文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升城市人居生活質(zhì)量的路徑研究——以湖南為例

何文舉，彭邦文

（湖南商學(xué)院湖南經(jīng)濟改革與發(fā)展研究中心，湖南 長沙 410205）

一、文獻綜述

城市人居生活質(zhì)量的評價研究無論在國際上還是在國內(nèi)都經(jīng)歷了一個逐步認識到理解的過程。美國經(jīng)濟學(xué)家加爾布雷斯于20世紀(jì)50年代最早提出人居生活質(zhì)量的概念。但直到1966年哈佛大學(xué)商學(xué)院的教授Bauer才提出相應(yīng)的社會指標(biāo)來衡量社會各方面的發(fā)展情況。20世紀(jì)80年代關(guān)于城市人居生活質(zhì)量的綜合評價研究開始豐富起來，很多國家也建立了各種研究組織圍繞城市人居生活質(zhì)量進行專題研究，如澳大利亞的“悉尼城市發(fā)展組織”、美國和加拿大聯(lián)合組織的“城市及居住發(fā)展組織”等。也有學(xué)者對相關(guān)的城市化質(zhì)量進行了研究。其中Thomas M.Parris＆Robert W.Kates(2003)提出城市可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)設(shè)計應(yīng)該體現(xiàn)科學(xué)性、層次性、數(shù)字化的要求。Bill Hopwood等(2005)認為城市化的發(fā)展應(yīng)綜合反映社會、經(jīng)濟、資源和環(huán)境等要素之間的聯(lián)系性。但國外文獻尚未研究過城市人居生活質(zhì)量與文化產(chǎn)業(yè)的相關(guān)性。隨著我國城市化的發(fā)展，國內(nèi)越來越多的學(xué)者開始研究城市人居生活質(zhì)量問題。在關(guān)于城市生活環(huán)境單項評價方面，有眾多學(xué)者從生態(tài)學(xué)和生態(tài)環(huán)境的角度進行評價研究和對城市化可持續(xù)發(fā)展理解。如陳鴻彬（2001）提出應(yīng)從完善城市規(guī)劃、制度改革和創(chuàng)新、促進科技進步等方面提升來城市化質(zhì)量。袁曉玲、王霄等（2008）認為城市化質(zhì)量的測度應(yīng)包括精神文明城市化、物質(zhì)文明城市化、生態(tài)文明城市化三方面的內(nèi)容，何文舉、鄧柏盛、陽志梅（2009）在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了城市化質(zhì)量評價體系并運用了橫截面數(shù)據(jù)對湖南城市化質(zhì)量進行了測度。雖然這些研究大多是在分析了城市化質(zhì)量的評價體系后粗略地提出了提升城市化質(zhì)量的政策建議，而且并未將城市人居生活質(zhì)量單獨列出進行考量，但仍對本文測度湖南城市人居生活質(zhì)量有一定的幫助。也有極少數(shù)學(xué)者對城市人居生活質(zhì)量進行了單獨的測度。宋玉娟（2005）以杭州市為基礎(chǔ)，利用經(jīng)驗加權(quán)的方法將杭州市人居生活質(zhì)量的測度結(jié)果與上海的人居生活質(zhì)量進行了對比。但是經(jīng)驗加權(quán)是在主觀認識的基礎(chǔ)上開展的，而且各地區(qū)城市的發(fā)展特點不同也導(dǎo)致了經(jīng)驗加權(quán)的適用性受限，所以經(jīng)驗加權(quán)的方法有一定的局限性。本文為避免這一問題，將采用因子分析的方法對湖南各年的城市人居生活質(zhì)量進行綜合考量。

而隨著文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，文化產(chǎn)業(yè)的研究也逐漸脫離純粹的社會學(xué)視角，轉(zhuǎn)向?qū)ⅰ拔幕弊鳛橐环N特殊類型的商品從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟角度研究。其中，學(xué)者David Hesmondhalgh(2008)在研究中發(fā)現(xiàn)，在高度市場化和利潤導(dǎo)向的文化產(chǎn)業(yè)體系國家里，歐洲知識分子選擇電視節(jié)目的偏向性較強，這種偏向能顯著帶動影視行業(yè)的發(fā)展。Fang Fu(2009)發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為城市積累財富、創(chuàng)造就業(yè)機會和提高競爭力提供了驅(qū)動力。Andy CPratt(2011)也從知識經(jīng)濟的角度根據(jù)英國的創(chuàng)意城市發(fā)展經(jīng)驗強調(diào)了政府在制定政策時要突出文化產(chǎn)業(yè)中“藝術(shù)”的核心價值。上述研究表明了文化產(chǎn)業(yè)的市場化程度和技術(shù)創(chuàng)新的重要性。這些研究對本文的路徑尋找提供了很好的思路，但目前有關(guān)文化產(chǎn)業(yè)的研究尚未提及文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與城市人居生活質(zhì)量或與城市化質(zhì)量的關(guān)系。

雖然目前分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城市人居生活質(zhì)量之間關(guān)系的文獻尚未見發(fā)表，但是國內(nèi)已有學(xué)者從城市文化的視角闡述了城市文化對城市人居生活質(zhì)量的提升進行了相關(guān)研究（李偉，2005），但把重點放在了對策建議上，未分析城市文化對提升城市人居生活質(zhì)量的具體路徑，也未將城市文化上升至產(chǎn)業(yè)的高度。但也有學(xué)者開始注意到了產(chǎn)業(yè)與城市化發(fā)展之間的顯著關(guān)聯(lián)性。景普秋（2007）認為社會分工與專業(yè)化促進了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)演進和經(jīng)濟活動的集聚，這又進一步加快了城市化的步伐。但其未對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化如何助推城市化質(zhì)量或城市人居生活質(zhì)量進行研究。后有學(xué)者針對第三產(chǎn)業(yè)與城市化質(zhì)量進行了相關(guān)研究。汪德根、陳田、王昊（2011）便針對旅游產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)如何相互影響，構(gòu)建了旅游業(yè)提升城市化質(zhì)量內(nèi)在分析模型，提出了“空間協(xié)調(diào)—產(chǎn)業(yè)升級—功能強化”的模式并說明了兩者互動發(fā)展內(nèi)在機理，但未說明哪種路徑對城市化質(zhì)量的提升影響顯著。文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在以什么樣的規(guī)律和路徑影響著城市人居生活質(zhì)量的提升？究竟哪些路徑對城市人居生活質(zhì)量提升起著重要作用？上述問題的思考和實證研究，不僅能讓我們直接掌握文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升城市人居生活質(zhì)量的傳導(dǎo)途徑，還能夠為城市人居生活質(zhì)量的影響機制提供證據(jù)，并以此為研究城市人居生活質(zhì)量以及城市化質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動提供一個新的視角。但這一問題還未引起研究者的足夠重視。從理論上來說，文化產(chǎn)業(yè)的集聚效益、技術(shù)進步、市場化程度等因素對城市的發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變、環(huán)境承載力、居民生活質(zhì)量的提高有著顯著的影響。本文將以湖南為例采用通徑分析方法研究文化產(chǎn)業(yè)集聚程度、技術(shù)進步等六個因素對城市人居生活質(zhì)量提升的影響機制，由此來分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對提升城市人居生活質(zhì)量的路徑。

二、文化產(chǎn)業(yè)驅(qū)動城市人居生活質(zhì)量提升的內(nèi)在機理分析

文化產(chǎn)業(yè)是伴隨著經(jīng)濟、社會發(fā)展而產(chǎn)生和發(fā)展起來的，是先進生產(chǎn)力發(fā)展的必然結(jié)果，其發(fā)展又將有利于推動生產(chǎn)力的發(fā)展和社會的進步。文化產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟有著十分明顯的改造、優(yōu)化和拉動作用，對促進社會就業(yè)和滿足社會需求有著顯著的積極效應(yīng)，其規(guī)模效應(yīng)帶來的技術(shù)創(chuàng)新和進步能有效降低單位產(chǎn)值的能耗，具有良好的生態(tài)效應(yīng)。下面將文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟、社會、規(guī)模效應(yīng)對提升城市人居生活質(zhì)量的內(nèi)在機理用圖表分析如下。

三、城市人居生活質(zhì)量水平的綜合水平測度

人居生活質(zhì)量主要指人們對其生活及相關(guān)方面的評價總結(jié)。如何衡量湖南城市人居生活質(zhì)量的水平，評價指標(biāo)的選擇至關(guān)重要，一方面要體現(xiàn)不同區(qū)域城市居民生活狀況的特性，另一方面也要反映城市發(fā)展的共性。城市人居生活質(zhì)量不僅僅包括城市的社會發(fā)展程度，還包括生態(tài)環(huán)境水平、城市經(jīng)濟發(fā)展程度等。所以單一的城市人居生活質(zhì)量指標(biāo)難以全面反映一個區(qū)域的城市人居生活質(zhì)量水平。為了比較客觀地評價城市人居生活質(zhì)量的實際水平，有必要建立一個系統(tǒng)的城市人居生活質(zhì)量指標(biāo)體系，以便于對湖南城市人居生活質(zhì)量水平進行評價和分析。

圖1 文化產(chǎn)業(yè)驅(qū)動人居生活質(zhì)量提升的內(nèi)在機理圖

1．城市人居生活質(zhì)量水平的指標(biāo)選擇

根據(jù)城市人居生活質(zhì)量的概念內(nèi)涵，結(jié)合湖南城市化發(fā)展的實際情況，可將湖南城市人居生活質(zhì)量的綜合評價指標(biāo)體系分為以下內(nèi)容：一是城市經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)：指影響城市人居生活質(zhì)量提升經(jīng)濟發(fā)展程度，主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、政府的財政投入狀況等。二是城市社會發(fā)展的指標(biāo)：即綜合反映城市人群生活狀態(tài)的指標(biāo)，主要包括城市居民就業(yè)情況、衣食住行狀況、城市居民消費結(jié)構(gòu)的變化、精神生活狀態(tài)等。三是城市生態(tài)環(huán)境指標(biāo)：反映城市的環(huán)境承載能力，主要有城市的空氣質(zhì)量狀況、人均公共綠地面積、污染狀況、能源消費結(jié)構(gòu)等。

本文從數(shù)據(jù)的系統(tǒng)性、有效性、可操作性考慮，通過聚類分析選取1992~2010年的9個時間序列變量作為湖南城市人居生活質(zhì)量的測度指標(biāo)：

圖2 湖南城市人居生活質(zhì)量綜合評價指標(biāo)體系

（1）湖南第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值比重。此指標(biāo)直接反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。

（2）湖南財政收入。這一指標(biāo)反映了政府的財政支出狀況。

（3）湖南城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)。這一指標(biāo)反映了城市居民的消費結(jié)構(gòu)的變化。

（4）湖南耕地面積。一方面耕地面積與糧食產(chǎn)量有直接關(guān)聯(lián)度，可以剔除糧食產(chǎn)量受氣候影響等因素的影響；另一方面還可一定程度從反面反映城市的建設(shè)規(guī)模。

（5）湖南城鎮(zhèn)就業(yè)人口占總從業(yè)人口比例。這一指標(biāo)反映了城市居民的就業(yè)狀況。

（6）湖南每萬人擁有床位數(shù)。此指標(biāo)一定程度反映了居民的居住狀況。

（7）湖南人均公共綠地面積。此指標(biāo)反映了城市的生態(tài)環(huán)境承載力狀況。

（8）湖南污水處理率。直接反映了城市的環(huán)境凈化能力。

（9）湖南燃氣普及率。這一指標(biāo)反映了居民的能源消費結(jié)構(gòu)。

2．城市人居生活質(zhì)量水平的因子分析

由于為全面客觀的反映湖南城市人居生活質(zhì)量的水平，本文選取了9個變量進行綜合測度，但這又使得問題變得復(fù)雜化。為方便后面的研究，本文采取因子分析的方法首先對眾多原始指標(biāo)進行降維，將所有指標(biāo)的信息通過少數(shù)幾個指標(biāo)來反映，并通過計算因子得分系數(shù)，以主成分對總方差的貢獻率為權(quán)數(shù)求加權(quán)平均值，從而得到湖南各年度的城市人居生活質(zhì)量的綜合評價值。

（1）原始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理

由于上述指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)量綱不一，為保證評價結(jié)果的科學(xué)性和客觀性和更好地分析各指標(biāo)之間的關(guān)聯(lián)性，需要對原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文采用Z-Score技術(shù)對各項原始觀測值進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，即：

其中，ai是原始觀測值，ai為觀測值的期望值，S為觀測值的標(biāo)準(zhǔn)差。標(biāo)準(zhǔn)化后的變量期望值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1。結(jié)果如表1。

表1 城市人居生活質(zhì)量評價指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)

（2）基于因子分析的城市人居生活質(zhì)量的綜合評價值測度

因為因子分析是從一系列相關(guān)程度較高的原始矩陣中提取少數(shù)幾個不相關(guān)的因子進行分析，如果原始變量之間不相關(guān)則沒有必要進行因子分析。所以要先進行指標(biāo)間的相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，衡量城市人居生活質(zhì)量的各變量之間存在著較為顯著的相關(guān)性。

表2 城市人居生活質(zhì)量各指標(biāo)相關(guān)系數(shù)表

用Eviews6.0軟件對標(biāo)準(zhǔn)化處理后的各項指標(biāo)值進行主成分分析，主成分因子個數(shù)的提取按照主成分累計方差貢獻率85%或主成分因子對應(yīng)的特征值大于1的原則確定。通過方差分解主成分提取分析得出兩個因子解（m=2），即提取公因子F1和F2（見表3）。

表3 各主成分因子的特征值及累計百分率

而從主成分因子載荷矩陣（表4）中可知公因子F1主要代表了城市人居生活質(zhì)量和生態(tài)環(huán)境的指標(biāo)，公因子F2主要代表了城市經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo)。這其中X2、X4、X5、X6、X7、X8、X9在因子F1中有較高載荷，X2、X3、X5在因子F2中有較高載荷。

最后，通過回歸法（Regression）計算出因子的得分系數(shù)并結(jié)合表1中的標(biāo)準(zhǔn)化值得出兩個主成分因子的得分序列。然后以各因子對總方差的貢獻率為權(quán)數(shù)求加權(quán)平均值，便可以得到湖南歷年城市人居生活質(zhì)量水平的綜合評價值EV。即：

EV=（0.8181×H1+0.1101×H2）/0.9282 （2）

其中H1、H2為因子得分序列，具體結(jié)果如表5所示。

四、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)選取及構(gòu)造

本文的第一部分已經(jīng)對湖南文化產(chǎn)業(yè)如何提升城市人居生活質(zhì)量進行了內(nèi)在機理分析。了解到了湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效應(yīng)、社會效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對提升城市人居生活質(zhì)量的不同影響。而要進行湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響城市人居生活質(zhì)量提升的路徑實證研究，除了測度出湖南城市人居生活質(zhì)量水平的綜合評價值之外，還要選取和構(gòu)造反映文化產(chǎn)業(yè)對城市人居生活質(zhì)量提升的經(jīng)濟效應(yīng)、社會效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)的指標(biāo)來進行進一步的研究。

表4 主成分分析因子載荷矩陣

表5 城市人居生活質(zhì)量主成分因子得分及綜合評價值EV

1．文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效應(yīng)與社會效應(yīng)的指標(biāo)選取

（1）文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟效應(yīng)指標(biāo)選取

文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效應(yīng)類指標(biāo)應(yīng)是反映文化產(chǎn)業(yè)生存、發(fā)展?fàn)顟B(tài)的經(jīng)濟效益對城市人居生活質(zhì)量影響的關(guān)鍵類指標(biāo)。在這里將選取最常用的反映文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素投入回報率的勞動生產(chǎn)率和投資回報率兩項指標(biāo)。勞動生產(chǎn)率的指標(biāo)由文化產(chǎn)業(yè)人均創(chuàng)造增加值來表示，投資回報率由文化產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投入產(chǎn)出比來表示。即：

A1：人均創(chuàng)造增加值。是指按不變價格計算的平均每一文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員在單位時間內(nèi)（在這里以年為單位）的產(chǎn)品生產(chǎn)量。該指標(biāo)直接從產(chǎn)出方面綜合體現(xiàn)了文化產(chǎn)業(yè)勞動力投入與獲取收益的能力，是評價文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益的最核心指標(biāo)之一。

A2：固定資產(chǎn)投入產(chǎn)出比。是指按不變價格計算全年文化產(chǎn)業(yè)增加值與以年為單位的固定資產(chǎn)投入之比。該指標(biāo)能直接從投入方面反映固定資產(chǎn)在生產(chǎn)方面的作用，說明每單位的固定資產(chǎn)投入能獲取的增加值量，也是反映文化產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益的重要指標(biāo)。

（2）文化產(chǎn)業(yè)的社會效應(yīng)指標(biāo)選取

文化產(chǎn)業(yè)的社會效應(yīng)是文化產(chǎn)業(yè)在市場化背景下，在企業(yè)追逐利潤最大化的過程中產(chǎn)生對社會的外部經(jīng)濟效應(yīng)。結(jié)合第一部分的分析，在這里選取文化產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的貢獻率和文化產(chǎn)業(yè)的有效需求作為反映文化產(chǎn)業(yè)社會效應(yīng)的指標(biāo)。就業(yè)貢獻率由文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)來表示，有效需求由城鎮(zhèn)居民的人均文教娛支出來表示。即：

A3：文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增量占比。是指一地區(qū)在一定時期（通常為一年）內(nèi)，文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加量在第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加量中所占的比率。該指標(biāo)反映了文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對社會就業(yè)的貢獻。

A4：城鎮(zhèn)居民人均文教娛支出。是指一地區(qū)一定時期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均用于文化產(chǎn)品或勞務(wù)消費的支出狀況。這項指標(biāo)不僅反映了文化產(chǎn)業(yè)的消費需求也反映了文化產(chǎn)業(yè)的市場化程度。

2．文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模效應(yīng)的指標(biāo)構(gòu)造

結(jié)合本文第一部分的分析，文化產(chǎn)業(yè)對城市人居生活質(zhì)量提升的規(guī)模效應(yīng)途徑主要體現(xiàn)在文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)進步上。下面將分別用區(qū)位熵指數(shù)和索洛（Solow）增長速度方程測算湖南文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚度和技術(shù)進步貢獻率。

（1）文化產(chǎn)業(yè)的集聚度測算

根據(jù)比較利益理論的原則，區(qū)位熵指標(biāo)值常被用來衡量特定區(qū)域的比較優(yōu)勢，其經(jīng)濟含義是一個給定區(qū)域中產(chǎn)業(yè)占有的份額相比的值。當(dāng)區(qū)位熵大于1時，表明該區(qū)域該產(chǎn)業(yè)相對于其他地區(qū)具有比較優(yōu)勢，它從某種程度上顯示出該產(chǎn)業(yè)具有集聚效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模區(qū)位熵越大，表示該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)的集聚效應(yīng)越顯著；當(dāng)區(qū)位熵等于1時，表示該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)處于均勢；區(qū)位熵小于1時，表明該地區(qū)該產(chǎn)業(yè)不具有集聚效應(yīng)。本文將選取湖南省1992年至2010年的時間序列數(shù)據(jù)1來驗證湖南文化產(chǎn)業(yè)是否具有集聚效應(yīng)。

區(qū)位熵指數(shù)具體的計算公式可如下表示：

其中：為i地區(qū)j行業(yè)的區(qū)位熵；為第i個地區(qū)、第j個行業(yè)的就業(yè)人數(shù)指標(biāo)；i為第i個地區(qū)；j為第j個行業(yè)。測算結(jié)果如下表：

（2）文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步貢獻率的測算

1957年索洛提出了用總量生產(chǎn)函數(shù)來測度技術(shù)進步的總量增長方程，其基本思想是在柯布·道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，將勞動和資本對經(jīng)濟增長的貢獻率分離，將剩余的部分作為技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻率。索洛余值法生產(chǎn)函數(shù)的一般形式可以表示為：

表6 湖南文化產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵（LQ）值

其中Yt是文化產(chǎn)業(yè)增加值，Kt、Lt分別為與Yt相應(yīng)的要素投入即文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投入額、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)，A為常數(shù)項，t為時間變量。而相應(yīng)的α、β分別為資本、勞動力的投入產(chǎn)出彈性，λ就是技術(shù)進步率。進而可以推出技術(shù)進步貢獻率，即：

E(t)=(△Yt/Yt-α△Kt/Kt-β△Lt/Lt)/△Yt/Yt（5）

其中△Yt、△Kt、△Lt分比為Yt、Kt、Lt的年增長量。為了剔除產(chǎn)業(yè)集聚引起的規(guī)模報酬遞增的影響，這里假定α+β=1。對式（3）的兩邊除以Lt，就得到如下形式：

Yt/Lt=Aeλt(Kt/Lt)α（6）

上式兩邊取對數(shù)，并令Y'=Ln(Yt/Lt)，K'=Ln(Kt/Lt)，A'=LnA，得到：

Y'=A'+αK'+λt（7）

利用Eviews6.0軟件對湖南1992年至2010年的時間序列Y'、K'進行單位根檢驗，結(jié)果如下：

表7 對進行OLS估計的變量進行ADF檢驗的結(jié)果

上述結(jié)果表明Y'、K'的一階差分序列在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的零假設(shè)，是平穩(wěn)序列。因此，Y'和K'這兩個序列均為I(1)型，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。下面采用Engle和Granger提出的EG兩步法對回歸后殘差序列進行單位根檢驗。

先運用普通最小二乘估計對方程進行估計，在修正了殘差項自相關(guān)后得到如下結(jié)果：

Ln(Yt/Lt)=0.689748+0.538107Ln(Kt/Lt)+0.059494t+0.866AR(2)-0.539AR (2)

t=（0.26455）（5.262438）(3.73344)(3.988)(-2.6679)

R2=0.987285,F=232.9354,DW=1.598049

對殘差序列進行單位根檢驗：

表8 殘差序列單位根檢驗結(jié)果

表8的結(jié)果表明回歸后的殘差序列是在1%的顯著性水平下的平穩(wěn)序列，這表明變量之間具有長期的均衡關(guān)系，該方程不是偽回歸方程。進而可根據(jù)式（5）求出文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步貢獻率。結(jié)果如下表所示。

五、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升城市人居生活質(zhì)量的通徑分析

本文的第二部分已經(jīng)對湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展如何提升城市人居生活質(zhì)量做了內(nèi)在機理分析，并分析了湖南文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟、社會、規(guī)模效應(yīng)的具體路徑。但這些具體路徑對提升城市人居生活質(zhì)量的影響程度有多大？具體路徑之間又是否會相互影響和促進？這些問題的解決就需要運用到通徑分析方法。由于本文第二部分已經(jīng)對湖南歷年的城市人居生活質(zhì)量水平作了綜合測度，下面將結(jié)合反映湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的若干指標(biāo)進行湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升城市人居生活質(zhì)量的通徑分析。

表9 湖南文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步率

1．通徑分析原理

通徑分析（Path Analysis）也稱路徑分析，是研究影響因素之間相互作用以及解釋變量對被解釋變量影響方式和程度的多元統(tǒng)計分析技術(shù)。通徑分析不僅能對簡單回歸系數(shù)進行分解，而且還可對簡單相關(guān)系數(shù)進行分解，將簡單的相關(guān)系數(shù)進行分解成不同的影響部分（郭志剛，1999）。一般而言，通徑分析就是把被解釋變量與解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系分解成該解釋變量對被解釋變量的直接影響和通過其他解釋變量對被解釋變量的影響的分析過程，解釋變量對被解釋變量的直接影響的程度可直接用通徑系數(shù)來衡量。通徑系數(shù)是以簡單的相關(guān)系數(shù)矩陣為前提，通過求解通徑系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化正規(guī)方程組進而求出直接通徑系數(shù)和間接通徑系數(shù)的。假設(shè)有1個被解釋變量和m個解釋變量，就可以求出解釋變量間的相關(guān)系數(shù)和各解釋變量與被解釋變量間的相關(guān)系數(shù)riy(i≤m)。在這其中，rii=1，rij=rji。再令直接通徑系數(shù)為P1、P2、…、Pn。則通徑系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化正規(guī)方程組：

將相關(guān)系數(shù)riy代入該方程組，即可得相應(yīng)的直接通徑系數(shù)P1、P2、…、Pn，那么就為Pjrij為間接通徑，代表解釋變量Ai通過Aj對被解釋變量Y(EV)的間接影響效果。在通徑分析中，分別稱=2PirijPj為Ai對EV的直接決定系數(shù)和Ai與Aj通過相關(guān)路徑對Y(EV)的間接決定系數(shù)。A1，A2，…，Am對Y(EV)的決定系數(shù)為決策系數(shù)的統(tǒng)計意義反映了Ai通過A1，A2，…，Am的相關(guān)路徑網(wǎng)對Y(EV)的綜合決定作用。利用的值可以把各自變量對Y(EV)的綜合作用效果由大到小排序，排序靠前的變量為主要決策變量，反之亦然。若決策系數(shù)為負值，則為主要限制被解釋變量的變量，但其直接決定作用不一定小。

2．通徑系數(shù)及決策系數(shù)的分析

（1）相關(guān)分析與直接通徑效果分析

設(shè)被解釋變量為湖南城市人居生活質(zhì)量的綜合評價值（EV）,解釋變量分別為湖南文化產(chǎn)業(yè)人均創(chuàng)造增加值（A1）、湖南文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投入產(chǎn)出比（A2）、湖南文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增量占比（A3）、湖南城鎮(zhèn)居民人均文教娛支出（A4）、湖南文化產(chǎn)業(yè)集聚程度（A5）、湖南文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步貢獻率（A6）。利用Excel2003軟件對解釋變量與被解釋變量利用湖南1992年至2010年的時間序列3求解相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如下表。

表10 城市人居生活質(zhì)量綜合評價值與解釋變量相關(guān)系數(shù)表

表中A1、A2、A3、A4的原始數(shù)據(jù)來源湖南各年統(tǒng)計年鑒。A5、A6數(shù)據(jù)來源于文中第三部分的測算。從上表中可以看出，湖南文化產(chǎn)業(yè)人均增加值與人均文娛教支出、技術(shù)進步貢獻率有較強關(guān)聯(lián)度；人均文娛教支出與技術(shù)進步貢獻率也有著較強相關(guān)性。城市人居生活質(zhì)量與其他的6個解釋變量直接都有著不同程度的正相關(guān)性。利用Excel 2003軟件的規(guī)劃求解功能對表10中相關(guān)矩陣結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)化正規(guī)方程組進行規(guī)劃求解，可求得通徑系數(shù)結(jié)果。

剩余效應(yīng)系數(shù)：即未考慮的變量和誤差對被解釋變量Y(EV)的通徑效應(yīng)系數(shù)，若H很小（通常小于5%），說明現(xiàn)有解釋變量已經(jīng)足夠解釋被解釋變量。通過計算剩余效應(yīng)系數(shù)：說明該通徑分析已經(jīng)較好地把握了主要的影響因素。由表11看出，各影響因素對城市人居生活質(zhì)量提升的直接作用排序為（按絕對值）：A4>A1>A5>A6>A2>A3；而從表10與EV相關(guān)性看，A1>A5>A3>A4>A6>A2。這表明各影響因素對湖南城市人居生活質(zhì)量（EV）的直接作用大小和解釋變量和被解釋變量的相關(guān)性大小不一致。因為文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的各種效應(yīng)對城市人居生活質(zhì)量提升的作用還受到了除自身之外的其他因素的影響。

表11 通徑系數(shù)分析結(jié)果

（2）間接通徑效果分析

從各因素的直接通徑可以看出，除A1、A5、A6外，其他因素的直接通徑效應(yīng)都較少，A4還為負效應(yīng)，所以不能簡單地說文化產(chǎn)業(yè)某些影響因素的數(shù)量文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素對提升城市人居生活質(zhì)量的間接通徑，即一個影響因素通過另一個影響因素對城市人居生活質(zhì)量提升的間接作用的大小來確定哪些因素更重要。比較表10中的各影響因素的間接通徑效應(yīng)，各影響因素對提升城市人居生活質(zhì)量的間接通徑效應(yīng)依次為A4、A3、A2、A5、A6、A1，其中A4的間接通徑效果最為明顯，其次為A3。這說明文化產(chǎn)業(yè)在通過市場化改革后，居民的通過其他因素特別是勞動生產(chǎn)率的提高增加了城市居民的可支配收入，可支配收入的提高又催生了文化產(chǎn)品的有效需求，從而提高了城市居民的精神生活水平。

（3）決策系數(shù)分析

決策系數(shù)可以解決在復(fù)雜的路徑信息選擇中體現(xiàn)什么樣的路徑能顯著的提升城市人居生活質(zhì)量的問題。由決策系數(shù)的公式可求得影響湖南城市人居生活質(zhì)量的直接決策系數(shù)、間接決策系數(shù)以及決策系數(shù)。Excel2003軟件的輸出結(jié)果如下表。

表12中的決策系數(shù)排名中反映了湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的各種效應(yīng)對湖南城市人居生活質(zhì)量提升的綜合作用的大小，在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升湖南城市人居生活質(zhì)量的過程中，文化產(chǎn)業(yè)人均創(chuàng)造增加值（A1）、湖南城鎮(zhèn)居民人均文教娛支出（A4）、湖南文化產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步貢獻率（A6）是主要的決策變量。湖南文化產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投入產(chǎn)出比（A2）、湖南文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)增量占比（A3）、湖南文化產(chǎn)業(yè)集聚程度（A5）所替代的投資回報率、就業(yè)貢獻率、文化產(chǎn)業(yè)的集聚程度的提高也是提升湖南城市人居生活質(zhì)量的重要路徑，這也與本文第一部分描述的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展提升城市人居生活質(zhì)量路徑的內(nèi)在機理分析相一致。

六、結(jié)論及政策建議

本文從湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際出發(fā)，先對湖南文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)、社會效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)提升城市人居生活質(zhì)量路徑作了內(nèi)在的機理分析，并通過測度出湖南城市人居生活質(zhì)量的綜合評價值，結(jié)合6個文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展指標(biāo)做了通徑分析。計量結(jié)果顯示，湖南文化產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率的提高、文化消費需求的增加、文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步對湖南城市人居生活質(zhì)量的提升有顯著的影響。另外，文化產(chǎn)業(yè)的資本投入的增加、對社會的就業(yè)貢獻率提高和產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高也是城市人居生活質(zhì)量提升的重要路徑。針對以上的計量的結(jié)果和結(jié)論，本文提出以下政策建議：

表12 決策系數(shù)計算結(jié)果

1．加快文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進“兩型社會”建設(shè)

“十一五”期間，湖南文化產(chǎn)業(yè)已經(jīng)取得了長足發(fā)展，增加值占GDP的比重超過5%，已經(jīng)成為了湖南新的支柱產(chǎn)業(yè)。文化產(chǎn)業(yè)的高增長低能耗性以及文化產(chǎn)品的精神調(diào)適性、環(huán)境提升性等特點很好地契合了資源節(jié)約型和環(huán)境友好型兩型社會的本質(zhì)要求，因此省政府和有關(guān)部門應(yīng)將文化產(chǎn)業(yè)納入到長株潭“兩型社會”建設(shè)規(guī)劃之中，并給予重點建設(shè)。從而提升城市的環(huán)境承載能力，促進城市化的可持續(xù)發(fā)展，為“人”的全面發(fā)展提供持續(xù)動力。

2．提高文化產(chǎn)業(yè)市場化程度，豐富居民文化消費內(nèi)容

雖然湖南文化產(chǎn)業(yè)的市場化程度已經(jīng)達到了較高水平，但仍要繼續(xù)加快文化體制改革，特別是報紙、期刊出版等出版行業(yè)。此外，要從生產(chǎn)要素市場放寬市場準(zhǔn)入，合理引進民間資本，促進人才的合理流動。當(dāng)然，社會人文科學(xué)實驗與研究發(fā)展、博物館、紀(jì)念館等行業(yè)，要繼續(xù)保持其公益性特點，要由政府繼續(xù)重點扶持。隨著文化產(chǎn)業(yè)市場化程度的不斷提高，居民消費結(jié)構(gòu)的改善，居民文化消費的內(nèi)容也會逐步豐富，從而提升城市居民的生活質(zhì)量。

3．促進文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，提升城市競爭力

進行產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的最大優(yōu)勢在于成本節(jié)約、資源共享、優(yōu)勢互補，進而提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力、運用高新技術(shù)的能力和競爭能力。湖南文化產(chǎn)業(yè)應(yīng)在省政府的引導(dǎo)下，要在湖南廣電集團、湖南出版投資控股集團等企業(yè)的基礎(chǔ)上，利用長株潭文化產(chǎn)業(yè)在全省的高集聚度契機，整合文化產(chǎn)業(yè)資源，不失時機地加快集團化進程。與此同時，要繼續(xù)完善企業(yè)集團的現(xiàn)代企業(yè)制度，進一步激活企業(yè)內(nèi)部的內(nèi)部增長因素，特別是文化集團內(nèi)基于“人”的知識溢出效應(yīng)。從而通過文化產(chǎn)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營構(gòu)建城市的核心競爭力，提高城市的品牌力和知名度，為城市居民生活質(zhì)量改善打好基礎(chǔ)。

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