信息化、工業化與制造業集聚的理論模型及互動機理探索*

胡 偉 陳曉東 陳 竹

一、引言

經濟活動空間區位問題是經濟學中最重要和最具挑戰性的課題之一，區位因子與社會經濟發展之間的關系及其演化，是信息時代下經濟地理學研究迫切需要解決的理論問題與實際問題。在我國社會主要矛盾已經轉化為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾”的背景下，經濟活動區位成為解決發展不平衡不充分問題的重要一環。信息化全球化的加速演進成為影響區域經濟發展（蔡躍洲，2015）及其空間格局演變的主要因素，隨著信息活動成為社會經濟活動的主要部分，地理環境虛擬化加劇、信息空間和地理空間加速融合，產業區位的“運輸指向”和“勞動力指向”逐步轉向“信息指向”，信息活動區位及其對經濟活動區位的影響成為當前理論研究的焦點問題。新一代信息技術與制造業的深度融合成為未來工業經濟發展的新趨勢，以美國為代表的發達國家的“再工業化”“制造業回流”陸續顯現；與此同時，防止“過早去工業化”成為未來中國深化工業化需要解決的緊迫問題（黃群慧和賀俊，2019）。準確認識信息活動對工業經濟活動區位（特別是制造業在一國/地區集聚）的作用機理，是抓住新一輪技術革命機遇，建設制造強國和網絡強國需要解決的理論與實踐問題，也是經濟學理論創新與實踐探索的重要議題之一。

從發展路徑來看，發達國家率先實現工業化，戰略布局國家信息基礎設施，較早進入信息時代，深度“去工業化”后，發達國家紛紛開啟艱難的“再工業化”歷程，力圖重振制造業領先地位，發展中國家在快速工業化的同時緊抓信息化機遇，力圖實現追趕甚至超越（趙昌文，2019）。第二次世界大戰后，工業化不僅成為世界各國經濟發展的重要目標，更成為經濟落后國家實現跨越式發展的必然選擇，制造業產出與就業份額及其在國民經濟中地位的變化被視為工業化與去工業化的重要風向標。20 世紀90 年代以來，信息通信技術（Information and Communication Technology，ICT）加速發展，信息化對全球經濟社會發展產生了比工業化更為深刻的影響（Castells，1997；Jorgenson，2001），成為越來越多國家和地區的經濟發展戰略；工業化與信息化同步推進成為發展中國家的戰略選擇（烏家培，1993；徐長生，2001），走工業化和信息化融合發展的新型工業化道路（曹建海和李海艦，2003）不僅是中國提升產業競爭力（金碚，1996）與搶占制造業技術制高點的工業化使命（金碚，2014），更是中國轉變經濟發展方式的國家戰略（謝康等，2102）。隨著新一輪信息革命的到來，新一代信息技術與制造業深度融合，成為未來工業經濟發展的新趨勢，為中國加快建設制造強國和深入推進工業化提供戰略新機遇；然而，工業化發展不平衡不充分前提下的全面、過早、快速“去工業化”（魏后凱和王頌吉，2019；黃群慧和賀俊，2019）正成為現代化建設的新困擾，持續加劇的“去工業化”壓力對深度工業化提出新挑戰。在以信息化為基礎重構國家核心競爭力的新階段，作為工業化“新引擎”的信息化（徐長生，2001），如何擔當起應對“去工業化”和實現高質量工業化的重要使命，發展中國家是否真的難以通過信息化實現跨越式發展（Niebel，2018），這些都是急需深入探究的問題。

從理論脈絡來看，制造業的空間集聚及轉移是解釋工業化與“去工業化”現象的重要理論依據，本質上是產業的地理集中和發展優勢的空間轉移。產業地理集中由“先天優勢”與“后天優勢”共同作用形成（賀燦飛和劉洋，2006）：產業區位理論和新古典貿易理論立足于外在“先天優勢”為揭示產業的地理集中提供了重要理論基礎，運輸成本、勞動力成本以及基于要素稟賦差異的比較優勢是促成集聚的主要成因；新貿易理論和新經濟地理理論將規模報酬遞增視為形成集聚的“后天優勢”，不存在“先天優勢”的情形下，規模經濟依然可以促進產業的地理集中和貿易，前者認為規模經濟和市場效應是影響產業集聚的主要因素（Krugman，1980），后者認為規模經濟和運輸成本的相互作用可促進產業集聚（Krugman，1991）。新興工業化經濟體一方面以勞動力、自然資源等要素稟賦的“先天優勢”融入國際分工格局，承接和發展勞動密集型和資源消耗型產業，推動國內形成制造業集聚發展態勢，成功創造了經濟騰飛的特征（Boggio，2003）；另一方面通過技術引進和創新凝聚“后天優勢”（Mckern，2016），“后天優勢”促進集聚的理論成因異化為完全競爭下的外部性、壟斷競爭下的規模報酬遞增以及互動博弈下的空間競爭（Fujita &Thisse，1996，2002）。快速交通體系與通信技術持續取得突破性進展（Basu &Fernald，2007），逐步改變了發展優勢的空間格局，外在“先天優勢”促進集聚的力量在部分國家和地區趨于弱化，建立在“先天優勢”基礎之上的發展優勢極有可能通過空間轉移另辟沃土（Bernard，2007），規模報酬不變且完全競爭的范式不再適用于解釋大規模經濟集聚現象的出現和增長（Krugman，1995），內生“后天優勢”成為產業地理集中的決定性因素（賀燦飛和劉洋，2006），生產中報酬遞增與運輸成本之間的權衡成為理解經濟活動地理集中或分散的中心內容，新經濟地理學（Krugman，1991；Venables，1996）引入D-S壟斷競爭模型（Dixit &Stiglitz，1977）將空間維度納入一般均衡分析框架——“中心—外圍”模型（Center Periphery Model，C-P 模型），通過非線性關系和多重均衡詮釋了壟斷競爭下的報酬遞增如何影響一國制造業集聚份額的內在機理，認為集聚的驅動力主要來自由需求相關和成本相關形成的循環因果效應和本地市場效應，不同流動性下資本（或知識資本）和勞動力相互作用所形成的“后天優勢”開始有選擇性地轉移，壟斷競爭下的企業異質性成為“后天優勢”的重要成因。然而，新經濟地理學的核心框架似乎有選擇地回避了信息化對形成集聚“后天優勢”的影響，對于尚未實現工業化的發展中國家，面對“先天優勢”趨弱且既有“后天優勢”競爭加劇的現實，以ICT 進步為主要特征的信息化能否且如何為制造業集聚培育有競爭力的“后天優勢”，有待進一步將信息作為與勞動力并重的生產要素進行理論分析。可以認為，信息化如何在壟斷競爭環境下以規模報酬遞增的方式影響制造業集聚份額及工業化進程的理論標尺一直缺失。

信息化帶動工業化被認為是以知識深化為核心的生產過程（謝康等，2016），實質是信息（數據）的深度利用及信息通信技術與制造業融合形成新的“后天優勢”。信息化推進在什么樣的條件下會凝聚“后天優勢”促進制造業集聚份額提升或減少，如何把握并推動信息經濟（數字經濟）發展壯大及傳統產業的數字化轉型以推動制造業和工業經濟高質量發展，是亟待研究的理論與實踐問題。

本文將研究重點集中于信息化推動下的制造業集聚，有以下三點原因。第一，對于一國或地區而言，工業化進程就是一個以制造業為主的工業經濟活動不斷在國內集聚，并逐漸在國民經濟中取得主導地位的發展過程；將一國（或地區）地區作為考察整體，以制造業集聚形成的制造業份額提升是工業化推進的主要表現形式，中國成為工業大國的核心是制造業的發展（黃群慧，2018），伴隨著中國工業化進程加速推進，制造業增加值的全世界份額由1990年的2.7%提升至2018年的28%以上。

第二，兩化融合是工業化和信息化發展到一定階段的必然產物，核心是信息化支撐，制造業是融合的主力軍；隨著信息經濟與數字經濟發展進入快車道（Woetzel，2017），信息（數據）成為社會生產活動的獨立投入產出要素（黃群慧和賀俊，2019），傳統產業數字化轉型成為制造業高質量發展的重要途徑（呂鐵，2020）。然而，信息作為生產要素進入生產過程對制造業區位產生影響的作用機理與效應，以及傳統產業數字化轉型是否會（及如何）促進制造業在國內集聚等問題有待進一步論證。

第三，以制造業為主要產業形態的工業可以在國家（或地區）間轉移（Krugman，1991；金煜等，2006），制造業作為工業化進程的主要推動力，在國內集聚或分散直接反映制造業份額的提升或下降，結果就是工業化、“去工業化”及“再工業化”等經濟現象：當更多的制造業企業在國內集聚，往往伴隨著正向的工業化進程；當國內制造業企業向外遷移，制造業產出和就業下滑引致去工業化（Tregenna，2009）；當采取措施引導外遷制造業回流并遏止制造業外遷態勢，推動制造業在國內再次集聚，重建制造業競爭力便是“再工業化”的體現（劉戒驕，2011；黃永春等，2013）。

本文在新經濟地理學C-P 模型及其擴展模型的基礎上，嘗試引入一個不存在運輸成本的信息部門（可理解為廣義的信息經濟）①，以及一種自由流動且可以替代勞動投入的信息要素，將空間D-S模型由兩部門單要素兩地區擴展至三部門（增加一個信息部門）兩要素（增加一個信息要素）兩地區（仍然是兩地區模型）②，構建一個三部門空間D-S 模型。本文的邊際貢獻在于：第一，將“冰山成本”延伸為“坡度冰山成本”，進一步將空間異質性納入D-S模型③；如果企業異質性將繼續與D-S模型結合并發揮作用（Dixit，2017），空間異質性與D-S 模型的結合也可作為一個重要探索方向。第二，引入充分流動的信息作為生產要素，基于“信息熵”建立信息與勞動力的替代關系式，豐富要素之間的關聯；既有研究多以資本（或知識資本）展開，一方面忽略了信息正成為比資本更重要生產要素的發展現實，另一方面過于關注產品的替代特征而對要素替代視而不見，信息經濟越發展，越能用信息資源來替代更大一部分的物質資源（烏家培，1993）。由于信息獨特的再生性與共享性使其可以突破傳統要素（包括資本）的“總量限制”，引入信息對勞動力的替代，可以進一步研究信息化對勞動力短缺情境下的制造業影響。第三，引入一個沒有“運輸成本”的信息部門，與Leite 等（2013）第三部門（非貿易壟斷競爭部門——服務部門）的顯著區別在于信息部門產品是可貿易的，共同之處就是兩者均是壟斷競爭且具有規模報酬遞增特征，并在此基礎上建立一個三部門（兩要素兩地區）空間D-S模型。第四，從信息化與工業化融合發展的視角來解釋信息化與工業化、“去工業化”及“再工業化”之間的互動機理，從而為當前廣受關注的“過度去工業化”現象（魏后凱和王頌吉，2019）及工業互聯網加速發展提供些許借鑒。本文試圖在信息全球化、信息經濟乃至數字經濟發展進程不斷加速提檔的背景下，探索信息技術加速演進及其應用持續深化對區域經濟空間格局演化所產生的影響，以理解中國積極推進信息化、大力拓展網絡空間經濟，致力于推進新一代信息技術與制造業深度融合的根本動因。

二、三部門空間D-S模型

本文在建模技巧方面依然延續了Fujita 等（1999）的思路，基于CP 模型將其從兩部門單要素擴展至三部門兩要素模型（聚焦于兩地區）④，D-S壟斷競爭模型依然是本文的理論基石。為使模型更加接近現實，對冰山成本進行了細微的變通，引入“坡度冰山成本”這一概念。與此同時，遵循演化的視角來理解和分析靜態模型，力圖從多重短期均衡中尋找實現長期均衡的條件及其規律性演變，并遵從先易后難的原則逐層展開分析，由兩部門單要素逐漸向三部門兩要素演化。正如《空間經濟學：城市、區域與國際貿易》一書所指出的那樣，數值模擬與實證是極為重要且相當復雜的工作，Matlab 2010是本文利用計算機進行數值分析的主要工具。

1.模型假定與說明

考慮一個三部門經濟體。壟斷競爭的信息部門B 和制造部門M 分別生產有差異的信息產品和制造產品，且兩部門都存在規模報酬遞增特征；完全競爭的農業部門A 生產“異質”的農產品⑤，不存在規模報酬遞增（即規模收益不變），不考慮不同種類農產品之間的替代彈性（異質產品同質偏好假定）。假定存在兩種要素投入，即勞動和信息，并嚴格遵循兩部門經濟向三部門經濟演進的思路：在兩部門階段不考慮要素替代彈性；當進入三部門階段，信息部門出現以后，信息投入可在一定程度上取代勞動投入。

考慮兩國（國家e和國家f，從模型立意來看，設定為國內兩地區也是適用的）模型，假定貿易自由且生產要素（勞動力和信息）自由流動。三部門都使用兩種生產要素：勞動力和信息。勞動力可在各部門間流動，也可在各國自由流動，農業勞動力屬于產業結構的基礎級別，不能跨國流動；信息可在國家之間流動，也可在同部門不同企業（廠商）之間流動。在兩部門階段不考慮要素替代彈性（認為要素之間不可替代）；當進入三部門階段，即信息部門出現以后，此時社會經濟已取得快速發展，生產技術顯著進步，信息投入可在一定程度上取代勞動投入，在現實經濟中具體表現為信息化與工業化融合發展，隨著信息投入及智能化投入的增加，勞動力逐漸從制造業領域析出，也即被智能化生產取代。

空間異質性與坡度冰山成本。將交易過程的所有成本簡化為運輸成本，信息產品無運輸成本，農產品和制造產品的運輸成本采用“冰山成本”形式處理，即1 單位制造產品（或農產品）從國家e運輸到國家f，只有1/Tef單位的產品能抵達目的地，運輸成本為1-1/Te。假定存在大量潛在的制造產品和信息產品，且制造產品和信息產品在數量上是連續的，因而其生產函數和效用函數可以看成是連續的。進一步地，基于經濟增長不可避免地是不平衡的，考慮到地區差異客觀存在，從承認空間異質性的角度出發，將“冰山成本”延伸為“坡度冰山成本”，假定兩國間運輸成本非對稱。

單一產品廠商假定。假定每個廠商只生產一種產品，即同一種產品只在一個國家生產，由于消費者存在對差異產品的偏好，任何廠商都不會選擇生產其他廠商所生產的同種類產品，對信息部門和制造業部門來說，同部門里廠商的數量與產品種類是一致的，且廠商數量嚴格等于產品種類。假定廠商都追求利潤最大化，MR=MC時實現均衡產量。

2.理論基礎分析

第一，消費者需求多樣性分析。

消費者對三部類產品具有相同偏好，效用函數用柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）形式表示：

其中，B為信息產品消費量，M為制造產品消費量，A 為農產品消費量；ν和u是常數，ν表示信息產品支出份額，u表示制造產品支出份額，1-ν-u為農產品支出份額。b（i）為每種可得的信息產品消費量，信息產品種類為nb，B符合不變替代彈性函數（CES）；m（i）為每種可得的制造產品消費量，制造產品種類為nm，M符合CES，將B、M分別記為信息產品、制成品各自種類連續空間上的子效用函數，則有：

ρ為消費者對多樣性產品的偏好程度；ρ=1時完全替代，不追求多樣化滿足；ρ=0 時完全互補，產品之間不存在替代的可能；ρ越接近0，消費更多種類產品的愿望就越強烈。令β為任意兩種同部門產品之間的替代彈性，β表示為：

在CES效用函數中，如果為完全替代效用函數（ρ=1），則β=∞；如果為完全互補效用函數（ρ=0），則β=1。消費者在給定的預算約束條件Y下自由選擇消費三部門產品。設PA為農產品價格，PB（i）是每種信息產品的價格；PM（i）是每種制造產品的價格。將信息產品和制成品在數量上視為連續，消費者的預算約束方程為：

由此，消費者所面臨的問題則是如何在有效的預算（給定收入）約束下實現效用最大化。假定消費者對各類產品的偏好嚴格分離，適用Deaton 和Muellbauer（1980）的兩階段預算過程。對農產品來說，由于產品種類和價格已定，其支出分配只是數量的多少；對信息產品和制造產品來說，則需要每一個b（i）和m（i），使獲得信息產品組合B和制造產品組合M的成本最低，滿足如下方程：

根據Nicholson（2004）的觀點：在既定收入條件下，消費者為了達到自身效用最大化，必須花掉手中的所有收入（Y）來選擇一個商品組合，消費者購買任意兩種商品（同部門商品）的邊際替代率與它們的價格之比是相等的。對式（6）和式（7）分別取邊際替代率等于價格比率，并代入式（2）和式（3），可得第j種信息產品和制造產品的補償需求函數，并對j求定積分有：

式（8）和（9）就是信息產品組合和制成品組合的最小成本表達式，已知B、M分別為信息產品和制成品的數量指數，則可分別標記為信息產品、制造產品的價格指數，分別記為GB、GM，將式（4）代入，則有：

當部門之間的消費者偏好互不影響，對同部門產品（信息產品或制成品）來說：產品種類增多，市場競爭將更加激烈，并使需求曲線向下移動，降價同時可能使原有產品的銷量下降，因為消費者有更多的種類選擇。由于β＞1，則有1-β＜0，可知價格指數為產品種類的遞減函數，其下降的幅度則取決于β的大小（β為同部門不同種類產品之間的替代彈性），β越大（同部門各種產品之間的差異越小，相互之間的替代性越強），產品種類的增加對價格指數的影響越小，反之β越小（同部門各種產品之間的差異越大，相互之間的替代性越弱），產品種類的增加對價格指數的影響越大。

第二，貿易成本分析。

假定每種產品只在一個國家生產，用ne（nbe，nme，nae）表示國家e 生產的產品種類數，與分別表示農產品、信息產品與制造產品的出廠價格。對于農產品和制造產品來說，其市場價Pef可表述為：。再進一步假定國家e 所有制造產品出廠價都是，國家f 的制造產品價格指數（式11）則可改寫為：

因為β＞1，所以1-β＜0，對于給定β，令為常數，則有值取決于貿易成本的大小：消費者偏好不變，進口地的價格指數取決于出口地的出廠價和進口成本；出廠價不變，進口成本越高，其價格指數就越高。壟斷競爭（存在規模報酬遞增）的制造業部門價格指數與進口成本正相關。

對國家f，信息產品價格指數GfB、農產品價格指數GfA分別為：

進口地的農產品價格指數與進口成本正相關，即價格指數與運輸成本同向變動（同增或同減）。在三部門中，將指定種類的產品在各國的消費量相加，可得國家e生產該種產品的總銷量公式：

農產品、信息產品、制造產品三部門產品的銷量在一定程度上取決于國家收入、支出份額、價格指數、貿易成本和出廠價格。信息產品由于不存在貿易成本，其銷量不受貿易成本的影響；制造產品由于存在貿易成本（運輸成本），運輸成本的高低將影響其總銷量；對于農產品而言，由于異質產品價格一致，其總銷量不受價格指數影響。

依據式（16）和式（17），兩國間農產品與制成品的出廠價和市場價成比例，這個比例為國家間運輸成本，假定消費者對同部門不同產品都有相同的需求價格彈性β，則每種產品的出廠價的需求價格彈性也是β，與消費者的空間分布無關；如果兩國間運輸成本存在差異（Tef≠Tfe），同一種產品在不同國家的市場價出現差異，其市場價格與消費者的空間分布密切相關。

第三，生產者分析。

勻質生產條件假定。假設信息部門所有廠商均擁有相同的生產條件，固定投入為FB，邊際投入為cB；制造業部門M 所有廠商的生產條件也一致，固定投入為FM，邊際投入為cM；農業部門為完全競爭部門，在收益不變的技術條件下從事生產，固定投入FA=0（不存在固定投入），邊際投入為cA。生產過程需要投入兩種要素（信息和勞動力），信息投入不存在固定成本，固定成本僅對于勞動投入才有效。lc為勞動邊際投入（依次表示信息部門、制造業部門和農業部門的勞動邊際投入），ic為信息邊際投入（依次表示信息部門、制造業部門和農業部門的信息邊際投入）。對于給定產量qe和價格pe、工資率（名義工資）ωe，三部門的利潤可表示為，在價格指數既定的情況下，根據MR=MC的利潤最大化原則，利潤公式為：

依據式（20）和式（21），單一產品的生產規模（均衡產量）不受市場規模（市場需求量）的影響，兩部門單要素空間D-S 模型的結論依然適用于三部門兩要素空間D-S 模型（引理1）：在將價格指數Ge視為常數，且需求彈性不變的情況下解決利潤最大化問題時，所有的市場規模效應都是通過產品種類的變化產生作用（Fujita et al.，1999）。然而，價格指數并不是一成不變的，廠商的自主選擇也會影響到價格指數：廠商的進入（退出）會引起產品種類增加（減少），從而引致價格指數降低（升高）。對于存在規模報酬遞增的信息部門和制造業部門來說，任何廠商的生產規模擴大都意味著其平均成本的降低。可見，種類效應表明了市場規模與價格指數之間的負向關系（種類增加，價格指數下降；種類減少，價格指數上升）。

從而可得國家e信息部門和制造業部門的工資方程：

依據式（26）和式（27），當各國收入水平和價格指數已知，即可計算出各國信息部門（制造業部門）廠商在收支相抵時的工資水平。對于工資方程而言，如果消費地的收入水平越高，廠商進入消費地的市場也就越容易，從而廠商所在地也就能獲得更高的工資水平。

為將研究焦點進一步集中，再進一步選擇合適的計量單位，使固定投入FB和FM分別滿足：

式（30）顯示，由于信息產品在地區間運輸不存在運輸成本，經過簡化后信息產品在消費地的價格指數轉化為生產地的信息產品支出份額νe、生產地的信息產業就業人數以及生產地的信息產業工人工資率的函數。式（31）顯示，由于制成品在地區間的運輸成本為，經過簡化后制成品在消費地的價格指數轉化為生產地的制成品支出份額ue、生產地的信息產業就業人數、生產地的信息產業工人工資率以及從生產地到消費地的運輸成本的函數。

根據式（28）與式（29）所選擇的計量單位，信息部門和制造業部門的工資方程式（26）和式（27）可標準化為：

3.函數關系式

第一，收入方程。

農產品供給不足的國家需向另一國采購農產品，由于存在貿易成本，購買地的農產品價格上升，導致國家之間的農業工資差異，令和表示兩國的農業部門工資。令為國家e農業部門的勞動力份額，為國家f農業部門的勞動力，有+=1；令為國家e制造業部門的勞動力份額為國家f制造業部門的勞動力，有為國家e信息部門的勞動力份額為國家f信息部門的勞動力份額，則在初期階段（兩部門階段）有，當經濟發展到一定階段，隨著信息部門的出現則有+=1。此時，由于ν為信息部門的支出份額，u為制造業部門的支出份額，則有1-ν-u為農業部門的支出份額。選擇合適的計量單位使信息部門勞動力總數為，制造業部門的勞動力總數為，農業部門勞動力總數為，則收入方程為：

第二，價格指數。

兩國模型中，制造產品在國內沒有運輸成本，根據式（30）和式（31），完整的價格指數方程為：

如果兩國的其他條件一致（如工資率、勞動力份額等），信息產業部門由于不存在運輸成本，廠商從地區e轉移到地區f，并不直接影響其價格指數；制造業從地區f轉移到地區e，則會降低地區e的價格指數，使該地區對于信息產業和制造業工人來說更具吸引力。

農業部門是完全競爭部門，各國農產品出廠價一致，記為PA，其價格指數GA為：

第三，名義工資。

根據式（32），信息部門完整的工資方程可表述為：

設定Ye=Yf=Y，對于信息產品，令。如果式（35）與式（38）存在對稱解，則有：

由于之前假定方程（35）與（38）存在對稱解，因此在均衡點時，國家e某個變量的增長將引起國家f同一個變量大小相等的反向變化，令dGB=，分別對兩個方程求微分，得到：

從信息部門的聯立方程對稱解來看，由于信息部門在運輸過程中不存在運輸成本，信息部門的價格指數效應并不能通過求對稱解而得到很好的解釋。

對于信息部門來說，工資方程表示兩國價格指數接近時，任意國家名義工資的高低在一定程度上取決于另一國的收入水平。例如，在兩國經濟中，國家f的收入水平越高，將為國家e提供更為廣闊的需求市場，提高國家e的名義工資。

根據式（33），制造業部門完整的工資方程可表述為：

由于方程式（36）與式（39）存在對稱解，在均衡點時，地區e某個變量的增長將引起地區f同一個變量大小相等的反向變化，令分別對兩個方程求微分，則有：

對于制成品來說，因為有β＞1且TM＞1，從而有1-β＜0，1-（TM）1-β＜0，如果假定制造業勞動力供給具有完全彈性，即dωM=0，根據式（39b）則可得出：制造業就業的變化dLM/LM對價格指數GM產生了負效應，即dGM/GM為負。價格指數效應描述了制造業部門的地區分布變化對產品價格指數變化的影響。推理證明價格指數效應（Price Index Effect）在三部門兩要素的空間D-S模型中也是適用的（對于制造業部門）（引理2）：一個地區的制造業規模越大（就業勞動力越多），其產品的價格指數就越低（Fujita，et al.，1999）。

對制造業部門而言（以國家e為例），工資方程表示兩國價格指數接近時，從國家e進口制成品的運輸成本越低的國家f收入水平越高，因為國家f將為國家e的廠商提供更大的市場（運輸成本低→市場價低），則國家e有能力支付越高的名義工資。

對于農業部門來說，農產品的價格（出廠價）是常數PA，且由于農業部門不具有規模報酬遞增的特性，不存在固定投入，且PA=MR=MC=農業部門的工資方程為：

第四，實際工資。

比例工資假定。假定各國的名義工資與實際工資成比例，則實際工資可以由名義工資除以生活費用指數得到實際工資方程：

平均實際工資可定義為：

信息部門B由于不存在運輸成本，從運輸成本的視角來看，信息部門企業的區位不受地理空間制約，只在某種程度上受制于勞動力的分布，在勞動力自由流動模型中，信息部門企業不局限于特定的區位。工人會從實際工資低的地區流向實際工資高的地區；企業有節約成本的動力，會以更多的信息投入替代勞動投入。

三、模擬與實證

假定兩國在三部門產品之間的支出份額均一致，即νe=νf=ν，ue=uf=u；假定兩國均為發展中經濟體，制造業部門支出份額為40%⑦，設定u=0.4；信息部門從無到有，其支出份額逐漸增長，考察不存在信息部門及信息部門支出份額為20%和30%的情形，分別設定ν=0/0.2/0.3；假定同部門產品之間存在強替代關系，設定β=7⑧。為便于不同情境（參數值）的對比，本文分析均采用u=0.4、β=7。如果將制造業部門泛化成工業部門，且將制造業部門份額的增加理解為工業化、“再工業化”過程，制造業份額的減少理解為“去工業化”過程，該模型有助于解釋工業化與“去工業化”的內在機理；進一步地將信息部門B 理解為信息經濟，制造業部門M 理解為實體經濟，該模型有助于揭示信息經濟活動對實體經濟活動區位產生作用的機理與效應。

將先進信息技術轉化為制造業發展內在驅動力是兩化融合的基本要求，一方面體現在信息作為生產要素投入實現制造業轉型升級和集聚發展，另一方面體現在信息經濟快速發展帶動制造業領域協同發展。以信息邊際投入（xB/xM）表示信息投入強度，可理解為現實經濟活動中信息技術應用深化及經濟活動的數字化轉型，信息部門支出份額ν表示信息部門（對應為廣義的信息經濟）整體發展狀況，信息部門份額表示兩國信息部門（經濟）發展程度，表示國家e的信息部門發展領先于國家f。

本文的模擬與實證分析遵循動態演化的基本思路為：第一，由兩部門經濟演變為三部門經濟，從而確定區位分析的第一條演進路徑——“運輸指向→勞動力指向→信息指向”。第二，由簡單向復雜，從而確定第二條演進路徑：一是運輸指向分析中不考慮工資問題（也即相當于假定運輸成本是影響區位分布的唯一因素），區位分布問題轉化為國家之間的價格指數差異，在價格指數相等時實現均衡；二是勞動力指向分析是基于兩部門單要素展開的，不考慮信息投入，由于農業勞動力不能自由流動，農業部門以價格指數相等實現均衡，制造業部門以實際工資相等實現均衡；三是信息指向分析是基于三部門兩要素展開的，同樣由于農業部門勞動力不能自由流動，農業部門以價格指數相等實現均衡，農業部門均衡是制造業部門和信息部門實現均衡的先置條件，假定非對稱運輸成本情境下農業部門在兩國的運輸成本差異較小且相對固定（δ=1.2），制造業部門和信息部門以兩國平均實際工資相等實現均衡。

1.運輸指向分析

首先考察兩部門模型：制造業部門和農業部門。不存在信息部門，也無信息投入。假定兩國貿易自由，勞動力充足，均有足夠的勞動力滿足兩部門產業需要，不需考慮工資問題。那么區位分布的問題就轉化為國家之間的價格指數差異，當兩國之間的價格指數（制造產品和農產品）相等即可實現部門均衡（制造業部門和農業部門）。考察在只存運輸成本（所有交易成本均簡化為運輸成本）的貿易中，制造業部門和農業部門如何選擇其產業區位、國家間的運輸成本差異如何影響產業區位變化？考察三種情形：一是運輸成本為零（即不存在運輸成本，對稱運輸成本的特例，可視為理想自由貿易狀態）；二是對稱運輸成本（可視為類自由貿易狀態）；三是不對稱運輸成本。

第一，運輸成本為零。

當國家間運輸成本為零時，Tef=Tfe=T=1，對于制造業部門，由于存在規模報酬遞增，價格指數效應十分明顯。結論1：對于任何一個地區來說，其制造業規模越大，其產品的價格指數就越低，從而其在市場中也就具備越強的競爭力。不存在運輸成本的情況下，如兩地之間初始均勻分布，這種均勻分布的態勢將一直保持下去；如兩地之間初始分布不均勻，在價格指數效應下，市場份額大的地區將通過“本地市場放大效應”形成強勁的制造業集聚向心力，持續獲得更大的市場份額，而市場份額初始較小的地區將逐漸萎縮，從而形成明顯的“中心—外圍”分布態勢。對于農業部門，盡管地區之間生產異質的農產品，由于不存在規模報酬遞增，其市場份額并不對價格指數產生直接影響，在沒有任何貿易成本的情況下，不論農業部門的初始分布如何，這種分布都會一直保持下去。

第二，對稱運輸成本。

兩國運輸成本對稱，即Tef=Tfe=T（+∞＞T＞1），則在價格指數時制造業部門達到均衡，時農業部門達到均衡。設定u=0.4，β=7，兩國工資標準化為ω=1（不考慮工資差異），假定運輸成本在一個較為合理的區間，分別選用4 個不同檔次的運輸成本，分別取值為2.0、1.7、1.5 和1.3。考慮價格指數方程（36）和式（37），根據Ge=Gf可得λe=0.5。在兩國運輸成本對稱（只考慮運輸成本）的情況下，只要運輸成本沒有高到足夠阻止貿易發生，制造業和農業在兩國的分布都將收斂于對稱均衡，此時制造業和農業將在兩國均勻分布。運輸成本Tef=Tfe=T越小，兩部門M和A越趨于對稱均衡。結論2：在短期內，兩國將通過貿易來平衡價格指數差異；從長期來看，制造業部門和農業部門會在國家間進行區位選擇，最后達到兩地均分分布。

第三，非對稱運輸成本。

兩國運輸成本不一致。抽象地假定國家e到國家f為下坡路段，對應運輸方向的運輸成本Tef相對較低；國家f到國家e為上坡地段，對應運輸方向的運輸成本Tfe相對較高，滿足Tef＜Tfe（Tfe=δTef，δ＞1為運輸成本差異系數）。制造業部門和農業部門分別在時達到均衡，令分別取值2.0、1.7、1.5、1.3，δ取值4.0、2.0、1.2 進行計算，得到如表1所示的非對稱運輸成本均衡點分布表。可得到結論3：當國家間運輸成本非對稱，在勞動力不能跨國流動的情況下，制造業和農業都將收斂于非對稱均衡，具有出口優勢的（出口成本低、進口成本高）的國家將擁有更大的生產規模（市場份額）；當該國的市場份額小于均衡點的份額時（可能大于對稱均衡的市場份額），其價格指數高于另一國。此時適合發展出口加工，政策上應著力于擴大對外開放提升貿易便利化，完善交通基礎設施，進一步降低出口成本，宜采用“出口替代”戰略。

表1 非對稱運輸成本的均衡點

在Tef一定的情況下，運輸成本差異（δ）越大，將使制造業和農業更容易在出口成本低的國家集聚；隨著Tef逐漸降低，運輸成本差異系數δ對部門M 和A均衡的影響漸趨顯著。由此，可歸結為“運輸成本差異效應”。即結論4：出口成本越低的國家將越有可能獲得更大的市場份額，在國內形成制造業集聚；貿易便利化的持續推進將使得運輸成本差異對區域經濟結構產生更加直接的影響，擴大開放并持續降低出口成本是發展中國家加快工業化進程的基本方略。中國發展實踐也已證明，改革開放和加入WTO 通過改善貿易便利化并融入世界經濟體系，不僅極大地促進了制造業向國內的轉移和集聚，還顯著提升了制造業的國際競爭力（金碚等，2006）。

2.勞動力指向分析

考察在勞動力自由流動的情況下，制造業部門如何實現均衡，以及制造業的區位將如何調整。依然考察兩部門：農業部門和制造業部門。引入勞動力成本，不考慮信息投入，即ic=0。由于農業勞動力不能跨國流動，農業部門的均衡條件依然是價格指數一致；制造業部門的均衡條件是實際工資一致。根據收入方程（34），因為νe=νf=ν=0（未出現信息部門），所以ue=uf=u，聯立方程組：收入方程（34）、名義工資（39）、價格指數（36）、實際工資（42）。制造業部門均衡在農業部門均衡的基礎上實現，表1 中的作為已知變量。

第一，對稱運輸成本。

Tef=Tfe（δ=1），由于各國的勞動力成本函數（工資函數）一致，與運輸成本形成一致的函數關系，勞動力成本與運輸成本都不會形成明顯的產業集聚力或分散力，兩國的農業和制造業均趨于對稱均衡（如圖1、圖2 所示）。隨著運輸成本逐漸降低，國家間的實際工資差異也隨之擴大，盡管運輸成本的變化不會改變最終的均衡點，但運輸成本降低的過程，對制造業部門的區位變化產生明顯的影響。

隨著運輸成本上升（如Tef=Tfe=1.5/1.7/2.0），在＜1/2 時兩國制造業部門的實際工資差額為正（＞），表明一國擁有的制造業份額（也即擁有的勞動力）不足半數時，該國對制造業工人的吸引力將會強于另一國家（制造業工人會流向實際工資高的國家）。當運輸成本降低到一定程度，如（Tef=Tfe=1.3），制造業部門開始變得對運輸成本極為敏感，較小的變動也可引致實際工資差額的較大變動，甚至是國家間的制造業優勢發生逆轉，如圖1、圖2中左上圖所示，在＜1/2時，制造業部門的實際工資差額為負（＜），表明此時一國擁有的制造業勞動力不到半數時，該國制造業對工人的吸引力就比不上另外一個國家，此時的工資差額隨嚴格單調上升。由此，可以歸結為“逆運輸成本效應”（Hu，2002），即結論5：隨著貿易自由化推進，原本具有制造業集聚優勢的國家可能因運輸成本下降反而喪失既有比較優勢，其制造業份額流向原本不具優勢的國家。

圖1 對稱貿易成本情況下的實際工資差額與國家份額

圖2 不同運輸成本引致的制造業分布

第二，非對稱運輸成本。

考察兩國貿易成本不一致（Tfe=δTef，δ＞1）的情況。設定參數條件，令u=0.4、β=7、Tfe=δTef、δ=1.2/2.0/4.0（也可設定其他參數值），將表1的農業部門均衡點代入，可得表2 所示的制造業勞動力自由流動時制造業部門的均衡態勢：當運輸成本一定，運輸成本差異系數越大，集聚態勢也越明顯，表現為集聚系數|λ-|越大；當運輸成本差異系數一定，運輸成本越低，集聚系數|λ-|越大，也即集聚態勢越明顯。運輸成本Tef越低，國家e的制造業份額就越大，隨著運輸成本的降低（如從Tef=2 降至Tef=1.2），制造業在國家e越容易形成集聚，由此，國家e將占有更大的市場份額，擁有更大數量的制造業勞動力。

對比表1與表2，表2中制造業的集聚態勢更為明顯，同樣的運輸成本Tef和運輸成本差異系數δ，具體表現為表2 中的第⑤、⑩和列相比表1 中的λ-明顯增大為兩國的制造業份額差異增大，意味著制造業更傾向于在e國集聚。結論6：在農業部門通過價格指數實現均衡分布的情況下，制造業部門勞動力的自由流動極大地促進了制造業部門的集聚。當一國出口成本較低（進口成本較高）時，其對勞動力的吸引力也較大，通過勞動力移民（或轉移，如農民工進城務工）或國際勞工引進將促進本國的市場份額，此時將較容易形成制造業的產業集聚。這一特征與我國快速城鎮化進程（及農民工進城務工潮）相符合，農業剩余勞動力源源不斷地補充入制造業工人隊伍，不僅在勞動力流入地形成了明顯的產業集聚，還顯著強化了我國的制造業份額，推動了工業經濟的快速發展。

表2 非對稱運輸成本的均衡點

當以農業部門均勻分布（≡0.5）為基礎分析制造業部門時，集聚均衡開始瓦解。可見，勞動力自由流動對制造業的集聚產生影響的前提是農業部門基于非對稱運輸成本實現均衡。由此得出結論7：在運輸（貿易）成本不對稱的兩國經濟中，當制造業部門勞動力自由流動（農業部門勞動力不能自由流動），農業部門的非對稱均衡將極大地促進制造業部門集聚。

3.信息指向分析

考察三部門模型的情況。當經濟發展到一定階段，隨著社會經濟發展及產業結構調整與優化，信息部門開始出現，信息開始作為生產要素進入生產過程，且其重要性日漸提升，具體表現為信息邊際投入x（xB，xM）不斷增大。假定三部門工人素質存在差異，制造業部門和信息部門的工人（勞動力）可以跨國自由流動，農業勞動力由于屬于產業結構的基礎級別，其工人素質較低，尚不具備跨國流動的條件，即農業勞動力不能跨國流動。

農業部門勞動力不能跨國流動，在價格指數一致時達到均衡，制造業部門均衡基于表1中農業部門實現均衡的基礎上（農業部門以價格指數相等實現先置均衡），將農業部門的均衡點代入到三部門空間D-S模型，考察當兩國經濟中出現信息部門后，制造業部門的區位如何變化。此外，假定所有產品均在兩國內生產與消費，對于信息部門B 和制造業部門M 來說，其產出之和等于需求之和，即兩國各部門的產生分別等于兩國在每個部門的支出。聯立方程組：收入方程（34），價格指數（35）、（36）、（37），名義工資（38）、（39）、（40），實際工資（41）、（42）、（43）（具體推導過程可索取）。空間D-S模型從兩部門單要素擴展至三部門兩要素，方程組的求解變得極為復雜，為進一步簡化模型，并構建信息部門與制造業部門之間的關聯關系，從而找到三部門模型中的均衡點，引入部門差異系數σ，令，σ＞1，即假定信息部門B的工資高于制造業部門M。

對于信息部門B，信息產品在國家間運輸不產生運輸成本，不論其在兩國如何分布，對于任何種類的信息產品來說，其出廠價始終等于市場價；如果信息部門B在兩國之間均勻分布，其價格指數在兩國之間始終是一致的。由于價格指數效應的存在（市場規模越大，其價格指數就越低），任何國家均傾向于擴大信息部門的生產規模來降低其價格指數，從而提高本國的平均實際工資。一旦信息部門非均衡分布在兩國，各國信息部門的市場份額都會對本國實際工資產生不同程度的影響，從而引起制造業廠商區位的變化。

第一，信息部門均勻分布。

依據表3，對于同樣的部門差異（σ），在運輸成本差異系數（δ）越小的情況下，信息部門支出份額（ν）越大，出口優勢國e所占的制造業份額就越大（對比表3 的⑨與以及與），信息部門的出現促使制造業部門集聚轉向（整體表現為＜1/2），形成了與表2 截然相反的區位演變態勢：在表3 的分析中，制造業部門更多地集聚在國家e（＞1/2）；在表3 的分析中，制造業部門開始離開e國，遷往f國，具體表現為小于0.5。

表3 三部門D-S模型制造業部門均衡情況（信息部門均勻分布）

第二，信息部門非均勻分布。

據上文分析，當信息部門的支出份額增加時，將促使制造業部門由e國向f國轉移。設定信息部門的支出份額ν=0.3，信息部門與制造業部門的差異系數σ=1.3，考察當信息部門非均衡分布，信息作為生產要素投入使用時，信息如何影響制造業分布。聯立方程組令u=0.4、ν=0.3、β=7、σ=1.3、分別取值0.35、0.45、0.55 和0.65分別對應為0.65、0.55、0.45 和0.35。＜1/2 時表示國家e為信息經濟后發國家＞1/2表示國家e成功追趕國家f躋身于信息經濟先發國家，此時國家f成為信息經濟后發國家。

一是信息部門份額分析。考察信息部門更多地集中在國家f的情形（＜0.5，國家e信息部門發展滯后于國家f），依前文假定Tef＜Tfe。設定=0.35，取值不同的運輸成本差異系數δ（1.2、2.0、4.0）：國家e的平均實際工資水平隨遞增（也有個別情況是波動變化的），即國家e的制造業份額越大，其對制造業工人的吸引力就越大，具有顯著的“本地市場放大效應”；當其制造業份額小于均衡點時，國家e的平均實際工資低于國家f的平均實際工資，其對制造業工人的吸引力不如國家f。

隨著運輸成本差異系數δ的增加，制造業部門加速向f國轉移，尤其是當δ≥4且運輸成本較高時，制造業部門呈現明顯集中于f國的中心外圍模式，此時e國的制造業份額隨著運輸成本提高（如Tef由1.5提升至2.0）加速縮小。然而，由于工資差額曲線單調遞增，“瞬時均衡”具有不穩定性，只要國家e的制造業份額在外界條件刺激下超過均衡點的份額，其制造份額將一直增大，最終形成所有制造業都集中在一國的中心外圍模式。

可見，在原條件不變的情況下，提高國家e的信息部門份額，信息部門的快速發展將對其制造業部門形成強勁替代效應，制造業部門的集聚態勢轉向另一國家，并得到進一步強化。由此可以得出結論9：當一國實施信息經濟趕超戰略，會使一部分制造業部門和制造業工人向外遷移，制造業部門份額呈現下滑態勢，實體經濟下行壓力持續加劇，信息部門快速發展所形成的替代效應將推動國內形成“去工業化”現象。

二是信息邊際投入系數分析。從各國實踐來看，“去工業化”壓力本質上來自制造業比較優勢的喪失；“再工業化”則著重于大力發展高新技術產業，通過高新技術改造現有產業并推動傳統產業數字化轉型，其關鍵在信息（數據）及信息技術在經濟活動中的參與程度，文中以信息邊際投入系數對應現實經濟中信息要素投入強度和信息化利用水平。為更直觀地對不同信息邊際投入系數變化情況進行對比，可以詳見表4的不同信息邊際投入系數對照。

表4 不同條件下的制造業部門均衡點態勢

在運輸成本差異系數δ較小的情況下，信息邊際投入系數均為0時（xB=xM=0），隨著不斷提升，制造業部門從e國向f國轉移的趨勢加劇，其集聚態勢在f國得到強化，對國家e而言是制造業外流。將信息邊際投入系數提升至0.3，即xB=xM=0.3，當不斷提升，制造業部門繼續f國轉移，但其轉移趨勢并不十分顯著，表現為（xB=0.3，xM=0.3）略大于（xB=xM=0）。當運輸成本差異較大時（如δ=4），同時提高兩部門的信息邊際投入，信息部門份額的增加在一定程度上限制了制造業部門向f國轉移的趨勢，尤其是伴隨著運輸成本的下降，e國制造業部門份額的增長趨勢顯著，制造業份額提升，也即制造業開始回流（也可理解為“再工業化”過程）。

假定信息部門的信息投入強度及信息技術應用水平優于制造業部門，即單方面提升信息部門的信息邊際投入系數xB，令xB=0.5，保持xM=0.3不變，經相關處理可得表5。發現信息經濟不同階段（值不同），單方面提升xB會出現不同的效果：當e國尚處于信息經濟趕超階段（較小，如0.35、0.45），加大信息投入強度（提升xB）會促進制造業部門的集聚，也會促進制造業部門分散，整體以促進集聚為主，表現為“差”的正值個數多于負值個數；當e國已趕超成為信息經濟先發國家（較大，如0.65），加大信息投入強度（提升xB）會促進制造業部門向國外分散，表現為“差”幾乎全部為負（見表5）。此外，從表5 可以看到，“差”值都很小，說明提升xB至0.5，對制造業的區位分布影響并不十分顯著。

表5 不同信息邊際投入系數下的集聚系數（xB=0.5，xM=0.3）

假定制造業部門信息投入強度及信息技術應用水平優于信息部門，即單方面提升制造業部門的信息邊際投入系數xM，令xM=0.5，保持xB=0.3 不變，經相關處理可得到表6。當處于信息經濟趕超階段（＜1/2，如0.35、0.45），加大制造業部門信息投入強度（提升xM）對制造業部門在兩國間轉移的促進作用并不明顯、也不穩定，提升xM會促進制造業部門在e國集聚，也會使制造業部門分散，整體表現為促進分散，具體表現為“差”的負值個數多于正值個數；當已趕超成為信息經濟先發國家（＞1/2，如0.55、0.65），加大制造業部門信息投入強度（提升xM）促進了制造部門在e國集聚，制造業部門外遷轉向回流，表現為（xB=0.3，xM=0.5）整體大于（xB=0.3，xM=0.3）。從表6可以看到，提升xM至0.5，對制造業的區位分布不會產生十分顯著的影響。

表6 不同信息邊際投入系數下的集聚系數（xB=0.3，xM=0.5）

根據上述分析，可得出結論10：對于信息經濟先發國家，加大信息部門的信息投入強度（提升xB，保持xM=0.3 不變）將促進制造業部門在國內集聚，加大制造業部門的信息投入強度（提升xM，保持xB=0.3不變）促進制造業部門向國外分散；對于信息經濟后發國家（采取同樣的措施產生截然不同的結果），加大信息部門的信息投入強度（提升xB，保持xM=0.3 不變）將引致制造業部門向國外分散，加大制造業部門的信息投入強度（提升xM，保持xB=0.3不變）將促進制造業部門在國內集聚（見表7）。

依據表7，兩種政策措施（提升xB或xM）對制造業份額的影響呈現出明顯外遷或回流的發展趨勢。為促進制造業在國內集聚（或抑制制造業外遷），應根據國內信息經濟發展水平精準施策，特別是信息經濟發展不成熟的發展中國家，如果一味地追尋發達國家“再工業化”的足跡，片面強調發達國家的先進經驗而忽視本國發展實際，其結果極有可能適得其反——良好的工業化（“再工業化”）動機演變為“去工業化”進程，信息化與工業化融合水平若脫離當前經濟發展水平，反而會抑制經濟增長（謝康等，2018）。

表7 信息經濟不同階段制造業區位變化

三是運輸成本差異分析。回到表4，研究發現當δ變化時，制造業部門區位分布發生了明顯改變。當較低時（0.35、0.45），隨著δ降低（由4.0 降至1.2），制造業的集聚態勢將逐漸減弱，甚至接近于均勻分布；當=0.55時（趕超成為信息經濟先發國家的初級階段），降低雙邊運輸成本差異（δ，在δ較低時，δ≠4）有利于制造部門的集聚。

仔細觀察不同運輸成本差異系數δ的情況，運輸成本變化時制造業部門區位也會發生比較明顯的變化，說明運輸成本差異對制造部門區位的影響是結合運輸成本、信息邊際投入系數以及信息部門份額產生作用的。當運輸成本差異較大（δ=4），信息部門（經濟）快速發展（提升）主要形成制造業部門集聚的分散力，尤其適用于運輸成本較高時的情形；在運輸成本較低時，提升也會使得制造業部門更加分散，但這種引起分散的作用并不明顯。當兩國運輸成本差異較小時（如δ=1.2，2），提升對制造業部門的集聚促進十分明顯，促進集聚的程度取決于運輸成本的高低。以運輸成本為象征的貿易成本的不對稱程度，會影響制造業部門在兩國的分布，當兩國運輸成本（貿易成本）更加接近時，即δ越小時，信息部門份額的增減對制造業部門區位分布更能產生直接的影響。也就是說，在δ較低時，制造業部門區位分布對市場變化更為敏感，信息部門份額的變動更能直接地影響制造業部門勞動力的流動，從而影響到制造業部門在兩國的分布。

結論11：當兩國運輸成本接近時（δ較小時），引入信息作為生產要素可促進制造業部門的集聚（即兩國制造業份額的差異擴大），制造業的集聚態勢得到進一步強化；當兩國運輸成本差異較大時（δ較大），制造業的分布開始呈現分散趨勢，此時兩國制造業份額趨于一致。

四、結論與不足

當前，世界經濟形態正從工業經濟向信息經濟（數字經濟）轉變，搶抓信息經濟發展機遇，成為世界各國獲取未來競爭優勢的戰略選擇。本文通過擴展兩部門空間D-S模型，引入象征信息經濟的信息部門作為第三部門，并將信息作為生產要素引入到模型分析，構建了三部門兩要素空間D-S 模型，發現伴隨著信息技術的快速發展與信息日漸融入社會生產，經濟活動區位分布受到了十分深刻的影響，旨在提升信息部門份額的信息經濟發展戰略（信息部門份額變化）及信息技術應用深化（信息邊際投入提高或降低）都能顯著影響制造業部門的流向（外流或回流）。

研究發現為：當信息部門出現，并引入信息作為生產要素進入生產過程，制造業部門的區位選擇變得更加復雜，“信息指向”成為區位變化的主要影響因子。當一國實施信息經濟趕超戰略，信息部門（信息經濟）的出現及快速發展將對其制造業部門（實體經濟）形成強勁替代效應，其制造業部門和制造業工人將向外遷移，制造業份額呈下滑態勢，造成制造業外流（制造業部門的集聚態勢在另一國得到強化），信息部門快速發展所形成的替代效應將推動國內“去工業化”進程。對于正處于信息經濟趕超階段的國家，宜注重加大制造業部門的信息投入強度，改善制造業發展的外部條件，促進制造業部門的集聚發展，適時減緩制造業外流或即將發生的“過度去工業化”進程；對于已成功實現信息經濟趕超發展的國家，宜進一步加大信息部門的信息投入強度，推動信息經濟與實體經濟深度融合發展，從而引導“制造業回流”或開啟“再工業化”進程。

當然，在本文的研究與模擬分析中還存在諸多不足：刻意假定進口成本和出口成本相對立，現實經濟中進口成本低的國家很有可能出口成本也很低；沒有對三部門經濟互動展開深入研究，缺少對現實經濟的應用分析；在求解過程中存在“優化均衡”的問題，由于運算時再小的循環步長也無法真正實現數值連續，以至于求解結果并不正好落在均衡解上，此時會選取兩個最接近均衡解的值通過算法優化（如插值法）強行“優化”出一個均衡解。需要特別說明的是，盡管在模型中設定了坡度冰山成本，但在實際分析中繼續假定各國固定投入一致、三部門產品之間的支出份額均一致（νe=νf=ν，ue=uf=u），如同大部分經濟模型對現實情況的處理方式一樣，本文對空間異質性的承認并不徹底。充分考慮空間異質性、將區域差異及信息熵納入模型中進行具體分析將是本文下一步的努力方向，將資本作為與信息并列的要素，構建三要素空間D-S模型也將是極其重要的探索研究。

注釋

①國內學者（錢家駿，1989；烏家培，1998）對信息經濟的內涵尚未達成共識，本文認同烏家培（1998）的信息經濟論點——包含網絡經濟、數字經濟、知識經濟等更廣義的內涵（具體來看，信息經濟、網絡經濟、數字經濟、知識經濟等有不同的內涵）。信息經濟以信息技術為物質基礎，由信息產業起主導作用，靠信息、知識和智力來發展，有數字經濟、網絡經濟、知識經濟、智能經濟等各種叫法（烏家培，1998）。②特別說明如下：一是信息部門B 并非具體的信息產業部門，也不具體指向某一特定產業領域，而傾向于指代廣義的信息經濟，其基本特征抽象為：產品不存在運輸成本；二是信息要素并不指向具體的信息部門產品，基本特征是自由流動且可以替代勞動投入，僅以可變資本的形式進入生產過程。在本文的研究中，消息、資訊、數據、情報、知識、技術等均視為信息的不同存在形式（不限于以上存在形式）。③嚴格來說，本文對異質空間的假定仍不徹底，為便于對比分析，文中依然做出了勻質生產條件的假定。④如將制造業工人和農業工人（也即農民）區分（或區分為高技能工人與低技能工人），CP模型也可視為兩要素模型，同理，本文的模型可視為三要素（農民、工人、信息）模型。⑤本文研究中的異質農產品指農產品的種類不一樣，但消費者對不同種類農產品的偏好程度是一致的，只是需要多種類農產品滿足消費需求，因此，異質農產品也可理解為“同質”的。消費者對異質農產品具有“同質”的偏好，即對不同種類農產品均具有相同的偏好。⑥博伊索特認為社會學習周期是一種在信息空間的周期性運動，促使著編碼、抽象和擴散相互作用，促使信息產生新知識、衍生新信息的周期性過程。將信息熵及信息熵常數納入模型分析將是本文后續研究的一個重要方向。⑦以我國為例：近年來，我國工業增加值占GDP比重呈現顯著下行態勢，2010年為40%，到2016年已下滑至33.5%，隨后略有提升（至2018年為33.9%）。本文選用1978—2018 年我國歷年工業增加值占GDP 比重的中位數39.8%表示制造業部門支出份額，將其取整為40%。⑧根據函數式β≡1/（1-ρ），可得ρ=0.8571，表明本文的分析假定不同產品之間是一種強替代關系，文中設定β=9（或其他比7更大的奇數）也可得到相似的結論，之所以采用奇數是因為方程組的高階特征，將β-1 代入會出現均衡解為虛值的情況，如將β設定為偶數則不會出現“虛值解”的情況，為使模擬運算更真實，文中采用奇數。