基于利他偏好和過度自信的農(nóng)產(chǎn)品供應鏈激勵機制研究

孫玉玲 紀賢兵 蔣以浩

摘要：考慮到供應商利他偏好和過度自信，建立農(nóng)產(chǎn)品供應鏈激勵機制模型，同時分析了供應商僅具有利他偏好、供應商同時具有利他偏好和過度自信2種情形下的供應鏈激勵機制問題，且得到了供應商和零售商雙方努力投入、農(nóng)產(chǎn)品質量以及供應鏈整體效用的最優(yōu)解，進而分析了利他偏好和過度自信對供應鏈質量激勵的影響。結果表明，供應商的利他偏好和過度自信能夠顯著影響供應鏈的最優(yōu)決策，且能夠提高雙方努力投入、農(nóng)產(chǎn)品質量以及供應鏈整體效用。此外還表明，收益分享系數(shù)對雙方努力投入和供應鏈效用也具有顯著影響。最后采用數(shù)值分析驗證了利他偏好和過度自信對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈激勵機制的影響。

關鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品;利他偏好;過度自信;供應鏈;激勵機制;努力投入;最優(yōu)決策

中圖分類號： F322

文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2019）15-0342-05

農(nóng)產(chǎn)品供應鏈協(xié)調與質量激勵問題作為供應鏈運營的一個重要組成部分。部分學者對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈協(xié)調與質量激勵問題進行了研究，如林強等通過設計Nash協(xié)商的收益共享契約來協(xié)調公司與農(nóng)戶雙方的收益，研究表明，該契約可以促進供應鏈的協(xié)調，且?guī)砩鐣＠脑黾覽1]。陳軍等研究了實體損耗對協(xié)調鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應鏈的影響[2]。王道平等在考慮隨機需求下，研究天氣和生長周期對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的影響，且通過風險分擔契約實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品供應鏈協(xié)調問題[3]。Cai等考慮分銷商的保鮮努力因素，設計了鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應鏈的激勵機制，并分析保鮮努力的影響[4]。Nong等在考慮農(nóng)產(chǎn)品隨機產(chǎn)出的情況下，研究供應鏈生產(chǎn)激勵與收益分享問題[5]。然而，上述文獻對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈協(xié)調與激勵的研究大多基于供應鏈成員為完全理性人的假設。

大量的行為經(jīng)濟學研究表明，現(xiàn)實中決策者往往不是完全理性的，決策者在選擇決策時不僅僅會考慮決策對自身的影響，也會考慮決策對其他人產(chǎn)生的后果，即具有利他偏好的成員更愿意幫助他人來促進社會福利的最大化[6]。目前，在農(nóng)產(chǎn)品供應鏈中零售商作為主導型已成為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的主要經(jīng)營模式。零售商如具有利他偏好，則有助于供應鏈整體效用的提升，提高全社會福利，如雀巢公司的“創(chuàng)造共享價值”計劃，雀巢公司幫助咖啡農(nóng)戶改進農(nóng)業(yè)技術，以降低農(nóng)戶的生產(chǎn)成本，且指導農(nóng)戶有效地管理土壤和治理害蟲[7]。相反，零售商若缺失利他偏好，這會對企業(yè)造成嚴重損失，如2012年《中國青年報》報道的“白羽雞亂吃藥折射養(yǎng)殖模式弊端”，作為主導型零售商（山東六和集團有限公司）通過壓榨養(yǎng)殖戶的利潤以此滿足自身的利益，導致養(yǎng)殖戶使用抗生素降低肉雞的死亡率;2016年央視“3.15”曝光了“造肉一號”以及“進口的日本核污染區(qū)食品”等事件。上述系列事件表明，農(nóng)產(chǎn)品供應鏈成員具有利他偏好有利于提高供應鏈整體收益，而缺失利他偏好將導致供應鏈整體收益下降。

目前，對于供應鏈成員的利他偏好行為多數(shù)文獻集中在經(jīng)濟學領域。Loch等最先對利他偏好供應鏈展開研究，通過構造利他偏好效用函數(shù)，分析利他偏好對單一渠道和雙渠道供應鏈決策機制的影響[8]。駱正清等基于雙渠道供應鏈，研究供應鏈成員的利他偏好對定價決策的影響[9]。覃燕紅等考慮線性形式的確定性需求，研究批發(fā)價格契約下利他偏好對供應鏈協(xié)調與決策的影響[10]。孫玉玲等基于鮮活農(nóng)產(chǎn)品的新鮮度和運輸損耗特性，分析了供應鏈成員的利他偏好對供應鏈決策以及供應鏈效率的影響[11]。此外，決策者在作出決策時除了存在利他偏好，往往會過度相信依靠自身的努力可以控制事情結果的演變方向，即過度相信自身對事情判斷的正確性[12]。

與利他偏好研究相比，過度自信對供應鏈運作管理影響的文獻則較少。而大量的研究結果顯示，供應鏈成員在進行決策時往往會出現(xiàn)過度自信的傾向。袁胡駿等考慮零售商具有過度自信行為時，對供應鏈訂購決策的影響[13]。周永務等研究了過度自信的零售商對市場需求及供應鏈利潤的影響，研究表明，供應鏈利潤損失偏差隨著零售商過度自信的增加而增大[14]。肖迪等基于決策者過度自信視角，研究過度自信對供應鏈庫存決策的影響，研究表明，過度自信對供應鏈庫存有正向影響[15]。

大量心理學和經(jīng)濟學行為試驗表明，利他偏好是個體決策者在決策過程中的一種社會學情感，而過度自信則主要體現(xiàn)在決策者對自我能力認知的不完全，兩者之間往往不是獨立的。因此，考慮供應鏈成員的利他偏好和過度自信等非理性行為對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈質量激勵的影響更具有現(xiàn)實意義。

1 問題描述和模型假設

基于供應鏈成員的利他偏好和過度自信行為，研究2種行為對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈質量激勵的影響，為了便于對上述問題展開研究，為此作出如下假設：（1）在農(nóng)產(chǎn)品供應鏈中，零售商為領導者，供應商為追隨者，雙方進行質量激勵行為博弈。首先在基礎模型中考慮供應商和零售商皆為完全理性的決策者，其次考慮供應商為僅具有利他偏好的決策者，最后再考慮供應商作為同時具有利他偏好和過度自信的決策者。（2）為了便于分析，本研究將農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量假設為1個單位，農(nóng)產(chǎn)品作為季節(jié)性作物，其質量與供應鏈成員努力程度緊密相關。最終農(nóng)產(chǎn)品質量為E=βses+βrer+γeser。式中：es、er分別表示供應商和零售商的努力投入;βs、βr分別表示供應商和零售商的努力效果系數(shù);γ為供應商和零售商的雙邊努力效果系數(shù)，γ>0。（3）單位農(nóng)產(chǎn)品市場價格為p=p0+k（βses+βrer+γeser）。式中：p0為單位農(nóng)產(chǎn)品基礎市場價格;k為單位農(nóng)產(chǎn)品價格對于質量改進的敏感系數(shù)。單位農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格為 w=w0+hk（βses+βrer+γeser）。式中：w0為單位農(nóng)產(chǎn)品基礎批發(fā)價格;hk（βses+βrer+γeser）則表示主導型零售商為了更好地激勵供應商提高農(nóng)產(chǎn)品質量努力投入，而將其自身一部分收益分享給供應商;h[h∈（0，1）]則為雙方的收益分享系數(shù)。c（ei）=12e2i（i=r、s）分別為零售商和供應商的努力投入成本，c0為單位農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本。k、βs、βr分別表示單位農(nóng)產(chǎn)品價格對于質量改造的敏感系數(shù)、供應商努力效果系數(shù)、零售商的努力效果系數(shù)，皆為正值。

2 模型構建與分析

2.1 供應商和零售商完全理性

基于上述模型作出系列假設，本研究采用Stackelberg博弈研究農(nóng)產(chǎn)品供應鏈質量激勵問題，博弈分為2個階段：首先，零售商作為領導者先確定自身在農(nóng)產(chǎn)品質量中的努力投入;其次，供應商作為追隨者則通過零售商的努力投入確定其自身的努力投入。在基礎模型中，雙方皆為完全理性的決策者，此時可得供應商、零售商和供應鏈整體的效用函數(shù)：

假設供應商和零售商在農(nóng)產(chǎn)品質量中的努力投入為正值，即2h2k2γ2-2hk2γ2+1>0，進而可得農(nóng)產(chǎn)品最優(yōu)質量 W*=βse*s+βre*r+γe*se*r，以及供應商、零售商和供應鏈整體的最優(yōu)效用分別為us（e*s，e*r）、ur（e*s，e*r）和usc（e*s，e*r）。通過對基礎模型中得出的供應鏈成員最優(yōu)努力投入分析，可得到命題1：供應商和零售商皆為完全理性的決策者時，雙方最優(yōu)努力投入分別與其自身的努力效果系數(shù)、雙邊努力效果系數(shù)呈正相關。

此時，雙方的最優(yōu)努力投入（e*s、e*r）分別與其自身的努力效果系數(shù)（βs、βr）以及雙邊努力效果系數(shù)（γ）呈正相關。

命題1表明，當供應商和零售商皆為完全理性的決策者時，供應鏈成員自身努力效果系數(shù)以及雙邊努力效果系數(shù)會影響供應商和零售商在農(nóng)產(chǎn)品質量上的努力投入。當供應鏈成員自身努力效果系數(shù)比較高時，供應商和零售商會提高最優(yōu)努力投入;同理，雙邊努力效果系數(shù)越高，供應鏈成員的最優(yōu)努力投入也相應提高。因此，供應鏈成員自身努力效果系數(shù)以及雙邊努力效果系數(shù)越高，雙方越傾向于提高最優(yōu)努力投入，農(nóng)產(chǎn)品質量也相應提高。

2.2 供應商僅具有利他偏好

當供應商僅具有利他偏好（λs）即0<λs<1時，供應商會傾向于因為幫助零售商增加利潤而產(chǎn)生正效用，此時供應商的目標則是追求自身效用最大化而非利潤最大化，供應商的效用函數(shù)為

πs、πr是利他偏好中供應商和零售商的收益，通常用收益表示具備利他偏好成員的效用，這里可理解為效用函數(shù)與收益函數(shù)等價。同理可得下述博弈模型，并通過逆向歸納法對博弈模型進行求解：maxur′=（p′-w′）-12e2r′=[（p0-w0）+（1-h）k（βses′+βrer′+γes′er′）]-12e2r′解得，零售商完全理性、而供應商具有利他偏好時，雙方的最優(yōu)努力投入分別?供應商具有利他偏好時，考慮到雙方的努力投入為正值，即2k2γ2（1-h）（λsh-h-λs）+1>0，此時可得農(nóng)產(chǎn)品最優(yōu)質量E*′=βse*s′+βre*r′+γe*s′e*r′，以及供應商、零售商和供應鏈整體的最優(yōu)效用分別為us′（e*s′，e*r′）、ur′（e*s′，e*r′）和usc′（e*s′，e*r′）。

命題2：與供應商完全理性時相比，供應商的利他偏好提高了雙方的努力投入，且雙方最優(yōu)努力投入與利他偏好呈正相關。

證明：與供應商完全理性情形相比，供應商和零售商的最優(yōu)努力投入變化如下在“2.1”和“2.2”節(jié)中考慮了2h2k2γ22hk2γ2+1>0，2k2γ2（1-h）（λsh-h-λs）+1>0，故可得e*s′-e*s>0，e*r′-e*r>0。通過一階條件，進而可得供應商和零售商的最優(yōu)努力投入與供應商的利他偏好的關系，即e*s′λs=k（1-h）[（1-h）kγβr+βs][2k2γ2（1-h）（λsh-h-λs）+1]2>0，e*r′λs=2k2γ（1-h）2[βs+kγ（1-h）βr][2k2γ2（1-h）（λsh-h-λs）+1]2>0，此時供應商和零售商的最優(yōu)努力投入與利他偏好呈正相關。

命題2表明，供應商的利他偏好將影響供應商和零售商在農(nóng)產(chǎn)品質量中的努力投入。與供應商完全理性時相比，供應商利他偏好的存在，一定程度上有助于提高雙方努力投入，且隨著利他偏好增大，雙方的努力投入也相應增大。因此，供應商利他偏好的存在往往對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈有利，將會促進供應鏈成員的努力投入。

2.3 供應商同時具有利他偏好和過度自信

對于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、再加工等環(huán)節(jié)中，供應商在對農(nóng)產(chǎn)品質量進行預測時往往會更加相信自身的努力程度對農(nóng)產(chǎn)品質量的影響，即供應商存在過度自信[16]。參照Ren等的研究[17]，并假設供應商存在過度自信時將會過高估計自身在農(nóng)產(chǎn)品質量中的努力效果系數(shù)，則供應商的農(nóng)產(chǎn)品質量變?yōu)槭街校害う聅（Δβs>0）為供應商的過度自信系數(shù)，Δβs越大，說明供應商過度自信程度越高，即供應商越堅信自身的努力投入對農(nóng)產(chǎn)品質量的影響。進而可得下述的博弈模型：

解得，零售商完全理性，而供應商同時具有利他偏好和過度自信時，雙方的最優(yōu)努力投入分別為當供應商同時具有利他偏好和過度自信2種行為時，可得農(nóng)產(chǎn)品最優(yōu)質量E″*=βses″*+βre*r″+γes″*er″*，以及供應商、零售商和供應鏈整體的最優(yōu)效用分別為u″s（es″*，er″*）、u″r（es″*，er″*）和u″sc（es″*，er″*）。

命題3：與供應商僅具有利他偏好時相比，供應商同時具有利他偏好和過度自信時，雙方的努力投入都得到提高。

證明：與供應商僅具有利他偏好相比，供應商和零售商的最優(yōu)努力投入變化如下?命題3表明，供應商的利他偏好和過度自信2種行為同時存在時也會影響雙方的努力投入。與供應商僅具有利他偏好相比，供應商同時具有利他偏好和過度自信時提高了供應商和零售商的努力投入。因此，供應商利他偏好和過度自信的存在可以促進供應商和零售商在農(nóng)產(chǎn)品質量上的努力投入。

3 數(shù)值分析

鑒于供應商的利他偏好和過度自信2種行為同時存在時，難以直觀地看出它對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈質量激勵的影響，為此本研究通過數(shù)值算例對上述的結果加以比較分析。在基于上述約束條件2h2k2γ2-2hk2γ2+1>0下，對模型中參數(shù)作出如下假設：p0=10，w=3，c0=0.5，γ=0.5，h=0.4，k=1，βr=2，βs=3。比較供應商同時具有利他偏好和過度自信時對農(nóng)產(chǎn)品供應鏈激勵機制的影響。