于 凱 何東偉

一、引言

從2001年我國正式加入WTO以來，國際市場對我國產(chǎn)品全面開放。這使得中國出口貿(mào)易迅速發(fā)展，近二十年的出口總額逐年增加且額度很大。2016年世界貿(mào)易組織發(fā)布的全球貿(mào)易統(tǒng)計報告指出，我國已連續(xù)八年保持全球第一大出口國的地位，出口額占全球份額13.2%且出口成品商品的比例持續(xù)上升。然而受到全球貿(mào)易低迷影響，2016年以來我國外貿(mào)發(fā)展面臨的形勢嚴峻復雜，不確定和不穩(wěn)定因素在增多，我國廠商出口貿(mào)易經(jīng)常會出現(xiàn)“這個月多一點，那個月少一點”的現(xiàn)象。事實上，海外市場對我國出口品的需求情況可能還與節(jié)日或季節(jié)等有關，例如:我國出口到美國的圣誕樹在圣誕前夕的需求量會很高且很穩(wěn)定(1)據(jù)美國商務部統(tǒng)計，美國市場90%的圣誕樹是從中國進口的。；海外市場對不同厚薄服裝的需求通常隨著季節(jié)的變更有大幅波動?？梢?，我國出口總額很大、出口成品產(chǎn)品的比例較大，同時海外終端市場對一些成品的需求具有較高的不確定性和波動性。另外，在全球供應鏈環(huán)境下，海外零售商時常需要通過海外進口商或經(jīng)銷商間接地實現(xiàn)一些成品的進口。特別地，零售業(yè)集中度很低的海外地區(qū)內(nèi)的零售商通常規(guī)模較小，這些小型海外零售商對我國廠商的某類產(chǎn)品的訴求會被海外進口商或經(jīng)銷商集中地從我國買入；然后海外進口商或經(jīng)銷商再零散地供應給各個小零售商。譬如，在葡萄酒全球貿(mào)易中，小零售商往往會依賴大型的進口商和經(jīng)銷商。

綜上可見，在出口貿(mào)易中，出口目的地的零售業(yè)集中度十分影響貿(mào)易成員間的強弱關系；此外，我國的成品出口貿(mào)易正面臨著動蕩的海外需求環(huán)境。因此，在考慮了海外的終端消費者需求變動和出口目的地的零售業(yè)集中度的前提下，本文從理論角度重點研究了我國廠商的成品出口問題，以便為我國廠商成品出口策略的制定及調整提供些許參考。

針對企業(yè)出口貿(mào)易問題，已有研究發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)與海外貿(mào)易伙伴的關系(何謙等,2007[1]；Gui等,2014[2])、企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品質量(聶文星和朱麗霞,2013[3]；施炳展和邵文波,2014[4])、企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新及工藝創(chuàng)新(胡馨月等,2017[5])等均影響企業(yè)的出口行為和表現(xiàn)。此外，一些國內(nèi)學者研究了我國的出口退稅及補貼對我國企業(yè)出口的影響(鄭桂環(huán)和汪壽陽,2005[6]；施炳展等,2013[7])?？紤]到匯率對國際貿(mào)易的影響，一些文獻分析了貨幣匯率變動與出口商品價格之間的相關性(Taylor,2000[8]；項后軍和許磊,2013[9]；肖霆和牙冬棉,2014[10]；盧之旺,2015[11]；邢永明,2015[12]；韓劍等,2017[13]；潘家棟,2018[14])。近年來，一些學者還探究了出口目的地的收入水平或富裕程度與企業(yè)出口商品的價格、數(shù)量、質量等之間的關系(Manova 和 Zhang,2011[15]；王銘欣,2013[16]；李方靜,2014[17])。上述國內(nèi)外文獻主要是分析出口企業(yè)自身特點、外部宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境、他國經(jīng)濟發(fā)展水平等對出口貿(mào)易的影響，而且在方法上偏重實證分析。這些富有價值的文獻和本文有著良好的橫向相關度。

與本文縱向相關度較高的文獻大都聚焦于企業(yè)所面臨的外部不確定性或下游市場結構對其出口的影響。在不確定性的影響方面，錢學鋒和龔聯(lián)梅(2017)[18]從實證上分析了中國與他國間的貿(mào)易政策不確定性對我國制造業(yè)出口的影響及其作用機制，并發(fā)現(xiàn)貿(mào)易協(xié)議能降低我國面臨的貿(mào)易政策不確定性，進而促進我國制造業(yè)的出口。許銳翔等(2018)[19]探討了經(jīng)濟政策不確定性對國際貿(mào)易的影響，實證結果表明進口國經(jīng)濟政策不確定性對貿(mào)易規(guī)模具有顯著的抑制效應。此外，魯曉東和劉京軍(2017)[20]實證研究了外部供給及需求的不確定性與我國出口波動的關系，發(fā)現(xiàn)這些不確定性沖擊對我國出口有著負面影響。有別于上述研究，李捷瑜和鞏加美(2019)[21]則從企業(yè)層面探析了國外需求不確定性對中國企業(yè)出口行為的影響，實證結果表明，需求波動程度與我國企業(yè)的出口量及出口價分別負相關和正相關。類似地，Novy 和 Taylor(2020)[22]也分析了一個企業(yè)的上游供應與下游需求的雙重不確定性沖擊對其國際貿(mào)易的影響，但方法偏重建模分析，發(fā)現(xiàn)不確定性沖擊會導致國際貿(mào)易的流量收縮。

在下游市場結構的影響方面，劉德學和鐘湘玥(2020)[23]從理論及實證上探究了國外下游行業(yè)壟斷程度對本國企業(yè)績效的影響，其中國外下游行業(yè)的CRn指數(shù)與赫芬達爾指數(shù)被用于度量市場結構，發(fā)現(xiàn)高度壟斷的國外下游行業(yè)市場結構不僅對本土企業(yè)出口利潤具有顯著的擠占效應，還會抑制本土企業(yè)創(chuàng)新。事實上，下游市場結構決定了下游買方市場勢力，因此關于下游買方市場勢力對上游企業(yè)績效的影響研究也和本文密切相關。其中，Inderst 和 Wey(2007)[24]建模分析了下游買方市場勢力對上游企業(yè)福利的影響，證明了市場勢力更大的下游買方會減少上游企業(yè)的交易所得；類似地，莊尚文和趙亞平(2009)[25]也從理論上證明了下游買方市場勢力會壓低上游企業(yè)的利潤；近來，Chae等(2017)[26]則通過實證研究發(fā)現(xiàn)，下游買方市場勢力增大引起上游企業(yè)的產(chǎn)品交易價格及利潤降低的現(xiàn)象是顯著存在的。

最后，在建模方法方面，任志成(2012)[27]基于博弈理論從理論上探討了出口制造商、國外進口零售商和外貿(mào)服務商組成的外貿(mào)出口供應鏈中的利益分配問題。劉德學和鐘湘玥(2020)[23]建立了本土企業(yè)與國外下游企業(yè)的兩階段序貫博弈模型，并從理論上證明了國外下游行業(yè)壟斷程度的增大會導致本土企業(yè)的收益分享比例及利潤的雙重下降。這些國內(nèi)外文獻在一定程度上支持了本文建模方法的合理性。

綜合上述國內(nèi)外文獻來看，學者們在研究方法上偏重實證分析，而且關注的不確定性因素大都比較宏觀。在買方市場結構的影響方面，現(xiàn)有研究大都聚焦一國內(nèi)部經(jīng)濟環(huán)境下的上下游關系分析。然而，同時從海外終端需求不確定性沖擊和出口目的地的零售業(yè)集中度兩個維度著手的研究尚顯不足；此外，已有少數(shù)研究針對本土賣方和國外買方構成的兩級出口鏈結構，建立了兩方博弈模型，但本文立足更一般性場景，針對我國成品出口廠商、海外進口商、海外零售商構成的三級出口鏈結構，建立了三方勢力的三階段博弈模型。

與以往文獻相比，本文主要在以下幾個方面做出些許貢獻：首先，本文借助序貫博弈思想，在全球供應鏈環(huán)境下建立了我國成品出口廠商、海外進口商和海外零售商三方之間的序貫博弈模型；其次，在均衡狀態(tài)下重點討論了海外終端消費者需求變異系數(shù)和出口目的地的零售業(yè)集中度對成品出口造成的影響；最后，基于比較靜態(tài)分析結果，可在一定程度上回答以下問題：(1)海外終端消費者對成品的需求變動與我國廠商成品出口之間存在什么關系？當變動增強時我國廠商應該如何應對？(2)出口目的地的零售業(yè)集中度對成品出口的影響機理是什么？我國廠商應該選擇哪些終端地區(qū)開展成品出口？

余文安排如下：第二部分詳細地描述了理論模型的假設與符號；第三部分尋求序貫博弈模型中各方最優(yōu)決策以及全局均衡；第四部分在均衡的基礎上進一步分析海外的終端消費者需求變異系數(shù)對成品出口的一系列影響；第五部分探究出口目的地的零售業(yè)集中度與成品出口間的關系，并揭示其影響機理；第六部分總結全文并為我國廠商的成品出口貿(mào)易提供一些啟示。

二、模型描述及假設

在我國成品出口貿(mào)易中，許多成品是經(jīng)由海外進口商或經(jīng)銷商間接地轉移到海外零售端。鑒于這樣的全球供應鏈環(huán)境，模型至少需要刻畫出三層供應鏈結構，但同時考慮到模型的簡潔性與可分析性，本文會對模型環(huán)境進行一些無害于問題本質的簡化。本文在模型中把供應鏈的構成者抽象成三方：我國廠商、海外進口商與海外零售商，其中三方都追求利潤最大化。另外，為了量化某種成品的海外消費需求的不確定，本文采用隨機分布刻畫了海外零售商面臨的終端市場需求。考慮到模型將零售層抽象為單個海外零售商會忽略出口目的地的零售行業(yè)競爭的影響，本文采用出口目的地的零售業(yè)集中度(如:行業(yè)集中率,CRn 指數(shù)；赫爾芬達爾-赫希曼指數(shù),HHI)刻畫出口目的地零售行業(yè)的競爭結構。

基于上述模型環(huán)境，成品出口的事件順序見圖1，具體描述如下：

圖1 模型的事件順序

1.在海外銷售季開始之前(Time 0)，我國廠商向海外進口商宣布出口價wm，然后海外進口商設定成品的批發(fā)價wd，海外零售商決定其訂貨量q并支付wdq給海外進口商；為滿足零售商的訂貨量，海外進口商從我國進口q單位成品并支付wmq給我國廠商，隨后我國廠商交付海外訂單。

2.在海外銷售季末(Time 1)，海外終端消費者對成品的不確定需求ξ實現(xiàn)。

此外，模型的主要假設如下：

假設1：忽略季末海外零售商未售出的成品的殘余價值。(2)在現(xiàn)實層面，跨國貿(mào)易中貨品退回的成本較高，而且距離遠、時間長，因此在銷售季結束后，未售出的貨品一般會以很低價格被清理，尤其是時效性較強的成品(例如節(jié)日性及季節(jié)性商品、保質期較短的商品、智能手機等)。在經(jīng)管領域，尤其在供應鏈管理的經(jīng)典理論文獻中，該假設被廣泛采用，例如Lariviere和Porteus(2001)[28]、Kouvelis和Zhao(2012,2016)[29][30]、Zhang等(2020)[31]。事實上，該假設無傷大雅，因為未售出品的殘余價值不改變問題本質和模型結論。

假設2：模型中各方之間沒有信息不對稱且他們的風險偏好均為風險中立。

假設3：不考慮銷售季內(nèi)的人民幣對外幣的匯率波動。

模型的主要符號詳見表1。

表1 模型的主要符號

最后，本文遵循經(jīng)典的供應鏈模型及經(jīng)濟模型文獻(Lariviere和Porteus,2001[28]；Burkart和Ellingsen,2004[32]；Buzacott和Zhang,2004[33]；Kouvelis和Zhao,2012[29]；Kouvelis和Zhao,2016[30])，設定面臨終端隨機需求ξ的海外零售商為市場價格p的接受者(price taker)，即p是外生的。事實上，我國出口商品中高檔產(chǎn)品比例很低且大部分為中低檔出口產(chǎn)品，尤其是我國出口成品結構低端化，而且附加值及品牌價值較低。這些成品在發(fā)達國家的同類產(chǎn)品市場中很易被替代且海外競爭力較弱，因此海外零售商售賣此類產(chǎn)品時的定價空間很小，故可以將海外零售商近似地視為成品零售市場的價格接受者。綜上，從經(jīng)典文獻支持和問題本身特點兩方面來看，本文模型中將p視作外生參數(shù)是可以接受的，尤其對于我國出口的低端成品而言是比較合理的。

三、出口貿(mào)易的序貫博弈模型及其均衡

眾所周知，序貫博弈模型需要進行逆序分析。因此，首先建立海外零售商的利潤模型并分析其訂貨決策；然后建立海外進口商的利潤模型并分析其批發(fā)價決策；最后建立我國廠商的利潤模型并求解其全局均衡的成品出口定價。

(一)序貫博弈模型

在第二部分的模型描述及假設基礎之上，易知海外零售商銷售季末實現(xiàn)的銷售量為min(q,ξ)，又知市場的零售價格為p，則海外零售商季末可實現(xiàn)的期望收益為pE[min(q,ξ)]。另外，海外零售商在銷售季初的訂購成本為wdq，那么海外零售商的期望利潤函數(shù)可被計算如下：

Π1=pE[min(q,ξ)]-wdq

(1)

在海外零售商最優(yōu)決策前提下，海外進口商從q單位的成品中獲得的利潤函數(shù)如下：

(2)

引理1 式(2)的最大值點唯一且滿足：

(3)

(4)

(二)模型的全局均衡

我國廠商成品出口利潤函數(shù)被表示為式(4)之后，序貫博弈模型的全局均衡解可通過分析式(4)的性質確定。模型全局均衡解的詳情參見命題1。

(5)

命題2表明成品在出口目的地的市場零售價格一旦上漲會促使海外進口量的增加，那么我國廠商應該及時提高該成品用于出口的產(chǎn)量，以便及時滿足海外進口的增加；與此同時，廠商應適當上調該成品的出口價格，以便最大程度地獲取海外利潤。事實上，每單位成品從海外消費者獲益變多之后，則海外零售商、海外進口商以及我國廠商三方從單位成品中獲得的利潤都會增多，這必然刺激均衡交易數(shù)量的增加。

四、需求分布特征、需求變異系數(shù)與出口均衡

(一)均衡狀態(tài)下三方利潤比較

基于第三部分給出的均衡結果，我國廠商、海外進口商及海外零售商三方的均衡利潤可分別被表示如下：

(6)

(1-q*z(q*))]=pq*2f(q*)

(7)

(8)

其中，式(6)的第二個“=”是利用等式(5)替換掉了參數(shù)c得到的。

從命題3可以看出，均衡狀態(tài)下三方都能獲得正的利潤。因此，只要海外企業(yè)對保留利潤無過高要求，海外企業(yè)都愿意參與成品交易，而且我國廠商從成品出口中賺取的利潤會比海外進口商賺到的多。譬如，海爾集團、三一重工和徐工集團為代表的中國企業(yè)在出口貿(mào)易上的表現(xiàn)可在一定程度上佐證此結論。根據(jù)三一重工年報，三一重工2019年實現(xiàn)國際銷售收入141.67億元，同比增長3.96%。工程機械產(chǎn)品總體毛利率33.26%，銷售凈利率為15.19%，歸屬于上市公司股東的凈利潤為112.07 億元，同比增長83.23%。然而，海外進口商利潤和海外零售商利潤之間的大小關系則取決于終端消費者的成品需求分布的形狀。綜上可見，均衡狀態(tài)下的供應鏈的利潤配置情況依賴于海外終端消費者對我國廠商成品的需求分布的形狀。

(二)需求變異系數(shù)對出口均衡的影響

事實上，海外終端消費者對我國的許多成品的需求會與季節(jié)及節(jié)日等有關。因此，海外終端消費者的成品需求具有不確定及變動性。鑒于此，本文采用成品的終端需求標準差(σ)與均值(μ)的比值作為變異系數(shù)(4)Lariviere和Porteus(2001)[28]與華中生等(2004)[34]都類似地采用過此方法來度量市場需求的不確定情形。，即變異系數(shù)CV=σ/μ，CV越大表明成品需求狀況越差；反之則表明成品需求狀況越良好。本節(jié)詳細分析海外終端消費者對成品的需求變異系數(shù)對出口均衡的影響，以便弄清成品的海外終端需求不確定情形怎樣影響我國廠商的出口效益。

從命題4可以看出，海外終端消費者的需求變異系數(shù)、均衡的出口量以及我國廠商利潤占供應鏈利潤的比例都只依賴于分布參數(shù)k。具體地，模型均衡時，當海外終端消費者對出口成品的需求變異系數(shù)增大(減小)時，海外零售商會減少(增加)向海外進口商訂購成品，進而海外進口商自然會減少(增加)進口我國廠商的成品，即我國廠商出口量會隨著海外終端需求波動的增大而減小。在實證支持方面，李捷瑜和鞏加美(2019)[21]基于中國2001—2013年的出口海關數(shù)據(jù)與全球各國國家層面的消費需求數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)，國外市場需求波動程度與我國企業(yè)出口量之間存在著顯著的負相關性；類似地，Novy和Taylor(2020)[22]基于1962—2012年美國進口和工業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)外部的供應或需求不確定性沖擊導致了美國的國際貿(mào)易流量的收縮。這些實證研究較好地驗證了命題4的部分結果。事實上，命題4的發(fā)現(xiàn)完美地符合“風險和收益成正比”的理念。海外終端消費者對成品的需求變異系數(shù)越大，海外零售商承擔的成品庫存風險就越高，則我國廠商需要讓出一部分利潤作為其承擔風險的補償，故而我國廠商利潤占供應鏈利潤的比例會下降。

雖然命題4從理論上討論了需求變異系數(shù)對成品出口效益的影響，但為了豐富成品的海外終端需求分布的類型，本文進一步基于正態(tài)需求分布的情形進行了一系列數(shù)值分析。首先，設置p=10，c=1，μ=200，并取不同的方差σ2使得需求變異系數(shù)CV不同。

基于上述設定，對于海外終端消費者對成品的需求為正態(tài)分布的情形，不同的需求變異系數(shù)對應的成品出口均衡結果見表2和圖2。

表2 不同的需求變異系數(shù)對應的均衡結果(正態(tài)分布)

圖2 需求變異系數(shù)對均衡結果的影響(正態(tài)分布)

從圖2可直觀看出，當海外終端消費者對成品的需求為正態(tài)分布時，需求變異系數(shù)帶來的影響依舊與命題4的結果保持一致。另外，隨著海外終端消費者對成品的需求變異系數(shù)變大，我國廠商的均衡利潤額會迅速地下降，但海外進口商及零售商兩方的均衡利潤均平緩地增加。事實上，從表2可以看出，整個供應鏈的均衡利潤也在隨著變異系數(shù)的增大而下降。這是由于需求變異系數(shù)的增大使得市場狀況變差，進而導致供應鏈從成品的終端需求市場中套利更難。因此，對于我國成品出口廠商而言，一旦發(fā)現(xiàn)海外終端消費者對某成品需求的不確定性顯現(xiàn)出變異系數(shù)增大的趨勢，我國廠商應該及時削減用于出口的該成品的產(chǎn)量，以避免供給過剩。

五、出口目的地的零售業(yè)集中度對成品出口的影響

從第四部分的分析結果可以看出，我國廠商的均衡利潤及其利潤占供應鏈利潤的比例均較高，但海外兩方獲得的均衡利潤都較低。這是由于先前模型中默認了只要海外企業(yè)有利可圖就會參與交易，那么作為博弈領導者的我國廠商自然能獲得良好的出口效益及優(yōu)勢。然而，在某些商品出口貿(mào)易中，出口目的地的國民收入水平與零售業(yè)集中度可能均較高，此時模型中的海外零售商愿意售賣我國廠商成品的前提條件不再是有利潤可圖，海外零售商在保留利潤(reservation profit)上會對我國廠商施加一個縱向約束。針對這一事實，已有不少實證研究給出了良好的佐證。例如，劉德學和鐘湘玥(2020)[23]、Chen(2003)[36]、李美娟(2009)[37]都發(fā)現(xiàn)了零售業(yè)集中度的提高可導致零售商勢力變強，下游零售商對上游廠商提出更多利潤訴求的現(xiàn)象；另外，文嫮和張生叢(2009)[38]則指出，在跨國供應鏈上，富裕(發(fā)達)國家的企業(yè)的市場勢力較大且會擠占廣大發(fā)展中國家企業(yè)的利潤。

(9)

考慮出口目的地的零售業(yè)集中度后，模型的均衡解可能是q(θ)，也可能仍然為命題1中的q*。隨著零售業(yè)集中度的變化，有命題如下：

命題5：

圖3 出口目的地的零售業(yè)集中度對出口均衡的影響

通過本部分的分析結果，我們可以得到一些啟示：若我國廠商的成品出口目的地的零售業(yè)集中度較高，我國廠商必須制定較低的成品出口價并且加大出口產(chǎn)量。然而，即便如此，成品在海外市場的主要利潤也會被海外企業(yè)分割掉，我國廠商從供應鏈中分到的利潤并不多。因此，在其他因素幾乎相同的前提下，當我國廠商的成品可以選擇性地出口到海外多個區(qū)域時，我國廠商應選擇零售行業(yè)集中度較低的區(qū)域作為成品的出口目的地，以便保證我國廠商具有良好的出口效益及優(yōu)勢。

六、結論與建議

本文考慮到在我們廠商的成品出口方面，海外的終端消費者需求不確定性、零售行業(yè)競爭結構與出口均衡之間的關系并不明朗。因此，在全球供應鏈環(huán)境下，本文建立了一個包含我國廠商、海外進口商和海外零售商三者的序貫博弈模型。通過對模型均衡的求解以及均衡后的一系列比較靜態(tài)分析，本文重點考察了海外終端消費者的需求變異系數(shù)與出口目的地的零售業(yè)集中度對我國廠商的成品出口的諸多影響，得出了以下主要結論：(1)給定其他條件不變，我國廠商成品在出口目的地的市場零售價越高，該成品的出口量及出口定價均應越大。(2)在成品的海外市場零售價給定前提下，我國廠商實現(xiàn)的出口量、出口利潤額以及從整個供應鏈中分享利潤的比例均隨著海外終端消費者對該成品需求的變異系數(shù)遞減；然而，伴隨著變異系數(shù)的增大，海外的進口及零售兩方從成品中獲得的利潤都平緩地上升。(3)當出口目的地的零售行業(yè)的集中度低于某臨界值時，我國廠商利潤及其利潤占供應鏈利潤的比例均穩(wěn)定在較高水平，而且零售業(yè)集中度變化并不影響成品的出口定價與出口量；當出口目的地的零售業(yè)集中度超過該臨界值之后，則我國廠商的成品出口定價、利潤以及其利潤占供應鏈利潤的比例三者均隨著集中度增大而遞減，但出口量卻隨著集中度增大而遞增。

綜上所述，我國廠商的某成品的出口策略及效益十分依賴于海外消費者對該成品需求的不確定性情況，也很取決于成品的終端零售行業(yè)的競爭結構。因此，密切監(jiān)測成品的海外終端消費者需求狀態(tài)，及時研判其中顯現(xiàn)出的趨勢，才能避免成品的出口決策不合理。一旦海外終端消費者對某成品的需求涌現(xiàn)出需求變異系數(shù)增大的趨勢，我國廠商應該及時削減用于出口的該成品的產(chǎn)量。其次，在成品出口目的地的選擇上，應盡量避免零售行業(yè)的集中程度過高的區(qū)域，從而在供應鏈上下游強弱關系上確保我國廠商出口的健康發(fā)展。

當然，在國際貿(mào)易中“關稅”是普遍存在的，那么關稅對我國廠商的成品出口會有怎樣的影響？這雖然已超出了本文范疇，但仍不失為未來完善此研究的一個方向。