不完全竞争行业市场势力的估计对Lerner指数的拓展研究.docx

2015 年 1 月economic surveyjan 2015不完全竞争行业市场势力的估计 对 lerner 指数的拓展研究 李停( 铜陵学院 经济学院，安徽 铜陵 244000)櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐 摘 要: 笔者在新古典经济学框架下对垄断行业市场势力测度 lerner 指数进行拓展研究，引入不完全竞争 行业市场势力的基本概念“寡占市场势力”，并对其影响因素进行理论探讨和经验验证。研究发现，不完全 竞争行业寡占市场势力值等于推测弹性与需求价格弹性倒数的乘积。通过对厂商的寡占市场势力加总实现 向行业寡占市场势力转换，估计中国部分工业行业的寡占市场势力，并对理论研究结论进行假设检验。反垄 断执法过程中历来存在哈佛学派的结构主义和芝加哥学派的行为主义争论，本文研究表明，二者都仅抓住了 寡占市场势力的一个方面，在反垄断执法过程中，应该将二者有机的结合起来。关键词: 不完全竞争行业; 推测弹性; 寡占市场势力; 推测边际收益; 拓展 lerner 指数基金项目: 教育部人文社会科学一般项目( 10yja790048)作者简介: 李 停 ( 1972 ) ，男，安 徽 池 州 人，经 济 学 博 士，铜陵学院副教授，主要从事产业组织和计量经济 研究。中图分类号: f062 9 文献标识码: a 文章编号: 1006 1096( 2015) 01 0078 06 收稿日期: 2014 03 15櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐櫐产业组织研究关注市场势力是因为具有市场力量的在位企业可能会滥用市场支配地位，将价格长 期提高到边际成本以上导致社会资源配置偏离帕累 托最优水平，社会福利遭受净损失。市场势力的衡 量和福利损失估计也一直备受学术界重视。lerner ( 1934) 利用价格偏离边际成本的程度，即 = ( p mc) / p 来作为市场势力的衡量指标并被广泛使用， 学界现称之为 lerner 指数。bain( 1951) 主张综合市 场集中度、进入壁垒和产品差异化等市场结构指标 近似衡量市场势力程度，理由是产业盈利性与各市 场结构指标间存在不同程度的相关性。但 demsetz( 1973) 认为 观 测 到 的盈利性与集中度正向联系应 解释为大企业高效率而不是合谋。对垄断势力的福利成本的估算可追朔到 harberger( 1954) 的研究，提 出的福利净损失 dwl 三角形面积已成为衡量垄断 成本的标准测度。posner( 1976) 认为哈伯格早期对 垄断成本的 dwl 分 析 仅考虑了垄断的静态成本， 忽视了 垄断厂商为维 持市场势力的垄断化成本。78cowling 等( 1978 ) 的研究考虑了垄断化成 本，将 市场势力成本理解成垄断化成本加净损失。国内研究 集中在实证方面，代表性研究有赵旭( 2008 ) 对国有 商业银行、汪 贵 浦 等 ( 2007 ) 对 邮 电 通 信 业、张 占 东 等( 2011) 对 煤 炭 和 电力行业等市场势力福利损失 的估计。对市场势力的理论和经验现有研究集中在市场 结构的两极，完全竞争和完全垄断。基本论是: 完全 竞争行业每个厂商都是既定行业价格的接受者，le- rner 指数为零没有任何市场势力; 对垄断行业，厂商 的市场势力等于其产品需求价格弹性的倒数，lern- er 指数 = 1 / ，需求价格弹性是垄断厂商定价的边界。局限于研究方法，现实经济中的大量存在的垄断竞争和寡头行业的市场力量，新古典经济学的研 究明显不足。与垄断行业不同的是，不完全竞争行 业的市场势力不仅与市场的结构因素有关，厂商间 的行 为反应方式也会对行业 市场势力产生重要 影响。本文研究旨在弥补新古典经济学对市场势力研究的不足，摒弃要么竞争要么垄断的传统思想，将研 究聚焦在不完全竞争行业市场势力的估计上。首先为不完全竞争行业的市场势 力的衡量建立理论框 架，在新古 典分析框架下对 lerner 指 数 进 行 拓 展，引入不完全竞争行业市场势力的基本概念“寡占市 场势力”，并对其影响因素进行探讨。经验方面，通过对厂商的寡占市场势力加总实现向行业寡占市场 势力转换，利用行业层面数据对部分中国工业行业 的寡占市场势力进行估计，并对理论研究结论进行假设检验。最后，结合论文理论和经验研究结论，分 析我国中国工业行业的竞争状况并对未来我国反垄断法的实施提供建言。一、不完全竞争行业市场势力: 理论 框架考虑一个有 m 个厂商的不完全竞争行业，生产 同质产品 q，使用 n 种投入要素，厂商面临相同的行 业价格 p。投入要素向量记为: x = ( x1 ，x2 xn ) ，投与其他厂商的反应方式相关。不完全竞争市场更一般的边际收益概念可定义成“推测”边际收益 ( per- ceived marginal revenue) ，即考虑行业其他厂商的产 量调整后，某厂商变动一单位产量对其收益增量的 信念。推测弹性 j 在 数 值 等 于 推 测 变 量 ( conjectural variation) q / qj 和厂商市场份额 qj / q 的乘积，其形 式没有任何具体限制，可以适用任何寡头模型。在 古诺假设下，每个厂商都在给定其他厂商的产量水 平后确定其产量，此时q / qj = 1，推测弹性 j 退化 为厂商市场份额; 对完全竞争行业，j = 0; 对完全垄断行业 q = qj ， = 1。不完全竞争行业推测弹性值通 常在( 0，1) 之 间，其值大小体现出 行业内厂商间产 量协调的默契程度。推测弹性也是反映寡头厂商间 合谋程度的重要参数，推测弹性值越大，寡头成员合 谋越便利，卡特尔也就越稳定。仿 照 lerner ( 1934 ) 的定义，对( 4) 式数学变形，得到第 j 个厂商的寡占 市场势力测度指标。jjjjjl=p c ( q ，w) / q / p = ( 5)( 5) 式衡量 了单个厂商的寡占市场势力，由 推测弹性和需求价格弹性的倒数两部分组成。推测弹 性反映了厂商间的行动方式的一种信念，需求价格 弹性构成 寡 占 势力的市场边界。当市场完全垄断 j入要素价格 向 量 记 为: w = ( w1 ，w2 wn ) 。以 q 表示第 j 个 厂 商 的 产 量，成 本 函 数 表 示 为 cj = cj ( qj ，w) 。令不完全竞争行业面临的需求曲线为j时， = 1，( 5 ) 式 简 化 为 熟 悉 的 lerner 指 数。注 意到边际成本的非负性，以及厂商均衡时一定在需求 富有弹性的区域确定产量从而 1，于是单个厂商 寡占垄断势力 lj 1。同时 0 和( p cj ) / qj 0 隐含了 lj 0。于是不完全竞争市场上单 个 厂 商 的寡占市场势力与其市场份额正相关，与市场需求 价格弹性负相关，且值一定在 0 和 1 之间。注意到寡占市场势力的代数形式 ( 5 ) 式 与 le- rner 指数的关系，本文对不完全竞争行业市场势力 的估计实际上是对 lerner 指数的拓展，即考虑到行 业其它厂商调整后的推广形式。二、不完全竞争行业寡占市场势力:从厂商层面向行业层面过度如果具有企业层面的投入和产出数据，可以估 计由( 1) 、( 2) 和( 4) 式组成的联立方程。但现有数 据源仅能提供行业层面的总量数据，需要将厂商的 要素需求函数 ( 2) 式和利润最大化优化条件 ( 4) 式 过渡到行业层面。首先需要把厂商的市场势力 ( 5 ) 式转变为行业 市场势力，通常做法是对行业内厂商的寡占市场势 力以市场份额为权重加总，可定义为79q = f( p，z)( 1)表示行业总产量，p 是产品 q 的价m= j = 1 qjq格，z 是以 产 品 q 为 投 入品的其它行业产量向量。由 shephard 引理，各要素的需求函数可由其成本函 数对要素价格求偏导得出。xj = cj ( qj ，w) / wj = 1，2m( 2)xj 是第 j 个厂商投入要素需求向量，cj / w 是 j个厂商成本函数对投入要素价格向量各分量求偏导 后的列向量。第 j 个厂商的利润最大化由下列线性 规划方程表示maxpqj cj ( qj ，w) : q = f( p，z) ( 3)定义第 j 个厂商的推测弹性( conjectural elastic-ity) j = ( q / qj ) ( qj / q) ，意思是行业总产量的变动 对第 j 个厂商产出变动的反应程度。记需求价格弹性的倒数 = ( p / q) ( p / q) ，( 3 ) 式 利 润 最 大 化 的一阶条件p( 1 j ) = cj ( qj ，w) / qj( 4)( 4) 式实际上也体 现出了厂商利润最大化原 则: 边际收益 = 边际成本，只是“边际收益”在这里 被赋予新的涵义。与竞争市场和垄断市场不同，不完全竞争市场的边际收益不仅与需求弹性相关，还mm要统计行业内所有厂商的市场份额，此外推测变量值与计量单位的选取相关，使用起来也十分不方便。不完全竞争市场的行业寡占市场势力使用 ( 6) 式更 为方便，在 j = 情况下，( 6) 式改写成jjl = j l sj= j ( p mc ) / psj =( 6)mj j sj sj 是 第 j 个厂商的市场份 额，行 业 市 场 势 力mj j sj 是市场份额为权重的厂商市场势力的加 权平均，是一般化的 lerner 指数。将 j = ( q / qj ) ( qj / q) 带入( 6) 式mjmjl = sj = = ( 13)sjj只要估算出推测弹性和需求价格弹性，不完全竞争市场的行 业 寡 占 势 力 l = 就 可 得 到。注 意 到厂商定价一定在需求富有弹性的区域内即 0 1，同样得 出 行 业 寡 占市场势力一定在 0 和 1 之间。与( 8) 式比较，( 13 ) 式不需要企业层面市场份 额的信息，使用推测弹性而不是推测变量也避免了单位选取的影响。至此，论文实现了将投入要素需求函数和利润 最大化一阶条件从企业层面向行业层面加总过度。对( 1) 、( 11 ) 和 ( 12 ) 式 的 估 计，只需要行业加总数 据，避免直接估计( 2) 和( 4) 式需要企业层面数据的 难题。给定具体的产品需求函数、成本函数形式，应 用各年份的 要 素 投 入、价 格 和 产 量 对 ( 1 ) 、( 11 ) 和( 12) 构成的整个结构方程进行参数估计，不完全竞 争市场的行业寡占势力就可以得到。三、不完全竞争行业寡占市场势力 的估计: 中国部分工业行业的经验检验已经奠定寡占市场势力的理论基础，接下来选 取玩具、皮鞋、空调和炼钢共 4 家制造业行业，应用 这些理论 计 算 行业的寡占市场势力。出 于 估 计 需 要，需要设定行业需求函数、成本函数和行业推测弹 性函数的具体形式。假定行业生产需要劳动 xl 和资本 xk 两种投入 品，要素价格是 wl 和 wk 。产品需求函数( 1) 式设定成 cobb-douglas 形式: q = ea p y ，这里 y 是以产品 q 为投入品的其它行业产量，为 方 便 估 计 化 为 对 数 形式。m q 2l = jqj sj ( 7)假设推测变量q / qj = 对行业内所有厂商相m同，记赫芬因德指数 j sj h ，不完全竞争市场2=的行业寡占市场势力( 7) 式可进一步简化为q ms2 j jl = h( 8)qj亦即不完全竞争市场上行业寡占市场势力与推测变量、产品需求价格弹性和反映行业集中度的赫 芬因德指数三个因素呈正比例关系，其值也在 0 和1 之间。再来考虑厂商的要素需求函数 ( 2 ) 式从厂商层 面向行业层面的 过 渡，第 i 种投入要素的行业总需 求函数形式化定义为mmxi = j xij= j c ( q ，w) / wijji = 1，2n( 9)为保证要素需求函数从厂商层面向行业层面过度，仿照 gorman( 1953) 类似问题 的 一 般 处 理，不 完 全竞争行业厂商的成本函数形式设定为cj ( qj ，w) = qj a( w) + bj ( w)j = 1，2m ( 10)该形式的成本函数厂商面临的相同边际成本 a( w) ，厂商 间成本差异表现在不同的固定成本 bj( w) 上。将( 10) 式带入( 9) 式化简得行业对第 i 种 要素的需求函数mqa( w) / wi + j b ( w) / wijxi =1，2ni =( 11)lnq = a lnp + lny( 14)最后考虑( 4) 式的行业加总形式。厂商的产量水平按照“推测”边际收益等于边际成本原则确定，设定的成本函数使厂商面临相等的边际成本，行业 均衡时 所 有 厂 商 的“推 测”边 际 收 益 p ( 1 j ) 相等，进而推测弹性 j = 对行业厂商都也相等。将( 10) 式表示的成本函数带入( 4) 式中得行业层面上 的利润最大化一阶条件注意到 = dq / q ，对 ( 14 ) 式 的 估 计dlnpdlnqdp / p =就可以得到行业需求价格弹性值。行业成本函数( 10) 式设定为 leontief 成本函数 形式。qbij ( wi wj )1 /2+ bi wii，j = l，i( 15)c =i jkbij= bjip( 1 )= a( w)( 12)( 15 )式 是 ( 10 )a( w)bij( 12) 式说明行业推测弹性 是 要 素 投 入 价 格的函数，奠定下文推测弹性计量方程模型设定的理 论前提。寡占市场势力( 8 ) 式中的赫芬因德指数需80式 的=i j1 /2j( wi wj )、bi wi = b ( w) 的 具 体 形 式，再 将ij( 15) 式带入( 11) 式得到行业投入要素需求方程。量的数目，可以验证该模型每个方程都满足阶条件k ki = gi 1，亦即该模型每个结构方程恰好识别。 为了估计联立方程中的结构参数，必须要克服 解释变量的内生性问题，比较行之有效的方法是工 具变量 iv 法。工具变量选择需满足三个条件，与所 替代的随机解释变量高度相关、与随机干扰项不相 关以及与模型其它解释变量不存在共线性。而在联立方程模型估 计 中，每 个 方 程 没 有 包 含 的 k ki 个 先决变量基本满足工具变量的条件，可以作为方程 包含的 gi 1 个内生解释变量的工具变量，本 文 估计也采用这种狭义的工具变量法克服变量的内生性 问题。各行业的劳动、资本等要素投入、产量水平以及 价格的年份数据 可 从中国玩具礼品年 鉴、中 国 鞋业年鉴、中国空调市场年鉴和中国钢铁工业 年鉴等行业年鉴中整理得到，样 本 考 察 期 为 1992 年至 2011 年共 20 个年份。使用工具变量法逐一对 各行业每个结构方程的参数进行估计，再利用( 19 ) 式和( 13 式) 计算出四行业各年度的推测变量和寡 占市场势力在表 1 中列出，表 1 时也给出了需求价 格弹性的均值和标准误。xl = qblk ( wk / wl )+ bll+ bl1 /2( 16)( 17)1 /2xk = qblk ( wl / wk )+ bkk+ bk再将( 15) 式带入( 12) 式，可得到行业利润最大化均衡条件方程。1 /2p =bll wl + bkk wk + 2blk ( wl wk )/ ( 1 )( 18)( 12) 式隐含了行业推测弹性 = ( w) 是要素投入价格的函数，将推测弹性计量方程设定为要素 价格的线性函数。 = c0 + cl wl + ck wk( 19)至此建成了由( 14) 、( 16) ( 19) 5 个方程构成的联立方程组。由于 ( 19 ) 式可 直 接 带 入 到 ( 18 ) 式 中，且( 18) 式中 等于( 14) 式价格对数变量系数 的倒数，故联立方程中独立的方 程 由 ( 14 ) 、( 16 )( 18) 4 个方程构成。变量 q、p、xl 和 xk 是解释变量，与联立方程独立方程个数相同，故该联立方程为完 备的结构式模型。该联立方程中任何一个随机方程 都无法通过其余 3 个随机方程的线性组合表示，满 足结构方程可识别的秩条件，故每个方程都是可以 识别的。如果用 k 表示模型系统内生变量的数 目，ki 和 gi 分别第 i 个方程的包含的内生变量和先决变表 1四行业分年度推测弹性 和寡占市场势力 l 值年份类别玩具皮鞋空调炼钢llll19921993199419951996199719981999200020012002200320042005200620072008200920102011 需求 弹性0 01000 01000 09960 01030 01040 01040 01040 01070 01070 01070 01090 01100 01120 01150 01180 01200 01250 01290 01290 01320 04670 04690 04630 04780 04820 04840 04830 04970 04980 04970 05090 05130 05230 05350 05520 05580 05810 06000 05980 06150 04030 04040 04280 04060 04050 04010 04210 03950 03970 03990 03800 03730 03530 03310 03060 03070 02690 02490 02510 02360 06730 07370 07800 07400 07370 07480 07690 07200 07240 07280 06920 06800 06430 06040 05590 05590 04900 04550 04570 04310 26170 26520 25170 25030 24200 23060 21720 19900 20200 19570 18870 18500 16600 15150 13150 12410 11020 11000 10770 09440 25740 26090 24760 24630 23800 22680 21370 19570 19870 19250 18560 18200 16330 19400 12940 12210 10840 10820 10600 09290 40650 40340 40580 40570 40530 40430 40340 40220 40060 40020 39940 39900 39830 39850 39800 39720 39630 39500 39120 39030 6175( 3 503)0 65830 65680 65710 65700 65620 65480 65330 65140 64880 64810 64680 64620 64510 64530 64550 64320 64170 63960 63360 63200 2159( 2 187)0 5487( 4 005)1 0165( 2 765)从表 1 可以直接看出，四行业在样本考察期内各年度的推测弹性和寡占市场势力的估计值都在 0 1 之间，与本文理论预期一致。就四行业的推测 弹性比较而言，玩具业最低、其次是皮鞋业和空调制81造，最高是钢铁业。四行业的寡占市场势力排序与推测弹性大小排序完全吻合，充分体现推测弹性是 影响行业寡占市场势力的重要因素。但四行业寡占市场势力和推测弹性的排序与行 业集中度排序并不完全一致。以 2008 年为例，四行 业 c4 依 次 是 8 2% 、7 8% 、83 2% 和 33 8% 。尽 管玩具业较皮鞋业、空调制造较钢铁业的市场集中 度高，但玩具业和空调业的寡占市场势力却分别比皮鞋业和钢铁业要低。这说明哈佛学派将集中度视 为市场力量的决定因素的结构主义观点存在理论缺 陷。高度集中并不是寡占市场势力的充分条件，推 测弹性作为行为变量，衡量厂商间协调产量的默契 程度也是影响行业寡占市场势力的重要变量。上述经验研究仅是对所选行业的推测弹性和寡 占市场势力进行了估算，但并没有对各行业的竞争 程度的结构状况做出直接判断。通过假设检验可以 判断各行业的竞争程度结构状况，检验某行业是否 是竞争行业可通过检验推测弹性 值是否显著为 0来实现。由( 19) 式，以 = 0 的充分条件 c0 = c1 = c2= 0 为零假 设，即行业是完全竞 争 行 业。表 2 第 一 行列出的 4 个行业 2 检验值都落在拒绝域内，表明 在 1% 的显著性 水 平 上，拒 绝 该 4 个行业是完全竞 争行业。在各年份推测弹性估计值基础上再对推测 弹性均值为 0 进行假设检验，玩具和皮鞋业的检验 t 值在接受域内，空调和炼钢业的 t 值落在拒绝域内。 说明玩具和皮鞋业的不完全 竞争市场特征并不显 著，而空调和炼钢业是显著的不完全竞争市场。上述检验已经说明四行业不是完全竞争行业， 很显然它们也不是完全垄断行业，因为所有行业内 不止一家厂商。检验这一点则需要使用单尾检验， 零假设是 = 1，备择假设采用单尾形式 1。表 2 同时给出了考察行业是垄断行业 1% 置性水平上 值的单尾临界值水平。检验结果表明，所有四家行 业的推测弹性与垄断行业存在显著差异，与经验预 期一致。表 2 行业推测弹性的假设检验2 检验临界值 2 = 13 3 ( 4) 0 01 限制条件玩具皮鞋空调炼钢c0 = c1 = c2 = 0 = 016 460 0187( 1 056) 0 059029 000 0367( 0 7390) 0 152647 660 2010( 3 786) a 0 324694 510 4020( 3 025) a 0 7082 1 单尾检验置信区间表中括号列出的是 t 统计量值，a 和 b 表示 1% 和 5% 的置性水平。“结构操纵”取向。相反，芝加哥学派认为集中市场统计上表现出的高利润率是 大企业的经营效率使 之，反垄断重心应放在反垄断行为和限制合谋的市 场条件上。本文理论和经验研究都表明，推测弹性 和市场结构共同影响行业寡占市场势力。结构主义 和行为主义都只是抓住了寡 占市场势力的一个方 面，就像盲人摸象。在反垄断执法过程中，应该将二 者有机的结合起来，反垄断法的实施才能真正完成 维护竞争的使命。不完全竞争行业的寡占市场势力 受很多因素影响，市场结构、厂商间协同限产的难易 程度以及需求价格弹性对其都有影响。最后强调，产业组织关注市场势力是因为市场 势力最终影响市场绩效。如果把市场价格超过边际 成本看成是因为市场竞争不充分厂商获得的非竞争 租，论文( 6 ) 式体现出来的不完全竞争 行 业 的 寡 占 市场势力实际上是该行业非 竞争租占总收益的比 值。在新古典分析框架下，市场绩效与市场势力呈 反向变动，本文研究的 4 个工业行业市场绩效从高 到低 依 次 是 玩 具、皮 鞋、空 调 和 炼 钢。按 照 这 种 理四、简单结论和政策启示本文在新古典分析框架下，分析了不完全竞争 行业的寡占市场势力问题。理论上完成了垄断行业 市场势力的 测 度 指 标 lerner 指数在不完全竞争行 业上的拓展，在完全竞争和完全垄断行业的市场势 力间架起桥 梁。经 验 研 究 选 取 4 家中国制造业行 业，研究结果既不支持四行业是完全竞争行业，也不 支持它们是完全垄断行业。文中推出不完全竞争行 业寡占市场势力 l = h，说明寡占市场势力受很多 因素影响，市场集中度、厂商间合谋限产的难易程度 以及需求价格弹性对其都有影响。寡占市场势力包 含市场结构、行为方式和外生需求环境等影响竞争 状况的所有信息。论文的研究结论对以反垄断法为核心的竞争政 策的实施有一定的启发意义。长期以来，反垄断执 法思想存在哈佛学派的结构主义和芝加哥学派的行 为主义之争。哈佛学派认为集中市场是寡占市场势 力的罪魁祸首，在反垄断的政策主张上具有鲜明的82解，提高市场绩效和降低市场势力是同义语。从寡占市场势力 l = h 构成上看，降低市场势 力 既 可 以限制企业间的联合并购( 降低 h) ，也可以放在限 制合谋的市场条件上( 降低 ) 。前者体现哈佛学派 的结构主义，后者体现芝加哥学派的行为主义。当 然，这种对市场绩效的理解停留在静态效率意义上， 没能考虑集中市场大企业高 垄断利润研发能力更 强，从而获得更大的动态技术进步效率。这是本文 研究不足，也是未来研究改进的一个方向。bain j s 1951 elation of profit to industry concentra-tion: american manufacturing 19361940j quarter- ly journal of economics，65( 3) : 293 324cowing k，muelle d c 1978 the social cost of mo- nopoly power j economic journal，88( 11) : 724 748demsetz h 1973 industrial structure，market rivalry，and public policy j journal of law economics，16( 1) : 1 9goman w m 1953 community preference fields j econometrica，21( 1) : 63 80habege a c 1954 monopoly and resource allocationj american economic eview，44( 2) : 77 87 lene a p 1934 the concept of monopoly and themeasurement of monopoly power j eview of eco- nomic studies，1( 3) : 157 175posne a 1976 antitrust law: a economic perspectivem chicago: university of chicago press( 编校: 育川)参考文献:汪贵浦，陈明亮 2007 邮电通信业市场势力测度及其对 行业 影响的实证分 析j 中 国 工 业 经 济 ( 1 ) : 21 28赵旭 2008 国有商业银行市场势力及其福利损失估计 j 当代财经 ( 7) : 59 63张占东，张铭慎 2011 市场势力，煤电矛盾与潜在 福 利 损失j 产业经济研究 ( 1) : 21 30market power estimation of imperfect competition industryan extended esearch on lerner indexli ting( economy department，tonglin