吳玉萍， 水源宋， 原白云， 王曉梅

(1.河南理工大學(xué) 工商管理學(xué)院能源經(jīng)濟(jì)研究中心，河南 焦作 454000; 2.河南科技大學(xué) 管理學(xué)院，河南 洛陽 471000)

0 引言

綠色供應(yīng)鏈?zhǔn)俏磥砉?yīng)鏈的主要發(fā)展方向。制造商更加注重研發(fā)和生產(chǎn)綠色產(chǎn)品，例如，鄭州海馬對純電動汽車的投資研發(fā)[1]，耐克對環(huán)保球鞋的研發(fā)[2]，國內(nèi)各大家電品牌對無氟環(huán)保變頻空調(diào)的投資研發(fā)等。

隨著大數(shù)據(jù)時代的發(fā)展，大數(shù)據(jù)服務(wù)商成為供應(yīng)鏈的節(jié)點(diǎn)企業(yè)，零售商在考慮大數(shù)據(jù)營銷投入時，原始的供應(yīng)鏈決策將會發(fā)生改變。此外，消費(fèi)者在面對并不同時具備高性能比和低價位的綠色產(chǎn)品時，市場需求遠(yuǎn)比預(yù)期要低，如海馬新能源汽車在2019年的銷售量遠(yuǎn)低于預(yù)期[3]，故零售商承擔(dān)極大的市場需求不確定的風(fēng)險。因此，在綠色低碳的背景下，研究零售商的大數(shù)據(jù)投資行為和風(fēng)險規(guī)避行為對綠色供應(yīng)鏈成員做出最優(yōu)決策具有重要的現(xiàn)實意義。

在綠色供應(yīng)鏈決策研究中，國內(nèi)外學(xué)者考慮了綠色偏好、產(chǎn)品綠色度、銷售努力、政府補(bǔ)貼等因素對供應(yīng)鏈決策的影響，劉廣東等[4]以制造商為主導(dǎo)，分析了消費(fèi)者綠色偏好和零售商銷售努力對供應(yīng)鏈均衡決策的影響。曹裕等[5]分析了不同政府補(bǔ)貼對供應(yīng)鏈成員定價以及綠色努力的影響。傅端香等[6]從政府補(bǔ)貼和風(fēng)險規(guī)避共同作用角度研究了綠色供應(yīng)鏈成員的定價決策問題。在綠色供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)研究中，數(shù)量折扣契約、收益共享契約、成本分擔(dān)和兩部定價契約等被廣泛使用。如周艷菊等[7]研究了兩部定價契約、數(shù)量折扣契約和批發(fā)價契約在以零售商為主導(dǎo)的雙邊壟斷綠色供應(yīng)鏈中的協(xié)調(diào)作用。胡芬等[8]得出對制造商進(jìn)行補(bǔ)貼，更有益于供應(yīng)鏈在收益共享契約下達(dá)到帕累托最優(yōu)。曲優(yōu)等[9]得出基于風(fēng)險補(bǔ)償?shù)碾p向成本分散契約能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)。

關(guān)于大數(shù)據(jù)驅(qū)動下的供應(yīng)鏈運(yùn)營管理，學(xué)者目前主要關(guān)注兩個問題：一是大數(shù)據(jù)服務(wù)商作為單獨(dú)主體的供應(yīng)鏈營銷合作問題，如吳成霞等[10]將大數(shù)據(jù)服務(wù)商作為單獨(dú)博弈主體，從動態(tài)微分角度研究了供應(yīng)鏈的營銷合作策略。王婷婷等[11]研究了低碳供應(yīng)鏈中大數(shù)據(jù)服務(wù)商參與的聯(lián)合減排動態(tài)協(xié)調(diào)問題；二是考慮大數(shù)據(jù)營銷的供應(yīng)鏈決策和協(xié)調(diào)問題，Ma等[12]分析了大數(shù)據(jù)營銷、消費(fèi)者行為和企業(yè)利他偏好對旅游企業(yè)最優(yōu)決策的影響。Lei等[13]剖析了不同公平關(guān)切態(tài)度的零售商和制造商在大數(shù)據(jù)投入前后的定價、碳排放水平以及利益的變化。Xiang等[14]分析了大數(shù)據(jù)營銷、技術(shù)創(chuàng)新和過度自信對閉環(huán)供應(yīng)鏈決策的影響。謝瑜等[15]分析了五種不同大數(shù)據(jù)業(yè)務(wù)投資下供應(yīng)鏈?zhǔn)找娴母淖儭?/p>

綜上所述，目前學(xué)者已對綠色供應(yīng)鏈決策與協(xié)調(diào)、大數(shù)據(jù)驅(qū)動的供應(yīng)鏈管理進(jìn)行了深入的研究，發(fā)現(xiàn)大數(shù)據(jù)投資對供應(yīng)鏈成員挖掘潛在消費(fèi)者、增加收益具有重要作用，供應(yīng)鏈成員的風(fēng)險規(guī)避行為對供應(yīng)鏈決策具有重要影響。但同時考慮零售商大數(shù)據(jù)投資和風(fēng)險態(tài)度的綠色供應(yīng)鏈決策和協(xié)調(diào)研究目前鮮有涉及，而海馬公司等案例事實表明零售商將面臨綠色產(chǎn)品需求不確定性的風(fēng)險已是不爭的事實，那么零售商的風(fēng)險規(guī)避行為對供應(yīng)鏈成員利潤和產(chǎn)品綠色度產(chǎn)生什么樣的影響？又如何平衡大數(shù)據(jù)投資時供應(yīng)鏈成員之間的利潤？

因此，本文考慮大數(shù)據(jù)營銷努力和風(fēng)險規(guī)避兩種因素，分析綠色供應(yīng)鏈的決策與協(xié)調(diào)問題。本文主要貢獻(xiàn)有3點(diǎn)：一是將大數(shù)據(jù)營銷和風(fēng)險規(guī)避同時引入到綠色供應(yīng)鏈決策研究中，填補(bǔ)了目前綠色供應(yīng)鏈決策研究的缺口；二是針對雙方風(fēng)險中性分散決策和僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策模型，引入兩部定價契約，在一定條件下實現(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的改進(jìn)，解決了供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)問題；三是設(shè)計的利潤函數(shù)考慮了大數(shù)據(jù)營銷對生產(chǎn)成本及零售成本的調(diào)節(jié)作用，全面體現(xiàn)了大數(shù)據(jù)營銷對供應(yīng)鏈的影響。

1 問題描述及參數(shù)說明

1.1 問題描述

假設(shè)由一個制造商和一個零售商組成的二級綠色供應(yīng)鏈，其中制造商為Stackelberg博弈中的主導(dǎo)者，零售商為追隨者。零售商借助大數(shù)據(jù)營銷提高市場需求，并采取措施來面對由需求的不確定性帶來的庫存增加或缺貨問題。

1.2 基本假設(shè)和符號說明

(1)制造商綠色產(chǎn)品的研發(fā)投入成本參考江世英等[16]，形式為βg2/2，g為產(chǎn)品綠色度，β(β>0)為研發(fā)成本系數(shù)。

(2)零售商大數(shù)據(jù)營銷努力成本參考吳成霞等[10]，形式為θB2/2，B為數(shù)據(jù)營銷努力水平，θ(θ>0)為大數(shù)據(jù)營銷投入成本因子。

(3)零售商訂購產(chǎn)品的數(shù)量等于市場需求量，w為批發(fā)價格，p為零售價格。不考慮大數(shù)據(jù)營銷努力水平時的市場需求函數(shù)為Dn=a-bp+αg+ε，考慮時的市場需求函數(shù)為Dy=a-bp+αg+λB+ε，其中a>0、b>0、α>0、λ>0，分別表示產(chǎn)品潛在市場需求、價格敏感系數(shù)、消費(fèi)者綠色偏好系數(shù)、需求關(guān)于大數(shù)據(jù)營銷的效率因子。ε為市場不確定性因子，滿足正態(tài)分布N(0,σ2)，p>w+cr>w>cm?？紤]大數(shù)據(jù)營銷努力后，企業(yè)內(nèi)部成本下降，成本優(yōu)化系數(shù)為μ，μ∈[0,1]。

(4)基于譚建[17]的研究，將λ2/θ定義為大數(shù)據(jù)營銷的性價比，根據(jù)楊浩熊[18]的研究，將α2/β定義為產(chǎn)品的綠色化效率，為了保證制造商和零售商的利潤為正且存在最優(yōu)值，假設(shè)0<λ2/θ<2b-α2/β，α2/β

由上述假設(shè)可得不考慮大數(shù)據(jù)營銷努力水平下的制造商、零售商及供應(yīng)鏈整體期望利潤分別為:

E(πm)=(w-cm)(a-bp+αg)-βg2/2

(1)

E(πr)=(p-w-cr)(a-bp+αg)

(2)

E(πc)=(p-c)(a-bp+αg)-βg2/2

(3)

考慮時三者分別為：

E(πm)=(w-cm)(a-bp+αg+λB)-βg2/2

(4)

E(πr)=(p-w-μcr)(a-bp+αg+λB)-θB2/2

(5)

E(πc)=(p-μcr-μcm)(a-bp+αg+λB)-θB2/2-βg2/2

(6)

2 模型構(gòu)建

2.1 集中決策模型

采用逆向遞推法，并進(jìn)行相應(yīng)的數(shù)學(xué)整理，得到均衡結(jié)果如表1所示。

推論1表明：集中決策下，大數(shù)據(jù)營銷增加了產(chǎn)品綠色度和整體期望利潤，零售價格受大數(shù)據(jù)營銷性價比λ2/θ的影響。該值越大，大數(shù)據(jù)營銷為零售商帶來的收益越明顯，零售商越傾向于進(jìn)行大數(shù)據(jù)營銷投資。

2.2 雙方風(fēng)險中性分散決策與協(xié)調(diào)模型

2.2.1 雙方風(fēng)險中性分散決策模型

該決策情景下的均衡計算結(jié)果見表1。

推論2(1)gn1

(3)wn3

推論2表明：雙方風(fēng)險中性分散決策下，考慮大數(shù)據(jù)營銷后的產(chǎn)品綠色度、批發(fā)價格、制造商和零售商利潤較高，產(chǎn)品零售價格的變化情況受λ2/θ的影響。

推論3(1)gy2>gy4；

(2)當(dāng)[βb(2b-λ2/θ)-α2b][(βb-α2-βλ2/θ)(μ-1)bcm-β(b-λ2/θ)a]+(βb-α2-βλ2/θ)βb(2b-λ2/θ)(bμcm+bμcr)>0時,py2>py4；

(3)By2>By4;

推論3表明：與集中決策相比，雙方風(fēng)險中性分散決策下的產(chǎn)品綠色度、大數(shù)據(jù)營銷努力水平以及供應(yīng)鏈整體期望利潤均有所下降。因為零售商和制造商以自身利潤最大化為目標(biāo)，不考慮整體利潤，即存在“雙重邊際效應(yīng)”。同時由推論2可得，零售商投資大數(shù)據(jù)營銷后，制造商利潤通過“搭便車”得到提升，并考慮引入?yún)f(xié)調(diào)契約以獲取更多利潤。

表1 考慮大數(shù)據(jù)營銷和風(fēng)險規(guī)避的不同模型下均衡結(jié)果

其中Δ1=a-b(cr+cm),Δ2=2βb-α2,Δ3=2θβb-θα2-βλ2,Δ4=a-μb(cr+cm),Δ5=2θβb-θα2-βλ2,Δ6=4βb-α2,Δ7=2βb(2θb-λ2)-θα2b,Δ8=a-b(μcr+cm),Δ9=2θb-λ2,Δ10=2βb(2b+2ησ2)-α2(b+2ησ2),Δ11=b+2ησ2,Δ12=2βb(2θb+2θησ2-λ2),Δ13=a+bμcr+bcm。

2.2.2 考慮大數(shù)據(jù)營銷努力水平的雙方風(fēng)險中性分散決策下的供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)

引入兩部定價契約，使零售商增加大數(shù)據(jù)營銷投資。首先制造商向零售商提供兩部定價契約，其次零售商決定產(chǎn)品零售價格和大數(shù)據(jù)營銷努力水平，最后制造商決定綠色度。

制造商和零售商的期望利潤函數(shù)分別為:

(7)

(8)

命題1兩部定價契約下，當(dāng)(w,F)=(wf1,Ff1)時，最優(yōu)零售價

批發(fā)價格

其中,N=θβ2b2-α2(θα2+βλ2)+2θβbα2。

推論4雙方風(fēng)險中性協(xié)調(diào)決策下，兩部定價契約能夠?qū)崿F(xiàn)大數(shù)據(jù)營銷努力水平的提高，但是不能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)品綠色度的提高。同時在一定條件下，兩部定價契約可以實現(xiàn)制造商、零售商利潤以及供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)。

推論4表明：在兩部定價契約機(jī)制下，零售商增加了大數(shù)據(jù)營銷投入，但制造商并未增加對綠色產(chǎn)品研發(fā)的投入。在其他參數(shù)一定的情況下，兩部定價契約能否實現(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的協(xié)調(diào)受大數(shù)據(jù)營銷效率因子的影響。當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷效率因子較小時，由于此時大數(shù)據(jù)營銷的需求轉(zhuǎn)化率較低，因此兩部定價契約的引入能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)；當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷效率因子足夠大時，由于此時大數(shù)據(jù)營銷的需求轉(zhuǎn)化率較高，一方面制造商利潤低于協(xié)調(diào)之前的利潤，另一方面，零售商參與契約的意愿較低，因此兩部定價契約不能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)。

2.3 僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策與協(xié)調(diào)模型

2.3.1 僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策模型

該決策情景下，風(fēng)險規(guī)避零售商不進(jìn)行大數(shù)據(jù)營銷投資，根據(jù)均值方差理論[19]，此時風(fēng)險規(guī)避零售商效用函數(shù)為:

(9)

其中η為零售商風(fēng)險規(guī)避系數(shù)。

零售商進(jìn)行大數(shù)據(jù)營銷投資，同樣根據(jù)均值方差理論，此時風(fēng)險規(guī)避零售商效用函數(shù)為:

θB2/2-η(p-w-μcr)2σ2

(10)

該決策情形下的均衡計算結(jié)果如表1所示。

推論5表明：僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策下，考慮大數(shù)據(jù)營銷努力后的產(chǎn)品綠色度、批發(fā)價格、制造商和零售商利潤較高，產(chǎn)品零售價格的變化情況受λ2/θ和η的影響。

該決策情景下，零售商進(jìn)行大數(shù)據(jù)營銷投資能夠增加銷售量和利潤，但其決策會相對保守。零售商風(fēng)險規(guī)避程度較低時，當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷投資對市場需求量的增加貢獻(xiàn)比較大時，零售價格較高；零售商風(fēng)險規(guī)避程度較高時，大數(shù)據(jù)營銷性價比增加到較高水平時，零售價格較高。

由上述結(jié)論可知，制造商利益同樣通過“搭便車”得到提升，制造商為了獲取更多利益，同時改善供應(yīng)鏈的整體利潤空間，會考慮引入?yún)f(xié)調(diào)契約。

推論6表明：在考慮大數(shù)據(jù)營銷分散決策下，相較于雙方風(fēng)險中性，當(dāng)零售商風(fēng)險規(guī)避時，由于需求的不確定性，零售商會選擇降低零售價格和大數(shù)據(jù)營銷投資力度，且這種行為隨著其風(fēng)險規(guī)避程度的增加而增加。當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷性價比較低時，零售商出于對風(fēng)險考慮所做出的保守決策有利于制造商，且有利程度隨風(fēng)險規(guī)避程度的增加而增加；當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷性價比較高時，零售商的保守決策不利于制造商，此時產(chǎn)品綠色度、批發(fā)價格和制造商利潤都比較低，且隨著風(fēng)險規(guī)避程度的增加逐漸降低。當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷性價比較低時，較低區(qū)間內(nèi)增加風(fēng)險規(guī)避系數(shù)對零售商利潤的增加具有正向作用，當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷性價比增加時，零售商的風(fēng)險規(guī)避行為對自身利潤的增加只有負(fù)向作用。

2.3.2 考慮大數(shù)據(jù)營銷努力水平的僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策下的供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)

該決策情景下，同樣引入兩部定價契約促使零售商增加大數(shù)據(jù)營銷投資。此時，制造商和零售商的效用函數(shù)分別為:

(11)

θB2/2-ησ2(p-w-μcr)2-F

(12)

命題2兩部定價契約下，當(dāng)(w,F)=(wf2,Ff2)時，最優(yōu)零售價格

均衡時制造商、零售商和供應(yīng)鏈整體期望利潤分別為

其中K=2θβ2b(b+2ησ2)-βα2(2θησ2+λ2)-θ(α2-βb)2,J=2θb+2θησ2-λ2。

推論7僅零售商風(fēng)險規(guī)避協(xié)調(diào)決策下，兩部定價契約能夠提高大數(shù)據(jù)營銷努力水平，在一定條件下，其不僅可實現(xiàn)制造商、零售商利潤以及供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)，而且還可提高產(chǎn)品綠色度。

推論7表明：在其他參數(shù)一定的情況下，兩部定價契約能否實現(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的協(xié)調(diào)受大數(shù)據(jù)營銷效率因子和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)的影響。當(dāng)兩者都較小時，大數(shù)據(jù)營銷的需求轉(zhuǎn)化率較低，因此該契約的引入能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)，但由于制造商和零售商是或趨近于是風(fēng)險中性，因此制造商沒有動力進(jìn)行綠色產(chǎn)品研發(fā)[20]；當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷效率因子較小但風(fēng)險規(guī)避系數(shù)較大時，該契約同理能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)，但由于零售商風(fēng)險規(guī)避程度較高，因此，為了提高產(chǎn)品市場需求量，制造商有較強(qiáng)的動力增加對綠色產(chǎn)品研發(fā)的投入；當(dāng)大數(shù)據(jù)營銷效率因子較大時，由于大數(shù)據(jù)營銷的需求轉(zhuǎn)化率較高，一方面制造商利潤低于協(xié)調(diào)之前的利潤，另一方面，零售商參與契約的意愿較低，因此，無論風(fēng)險規(guī)避系數(shù)取何值，兩部定價契約都不能夠?qū)崿F(xiàn)供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)，制造商更沒有動力增加對綠色產(chǎn)品研發(fā)的投入。

3 數(shù)值分析

圖1 λ、η對零售價格的影響

圖2 λ、η對產(chǎn)品綠色度的影響

圖3 λ、η對綠色供應(yīng)鏈整體期望利潤的影響

利用田口實驗分別對雙方風(fēng)險中性分散決策下制造商期望利潤和僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策下零售商期望利潤決策進(jìn)行正交實驗設(shè)計和分析，采用下式進(jìn)行信噪比的計算:

(13)

其中：xj為第j次參數(shù)組合設(shè)計的性能響應(yīng)，m為參數(shù)設(shè)計的樣本數(shù)量。

設(shè)計考慮大數(shù)據(jù)營銷雙方風(fēng)險中性分散決策下的正交試驗時，可控因素β和cm及不可控因素α和μ都使用L4(22)正交矩陣，不同水平取值在算例取值的基礎(chǔ)上增減10%，分析得到該情境下制造商信噪比主效應(yīng)圖，如圖4所示。

由圖4可以看出，β對信噪比的影響最為顯著，cm次之，且β和cm在低水平取值時的信噪比最大。因此，在雙方風(fēng)險中性分散決策下，制造商為提高期望利潤，需注意數(shù)β的影響。

在設(shè)計考慮大數(shù)據(jù)營銷僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策的正交試驗時，可控因素a、λ2/θ、cr和η使用L8(24)正交矩陣，不可控變量b、μ和σ使用L4(23)正交矩陣，不同水平取值在算例的參數(shù)取值的基礎(chǔ)上增減10%，得到該情境下零售商信噪比主效應(yīng)圖，如圖5所示?？梢钥闯?，與λ2/θ、cr和η相比，a對信噪比的影響更為顯著，a和λ2/θ在低水平取值時的信噪比最大，cr和η在低水平取值時的信噪比最大。

圖4 雙方風(fēng)險中性分散決策下制造商信噪比的主效用圖

圖5 僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策下零售商信噪比的主效用圖

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

一是無論是集中決策、雙方風(fēng)險中性分散決策還是僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策，大數(shù)據(jù)營銷的考慮不僅增加了產(chǎn)品綠色度，也增加了供應(yīng)鏈的整體期望利潤。二是較高的大數(shù)據(jù)營銷效率因子對產(chǎn)品綠色度的提升和供應(yīng)鏈整體期望利潤的增加更為有利，從而較高大數(shù)據(jù)營銷效率因子更易激發(fā)零售商對大數(shù)據(jù)營銷的投資。三是在雙方風(fēng)險中性分散決策和僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策模型下，滿足參數(shù)約束下的兩部定價契約能夠?qū)崿F(xiàn)制造商主導(dǎo)下的供應(yīng)鏈整體期望利潤的Pareto改進(jìn)，有效提高供應(yīng)鏈整體期望利潤。四是在雙方風(fēng)險中性分散決策下，綠色產(chǎn)品研發(fā)成本系數(shù)對制造商的期望利潤影響較為顯著，在僅零售商風(fēng)險規(guī)避分散決策下，潛在市場需求量和風(fēng)險規(guī)避系數(shù)對零售商的期望利潤影響較為顯著。

4.2 研究啟示

首先，制造商要積極鼓勵零售商進(jìn)行大數(shù)據(jù)營銷，不斷挖掘大數(shù)據(jù)信息背后的消費(fèi)者信息，間接引導(dǎo)消費(fèi)者的綠色消費(fèi)方式，生產(chǎn)出更加符合消費(fèi)者需求的綠色產(chǎn)品；其次，政府部門要通過不斷地宣傳和推廣，增強(qiáng)消費(fèi)者的綠色消費(fèi)理念，提高公民環(huán)保意識，同時加強(qiáng)對互聯(lián)網(wǎng)、云計算和大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)的扶持，降低企業(yè)對大數(shù)據(jù)營銷投資的成本。最后，兩部定價協(xié)調(diào)契約下，制造商盡可能通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低綠色產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，在保證收益的同時增加產(chǎn)品綠色度。

本研究僅考慮單一制造商和單一零售商構(gòu)成的單渠道綠色供應(yīng)鏈，并未考慮雙渠道或者多渠道綠色供應(yīng)鏈。其次，本文并未考慮政府補(bǔ)貼政策、環(huán)境規(guī)制等外部行為因素以及制造商風(fēng)險規(guī)避行為因素對綠色供應(yīng)鏈的影響。最后本文僅引入了兩部定價契約對供應(yīng)鏈進(jìn)行協(xié)調(diào)，其他契約也可能對大數(shù)據(jù)背景下的綠色供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)研究同樣具有重要影響。