文化产业发展提升城市人居生活质量的路径研究——以湖南为例

何文举，彭邦文

（湖南商学院湖南经济改革与发展研究中心，湖南 长沙 410205）

一、文献综述

城市人居生活质量的评价研究无论在国际上还是在国内都经历了一个逐步认识到理解的过程。美国经济学家加尔布雷斯于20世纪50年代最早提出人居生活质量的概念。但直到1966年哈佛大学商学院的教授Bauer才提出相应的社会指标来衡量社会各方面的发展情况。20世纪80年代关于城市人居生活质量的综合评价研究开始丰富起来，很多国家也建立了各种研究组织围绕城市人居生活质量进行专题研究，如澳大利亚的“悉尼城市发展组织”、美国和加拿大联合组织的“城市及居住发展组织”等。也有学者对相关的城市化质量进行了研究。其中Thomas M.Parris＆Robert W.Kates(2003)提出城市可持续发展指标设计应该体现科学性、层次性、数字化的要求。Bill Hopwood等(2005)认为城市化的发展应综合反映社会、经济、资源和环境等要素之间的联系性。但国外文献尚未研究过城市人居生活质量与文化产业的相关性。随着我国城市化的发展，国内越来越多的学者开始研究城市人居生活质量问题。在关于城市生活环境单项评价方面，有众多学者从生态学和生态环境的角度进行评价研究和对城市化可持续发展理解。如陈鸿彬（2001）提出应从完善城市规划、制度改革和创新、促进科技进步等方面提升来城市化质量。袁晓玲、王霄等（2008）认为城市化质量的测度应包括精神文明城市化、物质文明城市化、生态文明城市化三方面的内容，何文举、邓柏盛、阳志梅（2009）在此基础上构建了城市化质量评价体系并运用了横截面数据对湖南城市化质量进行了测度。虽然这些研究大多是在分析了城市化质量的评价体系后粗略地提出了提升城市化质量的政策建议，而且并未将城市人居生活质量单独列出进行考量，但仍对本文测度湖南城市人居生活质量有一定的帮助。也有极少数学者对城市人居生活质量进行了单独的测度。宋玉娟（2005）以杭州市为基础，利用经验加权的方法将杭州市人居生活质量的测度结果与上海的人居生活质量进行了对比。但是经验加权是在主观认识的基础上开展的，而且各地区城市的发展特点不同也导致了经验加权的适用性受限，所以经验加权的方法有一定的局限性。本文为避免这一问题，将采用因子分析的方法对湖南各年的城市人居生活质量进行综合考量。

而随着文化产业的发展，文化产业的研究也逐渐脱离纯粹的社会学视角，转向将“文化”作为一种特殊类型的商品从产业经济角度研究。其中，学者David Hesmondhalgh(2008)在研究中发现，在高度市场化和利润导向的文化产业体系国家里，欧洲知识分子选择电视节目的偏向性较强，这种偏向能显著带动影视行业的发展。Fang Fu(2009)发现文化产业的发展为城市积累财富、创造就业机会和提高竞争力提供了驱动力。Andy CPratt(2011)也从知识经济的角度根据英国的创意城市发展经验强调了政府在制定政策时要突出文化产业中“艺术”的核心价值。上述研究表明了文化产业的市场化程度和技术创新的重要性。这些研究对本文的路径寻找提供了很好的思路，但目前有关文化产业的研究尚未提及文化产业的发展与城市人居生活质量或与城市化质量的关系。

虽然目前分析文化产业发展与城市人居生活质量之间关系的文献尚未见发表，但是国内已有学者从城市文化的视角阐述了城市文化对城市人居生活质量的提升进行了相关研究（李伟，2005），但把重点放在了对策建议上，未分析城市文化对提升城市人居生活质量的具体路径，也未将城市文化上升至产业的高度。但也有学者开始注意到了产业与城市化发展之间的显著关联性。景普秋（2007）认为社会分工与专业化促进了产业内部的结构演进和经济活动的集聚，这又进一步加快了城市化的步伐。但其未对产业结构变化如何助推城市化质量或城市人居生活质量进行研究。后有学者针对第三产业与城市化质量进行了相关研究。汪德根、陈田、王昊（2011）便针对旅游产业与文化产业如何相互影响，构建了旅游业提升城市化质量内在分析模型，提出了“空间协调—产业升级—功能强化”的模式并说明了两者互动发展内在机理，但未说明哪种路径对城市化质量的提升影响显著。文化产业的发展在以什么样的规律和路径影响着城市人居生活质量的提升？究竟哪些路径对城市人居生活质量提升起着重要作用？上述问题的思考和实证研究，不仅能让我们直接掌握文化产业发展提升城市人居生活质量的传导途径，还能够为城市人居生活质量的影响机制提供证据，并以此为研究城市人居生活质量以及城市化质量与产业发展互动提供一个新的视角。但这一问题还未引起研究者的足够重视。从理论上来说，文化产业的集聚效益、技术进步、市场化程度等因素对城市的发展方式的转变、环境承载力、居民生活质量的提高有着显著的影响。本文将以湖南为例采用通径分析方法研究文化产业集聚程度、技术进步等六个因素对城市人居生活质量提升的影响机制，由此来分析文化产业发展对提升城市人居生活质量的路径。

二、文化产业驱动城市人居生活质量提升的内在机理分析

文化产业是伴随着经济、社会发展而产生和发展起来的，是先进生产力发展的必然结果，其发展又将有利于推动生产力的发展和社会的进步。文化产业对经济有着十分明显的改造、优化和拉动作用，对促进社会就业和满足社会需求有着显著的积极效应，其规模效应带来的技术创新和进步能有效降低单位产值的能耗，具有良好的生态效应。下面将文化产业的经济、社会、规模效应对提升城市人居生活质量的内在机理用图表分析如下。

三、城市人居生活质量水平的综合水平测度

人居生活质量主要指人们对其生活及相关方面的评价总结。如何衡量湖南城市人居生活质量的水平，评价指标的选择至关重要，一方面要体现不同区域城市居民生活状况的特性，另一方面也要反映城市发展的共性。城市人居生活质量不仅仅包括城市的社会发展程度，还包括生态环境水平、城市经济发展程度等。所以单一的城市人居生活质量指标难以全面反映一个区域的城市人居生活质量水平。为了比较客观地评价城市人居生活质量的实际水平，有必要建立一个系统的城市人居生活质量指标体系，以便于对湖南城市人居生活质量水平进行评价和分析。

图1 文化产业驱动人居生活质量提升的内在机理图

1．城市人居生活质量水平的指标选择

根据城市人居生活质量的概念内涵，结合湖南城市化发展的实际情况，可将湖南城市人居生活质量的综合评价指标体系分为以下内容：一是城市经济发展的指标：指影响城市人居生活质量提升经济发展程度，主要包括产业结构变化、政府的财政投入状况等。二是城市社会发展的指标：即综合反映城市人群生活状态的指标，主要包括城市居民就业情况、衣食住行状况、城市居民消费结构的变化、精神生活状态等。三是城市生态环境指标：反映城市的环境承载能力，主要有城市的空气质量状况、人均公共绿地面积、污染状况、能源消费结构等。

本文从数据的系统性、有效性、可操作性考虑，通过聚类分析选取1992~2010年的9个时间序列变量作为湖南城市人居生活质量的测度指标：

图2 湖南城市人居生活质量综合评价指标体系

（1）湖南第三产业占地区生产总值比重。此指标直接反映了产业结构变化。

（2）湖南财政收入。这一指标反映了政府的财政支出状况。

（3）湖南城镇恩格尔系数。这一指标反映了城市居民的消费结构的变化。

（4）湖南耕地面积。一方面耕地面积与粮食产量有直接关联度，可以剔除粮食产量受气候影响等因素的影响；另一方面还可一定程度从反面反映城市的建设规模。

（5）湖南城镇就业人口占总从业人口比例。这一指标反映了城市居民的就业状况。

（6）湖南每万人拥有床位数。此指标一定程度反映了居民的居住状况。

（7）湖南人均公共绿地面积。此指标反映了城市的生态环境承载力状况。

（8）湖南污水处理率。直接反映了城市的环境净化能力。

（9）湖南燃气普及率。这一指标反映了居民的能源消费结构。

2．城市人居生活质量水平的因子分析

由于为全面客观的反映湖南城市人居生活质量的水平，本文选取了9个变量进行综合测度，但这又使得问题变得复杂化。为方便后面的研究，本文采取因子分析的方法首先对众多原始指标进行降维，将所有指标的信息通过少数几个指标来反映，并通过计算因子得分系数，以主成分对总方差的贡献率为权数求加权平均值，从而得到湖南各年度的城市人居生活质量的综合评价值。

（1）原始数据的标准化处理

由于上述指标的原始数据量纲不一，为保证评价结果的科学性和客观性和更好地分析各指标之间的关联性，需要对原始数据进行标准化处理。本文采用Z-Score技术对各项原始观测值进行了标准化处理，即：

其中，ai是原始观测值，ai为观测值的期望值，S为观测值的标准差。标准化后的变量期望值为0，标准差为1。结果如表1。

表1 城市人居生活质量评价指标标准化数据

（2）基于因子分析的城市人居生活质量的综合评价值测度

因为因子分析是从一系列相关程度较高的原始矩阵中提取少数几个不相关的因子进行分析，如果原始变量之间不相关则没有必要进行因子分析。所以要先进行指标间的相关性检验，结果如表2所示。从表2中可以看出，衡量城市人居生活质量的各变量之间存在着较为显著的相关性。

表2 城市人居生活质量各指标相关系数表

用Eviews6.0软件对标准化处理后的各项指标值进行主成分分析，主成分因子个数的提取按照主成分累计方差贡献率85%或主成分因子对应的特征值大于1的原则确定。通过方差分解主成分提取分析得出两个因子解（m=2），即提取公因子F1和F2（见表3）。

表3 各主成分因子的特征值及累计百分率

而从主成分因子载荷矩阵（表4）中可知公因子F1主要代表了城市人居生活质量和生态环境的指标，公因子F2主要代表了城市经济发展水平的指标。这其中X2、X4、X5、X6、X7、X8、X9在因子F1中有较高载荷，X2、X3、X5在因子F2中有较高载荷。

最后，通过回归法（Regression）计算出因子的得分系数并结合表1中的标准化值得出两个主成分因子的得分序列。然后以各因子对总方差的贡献率为权数求加权平均值，便可以得到湖南历年城市人居生活质量水平的综合评价值EV。即：

EV=（0.8181×H1+0.1101×H2）/0.9282 （2）

其中H1、H2为因子得分序列，具体结果如表5所示。

四、文化产业发展指标选取及构造

本文的第一部分已经对湖南文化产业如何提升城市人居生活质量进行了内在机理分析。了解到了湖南文化产业发展的经济效应、社会效应和规模效应对提升城市人居生活质量的不同影响。而要进行湖南文化产业发展影响城市人居生活质量提升的路径实证研究，除了测度出湖南城市人居生活质量水平的综合评价值之外，还要选取和构造反映文化产业对城市人居生活质量提升的经济效应、社会效应和规模效应的指标来进行进一步的研究。

表4 主成分分析因子载荷矩阵

表5 城市人居生活质量主成分因子得分及综合评价值EV

1．文化产业经济效应与社会效应的指标选取

（1）文化产业的经济效应指标选取

文化产业经济效应类指标应是反映文化产业生存、发展状态的经济效益对城市人居生活质量影响的关键类指标。在这里将选取最常用的反映文化产业生产要素投入回报率的劳动生产率和投资回报率两项指标。劳动生产率的指标由文化产业人均创造增加值来表示，投资回报率由文化产业的固定资产投入产出比来表示。即：

A1：人均创造增加值。是指按不变价格计算的平均每一文化产业从业人员在单位时间内（在这里以年为单位）的产品生产量。该指标直接从产出方面综合体现了文化产业劳动力投入与获取收益的能力，是评价文化产业经济效益的最核心指标之一。

A2：固定资产投入产出比。是指按不变价格计算全年文化产业增加值与以年为单位的固定资产投入之比。该指标能直接从投入方面反映固定资产在生产方面的作用，说明每单位的固定资产投入能获取的增加值量，也是反映文化产业经济效益的重要指标。

（2）文化产业的社会效应指标选取

文化产业的社会效应是文化产业在市场化背景下，在企业追逐利润最大化的过程中产生对社会的外部经济效应。结合第一部分的分析，在这里选取文化产业对就业的贡献率和文化产业的有效需求作为反映文化产业社会效应的指标。就业贡献率由文化产业就业占第三产业的就业来表示，有效需求由城镇居民的人均文教娱支出来表示。即：

A3：文化产业从业人数增量占比。是指一地区在一定时期（通常为一年）内，文化产业从业人数增加量在第三产业从业人数增加量中所占的比率。该指标反映了文化产业的发展对社会就业的贡献。

A4：城镇居民人均文教娱支出。是指一地区一定时期内城镇居民人均用于文化产品或劳务消费的支出状况。这项指标不仅反映了文化产业的消费需求也反映了文化产业的市场化程度。

2．文化产业规模效应的指标构造

结合本文第一部分的分析，文化产业对城市人居生活质量提升的规模效应途径主要体现在文化产业的产业集聚和技术进步上。下面将分别用区位熵指数和索洛（Solow）增长速度方程测算湖南文化产业的产业集聚度和技术进步贡献率。

（1）文化产业的集聚度测算

根据比较利益理论的原则，区位熵指标值常被用来衡量特定区域的比较优势，其经济含义是一个给定区域中产业占有的份额相比的值。当区位熵大于1时，表明该区域该产业相对于其他地区具有比较优势，它从某种程度上显示出该产业具有集聚效应，产业规模区位熵越大，表示该地区该产业的集聚效应越显著；当区位熵等于1时，表示该地区该产业处于均势；区位熵小于1时，表明该地区该产业不具有集聚效应。本文将选取湖南省1992年至2010年的时间序列数据1来验证湖南文化产业是否具有集聚效应。

区位熵指数具体的计算公式可如下表示：

其中：为i地区j行业的区位熵；为第i个地区、第j个行业的就业人数指标；i为第i个地区；j为第j个行业。测算结果如下表：

（2）文化产业技术进步贡献率的测算

1957年索洛提出了用总量生产函数来测度技术进步的总量增长方程，其基本思想是在柯布·道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数的基础上，将劳动和资本对经济增长的贡献率分离，将剩余的部分作为技术进步对经济增长的贡献率。索洛余值法生产函数的一般形式可以表示为：

表6 湖南文化产业区位熵（LQ）值

其中Yt是文化产业增加值，Kt、Lt分别为与Yt相应的要素投入即文化产业固定资产投入额、文化产业从业人数，A为常数项，t为时间变量。而相应的α、β分别为资本、劳动力的投入产出弹性，λ就是技术进步率。进而可以推出技术进步贡献率，即：

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

其中△Yt、△Kt、△Lt分比为Yt、Kt、Lt的年增长量。为了剔除产业集聚引起的规模报酬递增的影响，这里假定α+β=1。对式（3）的两边除以Lt，就得到如下形式：

Yt/Lt=Aeλt(Kt/Lt)α（6）

上式两边取对数，并令Y'=Ln(Yt/Lt)，K'=Ln(Kt/Lt)，A'=LnA，得到：

Y'=A'+αK'+λt（7）

利用Eviews6.0软件对湖南1992年至2010年的时间序列Y'、K'进行单位根检验，结果如下：

表7 对进行OLS估计的变量进行ADF检验的结果

上述结果表明Y'、K'的一阶差分序列在5%的显著性水平下拒绝了存在单位根的零假设，是平稳序列。因此，Y'和K'这两个序列均为I(1)型，满足协整检验的前提条件。下面采用Engle和Granger提出的EG两步法对回归后残差序列进行单位根检验。

先运用普通最小二乘估计对方程进行估计，在修正了残差项自相关后得到如下结果：

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

对残差序列进行单位根检验：

表8 残差序列单位根检验结果

表8的结果表明回归后的残差序列是在1%的显著性水平下的平稳序列，这表明变量之间具有长期的均衡关系，该方程不是伪回归方程。进而可根据式（5）求出文化产业的技术进步贡献率。结果如下表所示。

五、文化产业发展提升城市人居生活质量的通径分析

本文的第二部分已经对湖南文化产业发展如何提升城市人居生活质量做了内在机理分析，并分析了湖南文化产业的经济、社会、规模效应的具体路径。但这些具体路径对提升城市人居生活质量的影响程度有多大？具体路径之间又是否会相互影响和促进？这些问题的解决就需要运用到通径分析方法。由于本文第二部分已经对湖南历年的城市人居生活质量水平作了综合测度，下面将结合反映湖南文化产业发展的若干指标进行湖南文化产业发展提升城市人居生活质量的通径分析。

表9 湖南文化产业的技术进步率

1．通径分析原理

通径分析（Path Analysis）也称路径分析，是研究影响因素之间相互作用以及解释变量对被解释变量影响方式和程度的多元统计分析技术。通径分析不仅能对简单回归系数进行分解，而且还可对简单相关系数进行分解，将简单的相关系数进行分解成不同的影响部分（郭志刚，1999）。一般而言，通径分析就是把被解释变量与解释变量之间的相关关系分解成该解释变量对被解释变量的直接影响和通过其他解释变量对被解释变量的影响的分析过程，解释变量对被解释变量的直接影响的程度可直接用通径系数来衡量。通径系数是以简单的相关系数矩阵为前提，通过求解通径系数标准化正规方程组进而求出直接通径系数和间接通径系数的。假设有1个被解释变量和m个解释变量，就可以求出解释变量间的相关系数和各解释变量与被解释变量间的相关系数riy(i≤m)。在这其中，rii=1，rij=rji。再令直接通径系数为P1、P2、…、Pn。则通径系数的标准化正规方程组：

将相关系数riy代入该方程组，即可得相应的直接通径系数P1、P2、…、Pn，那么就为Pjrij为间接通径，代表解释变量Ai通过Aj对被解释变量Y(EV)的间接影响效果。在通径分析中，分别称=2PirijPj为Ai对EV的直接决定系数和Ai与Aj通过相关路径对Y(EV)的间接决定系数。A1，A2，…，Am对Y(EV)的决定系数为决策系数的统计意义反映了Ai通过A1，A2，…，Am的相关路径网对Y(EV)的综合决定作用。利用的值可以把各自变量对Y(EV)的综合作用效果由大到小排序，排序靠前的变量为主要决策变量，反之亦然。若决策系数为负值，则为主要限制被解释变量的变量，但其直接决定作用不一定小。

2．通径系数及决策系数的分析

（1）相关分析与直接通径效果分析

设被解释变量为湖南城市人居生活质量的综合评价值（EV）,解释变量分别为湖南文化产业人均创造增加值（A1）、湖南文化产业固定资产投入产出比（A2）、湖南文化产业从业人数增量占比（A3）、湖南城镇居民人均文教娱支出（A4）、湖南文化产业集聚程度（A5）、湖南文化产业技术进步贡献率（A6）。利用Excel2003软件对解释变量与被解释变量利用湖南1992年至2010年的时间序列3求解相关系数，结果如下表。

表10 城市人居生活质量综合评价值与解释变量相关系数表

表中A1、A2、A3、A4的原始数据来源湖南各年统计年鉴。A5、A6数据来源于文中第三部分的测算。从上表中可以看出，湖南文化产业人均增加值与人均文娱教支出、技术进步贡献率有较强关联度；人均文娱教支出与技术进步贡献率也有着较强相关性。城市人居生活质量与其他的6个解释变量直接都有着不同程度的正相关性。利用Excel 2003软件的规划求解功能对表10中相关矩阵结合标准化正规方程组进行规划求解，可求得通径系数结果。

剩余效应系数：即未考虑的变量和误差对被解释变量Y(EV)的通径效应系数，若H很小（通常小于5%），说明现有解释变量已经足够解释被解释变量。通过计算剩余效应系数：说明该通径分析已经较好地把握了主要的影响因素。由表11看出，各影响因素对城市人居生活质量提升的直接作用排序为（按绝对值）：A4>A1>A5>A6>A2>A3；而从表10与EV相关性看，A1>A5>A3>A4>A6>A2。这表明各影响因素对湖南城市人居生活质量（EV）的直接作用大小和解释变量和被解释变量的相关性大小不一致。因为文化产业发展产生的各种效应对城市人居生活质量提升的作用还受到了除自身之外的其他因素的影响。

表11 通径系数分析结果

（2）间接通径效果分析

从各因素的直接通径可以看出，除A1、A5、A6外，其他因素的直接通径效应都较少，A4还为负效应，所以不能简单地说文化产业某些影响因素的数量文化产业发展影响因素对提升城市人居生活质量的间接通径，即一个影响因素通过另一个影响因素对城市人居生活质量提升的间接作用的大小来确定哪些因素更重要。比较表10中的各影响因素的间接通径效应，各影响因素对提升城市人居生活质量的间接通径效应依次为A4、A3、A2、A5、A6、A1，其中A4的间接通径效果最为明显，其次为A3。这说明文化产业在通过市场化改革后，居民的通过其他因素特别是劳动生产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产品的有效需求，从而提高了城市居民的精神生活水平。

（3）决策系数分析

决策系数可以解决在复杂的路径信息选择中体现什么样的路径能显著的提升城市人居生活质量的问题。由决策系数的公式可求得影响湖南城市人居生活质量的直接决策系数、间接决策系数以及决策系数。Excel2003软件的输出结果如下表。

表12中的决策系数排名中反映了湖南文化产业发展产生的各种效应对湖南城市人居生活质量提升的综合作用的大小，在文化产业发展提升湖南城市人居生活质量的过程中，文化产业人均创造增加值（A1）、湖南城镇居民人均文教娱支出（A4）、湖南文化产业技术进步贡献率（A6）是主要的决策变量。湖南文化产业固定资产投入产出比（A2）、湖南文化产业从业人数增量占比（A3）、湖南文化产业集聚程度（A5）所替代的投资回报率、就业贡献率、文化产业的集聚程度的提高也是提升湖南城市人居生活质量的重要路径，这也与本文第一部分描述的文化产业发展提升城市人居生活质量路径的内在机理分析相一致。

六、结论及政策建议

本文从湖南文化产业发展的实际出发，先对湖南文化产业发展产生的经济效应、社会效应、规模效应提升城市人居生活质量路径作了内在的机理分析，并通过测度出湖南城市人居生活质量的综合评价值，结合6个文化产业的发展指标做了通径分析。计量结果显示，湖南文化产业的劳动生产率的提高、文化消费需求的增加、文化产业的技术进步对湖南城市人居生活质量的提升有显著的影响。另外，文化产业的资本投入的增加、对社会的就业贡献率提高和产业集聚程度的提高也是城市人居生活质量提升的重要路径。针对以上的计量的结果和结论，本文提出以下政策建议：

表12 决策系数计算结果

1．加快文化产业发展，促进“两型社会”建设

“十一五”期间，湖南文化产业已经取得了长足发展，增加值占GDP的比重超过5%，已经成为了湖南新的支柱产业。文化产业的高增长低能耗性以及文化产品的精神调适性、环境提升性等特点很好地契合了资源节约型和环境友好型两型社会的本质要求，因此省政府和有关部门应将文化产业纳入到长株潭“两型社会”建设规划之中，并给予重点建设。从而提升城市的环境承载能力，促进城市化的可持续发展，为“人”的全面发展提供持续动力。

2．提高文化产业市场化程度，丰富居民文化消费内容

虽然湖南文化产业的市场化程度已经达到了较高水平，但仍要继续加快文化体制改革，特别是报纸、期刊出版等出版行业。此外，要从生产要素市场放宽市场准入，合理引进民间资本，促进人才的合理流动。当然，社会人文科学实验与研究发展、博物馆、纪念馆等行业，要继续保持其公益性特点，要由政府继续重点扶持。随着文化产业市场化程度的不断提高，居民消费结构的改善，居民文化消费的内容也会逐步丰富，从而提升城市居民的生活质量。

3．促进文化产业规模经营，提升城市竞争力

进行产业规模经营的最大优势在于成本节约、资源共享、优势互补，进而提升企业的技术创新能力、运用高新技术的能力和竞争能力。湖南文化产业应在省政府的引导下，要在湖南广电集团、湖南出版投资控股集团等企业的基础上，利用长株潭文化产业在全省的高集聚度契机，整合文化产业资源，不失时机地加快集团化进程。与此同时，要继续完善企业集团的现代企业制度，进一步激活企业内部的内部增长因素，特别是文化集团内基于“人”的知识溢出效应。从而通过文化产业的规模经营构建城市的核心竞争力，提高城市的品牌力和知名度，为城市居民生活质量改善打好基础。

[1]Thomas M.Parris＆RobertW.Kates.Characterizing And Measuring Sustainable Development[J].Ar Reviews In Advance,2003:24-29.

[2]Bill Hopwood,Mary Mellor and Geoff O’Brien.Sustainable Development:Mapping Different Approaches[DB/OL]．http://www.interscience.wiley.com,2005-11-13:38-52.

[3]陈鸿彬.提高城市化质量的思路与对策[J].经济经纬，2001，6(6):63-66.

[4]袁晓玲,王霄,何维炜,等.对城市化质量的综合评价[J].城市发展研究,2008,15(2)：38-41.

[5]何文举，邓柏盛，阳志梅.基于“两型社会”视角的城市化质量研究——以湖南为例[J].财政理论与实践,2009,30(6):118-121.

[6]宋玉娟.综合评价杭州市人居生活质量[J].科技情报开发与经济,2005,15(20)：138-140.

[7]程臻宇.文化产业前沿研究综述[J].福建论坛·人文社会科学报,2011,8(8)：55-57.

[8]David Hesmondhalgh.Creative Work and Emotional Labour in the television Industry[J].Theory,Culture＆Society,2008:97-118.

[9]Fang Fu.Development of Cultural Industries to Promote Urban Economic Development[J].International Journal of Businessand Management,2009:184-186.

[10]Andy C Pratt.Creative cities:tensions within and between social,culturaland economic developmenta critical reading of the UK experience[J].City,Culture and Society 1(2010):13-20．

[11]李伟.城市文化与城市生活质量[J].山西建筑,2005,12(8)：12-13.

[12]张复明，景普秋.资源型区域中心城市的产业演进与城市化发展——以太原市为例[J].中国人口资源和环境,2007,17(2)：122-126

[13]汪德根，陈田，王昊.旅游业提升开发区城市化质量的路径及机理分析[M].人文地理，2011：123-128.

[14]陈伯君.中国文化产业振兴之路——走进金手指[M].北京：中央编译出版社，2009:3-10.

[15]杨正午.加快湖南文化产业发展[J].求是，2003,(14):47-49.

[16]景普秋.产业演进与城市化发展：中国的实证与应用[M].北京：经济科学出版社，2007.

[17]高铁梅.计量经济学分析方法与建模-Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2009.

[18]高鸿业.西方经济学[M].北京：中国人民大学出版社，2007.

[19]何念如.中国当代城市化理论研究[M].上海：上海人民出版社，2007.

[20]刘吉发，陈怀平.文化产业导论[M].北京：首都经济贸易大学出版社，2010.

[21]胡惠林，单世联.文化产业学概论[M].山西：山西人民出版社，2006.

[22]冯子标，焦斌龙.文化产业解构传统产业[M].北京：社会科学文献出版社，2006.

[23]湖南统计局.中共湖南省委宣传部.2009~2010湖南文化产业发展统计年鉴[M].湖南，2009:11-13.

[24]纪良钢，陈晓勇.城市化与产业集聚互动发展研究[M].北京：冶金工业出版社，2005.