非對稱信息下雙渠道供應鏈的定價決策分析

閆旭

摘 要：以制造商為主導方，研究了非對稱信息條件下雙渠道供應鏈的定價決策問題。從制造商和零售商信息不共享和信息共享兩個視角進行定量分析。研究發現，雙渠道供應鏈中，制造商和零售商存在信息共享的定價決策結果和收益水平均高于信息不共享時的結果。

關鍵詞：非對稱信息;雙渠道供應鏈;定價

一、引言

隨著互聯網應用的不斷普及和互聯網設施的不斷完善，電子商務這一銷售渠道為消費者帶來了新的體驗機會，渠道的多樣性也不斷強化。目前，在國內已經形成了傳統零售商零售渠道和網上直銷渠道兩種渠道并存的雙渠道產品供應鏈模式，尤其是網上直銷渠道不斷得到推廣。另一方面，即便這種雙渠道的供應鏈營銷模式已然成為新型的營銷模式，但在實際的實際過程中仍存在較多挑戰，特別是傳統零售業渠道和網上直銷渠道之間的價格競爭和經營沖突等一直是影響雙渠道模式有序推進的重大難題。

傳統零售業渠道和網上直銷渠道之間價格競爭博弈的過程中，信息往往是不對稱的。供應鏈選擇信息共享，或選擇信息不共享，將直接產生兩種不同的定價決策。本文以非對稱信息下雙渠道供應鏈定價決策為著眼點，重點分信息共享和信息不共享兩個角度研究雙渠道供應鏈的定價決策，為學術界的研究和供應鏈定價決策提供一定的參考。

二、非對稱信息下雙渠道供應鏈定價模型

在供應鏈中，存在一個擁有網絡直銷渠道的制造商與一個傳統零售商兩者并存的雙渠道定價問題。為了更清晰的分析非對稱信息下雙渠道供應鏈定價問，本文做出以下一些假設：

1.制造商與零售商都屬于風險規避者。

2.兩個渠道都有自身的老客戶。

3.僅考慮價格對需求量的影響，即需求量是關于價格的線性函數。

4.制造商與零售商之間的需求信息是非對稱的。

5.制造商與零售商都不考慮固定成本，因為固定成本僅影響到兩者的利潤，并不影響決策。

由假設（3）可知，傳統零售商產品需求量的函數為：

q1=θa-ξp1+λp2 ? ? ? ? ? ? （1）

網絡直銷渠道的制造商產品需求量的函數為：

q2=（1-θ）a-ξp2+λp1 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

其中p1表示傳統零售商單位產品銷售價格;p2表示網絡直銷制造商單位產品的銷售價格;q1表示傳統零售商產品的需求量;q2表示網絡直銷制造商產品的需求量;a（a>0）表示雙渠道的隨機潛在需求量，a=a0+ε，ε表示隨機誤差項;θ（0<θ<1）表示零售渠道所占的市場份額;ξ（ξ>0）表示需求對價格的彈性系數;λ（0<λ<ξ）表示雙渠道之間商品替代程度，且滿足θa- ξp1>0和（1-θ）a-ξp2>0，表明傳統零售商與網絡直銷制造商都有自身的老客戶。

傳統零售商與網絡直銷制造商根據自身掌握市場的信息，對市場潛在需求量進行預測，分別用a1和a2來表示傳統零售商與網絡直銷制造商對潛在需求量的預測。在非對稱條件下，傳統零售商與網絡直銷制造商都掌握自身的需求預測，但不知道對方的需求預測。

傳統零售商的收益為：

Πr=（p1-w）q1=（p1-w）（θa-ξp1+λp2） ? ? ? ? ? ?（3）

網絡直銷制造商的收益為：

Πm=（w-c）q1+（p2-c-β）q2

=（w-c）（θa-ξp1+λp2）+（p2-c-β）（（1-θ）a-ξp2+λp1）

（4）

供應鏈的整體收益：

Π=Πr+Πm=（p1-w）q1+（w-c）q1+（p2-c-β）q2

=（p1-c）（θa-ξp1+λp2）+（p2-c2）（（1-θ）a-ξp2+λp1） ? ?（5）

其中c2=c+β;w表示制造商提供給零售商的單位批發價格;Πr表示傳統零售商的收益;Πm表示制造商的收益;Π表示雙渠道的整體收益;β表示網絡直銷渠道的標記成本;c表示制造商生產產品的單位成本。

由（5）式可知，供應鏈的整體收益函數是關于傳統零售商單位產品銷售價格p1與網絡直銷制造商單位產品的銷售價格p2的二元函數，且p12和p22的系數為-ξ。

對（5）式分別求p1和p2的一階偏導，得：

■=θa-2ξp1+2λp2+cξ-c2λ=0

■=（1-θ）a+2λp1-2ξp2cλ+c2ξ=0

通過上述式子便可得到零售價格p1和直銷價格p2。但是，在非對稱信息下，實際上雙渠道供應鏈下零售商與制造商之間的博弈關系更加復雜，雙方之間的定價決策往往是基于信息不確定條件的。

在非對稱信息條件下，本文分供應鏈信息不共享和供應鏈信息共享兩種情況分別討論供應鏈的定價問題。其中，在供應鏈信息不共享的情況中，制造商設定為主導方，制造商和零售商分別根據需求量a進行預測，且預測信息不發生共享;在供應鏈信息共享的情況中，制造商仍設定為主導方，制造商和零售商也分別根據需求量a進行預測，但預測信息存在共享。

1.供應鏈信息不共享情況的定價策略

假定這種情況下，制造商和零售商之間是相互獨立的。制造商對市場需求量a的預測量為a2，且確定直銷的價格為p2，批發價格為w，此時制造商的收益達到最大。零售商則根據直銷價格p2和批發價格w確定零售價格p1，此時零售商收益最大。

（1）零售商決策

零售商對市場潛在需求的預測量為a1，則有a1*=E（a|a1）。由信息遺漏效應，并根據Winkler（1981）等學者的研究，該值在制造商的決策前提上作相應修正：

a1*=E（a|E（a1|a2））=（1-t1）a0+t1[a0+d2（a1-a0）]=a0+t1d2（a1-a0） ?（6）

由于批發價格和直銷價格已知，零售商確定零售價格p1= m+w，此時利潤為：

Πr=mE（q1|a1*）=m[θa1*-ξ（m+w）+λp2] ? ? ? ? ? ? （7）

對上式關于m求一階偏導數，得到：

■ ? ? ? ? ?（8）

于是，零售商的邊際函數可表示為：

m=（θa1*-ξw+λp2）/2ξ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（9）

（2）制造商決策

制造商對市場潛在需求的預測量為a2，由前面的信息可知：

a2*=E（a|a2）=（1-t2）a0+t2a2， ? ? ? ? ? ?（10）

其中，t2=σ02/（σ02+σ22）

由于制造商預測到零售商最優邊際函數，于是最大化利潤決策函數為：

Πm=E（Πm|a2*）=（w-c）E（q1|a2*）+（p2-c2）E（q2|a2*）

=（w-c）[θa2*-ξ（m+w）+λp2]+（p2-c2）[（1-θ）a2*-ξp2+λ（m+w）] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （11）

將式（9）代入式（11），并分別對w和p2求一階偏導數，得到：

w=■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（12）

p2=■ ? ? ? ? ? ? ?（13）

于是，有：

m=（θa1*-ξw+λp2）/2ξ=（3θa1*-2θa2*-ξc+λc2）/2ξ

（14）

最終，得到供應鏈渠道的零售價格為：

p1=m+w=■ ? ? ? ?（15）

根據式（12）、（13）和（15），可以解得：

■

因此，在信息不對稱供應鏈中，若供應鏈信息不共享，則批發價格與零售商對市場需求的預測成負相關，而與制造商對市場需求的預測成正相關;零售價格與零售商對市場需求的預測、制造商對市場需求的預測都存在正相關關系;直銷價格與制造商對市場需求的預測成正相關，且與零售商對市場需求的預測沒有關系。

2.供應鏈信息共享情況的定價策略

假定這種情況下，制造商和零售商之間也是相互獨立的。零售商對市場需求量a的預測量為a1，制造商對市場需求量a的預測量為a2。因為供應鏈信息共享，故設市場需求a的預測修正值a*=E（a|a1，a2）。

（1）零售商決策

由于批發價格和直銷價格已知，零售商確定零售價格p1=m+w，此時利潤為：

Πr=mE（q1|a*）=m[θa*-ξ（m+w）+λp2] ? ? ?（16）

對上式關于m求一階偏導數，得到：

■ ? （17）

于是，零售商的邊際函數可表示為：

m=（θa*-ξw+λp2）/2ξ ? ? ? ? ? ? ? ? （18）

（2）制造商決策

由于制造商預測到零售商最優邊際函數，于是最大化利潤決策函數為：

Πm=E（Πm|a*）=（w-c）E（q1|a*）+（p2-c2）E（q2|a*）

=（w-c）[θa*-ξ（m+w）+λp2]+（p2-c2）[（1-θ）a*-ξp2+λ（m+w）]

（19）

將式（18）代入式（19），并分別對w和p2求一階偏導數，得到：

w=■ ? ? ? ? ? ? （20）

p2=■ ? ? ? ? ? ?（21）

于是，有：

m=（θa*-ξw+λp2）/2ξ=（θa*-ξc+λc2）/4ξ ?（22）

最終，得到供應鏈渠道的零售價格為：

p1=m+w=■ ? ? ? （23）

根據式（20）、（21）和（23），可以解得：

■

因此，在信息不對稱供應鏈中，若供應鏈信息共享，則批發價格、零售價格和直銷價格均與零售商對市場需求的預測成負相關。

三、雙渠道供應鏈定價協調的實例分析

為了通過比較信息不共享和信息共享情況下制造商和零售商的定價決策以及協調程度，下面通過一則簡單的算例進行驗證。

假定有一電視機市場實施了雙渠道供應鏈模式，電視機的品牌為Z品牌。當前電視機的市場潛力需求量為a0=300萬，其中零售商電視機的市場需求量預測值為a1=310萬，電視機制造商A對電視機的市場需求量預測值為a2=320萬。已知電視機制造商A在傳統零售渠道的市場份額為θ=0.9，網上直銷渠道和傳統零售渠道之間的渠道替代率為λ=0.5，電視機價格對電視機需求量的影響系數ξ=0.8，Z品牌電視機的單位成本為c= 1200元，通過網上直銷的單位成本為c2=1300元。預測誤差σ0=3，電視機制造商的預測誤差為σ2=5，電視機零售商的預測誤差為σ1=4。

根據前面的定價決策模型，進行具體測算。

1.信息不共享情況

根據前面計算公式，代入相應的數據計算得到批發價格w=2417元，傳統零售渠道的零售價格p1=2605元，網上直銷的價格為p2=2528元。此時，零售商的利潤Πr=19.5億元，制造商的利潤Πm=58.3億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=77.8億元。

2.信息共享情況

代入相應的數據計算得到批發價格w=2501元，傳統零售渠道的零售價格p1=2693元，網上直銷的價格為p2=2615元。此時，零售商的利潤Πr=21.6億元，制造商的利潤Πm=67.7億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=89.3億元。

對比信息不共享和信息共享兩種情況下制造商和零售商在價格決策和獲得利潤方面的結果可知，信息共享情況下雙渠道供應鏈的各類定價均高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的相應定價，且信息共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤。

由此可見，在非對稱信息條件下，如果制造商和零售商能夠實現信息共享，那么雙渠道供應鏈的整體收益以及制造商、零售商自身的收益都高于信息不共享情況下的收益水平。因此，筆者認為在非對稱信息下，供應鏈上的雙方如果能實現信息共享，那么實現雙渠道供應鏈協調的可能性也將提高。

四、結語

本文主要研究了非對稱信息條件下雙渠道供應鏈的定價決策問題，文章著重分制造商和零售商信息不共享和存在信息共享兩種視角進行定量分析，并給出了兩種視角下雙渠道供應鏈的批發價格、零售價格以及直銷價格。通過實例分析發現，當制造商和零售商存在信息共享時，雙渠道供應鏈的定價決策結果和收益水平均高于信息不共享時的結果。因此，供應鏈信息的共享有利于促進雙渠道供應鏈的協調。

參考文獻：

[1]胡東波，翟雯瑤.雙渠道供應鏈定價策略與協調機制研究綜述[J].科技管理研究，2013（2）：183-186.

[2]郭義榮，吳蕾.基于制造商主導的供應鏈定價決策研究[J].中國市場，2011（32）：25-29.

■

因此，在信息不對稱供應鏈中，若供應鏈信息共享，則批發價格、零售價格和直銷價格均與零售商對市場需求的預測成負相關。

三、雙渠道供應鏈定價協調的實例分析

為了通過比較信息不共享和信息共享情況下制造商和零售商的定價決策以及協調程度，下面通過一則簡單的算例進行驗證。

假定有一電視機市場實施了雙渠道供應鏈模式，電視機的品牌為Z品牌。當前電視機的市場潛力需求量為a0=300萬，其中零售商電視機的市場需求量預測值為a1=310萬，電視機制造商A對電視機的市場需求量預測值為a2=320萬。已知電視機制造商A在傳統零售渠道的市場份額為θ=0.9，網上直銷渠道和傳統零售渠道之間的渠道替代率為λ=0.5，電視機價格對電視機需求量的影響系數ξ=0.8，Z品牌電視機的單位成本為c= 1200元，通過網上直銷的單位成本為c2=1300元。預測誤差σ0=3，電視機制造商的預測誤差為σ2=5，電視機零售商的預測誤差為σ1=4。

根據前面的定價決策模型，進行具體測算。

1.信息不共享情況

根據前面計算公式，代入相應的數據計算得到批發價格w=2417元，傳統零售渠道的零售價格p1=2605元，網上直銷的價格為p2=2528元。此時，零售商的利潤Πr=19.5億元，制造商的利潤Πm=58.3億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=77.8億元。

2.信息共享情況

代入相應的數據計算得到批發價格w=2501元，傳統零售渠道的零售價格p1=2693元，網上直銷的價格為p2=2615元。此時，零售商的利潤Πr=21.6億元，制造商的利潤Πm=67.7億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=89.3億元。

對比信息不共享和信息共享兩種情況下制造商和零售商在價格決策和獲得利潤方面的結果可知，信息共享情況下雙渠道供應鏈的各類定價均高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的相應定價，且信息共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤。

由此可見，在非對稱信息條件下，如果制造商和零售商能夠實現信息共享，那么雙渠道供應鏈的整體收益以及制造商、零售商自身的收益都高于信息不共享情況下的收益水平。因此，筆者認為在非對稱信息下，供應鏈上的雙方如果能實現信息共享，那么實現雙渠道供應鏈協調的可能性也將提高。

四、結語

本文主要研究了非對稱信息條件下雙渠道供應鏈的定價決策問題，文章著重分制造商和零售商信息不共享和存在信息共享兩種視角進行定量分析，并給出了兩種視角下雙渠道供應鏈的批發價格、零售價格以及直銷價格。通過實例分析發現，當制造商和零售商存在信息共享時，雙渠道供應鏈的定價決策結果和收益水平均高于信息不共享時的結果。因此，供應鏈信息的共享有利于促進雙渠道供應鏈的協調。

參考文獻：

[1]胡東波，翟雯瑤.雙渠道供應鏈定價策略與協調機制研究綜述[J].科技管理研究，2013（2）：183-186.

[2]郭義榮，吳蕾.基于制造商主導的供應鏈定價決策研究[J].中國市場，2011（32）：25-29.

■

因此，在信息不對稱供應鏈中，若供應鏈信息共享，則批發價格、零售價格和直銷價格均與零售商對市場需求的預測成負相關。

三、雙渠道供應鏈定價協調的實例分析

為了通過比較信息不共享和信息共享情況下制造商和零售商的定價決策以及協調程度，下面通過一則簡單的算例進行驗證。

假定有一電視機市場實施了雙渠道供應鏈模式，電視機的品牌為Z品牌。當前電視機的市場潛力需求量為a0=300萬，其中零售商電視機的市場需求量預測值為a1=310萬，電視機制造商A對電視機的市場需求量預測值為a2=320萬。已知電視機制造商A在傳統零售渠道的市場份額為θ=0.9，網上直銷渠道和傳統零售渠道之間的渠道替代率為λ=0.5，電視機價格對電視機需求量的影響系數ξ=0.8，Z品牌電視機的單位成本為c= 1200元，通過網上直銷的單位成本為c2=1300元。預測誤差σ0=3，電視機制造商的預測誤差為σ2=5，電視機零售商的預測誤差為σ1=4。

根據前面的定價決策模型，進行具體測算。

1.信息不共享情況

根據前面計算公式，代入相應的數據計算得到批發價格w=2417元，傳統零售渠道的零售價格p1=2605元，網上直銷的價格為p2=2528元。此時，零售商的利潤Πr=19.5億元，制造商的利潤Πm=58.3億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=77.8億元。

2.信息共享情況

代入相應的數據計算得到批發價格w=2501元，傳統零售渠道的零售價格p1=2693元，網上直銷的價格為p2=2615元。此時，零售商的利潤Πr=21.6億元，制造商的利潤Πm=67.7億元，雙渠道供應鏈的總利潤為Πt=89.3億元。

對比信息不共享和信息共享兩種情況下制造商和零售商在價格決策和獲得利潤方面的結果可知，信息共享情況下雙渠道供應鏈的各類定價均高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的相應定價，且信息共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤高于信息不共享情況下雙渠道供應鏈的總利潤。

由此可見，在非對稱信息條件下，如果制造商和零售商能夠實現信息共享，那么雙渠道供應鏈的整體收益以及制造商、零售商自身的收益都高于信息不共享情況下的收益水平。因此，筆者認為在非對稱信息下，供應鏈上的雙方如果能實現信息共享，那么實現雙渠道供應鏈協調的可能性也將提高。

四、結語

本文主要研究了非對稱信息條件下雙渠道供應鏈的定價決策問題，文章著重分制造商和零售商信息不共享和存在信息共享兩種視角進行定量分析，并給出了兩種視角下雙渠道供應鏈的批發價格、零售價格以及直銷價格。通過實例分析發現，當制造商和零售商存在信息共享時，雙渠道供應鏈的定價決策結果和收益水平均高于信息不共享時的結果。因此，供應鏈信息的共享有利于促進雙渠道供應鏈的協調。

參考文獻：

[1]胡東波，翟雯瑤.雙渠道供應鏈定價策略與協調機制研究綜述[J].科技管理研究，2013（2）：183-186.

[2]郭義榮，吳蕾.基于制造商主導的供應鏈定價決策研究[J].中國市場，2011（32）：25-29.