馮 程，黃梅萍，張笑華，王黎園

（福州大學 土木工程學院，福建 福州 350108，E-mail：mphuang@fzu.edu.cn）

眾所周知，不同于傳統的建筑模式，工程總承包模式能夠充分發(fā)揮每個參與企業(yè)的技術優(yōu)勢，有效集中包括業(yè)主、總承包商、分包商等在內的各參與企業(yè)自身核心競爭力，進而提升整條供應鏈的建設效率和質量，實現工程總承包供應鏈的完美協調。然而，在現實管理實際中，由于各參與企業(yè)之間存在不對稱信息現象，自身利益最大化與工程總承包供應鏈整體績效常常呈現沖突，從而引發(fā)“道德風險”等問題。比如總承包商利用與業(yè)主間的不對稱信息隱藏自己的行動，降低工程總承包供應鏈的運行效率。此外，工程總承包項目通常投資大、建設周期長、外部環(huán)境變化大，合作雙方在不對稱信息下初次合作后，為了確保自身利益，業(yè)主和總承包商更偏向于建立一種多階段、長期的動態(tài)合作關系，根據上一階段的合作情況決定是否繼續(xù)進行下一階段合作。

針對以上問題，國內外學者展開了大量的研究，取得了豐碩的成果。Osipova等[1]基于兩個縱向案例研究項目參與者如何解決與委托—代理關系相關的問題，從而提出加強合作關系和聯合風險管理的建議。Tomasz等[2]將一種可操作的動態(tài)監(jiān)測技術引入到一個連續(xù)時間的道德風險問題中，研究了委托人和代理人之間最優(yōu)長期契約問題。Zardkoohi等[3]解釋了一個隱藏的三方面問題，即代理人采取的機會主義行為會違背委托人的利益，委托人在機會主義上會違背代理人的利益，以及代理人和代表利益匯合的委托人影響第三方利益相關者的利益。Peter等[4]考慮了具有逆向選擇和道德風險的動態(tài)委托—代理模型，并證明了動態(tài)無關定理。Dai等[5]建立了一個描述基于非對稱信息的雙向委托—代理問題的模型，并討論了虛擬委托代理和兩個實體代理只選擇兩個動作并選擇連續(xù)動作的情況。Kerem[6]假設委托人和代理人均為風險厭惡且風險意識水平相同時，委托人只能隨著時間慢慢了解代理人，通過考慮連續(xù)且有限時間范圍內的委托—代理模型，為尋求雙方都同意的最優(yōu)合約提供了明確的解決方案。朱琳[7]著重分析了在公路工程中參與各方的關系以及其中的道德風險問題，并提出構建企業(yè)聲譽機制等作為解決方法。李昕[8]探討了業(yè)主、總承包商和分包商之間的委托代理關系問題，提議建立激勵約束機制及總承包商自由競爭機制來解決問題。徐志超[9]將信任感因素引入業(yè)主與總承包商的關系中，提出總承包商對業(yè)主的信任感會影響激勵手段對總承包商的效用。趙妍蓓等[10]針對零售商和供應商構成的兩階段供需鏈回購契約，研究了努力水平影響需求下的靜態(tài)和動態(tài)供應鏈契約以及努力水平影響需求下有風險偏好的靜態(tài)和動態(tài)供應鏈契約。魏光興等[11]以HM委托代理模型為基礎，同時引入參與各方對公平的判定和態(tài)度，建立了總承包商—分包商間的委托代理模型，指出公平偏好會影響雙方的利潤分配。Tak-Yuen[12]針對金融市場中金融機構和投資人間的關系，建立了具有隱藏風險的連續(xù)時間動態(tài)委托—代理模型，提出當代理人在怠工期間完全沒收入時，他承擔風險的動機也就消失了。劉迅[13]通過委托代理理論，分析了總承包項目中總承包商和分包商的關系，建立了以分包商間工作聯系獨立或密切為變量的分包合同激勵模型。

本文基于委托代理理論，根據工程總承包供應鏈不對稱信息的普遍性和動態(tài)合作特性，構建業(yè)主和總承包商間的靜態(tài)和動態(tài)委托代理模型，并分別分析不對稱信息對靜態(tài)、動態(tài)合作下工程總承包供應鏈參與方決策結果的影響。

1 工程總承包供應鏈靜態(tài)合作模型

1.1 模型假設

（1）工程總承包供應鏈由一個業(yè)主和一個總承包商構成，業(yè)主為委托人，總承包商為代理人，代理業(yè)主管理建設項目，完成業(yè)主委托的任務后獲得收益。業(yè)主和總承包商只合作一次。a是總承包商的一維努力變量，產出函數π取如下線性形式：π=a+θ，其中θ是均值為零、方差等于σ2的正態(tài)分布隨機變量，代表外生的不確定性因素[14]。

（2）業(yè)主給予總承包商的固定總價合同為：s(π)=α+βπ，其中α是總承包商的固定收入；β是業(yè)主分享整條供應鏈的產出份額。

（3）總承包商是風險規(guī)避的，其效用函數具有不變絕對風險規(guī)避特征，即效用函數-w其中ρ是絕對風險規(guī)避度；w是總承包商的實際貨幣收入。令w為總承包商的保留收入，即不與業(yè)主訂立合同所能獲得的收入。

（4）工程總承包商采取努力行動的成本函數c(a)可以等價于其努力行動所付出的貨幣成本。假定c(a) =a2，這里b>0代表總承包商的成本系數。

（5）業(yè)主是風險中性的，他對風險的態(tài)度不會影響收入帶給他的效用v，因此業(yè)主獲得期望效用為：

總承包商的收入w等于固定總價s(π)減去他的成本c(a)：

考慮風險成本存在的條件下，總承包商確定性等價收入為：

式中，Ew為總承包商獲得的效用；是總承包商負擔的風險大小。時，才會接受該合同。此時業(yè)主想要激勵總承包商合作就必須滿足其個人理性約束（Individual Rationality，IR）。

（7）當業(yè)主和總承包商間存在不對稱信息時，總承包商面臨激勵相容約束（Incentive Compatibility，IC），激勵總承包商付出最優(yōu)努力水平以實現其利潤最大化。

1.2 對稱信息下模型構建及求解

考慮業(yè)主和總承包商只合作一次，且業(yè)主非常清楚總承包商的努力信息。此時以業(yè)主期望效益最大化為目標函數，只需要考慮總承包商的個人理性約束，建立如下模型：

（6）只有總承包商認為他在訂立的合同中獲得確定性等價收入高于他的保留收入水平

求解上述規(guī)劃，得到如下最優(yōu)解：

1.3 不對稱信息下模型構建及求解

考慮業(yè)主和工程總承包商合作一次，且雙方之間存在不對稱信息的情形，此時除了考慮總承包商的個人理性約束之外，還需考慮其激勵相容約束，因此建立如下模型：

求解上述規(guī)劃，得到如下結果：

根據Ev*和Ev**可知，不對稱信息下業(yè)主的期望效益低于其在對稱信息條件下的期望收益，兩者的差值M靜即業(yè)主和總承包商一次合作時存在的道德風險：

1.4 靜態(tài)合作結果分析

（1）對比β*和β**，可知β**>β*=0。在對稱信息下，總承包商不承擔風險（β*=0），業(yè)主也不需要分享產出收益給總承包商。而在雙方之間存在不對稱信息時，總承包商越厭惡風險（ρ越大），外生隨機變量的方差σ2越大，總承包商的努力成本系數b越大，其風險系數越小，相對應的，總承包商分享的產出份額系數β**也就越小。

（2）對比a*和a**，可得a**

（3）對比Ev*和Ev**，可得Ev**＜Ev**。不對稱信息下業(yè)主的效益Ev**低于對稱信息條件下的效益Ev*。這是因為，對稱信息條件下業(yè)主的期望效益Ev*僅與總承包商的保留收入和努力成本系數b有關。而不對稱信息時，總承包商需要承擔風險，也存在著隱藏行動，此時，業(yè)主需要將一部分產出收益讓渡給總承包商以激勵其努力工作。

（4）根據式（3）發(fā)現，道德風險M靜的大小與努力成本系數b成反比，與絕對風險規(guī)避度ρ和外生不確定變量σ2成正比。這是因為總承包商越討厭風險（ρ越大），就越希望把風險轉嫁給業(yè)主承擔，越容易產生更多的機會主義行為，從而保障自身利益而使業(yè)主利益受到損害，M靜越大；自然的不確定變量的波動σ2越大，總承包商越想要保障自己的利益，從而使得業(yè)主的收益受損，導致M靜增大；當總承包商為努力行為花費的成本b越高，總承包商越希望業(yè)主能夠看到他的努力，從而獲得更高的回報，M靜越小。

綜上所述，當業(yè)主與總承包商進行一次合作時，由于不對稱信息的存在，產生了不確定的風險，使得總承包商的行動發(fā)生了向下的扭曲，降低了工程總承包供應鏈的運行績效。

2 工程總承包供應鏈動態(tài)合作模型

2.1 模型假設

在現實生活中，由于工程總承包項目通常投資大、建設周期長、外部環(huán)境變化大，工程總承包供應鏈各參與企業(yè)為了確保自身的利益，更偏向于建立一種多期動態(tài)合作關系。因此，基于上述靜態(tài)模型假設，補充假設如下：

（1）業(yè)主和總承包商進行兩個階段的合作。兩個階段的施工過程相互獨立，互不影響。業(yè)主與總承包商先訂立第一階段的工程量合同，根據第一階段的合作情況，雙方再決定是否繼續(xù)進行第二階段的合作。

（2）兩個階段總承包商采取的行動分別為a1、a2，項目兩階段產出函數分別為：π1=a1+θ，π2=a2+θ。

（3）考慮兩階段業(yè)主給總承包商的報酬都為線性合同：s(π1)=α+βπ1，s(π2)=α+βπ2。假定兩個合作階段的α、β相同。

（4）總承包商兩個階段的成本函數為c(a1)=b為努力成本系數。

（5）在第二階段中需要考慮資金的時間價值，假定貼現率為λ，業(yè)主總期望效用等于兩個階段的期望效用之和：

總承包商的確定性等價收入為：

2.2 對稱信息下動態(tài)模型構建及求解

考慮業(yè)主和總承包商二次合作，且業(yè)主完全了解總承包商的情形。此時，以業(yè)主期望效益最大化為目標函數，考慮總承包商的個人理性約束，建立如下模型：由此可得：

2.3 不對稱信息下動態(tài)模型構建及求解

考慮業(yè)主和工程總承包商二次合作，且雙方之間存在不對稱信息的情形。此時，業(yè)主考慮最大化自身利益基礎上，還需考慮總承包商的個人理性約束和激勵相容約束，建立如下模型：

根據式（7）和式（11），比較對稱信息和不對稱信息下兩個階段業(yè)主的期望效益差值，可得道德風險損失M動：

根據式（5）和式（9），比較對稱信息和不對稱信息下的第一階段業(yè)主期望效益的差值可得：

2.4 動態(tài)合作結果分析

（1）對比β0和β00，可知β00>β0=0。在動態(tài)合作情況下，對稱信息使得總承包商承擔的風險系數為零（β0=0）。不對稱信息下總承包商需要承擔更多的風險（β00>0），這與靜態(tài)合作下的結論是一致的。

（3）對比Ev0和Ev00，可知Ev00

（4）根據式（12）得到，動態(tài)合作下道德風險M動的大小與總承包商的努力成本系數b、絕對風險規(guī)避度量ρ、自然的不確定性因素σ2成正比關系，與努力成本系數b成反比關系。

3 工程總承包供應鏈靜、動態(tài)合作結果對比分析

3.1 對稱信息下合作結果對比分析

（1）根據β*和β0，可得β*=β0=0，即在對稱信息條件下，無論業(yè)主和總承包商是一次合作還是二次合作，總承包商均不承擔風險。

（2）對比a*和即當存在對稱信息時，無論業(yè)主和總承包商是單期合作還是多期合作，總承包商的努力行動都相同，均為努力系數的倒數。

3.2 不對稱信息下合作結果對比分析

（1）對比β**和β00，可得β00>β**。說明在不對稱信息下，多變的外部環(huán)境及漫長的施工工期都可能使得業(yè)主和總承包商二次合作時的風險系數β00高于一次合作時的風險系數β**。（2）對比a**和、，可得=＞a**。即當存在不對稱信息時，總承包商在動態(tài)合作背景下的努力水平、均高于靜態(tài)合作時的努力水平a**。這是因為為了與業(yè)主保持長期友好的合作伙伴關系，考慮到前期的合作將會對后期是否繼續(xù)進行合作產生“聲譽效應”，使得總承包商在動態(tài)合作下比靜態(tài)條件下付出更多的努力。

3.3 靜態(tài)和動態(tài)合作下道德風險對比分析

（1）根據式（3）和式（12），可得M靜＜M動。說明業(yè)主與總承包商動態(tài)合作時業(yè)主期望效用的損失高于靜態(tài)合作時的損失。顯而易見，業(yè)主與總承包商的合作時間越長，則不對稱信息對工程總承包供應鏈參與企業(yè)決策結果的影響越大，造成的總道德風險損失也就越大。

（2）根據式（3）和式（13），可知M靜＞M1動。這是因為在雙方動態(tài)合作時，總承包商期望在第二階段獲得更多的利益則會選擇在第一階段付出更多的努力，導致業(yè)主在第一階段由于不對稱信息造成的期望效益的損失低于在靜態(tài)合作中的損失。因此，由于多期合作中的相互制約關系，使得總承包商比靜態(tài)條件下付出更多的努力，有效地減少了業(yè)主在第一期的道德風險損失。

4 結語

本文以工程總承包供應鏈為研究對象，基于委托代理理論和激勵理論，結合工程總承包供應鏈參與企業(yè)動態(tài)多期合作特性，建立工程總承包供應鏈靜態(tài)和動態(tài)合作模型，探討不對稱信息分別對靜態(tài)、動態(tài)合作下總承包供應鏈參與各方決策結果的影響。研究發(fā)現：不對稱信息的存在極大地向下扭曲了總承包商的努力水平，進而導致道德風險問題。盡管隨著業(yè)主和總承包商合作時間的延長，不對稱信息造成的工程總承包供應鏈總的道德風險損失也越大。但令人欣慰的是，由于業(yè)主與總承包商在多期合作博弈中的相互制約關系，總承包商為了樹立良好的聲譽，以期與業(yè)主保持長期的合作伙伴關系，使得業(yè)主動態(tài)合作的第一階段道德風險損失低于靜態(tài)模型中的道德風險損失，動態(tài)多期合作有效地緩解了不對稱信息引發(fā)的道德風險問題。

本文只考慮總承包商兩階段線性合同參數α、β相同的情形，有關線性合同參數不同情況下的工程總承包供應鏈動態(tài)決策問題的探討將是后續(xù)研究的主要內容。