP1.1
( 15.66494 ) ( 11. 55446 ) ( 18.38133 )
R2 =0. 999361 LM=0. 936129
由于LM检验的P值为0. 3333,大于显著性水平5%,因此接受原假设，即序列不存 在自相关性。自相关性消除，因此可初步认为是ZJLGDP和ZJLI的长期稳定关系。
残差序列et=ZJLGDPt - 0. 828037*ZJLIl - 1. 104717
对残差进行单位根检验，对残差进行单位根检验，由于协整回归中已含有截距项， 则检验模型中无需再用截距项。其检验结果显示为：残差序列检验的ADF值为-3. 016526, 小于5%显著性水平下的临界值-1?966270。所以拒绝原假设，接受残差序列6不存在单 位根的备则假设。残差序列不需经过差分就拒绝了存在单位根的原假设，则6为0阶单 整序列。因此同样可判断ZJLGDP与ZJLI之间存在协整关系。其回归模型为：
ZJLGDP产0. 551569 + 0. 323303*ZJLIt + 0. 589596*ZJLGDP1.1
（五）格兰杰因果检验
动态误差修正模型和短期因果关系检验。协整关系只是反应的只是变量之间的长期 均衡关系，而经济数据却是由非均衡过程生成的，因此需要用数据的动态非均衡过程来 逼近经济理论的长期均衡过程，通常的方法是在模型中引入滞后变量。Engel和Granger 指出，当两个非平稳序列存在协整关系时，引入一阶差分的向量自回归模型的设置可能 是错误的。为了弥补长期静态模型的不足，可通过建立动态误差修正模型来反应短期内 对长期均衡的修正机制，并进行短期因果关系的检验.
由于江浙两省的GDP和民营经济投资额之间存在长期的协整关系，所以可以进行格 兰杰因果关系检验。
1?江苏省数据的格兰杰检验
检验结果表明：滞后期为1时，JSLGDP与JSLI之间不存在影响。我们在这里选取 和回归模型相同的滞后期1,即选取保证模型不存在序列相关的滞后期长度。这时，判 断出来的结果则是，江苏省民营经济投资增长是经济增长的原因，具有单向关系。
（运行结果见下页表4）
用Eviews计算可得：（显著性水平取5%）
表4 江苏省：JSLGDP和JSLI的格兰杰因果关系检验的结果
滞后阶数
原假设
P值
结论
1
江苏民营经济投资不是其经济发展的格兰杰原因
0. 0006
拒绝
江苏经济发展不是其民营经济发展的格兰杰原因
0. 7278
不拒绝
2.浙江省数据的格兰杰检验
检验结果表明：滞后期为1时，ZJLGDP与ZJLI之间不存在影响。我们在这里选取 和回归模型相同的滞后期1,即选取保证模型不存在序列相关的滞后期长度。这时，判 断出来的结果是，浙江省民营经济投资增长同样是经济增长的原因，具有单向关系。
（运行结果见表5）
表5 浙江省：JSLGDP和JSLI的格兰杰因果关系检验的结果
滞后阶数
原假设
P值
结论
1
浙江民营经济投资不是其经济发展的格兰杰原因
0. 0031
拒绝
浙江经济发展不是其民营经济发展的格兰杰原因
0. 4521
不拒绝
（六）结论
1?从长期来看，两省协整模型中各变量对经济增长贡献的分析：
江苏：JSLGDP产0. 493048 + 0. 225829*JSLIt + 0. 697395*JSLGDP-
浙江：ZJLGDP严0. 551569 + 0. 323303*ZJLIt + 0? 589596水ZJLGDP^
该模型分析了当年的民营经济投资以及前一年度的江浙两省地区生产总值与当年 地区生产总值的一种长期均衡关系：即从1990年到2007年江浙两省的民营经济投资额 与地区生产总值保持着一种长期的正相关关系。
长期看来，江苏省滞后一期地区生产总值的对数每增加一个单位，就会引起 当期地区生产总值的对数增加0.697395个单位；浙江省滞后一期地区生产总值的对数 每增加一个单位，就会引起当期地区生产总值的对数增加0. 589596个单位。
长期来看，两省民营投资额与地区生产总值呈正向关系变动，江苏省当期民 营经济投资的对数每增加一个单位，就会引起当期地区生产总值的对数增加0.225829 个单位；浙江省当期民营经济投资的对数每增加一个单位，就会引起当期地区生产总值 的对数增加0. 323303个单位。
总的来看,江苏省JSLGDP关于JSLI的弹性为：
0. 225829/ ( 1-0. 697359 ) =0. 746194。
浙江省ZJLGDP关于ZJLI的弹性为:
0. 323303/ ( 1-0. 589596 ) =0. 787768。
两省的民营经济投资对各自的GDP增长都有一定的影响，且总的影响程度相近。
2.对于格兰杰因果检验的结果，两省的民营经济投资与经济增长的单向关系是符合 经济学原理的，民营经济投资的增加在一定程度上是经济增长的原因，特别是近些年来 民营经济增长是影响经济增长的因素之一。可以通过加大民营经济投资达到带动经济增 长的作用。
五、建议
第一，基于上述结果和分析，本文认为各级政府在实行开放式的市场准入政策给民 营经济以充分的发展空间，认识到民营经济在促进经济发展方面的作用，为其提供良好 的投资环境，以最大限度地发挥民营经济的作用。同时应该充分意识到两者之间这种特 定的关系，一方面，既要看到民营经济对经济增长的带动，又要看到滞后期与经济增长 的相互影响，避免急于求成;另一方面，在不同的发展阶段制定与实施相应的政策措施, 因为如果政策与发展阶段不一致优势并不能充分发挥其效能。只有认识到上述情况，才 能够更加充分地发挥民营经济对地区经济增长的推动作用。
第二，增强市场意识。从上文数据，我们发现从数量上看，江苏在私企数量上占领 先地位，从民营经济在各自经济中的比重看，浙江远远把江苏抛在后面，并且全国民营 企业500强中，浙江企业所占数量是江苏的几倍。浙江已完成像民营经济占主导地位的 转变。市场意识强，一切围绕市场是浙江发展经济经验的集中体现。企业安市场需要组 织生产，政府按市场主体需要帮助引导管理，民众靠闯荡市场创造就业。
第三，民营企业家是企业发展的领军人，是推动区域经济发展的“原动者”，加快 民营企业家队伍建设显得尤为重要，要加强民营企业成长环境建设，积极开展民营企业 家培训，强化创业创新能力，培养战略思维能力，增强资本运作能力，提高民营企业家 自身的素质。这样，企业才有竞争力，经济发展才有希望。
第四，要坚持贯彻和实践科学发展观，以人为本，进一步提高经济社会环境的协调 关系，提高经济发展的质量和效益。
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