觀察和衡量市場勢力的大小或高低,常見的有以下幾種指標：
（1）利潤率
在完全競爭市場上,資源配置與社會效率均處於最優狀態,企業隻能獲得正常利潤,同時不同產業的利潤率趨向平均,而在不完全競爭市場中,企業可以憑借其市場勢力獲取較高的超額利潤,因此利潤率的高低就成為衡量市場勢力的一個重要指標。利潤率的一般計算公式為：R=(π-T)/E,式中,R表示稅後資本收益率,π是稅前利潤,T是稅收總額,E是自有資本。由於利潤率指標所指的經濟利潤涉及機會成本,其測算非常複雜,因此在實際中常用會計利潤來代替。
用會計利潤計算的利潤率指標在使用中可能會產生一些誤差,這主要是由於某些行業的高利潤率可能來自於風險投資的風險收益、技術創新的創新收益或不可預期的需求和費用變化等帶來的意外收益,而不是由企業本身所擁有的市場勢力引起的。
（2）貝恩指數（BainIndex）
與利潤率指標不同的是,貝恩指數采用了經濟利潤來測量市場勢力的大小。貝恩指數的計算公式為：B=πβ/v。其中,經濟利潤等於：πβ=R-C-D-iv,v是投資額,i是投資收益率。
貝恩指數是不明確的,這是因為一個具有市場勢力的企業並不一定能獲得經濟利潤,例如,當市場對它的產品需求不足或存在較強的進入威脅,即使是一個純粹的壟斷者也是無法獲得經濟利潤的。所以,雖然持續的高額經濟利潤率可能反映了市場勢力的存在,但缺少這種經濟利潤並不就意味著市場勢力消失了,貝恩指數所揭示的隻是可能的市場勢力而不是對市場勢力的直接計量。
（3）勒納指數（LernerIndex）
經濟學家阿巴·勒納（AbbaLerner,1934）為我們提供了一種用相對價格加成來計算市場勢力的標準方法,這種方法被稱為勒納指數法,其計算公式為：
L=P-MCP（8·1）
勒納指數的值總是在0—1之間變動,數值越大表明價格偏離邊際成本的幅度及企業所擁有的市場勢力越大。勒納指數的大小與具體的市場結構有關,完全競爭條件下,價格等於邊際成本,勒納指數為零；而在壟斷競爭、寡頭壟斷與完全壟斷市場中,價格與邊際成本之間均有一定偏離,因此勒納指數介於0—1之間。
盡管勒納於1934年提出的勒納指數法被公認為是計算市場勢力的標準方法,但這種方法要求能夠測量邊際成本,而在實際中邊際成本是很難測量的。針對這一困難,Baker和Bresnahan（1988）提出了一種用企業所麵臨的剩餘需求彈性來計算市場勢力的簡易方法,本書的第三章將展開對剩餘需求彈性、勒納指數以及市場勢力的推導和分析。
（二）剩餘需求彈性與出口企業市場勢力
由於邊際成本在實際中是難以測量的,實證的產業組織研究提出了一種用剩餘需求彈性來計算企業價格加成的方法,Goldberg&Knetter（1999）運用這一方法建立了本國企業在出口市場上的價格加成測度模型,並相應衡量了出口市場的競爭度。
正如我們所看到的,出口企業在國外市場不僅麵臨著其他國家同類產品出口企業以及出口市場同類產品生產企業的競爭,而且麵臨著本國同類產品其他出口企業的競爭。因此,為了便於計算,我們首先采用“阿明頓假定”（Armington,1969）對本國同類產品的出口企業進行加總。所謂“阿明頓假定”是指,消費者總是將同一個國家生產的同類產品視為同質且完全可替代,但同時,不同國家生產的同類產品之間並不具有這種替代性。由於各國貿易政策的出發點通常都是產業而非企業的角度,因此對同本國同類產品的出口企業進行加總是可行的。通過這一假定,我們可以認為國際市場上的競爭是按國家層麵展開的,這有助於我們將研究廠商行為的產業組織理論應用於開放經濟條件下的出口企業行為以及一國的對外貿易績效研究。此外,對本國同類產品出口企業進行加總的目的還出於數據收集和處理的方便性,這是因為聯合國數據庫中,各國的進出口統計報告都隻給出了產品的進出口總額與總量。根據這一假定,我們可以用本國同類產品的出口總額除以其出口總量來計算該產品的出口單價,並以此作為本國企業對出口市場的出口價格。
直接計算本國企業在出口市場上的剩餘需求彈性的難度不亞於邊際成本的計算,這主要是因為市場需求彈性的計算並不具有現實的可操作性。Goldberg和Knetter（1999）指出,當出口市場之間的經濟發展水平差距不大時（如都是發達國家）,可以通過假設不同出口市場的市場需求彈性相等來簡化計算。此時可以認為,不同出口市場之間的剩餘需求彈性差異是由競爭企業的供給彈性差異引起的。競爭企業的供給彈性越大,本國企業的剩餘需求彈性也越大,本國的價格加成能力卻越小。
（三）浙江出口企業的市場勢力實證測度
為了更全麵地研究浙江企業的國際市場勢力,我們以紡織服裝業為例,從兩個層麵來展開分析：一是基於產業層麵的實證測度,這是假定該產業中的所有企業是一個整體,並采取了共同行動情況下的市場勢力分析；二是基於企業層麵的現實分析,這是從企業現實反映出來的實際價格加成能力來闡釋的。
1.基於產業層麵的實證測度
為了研究宏觀經濟的波動與市場結構之間的關係,Hall用“價格—邊際成本指數”作為產業市場勢力的衡量標準,推導出了相應的理論模型。由於該模型實用性較強,所以應用較廣。
模型的基本假設為：（1）產出可以是不斷變化的,但是在一定時期內該產業的資本投入是不變的,並且勞動是唯一的要素投入；（2）存在技術進步,技術進步對生產力的發展存在一定的影響；（3）由於國際間各國的政策變化（如關稅或非關稅的變化）可能會對各國的產出造成一定的影響,使各國的外貿表現發生重大變化,因而本模型使用時,假定在考察區間內各國不存在重大貿易政策變化；（4）產業內各個企業是團結的,能共同行使產業的市場勢力,即相當於整個產業有個“領頭人”幫助產業內所有企業行使市場勢力。在上述基本假設條件下,Hall推導出了如下模型：
VYY=μωNpYVNN+(θ+εt)（8·2）
其中，μ是“價格—邊際成本指數”代表國際市場勢力,Y表示總產出,N表示總就業人數,ω表示工資率,p表示該產品的價格,θ是常數,ε表示科技進步。
WynMorgan和BruceMorley在對歐盟有關國家的國際貿易和技術進步的檢驗中發現,法國和愛爾蘭的出口促進了技術進步。Marin和Yamada(1998)對美國、英國、日本和德國等工業化國家的實證分析也發現,出口對技術進步有促進作用。國內學者李小平（2007）運用向量誤差修正模型(VECM)對技術進步和進出口因果關係進行檢驗發現,中國的出口促進了技術進步。可見國內外研究都表明出口在一定程度上可以促進技術進步,因此,我們將隨機變量εt進行擴展,引入出口因素,以改進對技術進步的解釋力度。我們假設出口貿易的變化率和技術進步存在線性關係,其表達式如下：WynMorgan和BruceMorley(2004),在CausalitybetweenExports,ProductivityandSubsidiesinEUAgriculture（見www.aes.ac.uk/conf·05·docs/Morgan.Doc）中曾經用類似的方程檢驗過出口和生產率之間相互關係。
θt=θ+βVXX+ε1t（8·3）
其中,VX為出口的變化量,X為出口總數量,β為VXX的係數,ε1t為隨機項,將式8·3代入式8·2，並用Vx表示VXX,Vy表示VYY,VN表示VNN,α表示ωNpY可得：
Vy=θ+βVx+μαVn+εt（8·4）
在對浙江紡織服裝產業的國際市場勢力進行實證分析前,我們對數據做以下處理：
(1)在Hall模型中ω表示的是工資,但浙江紡織服裝各個行業工資的數據難以獲得,本研究采用製造業平均工資替代,由於紡織服裝業屬於典型的製造工業,所以這樣處理並不會影響計量結果的可靠性。
(2)基於浙江紡織服裝亞產業總就業人數的難以獲得,本研究以一個比例係數K（浙江紡織服裝產出總額與全國紡織服裝產出總值的比值）乘以全國該產業的總就業人數作為浙江該亞產業的就業人數。為了保持數據的一致性,在計算浙江紡織服裝各亞產業的總產出和總出口時,我們采用相同的方法。這裏需要指出的是,由於浙江亞產業的數據的可獲得性和Hall模型本身的特點,該方法處理後回歸得到浙江紡織服裝亞產業的國際市場勢力與全國該亞產業的國際市場勢力是一致的。
根據式8·4,並利用Eviewer3.0對浙江的紡織服裝各個亞產業進行回歸分析,回歸結果如表8·1。
非常大的市場勢力。整體回歸結果顯示：浙江棉紡、絲紡、麻紡、服裝四個產業的國際市場勢力μ值分別為1.3121、2.6412、1.4732、1.8524,都大於1.2,表明浙江紡織服裝產業國際市場勢力較大。加入WTO前數據回歸結果顯示：棉紡、絲紡、麻紡三個行業的國際市場勢力μ分別為1.1927、1.7567、1.2457。這表明加入WTO之前後,浙江的紡織品行業都存在比較明顯的國際市場勢力。對比可以發現：加入WTO以後的幾年裏浙江的紡織服裝產業國際市場勢力是在增加的。
2.基於企業層麵的現實分析
從計量的結果上看,浙江的紡織服裝產業國際市場勢力較明顯,而且從動態的角度分析最近幾年有增強趨勢。但是我們進一步研究企業紡織服裝品出口的具體情況時發現：部分紡織服裝品出口的貿易條件在呈現不斷惡化的趨勢,如圖8·6。以1995年作為基期（值為100）,選用服裝中的男襯衫和紡織品中的棉、麻、綢等作為考察對象。發現在2000年以前所選的紡織服裝品貿易條件存在一定的波動,貿易條件時而改善時而惡化,但是2000年後的四年裏,每種紡織服裝產品都呈現出非常明顯的惡化趨勢,非針織男襯衫貿易條件惡化尤為嚴重（2004年其貿易條件僅為20.8）。可見,浙江紡織服裝的整體貿易條件是在不斷惡化的,即紡織服裝的獲利能力在遞減,真實市場勢力並不明顯。
圖8·6部分紡織服裝品的貿易條件變化（1995年為100）
資料來源：根據《中國對外貿易年鑒》和聯合國數據庫相關數據計算值繪製而成。
同時,浙江作為紡織服裝生產和出口大省,紡織服裝的產品單位出口價格卻很低,而且出口價格總體上還有不斷下降的趨勢。紡織服裝商品出口中以服裝品出口價格下降最為明顯。由於紡織服裝出口多采用貼牌和加工等方式,在國外最終完成的紡織和服裝品銷售額中,浙江企業的真正收入占不到10%,90%的銷售收入被國外品牌擁有者、批發商、分銷商和零售商分享。
如表8·2,在1995—2005年間紡織服裝業中的麻布、棉布、絲綢、服裝服裝主要參考男襯衫和針織服裝。的出口美元價格幾乎沒有上升,棉布、絲綢有一定的下降趨勢。雖然服裝的出口美元價格有一定上升,但是上升幅度有限,總體價格水平偏低。伴隨著國際市場上的勞動力價格、出口銷售費用、管理費用等的上漲,紡織服裝業的利潤水平是相當低的,可見紡織服裝生產企業的現實市場勢力並不明顯。
表8·2紡織服裝業部分產品出口單價（單位：美元/米或美元/件）
年份麻布棉布絲綢服裝
19950.5010.2821.1614.326
19960.4550.3010.9083.724
19970.5050.2960.9293.861
19980.5100.2880.9443.861
19990.3390.2710.8364.062
20000.4680.2840.8444.878
20010.4680.2790.8354.976
20020.4780.2730.6874.847
20030.4730.2820.6304.745
20040.4760.3130.6704.687
20050.4720.3070.6514.841
注：按各年消費者價格指數（以1980為基期）平減後的美元出口價格。
資料來源：根據《中國對外貿易年鑒》與《中國統計年鑒》整理而得。
綜上所述,根據計量結果,無論在加入WTO前還是在加入WTO以後,浙江紡織服裝出口具有比較明顯的出口潛在市場勢力,但是紡織服裝的現實的加成能力並不明顯。其表現為：一方麵紡織服裝出口的貿易條件在惡化;另一方麵出口單價幾乎沒有上升,而且有下降趨勢。因此,可以判定：浙江紡織服裝產業層麵的國際市場勢力並沒有完全地轉化為企業層麵的國際市場勢力,即浙江紡織服裝企業出現了國際市場勢力的缺失。
三、產業鎖定與創新弱化
（一）產業鎖定：理論及表現
正如前麵所論述的,產業的發展與開放有著緊密的關係。在完全封閉的經濟體內,產業結構取決於消費結構和技術結構,消費結構決定了最終消費品的生產結構,而技術結構決定了中間產品的結構。在封閉經濟的內源發展進程中,人口的增長和人地矛盾將推動技術創新,提高生產效率,從而改變現有稟賦條件下的消費結構。這個過程會推進產業結構的變化,而這個變化的動力是需求結構的變化,主要源泉是創新和技術進步。
但是,封閉經濟條件下的產業結構變遷過程是相當緩慢的。如果從曆史的角度看,人類從狩獵向耕種的變遷花費了漫長的時間,在整個農耕社會,人類經濟社會生產的產業結構基本上沒有發生什麼變化。之所以封閉經濟條件下的產業結構變遷緩慢,這是因為封閉經濟條件下產業結構的唯一動力便是經濟體內成員的需求結構,而需求結構除了生存需求之外,其他需求（如需求多樣化）等主要來源於開放交流。因此,封閉經濟條件下,維持人地矛盾導致的生存需求是推動技術創新的主要動力，而多樣化需求推動的創新就非常少見。
而開放經濟對產業結構的影響是十分深遠的。人類工業革命的到來直接源於開放的興起,如果沒有貿易促成的需求和在貿易中獲利的驅動,難以有足夠的投入用於創新,從而推動工業革命的發生。人類社會從農耕社會向工業社會的過渡正是人類社會大規模開放的時期。這並不是巧合。開放對某個具體的經濟體的產業結構而言,其影響主要體現在四個方麵：
（1）對需求的影響,開放經濟的需求結構將實現從單個經濟體的需求結構向多個經濟體需求結構的轉變。這個轉變會改變要素和產品的相對價格,從而促成創新和產業結構的變化。同時,開放的進程將使得經濟體的需求更趨多樣化,更為多樣化的需求也會導致要素和產品相對價格的改變,從而推動產業結構的變遷。