【摘 要】 以單一制造商與單一零售商組成的綠色供應鏈為研究對象，考慮信息不對稱下制造商謊報綠色投入與零售商的風險規(guī)避行為對供應鏈決策的影響，并進行數(shù)值分析驗證結論。研究發(fā)現(xiàn)，制造商會高報綠色投入信息，且制造商的謊報行為會降低產(chǎn)品綠色度、零售價與批發(fā)價，無論零售商風險規(guī)避程度如何，制造商總能找到最優(yōu)的謊報系數(shù)使其自身獲得最大效用，但會損害零售商的效用及總體社會福利水平；零售商的風險規(guī)避行為總是不利于自身效用的增加，但卻能提高制造商與供應鏈整體效用。針對信息不對稱下制造商的謊報行為帶來的不利影響，采用成本分擔-收益共享契約對該綠色供應鏈進行協(xié)調，在此基礎上產(chǎn)品的綠色度與供應鏈成員的效益均得到了提高。

【關鍵詞】 信息不對稱； 謊報行為； 風險規(guī)避； 綠色供應鏈

【中圖分類號】 F274" 【文獻標識碼】 A" 【文章編號】 1004-5937（2025）08-0063-09

一、引言

傳統(tǒng)的供應鏈管理主要聚焦于通過優(yōu)化成本和提高效率，確保質量與及時交付等手段最大化供應鏈的經(jīng)濟效益，而這往往忽視了對環(huán)境和社會的影響。隨著資源的稀缺和環(huán)境問題的加劇，企業(yè)逐漸意識到綠色供應鏈管理的重要性。區(qū)別于傳統(tǒng)供應鏈，綠色供應鏈的核心目標是在確保經(jīng)濟效益的同時，最大限度地減少整個產(chǎn)品生命周期對環(huán)境的負面影響，提高資源使用的效率，具體做法包括選擇環(huán)保材料、優(yōu)化物流減少碳排放、采用清潔能源、進行廢物回收再利用等?！?024中國青年消費趨勢報告》顯示，綠色可循環(huán)生活成為“新時尚”，青年愿意為可持續(xù)品牌和產(chǎn)品買單[1]。這表明，消費者對企業(yè)的環(huán)境責任感興趣，并愿意支持那些采取綠色供應鏈管理的企業(yè)。通過采用綠色供應鏈管理，企業(yè)可以減少能源和資源的消耗，降低廢物和污染物的排放，提高產(chǎn)品的環(huán)保性能，同時也能提高企業(yè)的聲譽和競爭力。為支持綠色低碳發(fā)展，我國出臺了相關法規(guī)和政策，如2021年國務院《關于加快建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟體系的指導意見》中提出建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟體系，促進經(jīng)濟社會發(fā)展全面綠色轉型，是解決我國資源環(huán)境生態(tài)問題的基礎之策[2]。在綠色供應鏈的推行過程中，隨著信息技術的發(fā)展，不少企業(yè)間通過信息共享有效實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展，但依舊存在著信息不對稱問題，如2022年上海破獲了全國首例假冒“綠色食品”證明商標案，其中涉及的企業(yè)產(chǎn)品并未按照綠色食品標準生產(chǎn)，卻非法使用了綠色食品標識，對供應鏈效率產(chǎn)生了不利影響。

不少學者對供應鏈中存在的信息不對稱問題進行了深入研究，但僅有少數(shù)文獻涉及綠色供應鏈。陳雪等[3]研究了需求信息不對稱下，制造商與平臺零售商關于綠色服務信息共享策略的選擇問題。魏光興等[4]對偏好信息不對稱下的綠色供應鏈進行研究，結果表明偏好信息不對稱會降低產(chǎn)品綠色度與批發(fā)價格。Li et al.[5]研究發(fā)現(xiàn)，在一定條件下，信息共享會提高供應商的綠色績效，增加食品生產(chǎn)商的利潤，并提出了食品供應商共享綠色成本信息的先決條件。Ranjbar et al.[6]假設零售商的綠色銷售努力為私人信息，結果表明信息不對稱會降低綠色市場的社會福利，以及較高的市場價格和較低的綠色努力水平。姚鋒敏等[7]研究需求信息不對稱下零售商的利他偏好對供應鏈綠色影響，結果表明在信息對稱的情況下，供應鏈系統(tǒng)的“雙重邊際”效應能得到緩解。Xia et al.[8]研究信息不對稱對制造商和零售商履行其環(huán)境責任的影響，以及制造商為激勵零售商披露真實信息積極減少碳排放的契約設計問題。張令榮等[9]分析了不同權力結構下制造商回收努力難度與單位碳排放量信息不對稱對閉環(huán)供應鏈決策的影響。Xu et al.[10]以綠色營銷成本系數(shù)為零售商的私人信息，研究了信息不對稱對綠色閉環(huán)供應鏈最優(yōu)決策和績效的影響。

上述研究均假設供應鏈成員為風險中性，然而由于現(xiàn)實中各種因素的影響使得供應鏈成員具有風險規(guī)避的傾向，如歐盟自2019年以來推出一項全面禁止一次性塑料制品的法規(guī)，這為生物降解塑料產(chǎn)品帶來了巨大的市場預期，然而在實際推進過程中，生物降解塑料產(chǎn)品的市場需求并未如預期那樣迅速增長，一些生物降解塑料制造商和零售商發(fā)現(xiàn)市場需求增長速度低于預期，從而面臨庫存積壓與投資回報風險。目前有關風險規(guī)避行為對供應鏈決策影響的研究較為豐富，如Wang et al.[11]研究發(fā)現(xiàn)分散決策存在雙重邊緣化效應，風險厭惡系數(shù)對供應鏈成員的效用具有決定性作用。汪和平等[12]研究雙渠道分銷模式下，零售商的風險規(guī)避行為對供應鏈決策的影響；Zhou et al.[13]采用CVaR風險度量模型對兩個風險厭惡型零售商的最佳廣告訂購策略進行了研究。Yang et al.[14]以報童模型為基礎，研究了企業(yè)的風險態(tài)度對供應鏈績效的影響。然而目前只有較少一部分文獻涉及綠色供應鏈。Kang et al.[15]的研究表明供應商風險規(guī)避程度高不利于供應鏈綠色發(fā)展。熊峰等[16]研究在雙渠道綠色供應鏈背景下，決策者風險規(guī)避行為對產(chǎn)品綠色度與定價的影響。貢文偉等[17]建立了雙渠道綠色供應鏈動態(tài)策略模型，結果表明隨著時間推移，線上銷量較高時，制造商綠色研發(fā)投入努力與制造商容忍度、協(xié)調契約下零售商容忍度正相關，與分散決策下零售商容忍度負相關。吳玉萍等[18]研究發(fā)現(xiàn)，無論何種風險規(guī)避決策下，考慮大數(shù)據(jù)營銷時的供應鏈整體期望利潤和產(chǎn)品綠色度均較高。盧茂盛等[19]的研究表明，提高制造商和零售商風險厭惡系數(shù)有利于提升產(chǎn)品綠色度和供應鏈參與者的利潤。

綜上所述，學者們從不同的角度考慮了綠色供應鏈中的信息不對稱問題，但鮮有文獻同時考慮信息不對稱與風險規(guī)避對綠色供應鏈的影響。一方面，現(xiàn)實中綠色產(chǎn)品的研發(fā)與生產(chǎn)都需要投入巨大的成本，不少企業(yè)不愿意生產(chǎn)綠色產(chǎn)品，且由于政府補貼的存在，這將導致部分愿意生產(chǎn)綠色產(chǎn)品的企業(yè)為了降低成本或獲取更多補貼而扭曲私有信息。另一方面，市場上的消費者對綠色產(chǎn)品的需求較傳統(tǒng)產(chǎn)品有著較大的不確定性，這導致企業(yè)存在一定的風險規(guī)避特性，這種特性將會直接對企業(yè)的效益產(chǎn)生影響。這二者同時影響著綠色供應鏈的效率。鑒于此，本文分別從分散決策和集中決策兩種視角，考慮信息不對稱下制造商謊報產(chǎn)品綠色投入而零售商具有風險規(guī)避特性，同時引入政府補貼機制，研究其對綠色供應鏈決策與定價的影響，并建立契約進行協(xié)調，以期為政府和企業(yè)相關決策提供理論依據(jù)。

二、問題描述與模型假設

（一）問題描述

本文以單一綠色制造商與單一零售商組成的綠色供應鏈為研究對象，制造商與零售商進行以制造商為主導的斯塔克爾伯格（Stackelberg）博弈。制造商進行綠色產(chǎn)品的研發(fā)與生產(chǎn)，零售商以批發(fā)價購買綠色產(chǎn)品并將產(chǎn)品出售給消費者。政府為激勵企業(yè)進行綠色生產(chǎn)，將會依據(jù)社會福利最大化的原則對制造商進行補貼。由于本文考慮信息不對稱對綠色供應鏈的影響，為了對成本信息不對稱進行量化的描述，假設制造商會謊報其綠色投入成本，由此而引入謊報系數(shù)。在這種情況下，制造商將利用自身的信息優(yōu)勢，向政府以及零售商謊報其綠色投入成本，使政府與零售商在與其博弈過程中的決策出現(xiàn)偏差，從而使自己獲得更多的利益。

（二）參數(shù)說明與模型假設

模型相關參數(shù)說明如下：

a表示綠色產(chǎn)品的基本市場需求。

k表示消費者的綠色偏好系數(shù)。

ε表示市場需求不確定性，服從均值為0、方差為δ2的正態(tài)分布，即ε～N（0，δ2）。

p表示綠色產(chǎn)品的零售價格。

w表示綠色產(chǎn)品的批發(fā)價格。

u表示綠色產(chǎn)品投入成本系數(shù)。

g表示產(chǎn)品的綠色度。

s表示政府對制造商的綠色投入補貼比例，且0≤s≤1。

β為制造商綠色投入謊報系數(shù)，0≤βlt;1表示制造商低報綠色投入成本；βgt;1表示制造商高報綠色投入成本；β=1表示市場信息對稱，即制造商不謊報其私有信息。

ηr表示零售商的風險規(guī)避程度，ηr=0時表示零售商風險中性。

文中下標m與r分別代表制造商與零售商，下標d與c分別代表分散決策與集中決策下的結果。

假設1：在該綠色供應鏈中，除了制造商的綠色投入成本為私有信息，其他均為對稱信息。

假設2：市場需求函數(shù)是關于零售價與綠色度的線性函數(shù)，即q=a-bp+kg+ε，b表示消費者的價格敏感系數(shù)，因在本文中不考慮價格敏感系數(shù)變化的影響，故假設其值為1[20]。

假設3：為聚焦分析主要影響，不考慮制造商的固定生產(chǎn)成本[21]。制造商的綠色投入成本與產(chǎn)品的綠色度呈二次函數(shù)關系[22]，即Cg=ug2/2。

假設4：政府的社會福利函數(shù)由制造商、零售商的利潤、政府補貼及消費者剩余（CS）組成，參考Panda et al.[23]的研究，消費者剩余（CS）可表示為：

CS= q（p）dp=" "（1）

假設5：本文采用均值方差法來度量決策者的風險，當零售商選擇風險規(guī)避時，效用函數(shù)表示為U（πr）=

E（πr）-ηrVar（πr），Var（πr）=E［πr-E（πr）］2，其中πr表示零售商的利潤函數(shù)，E（πr）表示零售商的期望利潤，由于本文僅考慮零售商的風險規(guī)避行為，不考慮制造商的風險規(guī)避行為，故制造商的效用函數(shù)就等于制造商的期望利潤[12]。

根據(jù)以上假設可知制造商的公開效用函數(shù)與實際效用函數(shù)分別為：

零售商的效用函數(shù)為：

期望社會福利為：

三、模型求解與分析

（一）分散式?jīng)Q策模型

考慮信息不對稱的零售商風險規(guī)避的分散決策模式下，綠色供應鏈成員以自身利益最大化為原則進行決策，首先由政府決定補貼比例（s），其次制造商確定最優(yōu)批發(fā)價（w）與產(chǎn)品綠色度（g），最后零售商決定零售價格（p）。

采用逆向歸納法求解，求式4關于的二階偏導數(shù)得？墜2U（πr）/？墜2p=-2（1+ηrδ2）lt;0，即存在最優(yōu)零售價使得零售商獲得最大效用。

為使決策行為與謊報信息一致，將式6代入式2，求得U（πm）關于w和g海瑟矩陣：

當4βu（ηrδ2+1）（1-s）gt;k2（2ηrδ2+1），一階主子式小于0，二階主子式大于0，海瑟矩陣負定，存在最優(yōu)批發(fā)價及綠色度使得制造商獲得最大效用。令？墜U（πm）/？墜w=0，U（πm）/？墜g=0，聯(lián)立求解，

然后將式8與式9代入式6，得到p" ：

p" =" "（10）

將p" 與g" 代入式5，求E（SW）對s的一階導數(shù)并令其等于0，得到政府的最優(yōu)補貼率為：

s" =" " （11）

根據(jù)式8—式11可得最優(yōu)批發(fā)價w" 、綠色度g" 、零售價p" 、制造商的最優(yōu)效用U（？準m）" 、零售商的最優(yōu)效用U（πr）" 及社會福利E（SW）" 分別為：

w" =" （12）

g" = （13）

p" =" （14）

U（？準m）" = +" "（15）

U（πr）" =

（16）

E（SW）" = +" " （17）

命題1：當信息不對稱且零售商具有風險規(guī)避行為時，制造商、零售商與政府的最優(yōu)決策為（w" ，g" ，p" ，s" ），制造商、零售商效用及社會福利水平分別為U（？準m）" 、U（πr）" 、E（SW）" 。

命題2：當信息對稱時，即β=1，制造商不謊報私有信息，制造商與零售商的最優(yōu)決策為（w" ，g" ，p" ），制造商、零售商效用及社會福利水平分別為U（？準m）" 、U（πr）" 、E（SW）" 。

證明：將β=1代入式12—式17可得w" 、g" 、p" 、U（？準m）" 、U（πr）" 、E（SW）" 。

命題1與命題2不僅給出了信息不對稱與對稱下制造商和零售商的最優(yōu)決策，還給出了供應鏈成員最優(yōu)效用值以及最優(yōu)社會福利。由命題1可知，除了政府補貼率與制造商謊報系數(shù)無關外，其他決策變量和效用指標都與制造商謊報系數(shù)有關。為了更清楚地了解制造商謊報系數(shù)對供應鏈決策及效用指標的影響，通過對取值范圍進行計算及敏感性分析，可得推論1與推論2。

推論1：當β≠1時，制造商必定會高報綠色投入成本信息，且存在1lt;βlt;βmax，使得制造商謊報時的收益大于不謊報時的收益，其中，

βmax= 。

證明：只有當制造商謊報時的收益大于不謊報時，制造商才會采取謊報策略，令U（？準m）" -U（？準m）" =0，

解得β" =1，β" = 。

令F=（6ηrδ2+7）［16u（ηrδ2+1）2-k2（2ηrδ2+1）（2ηrδ2+3）］-64u（ηrδ2+1）3

=（2ηrδ2+3）［16u（ηrδ2+1）2-k2（6ηrδ2+7）（2ηrδ2+1）］gt;0

故β" gt;1，因此當1lt;βlt;β" 時，U（？準m）" -U（πm）" gt;0。

推論2：分散決策模式下，無論零售商的風險規(guī)避程度如何，制造商的謊報行為會降低綠色產(chǎn)品的批發(fā)價，零售價與綠色度，零售商效用與期望社會福利也與制造商的謊報程度（β）呈負相關。

證明：分別求批發(fā)價、零售價、綠色度、零售商效用與期望社會福利關于謊報系數(shù)的一階偏導數(shù)可知其結果均小于零，由此得證。

=- lt;0

=- lt;0

=- lt;0

=- lt;0

=- lt;0

由推論2可知，制造商的謊報行為會降低產(chǎn)品的綠色度，其原因是在同樣的綠色投入下，謊報時的實際投入會更低，因而產(chǎn)品的綠色度也會更低，對于零售商而言，雖然零售價的降低會增加部分需求，但由于產(chǎn)品的綠色度下降幅度更大，因而導致需求量降低，從而損害了零售商的效用，政府也會因為制造商的謊報行為而多付出一部分補貼。因此，為提升整體社會福利水平及綠色供應鏈協(xié)調有序發(fā)展，每個供應鏈成員都應當承擔起分享信息的責任。

推論3：零售商風險規(guī)避時，產(chǎn)品零售價、零售商效用與政府最優(yōu)補貼比率隨零售商的風險規(guī)避程度增加而減小，產(chǎn)品的最優(yōu)批發(fā)價、綠色度與社會福利隨零售商的風險規(guī)避程度增加而增加。

證明：分別求政府補貼率、批發(fā)價、綠色度、零售價、零售商效用與期望社會福利關于零售商風險規(guī)避系數(shù)的一階偏導數(shù)，結果如下：

=- lt;0

= gt;0

= gt;0

=- lt;0

=- lt;0

= gt;0

從推論3可以看出零售商風險規(guī)避時產(chǎn)品的綠色度較高，但同時由于市場需求的不確定性零售商為降低風險選擇降價銷售，此時的綠色產(chǎn)品銷量雖有所提升，但是批發(fā)價卻高，零售商單位產(chǎn)品獲利較少，即市場綠色產(chǎn)品銷量的增加遠不足以彌補降價帶來的損失，因此，零售商的效用不斷下降，而對于制造商而言，較高的批發(fā)價與市場銷量能為其帶來更多的利益。

（二）集中式?jīng)Q策模型

集中決策模式下，供應鏈中信息完全對稱，此時β=1。首先政府決定對制造商的補貼比率，其次制造商與零售商以整體利益最大化為原則，共同決定產(chǎn)品的零售價與綠色度，其中供應鏈整體的效用函數(shù)為：

U（πsc）c=p（a-p+kg）- （1-s）ug2-ηr（p-w）2δ2 （18）

命題3：集中決策下，綠色產(chǎn)品最優(yōu)零售價、批發(fā)價、綠色度、政府補貼率、供應鏈整體效用與社會福利分別為：

p" =w" =" " （19）

g" =" " （20）

s" =" " "（21）

U（πsc）" =" " "（22）

E（SW）" = +" " （23）

證明：求式18關于w、p和g的海瑟矩陣Hsc= ，當2u（1-s）gt;k2時，一階主子式-2ηrδ2lt;0，二階主子式2ηrδ2gt;0，三階主子式k2-2u（1-s）lt;0，海瑟矩陣負定，存在最優(yōu)零售價及綠色度使供應鏈獲得最大效用。令？墜U（πsc）c/？墜w=0，？墜U（πsc）c/？墜p=0，？墜U（πsc）c/？墜g=0，聯(lián)立解得p" =w" = ，g" = ，將p" 、w" 與g" 代入式5中，求對s的一階導數(shù)并令其等于0，得到政府的最優(yōu)補貼率為s" =1/3，最后將s" 代入p" 、w" 與g" 中得到最優(yōu)零售價（p" ）、批發(fā)價（w" ）、綠色度（g" ）。

推論4：無論零售商的風險規(guī)避程度如何，集中決策下產(chǎn)品的綠色度與批發(fā)價均大于分散決策下的綠色度與批發(fā)價，而零售價與政府補貼率均小于分散決策。

證明：s" -s" =- lt;0

g" -g" = gt;0

w" -w" = gt;0

p" -p" =- lt;0

根據(jù)對比可知，不論制造商是否隱瞞其私有成本信息，也不論零售商的風險規(guī)避程度如何，雖然集中決策下的政府補貼比例較低，但產(chǎn)品的綠色度較高，且零售價也較低，此時的產(chǎn)品符合消費者對“物美價廉”的追求，因而市場需求也達到最大值，整體的社會福利水平也達到最高。

四、供應鏈協(xié)調契約

當供應鏈信息存在不對稱時，制造商的謊報行為會損害零售商效用，為此采用成本分擔-收益共享契約對供應鏈進行協(xié)調。假設零售商承擔制造商綠色成本比例為（？子），且給予制造商的收益共享比例為（θ），在該契約下采取集中決策下的政府補貼比例1/3，零售價（p" ）與綠色度水平（g" ），以此實現(xiàn)集中決策時的供應鏈最大效用。此時，制造商的公開效用函數(shù)、實際效用函數(shù)與零售商的效用函數(shù)分別為：

U（πm）？茲=（w+？茲p）（a-p+kg）- （1-s-？子）βug2" "（24）

U（？準m）？茲=（w+？茲p）（a-p+kg）- （1-sβ-？子β）ug2" "（25）

U（πr）？茲=［（1-？茲）p-w］（a-p+kg）- ？子βug2-ηr［（1-？茲）p-w］2δ2" "（26）

命題4：當w" = ，且成本分擔-收益共享契約滿足關系？子= 時，可協(xié)調信息不對稱下的綠色供應鏈。在實施契約后，制造商將不會謊報其綠色創(chuàng)新投入成本信息，此時產(chǎn)品綠色度達到集中決策時的水平。

證明：將成本分擔收益共享契約關系式代入式24與式26中，由于 =2？茲-2-2ηrδ2（1-？茲）lt;0，因此存在最優(yōu)零售價使得零售商獲得最大效用，令 =0，得p = ，將p 代入式24中，令 =0，得到g ，令p =p" = ，g =g" = ，聯(lián)立解得w" = ，β" =1。

由于供應鏈信息存在不對稱時，制造商的謊報行為會損害零售商利益，因此參與契約后制造商的效用不低于制造商謊報時的最大效用，零售商的效用應不低于制造商謊報時的效用，故存在θmin≤θ≤θmax使得雙方效用大于協(xié)調之前的效用值，考慮到θ的取值范圍結果較為復雜，將在算例分析中以具體數(shù)值進行分析。

五、算例分析

為了對上述模型結論進行檢驗，下面將通過具體數(shù)值對其進行分析。在滿足模型假設條件下，設置參數(shù)a=200，k=1，u=10，δ=2，令零售商風險規(guī)避程度范圍為［0，1］，制造商的綠色投入謊報系數(shù)取值范圍為［1，2］。

（一）相關結論數(shù)值分析

無契約協(xié)調時分散決策下供應鏈真實效用函數(shù)為U（？準sc）" =U（？準m）" +U（？仔r）" 。根據(jù)賦值后的參數(shù)，產(chǎn)品批發(fā)價、零售價、綠色度與制造商謊報系數(shù)、零售商風險規(guī)避系數(shù)的如圖1—圖3所示，圖4為零售商風險規(guī)避系數(shù)為0.5時謊報系數(shù)對制造商與供應鏈效用的影響，表1為不同風險規(guī)避系數(shù)下制造商作出謊報決策前后各變量值，其中β列中的1.26、1.21與1.20為制造商效用最大時求解出的謊報系數(shù)。

由圖1—圖3可知，綠色產(chǎn)品的批發(fā)價與綠色度隨零售商風險規(guī)避程度（ηr）的增加而增加，零售價隨ηr的增加而減小，其原因是零售商風險規(guī)避程度較大時，更傾向于以較低的價格出售商品來降低風險，而制造商為獲取更多利益會主動提高產(chǎn)品的批發(fā)價與綠色度，由推論3可知政府補貼比率隨零售商的風險規(guī)避程度增加而減小，此時即使政府提供較低的補貼比例也能使產(chǎn)品保持較高的綠色度水平；從圖1—圖3還可以看出無論零售商的風險規(guī)避程度如何，隨著制造商謊報系數(shù)的增大，產(chǎn)品的批發(fā)價、零售價、綠色度均隨之減小，由此驗證了推論2。

制造商作出謊報決策的前提條件是其謊報時的效用不低于實報時的效用值，因此謊報系數(shù)應當存在一個合理的區(qū)間，由推論1可知1lt;βlt;βmax。從圖4可以看出，隨著謊報系數(shù)的增大，制造商效用呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢，當值為1時，其實際效用等于公開效用；當β值約為1.21時，制造商的效用最大化；而當β繼續(xù)增加時，謊報時的收益甚至比不謊報時的收益更低，說明一味地增加綠色謊報投入并不總能使制造商效用增加，且隨著制造商謊報程度的增加，綠色供應鏈效用也隨之先增大后減小，說明制造商的謊報行為并不一定會損害供應鏈整體效用。

由表1可知，隨著零售商風險規(guī)避程度的增加，制造商的效用與綠色供應鏈整體效用均大幅提升，而零售商的效用大幅下降。制造商謊報時，若零售商為提高產(chǎn)品綠色度而增加風險規(guī)避程度，則會損害自身效用，原因是零售商風險規(guī)避時通過降價提高銷量，但是銷量的增加不足以彌補降價帶來的損失，導致其收益降低，因此在實際中，成員為實現(xiàn)自身效益最大化，需采取有效措施面對自身風險，調控風險規(guī)避偏好。

（二）契約協(xié)調模型數(shù)值分析

假設ηr=0.5，根據(jù)參數(shù)假設可以得到集中決策下產(chǎn)品的綠色度與零售價分別為16.21與108.10。

由命題4可知，成本分擔收益共享契約滿足關系？子= ，同時由于θmin≤θ≤θmax，解得收益共享比例的取值范圍為0.3571≤θ≤0.7654，從而可以得到成本共擔比例范圍為0.1065≤τ≤0.1875。以步長0.07計算協(xié)調契約下成員各決策變量及效用值，結果如表2所示。

由表2可知，在成本分擔-收益共享契約下，產(chǎn)品的綠色度大于分散決策下制造商謊報或不謊報時的綠色度，達到了集中決策下的水平，產(chǎn)品的零售價與批發(fā)價也均小于分散決策下的零售價與批發(fā)價，且批發(fā)價隨著收益共享比例增加（成本分擔比例的減?。┒档?，有利于促進市場需求的增加；通過對比分析發(fā)現(xiàn)履行契約后制造商與零售商的效用均有所提高，因此制造商沒有理由隱瞞私有信息，說明成本分擔-收益共享契約是有效的。從表2還可以看出制造商的效用隨著收益共享比例增加（成本分擔比例的減?。┒黾?，零售商的效用隨之降低，因此，零售商應當制定合理的成本分擔與收益共享比例來使自身收益最大化。

六、結論

本文研究了信息不對稱下制造商謊報綠色投入與零售商的風險規(guī)避行為對綠色供應鏈決策的影響，結論如下：（1）分散決策模式下，產(chǎn)品綠色度、零售價與批發(fā)價都隨制造商謊報系數(shù)的增大而減小，對于制造商而言存在最優(yōu)的謊報系數(shù)，使得制造商獲得最大效用，但會損害零售商的效用，且制造商的謊報行為并不一定會損害綠色供應鏈的整體效用。（2）分散決策模式下，產(chǎn)品零售價隨零售商的風險規(guī)避程度增加而減小，產(chǎn)品的批發(fā)價與綠色度隨零售商的風險規(guī)避程度增加而增加。雖然零售商的風險規(guī)避行為能夠提升制造商與綠色供應鏈整體效用，但對自己卻不利。（3）無論分散決策下零售商的風險規(guī)避程度如何，產(chǎn)品的綠色度與批發(fā)價均小于集中決策時的綠色度，而零售價與政府補貼率均比集中決策時的大。針對制造商的謊報行為帶來的不利影響，本文設計了成本分擔-收益共享契約以協(xié)調信息不對稱下的綠色供應鏈，協(xié)調后產(chǎn)品的綠色度達到了集中決策下的水平，制造商與零售商的效用均得到了提升。

本文只考慮了單一渠道下制造商謊報行為與零售商風險規(guī)避行為對綠色供應鏈的影響，未來可將研究拓展至雙渠道綠色供應鏈；此外，本文只考慮了制造商的成本信息不對稱，未來可考慮零售商也存在信息不對稱時對綠色供應鏈的影響?！?/p>

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