報童訂購行為： 訂購成本與性別影響因素分析①

李 娟， 石 玲， 鄭旖旎

(南京大學(xué)工程管理學(xué)院， 南京 210008)

0 引 言

報童模型是指不確定性需求實現(xiàn)之前，企業(yè)依據(jù)所售產(chǎn)品的零售價格和訂購成本，確定訂購量以最小化多訂購與少訂購造成的期望總成本. 這意味著如果需求實現(xiàn)值大于訂購量，企業(yè)需承擔(dān)少訂購所帶來的銷售機會損失成本；反之，企業(yè)則需承擔(dān)多訂購帶來的產(chǎn)品剩余成本.

受前期需求實現(xiàn)值及訂購量影響，報童當(dāng)期訂購量偏離最優(yōu)訂購量，趨于需求均值[1, 2]，呈現(xiàn)拉向中心偏差，即產(chǎn)品為高(低)邊際利潤時，報童訂購量小(大)于最優(yōu)訂購量，大(小)于需求均值. 崔崟等[3]、Bendoly等[4]及Donohue等[5]綜述了不同運營管理情境中企業(yè)訂購量偏差原因及內(nèi)在機理.

人在管理決策中的行為特征應(yīng)得到關(guān)注[6]，尤其是人的社會特性影響運作管理的內(nèi)在機制[7]，在這種背景下，行為實驗方法應(yīng)運而生并逐漸成為運營管理研究不可或缺的研究范式[8]. 采用管理實驗研究方法，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)報童訂購拉向中心偏差具有魯棒性，不受實驗輪數(shù)[2]、是否提供歷史需求實現(xiàn)值信息[9]、被試文化背景[10]、被試生理性別[11]、被試認知水平[12]及框架效應(yīng)[13]等因素的影響. 特別地，無論是具有工作經(jīng)驗的MBA學(xué)生、沒有工作經(jīng)驗的本科生[14]，還是在亞馬遜勞務(wù)眾包平臺上招募的被試，其訂購量均呈現(xiàn)拉向中心偏差[11]. 如果企業(yè)所訂購的成千上萬品類產(chǎn)品訂貨量有系統(tǒng)偏差，累積起來將是一筆巨大損失. 比如Fisher 和 Raman[15]研究一家滑雪服銷售公司的庫存決策，發(fā)現(xiàn)該公司訂購量較低，持續(xù)缺貨；若按照最優(yōu)訂貨量進行訂購，公司利潤可上漲60%.

理解決策者在不確定環(huán)境中的行為偏差產(chǎn)生的內(nèi)在原因可幫助決策者改善決策，提升企業(yè)運營績效. 本文采用數(shù)理模型和管理實驗方法，考慮被試性別差異，分析被試水平行為——被試的平均訂購量，及調(diào)整行為——被試在每期對訂購量的調(diào)整過程[9]，探尋解讀訂購量拉向中心偏差的方式. 與本文相關(guān)文獻有以下三類.

其一，企業(yè)訂購量水平行為的研究. 多數(shù)學(xué)者假設(shè)企業(yè)的目標函數(shù)包括經(jīng)濟利潤和受參考點效應(yīng)影響的交易效用兩部分，從參考點效應(yīng)影響企業(yè)訂購決策視角，解讀拉向中心偏差. Ho等[16]將企業(yè)多訂購和少訂購造成的心理成本引入到企業(yè)目標函數(shù)中，假設(shè)多訂購一單位產(chǎn)品所造成的心理成本大于少訂購一單位產(chǎn)品所造成的心理成本，得出在高邊際利潤情境中，拉向中心偏差較為顯著. Long和Nasiry[17]借助于前景理論解讀拉向中心偏差，其構(gòu)造的目標函數(shù)包括經(jīng)濟效用—企業(yè)理性決策時的利潤與因參考點引發(fā)的交易效用—理性決策時的企業(yè)利潤與企業(yè)預(yù)期利潤之差引發(fā)的效用. 其中，企業(yè)預(yù)期利潤為給定訂購量下，企業(yè)所獲最大利潤與最小利潤線性組合.

Ho等[16]及Long和Nasiry[17]將多與少訂購造成的心理成本納入目標函數(shù)，考慮企業(yè)權(quán)衡多訂購與少訂購造成的邊際成本，確定訂購量. 然而，如何刻畫企業(yè)訂購時因參考點效應(yīng)引發(fā)的權(quán)衡行為，學(xué)者們莫衷一是. Levi等[18]采用優(yōu)化思想，將多期情境下庫存決策問題轉(zhuǎn)化為一個階段性庫存決策問題，在每個階段，決策者訂購量滿足多訂購所導(dǎo)致的總成本等于少訂購所導(dǎo)致的總成本，該策略被稱為對偶平衡策略.(1)關(guān)于對偶平衡策略的說明. 比如，當(dāng)下企業(yè)的庫存水平x-5，還有2期需求需要滿足，分別記為-2期和-1期，單位需求缺貨成本為b，單位產(chǎn)品庫存持有成本為h. 每期企業(yè)面對的需求服從獨立同分布，且為兩點分布：需求為D=0或D=10的概率各為50%. 企業(yè)采取對偶平衡策略，確定生產(chǎn)量q，使當(dāng)期缺貨成本bE[D-2-x-q]+等于當(dāng)期和下期因為生產(chǎn)量q而增加的庫存持有成本hE[(q-(D-2-x)+)+]+hE[(q-(D-2+D-1-x)+)+]. 當(dāng)企業(yè)的兩期需求服從獨立同分布，且為兩點分布時，上述等式等價為b(5-q)/2=h(q+q/2)/2. 特別地，當(dāng)b=h時，采取對偶平衡策略的企業(yè)的生產(chǎn)量q=2.[19]Ockenfels和Selten[21, 22]將Levi等[18]思想應(yīng)用于報童模型中，認為若需求實現(xiàn)值大于訂購量，產(chǎn)生向上脈沖，激勵決策者增加訂購量；反之，若需求實現(xiàn)值小于訂購量，產(chǎn)生向下脈沖，激勵決策者減少訂購量. 本文借鑒對偶平衡策略思想，將企業(yè)訂購決策過程中的權(quán)衡行為刻畫為少訂購造成的總成本與多訂購造成的總成本的平衡，為解讀訂購量拉向中心現(xiàn)象提供新視角.

其二，企業(yè)訂購調(diào)整行為的研究. 學(xué)者們從企業(yè)訂購行為受前期需求實現(xiàn)值、前期銷售剩余庫存、前期訂購量等因素影響的角度，解讀訂購量偏差. 給定企業(yè)知曉需求不確定性分布，并在當(dāng)期決策時知曉前期需求實現(xiàn)值，Schweitzer 和Cachon[1]采用管理實驗方法，發(fā)現(xiàn)企業(yè)當(dāng)期訂購量錨定于前期訂購量，向前期需求實現(xiàn)值靠近，即當(dāng)期訂購量追逐前期需求實現(xiàn)值.

給定企業(yè)知曉需求不確定性分布，但在當(dāng)期決策時不知曉前期需求實現(xiàn)值，即少訂購時的需求信息不可見，Rudi和Drake[9]分析了被試多訂購和少訂購時的認知偏差如何影響訂購決策. 該研究設(shè)置部分信息組和完全信息組：部分信息組中，被試知曉多訂信息，而不知少訂信息，即未被滿足需求不可見；完全信息組中，被試知曉多和少訂信息，即未被滿足需求可見. 研究發(fā)現(xiàn)，不論是在高或低邊際利潤情境中，部分信息組中的訂購量顯著小于完全信息組中的訂購量；這是因為，部分信息組中的被試總是收到多訂或產(chǎn)品售光的信息，而不會收到少訂的信息,會誤以為自己前期多訂，從而減少當(dāng)期訂購量. 據(jù)此，Tong等[23]建議，在部分信息組中，每期訂購結(jié)束后，請被試預(yù)測或記錄當(dāng)期不確定性需求值可助推(2)何為助推(Nudge)?助推本意是用胳膊肘輕輕地推一下對方. 決策者的決策行為受周圍因素的影響，企業(yè)通過調(diào)整外部的決策情境信息，既不“大棒”式地強迫決策者，也不“胡蘿卜”式地誘惑決策者，而是改變一些小的因素，引導(dǎo)決策者的行為.[20]被試關(guān)注少訂購所造成的銷售機會成本，改善被試訂購行為. 本文探討在完全信息條件下，被試多訂購與少訂購時的心理成本對訂購量調(diào)整行為的影響程度的差異，為改善企業(yè)訂購決策質(zhì)量提供管理建議.

本文不考慮被試在高與低邊際利潤情境中實際訂購量偏離最優(yōu)訂購量程度的不對稱性，這是因為Zhang和Siemsen[24]采用薈萃方法(meta analysis)分析了關(guān)于此問題的23篇論文，發(fā)現(xiàn)在實驗情境中，控制損失發(fā)生可能性、銷售機會損失給被試呈現(xiàn)的方式及提供決策支持系統(tǒng)這3個調(diào)節(jié)變量后，可消除訂購量拉向中心不對稱性.

其三，性別影響決策的研究. 決策者對自我界定的方式影響個體的思考、感知和決策行為. Cross 和Madson[25]指出，與女性相比，男性對自我的界定更不受外部因素影響；Croson和Gneezy[26]發(fā)現(xiàn)與女性相比，男性更偏好風(fēng)險、更不愿意接受不公平分配方案、更偏好競爭. 進一步，Harris等[27]指出女性比男性更不偏好風(fēng)險的原因是女性對未來結(jié)果持更樂觀態(tài)度.

在報童決策研究領(lǐng)域，Vericourt等[11]發(fā)現(xiàn)，在高邊際利潤情境中，男性的訂購量顯著高于女性的訂購量，這是因為男性比女性更愿意冒險；在低邊際利潤情境中，男性和女性訂購量無顯著差異. 本文擬研究性別對訂購決策影響，從兩性對自我界定視角，分析性別影響訂購決策的機制.

本文采用數(shù)理模型和管理實驗方法，分析訂購決策的水平行為和調(diào)整行為. 與以往研究視角不同之處有如下三方面. 第一，從訂購水平行為視角，分別用數(shù)理分析和管理實驗數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析，論證采用對偶平衡策略，即企業(yè)權(quán)衡多訂購所導(dǎo)致的成本與少訂購所導(dǎo)致的總成本，解釋企業(yè)的訂購行為的可能性. 第二，從訂購調(diào)整行為視角，分析在高或低邊際利潤情境中，前期少訂購對當(dāng)期訂購量決策的影響度，與前期多訂購對當(dāng)期訂購量決策的影響度的相對大小，指出企業(yè)應(yīng)在高(低)邊際利潤情境中助推決策者關(guān)注少(多)訂購造成的損失，緩解拉向中心偏差. 第三，從性別影響訂購調(diào)整行為視角，分析性別影響被試訂購決策的機制. 發(fā)現(xiàn)相對于女性，男性被試前期少訂購或多訂購對當(dāng)期訂購量決策影響程度均較小，為管理者認知兩性在訂購決策行為方面的差異提供管理啟示.

1 理論模型、實驗假設(shè)及實驗設(shè)計

1.1 經(jīng)典報童模型

假設(shè)產(chǎn)品價格為p，訂購成本為c(p>c). 產(chǎn)品市場需求x為隨機變量，其累計分布函數(shù)為F(x), 概率密度函數(shù)為f(x)，均值為μ. 當(dāng)訂購量為q時，企業(yè)利潤函數(shù)為

π(q)=(p-c)μ-C(q)

(1)

其中

(2)

F(q*)=(p-c)/p

(3)

給定最優(yōu)訂購量q*，企業(yè)因多訂購一單位產(chǎn)品所增加的邊際庫存成本cF(q*)，等于少訂購一單位產(chǎn)品帶來的邊際銷售機會損失(p-c)(1-F(q*)).

1.2 對偶平衡策略

為分析拉向中心偏差產(chǎn)生的原因，本文采用對偶平衡策略，并考慮企業(yè)對多與少訂購造成的成本賦予不同的心理權(quán)重，構(gòu)造企業(yè)的決策目標函數(shù)

(4)

其中β1>0表示企業(yè)對多訂購產(chǎn)品所致成本的心理權(quán)重，β2>0表示企業(yè)對少訂購產(chǎn)品所致成本的心理權(quán)重.

定理1采用對偶平衡策略的企業(yè)，當(dāng)

定理1說明，采用對偶平衡策略，企業(yè)權(quán)衡銷售機會總損失和剩余成本總損失兩部分. 在高邊際利潤情境中，企業(yè)訂購量大于需求均值，盡力避免少訂購產(chǎn)品所造成的銷售機會損失. 在低邊際利潤情境中，企業(yè)訂購量小于需求均值，盡力避免多訂購產(chǎn)品所造成的剩余成本損失. 由定理1，可得推論1.

推論1說明，采用對偶平衡策略確定訂購量的企業(yè)，其訂購量處于理性企業(yè)最優(yōu)訂購量和需求均值間，呈現(xiàn)拉向中心偏差；且訂購總成本最高不超過理性企業(yè)總成本的2倍. 該結(jié)果與Levi等[18]在多期訂購量決策下結(jié)論一致.

定理2給定不確定性需求服從均勻分布，采用對偶平衡策略企業(yè)的決策滿足：

接下來，分析決策者賦予多訂購與少訂購所致成本不同心理權(quán)重對其訂購量的影響.

推論2直觀解釋為，企業(yè)采用對偶平衡策略時，無論產(chǎn)品是高還是低邊際利潤，最優(yōu)訂購量隨著其對多訂購成本賦予的心理權(quán)重單調(diào)遞減，隨其對少訂購成本賦予的心理權(quán)重單調(diào)遞增.

1.3 實驗假設(shè)

基于上述定理和推論，及已有研究結(jié)論，本文提出實驗假設(shè)，分析報童訂購的水平行為和調(diào)整行為.

理性被試采用最大化期望收益策略確定訂購量，然而，過往研究發(fā)現(xiàn)被試訂購量呈現(xiàn)拉向中心偏差. 由定理1可知，若被試采取對偶平衡策略，即企業(yè)令多訂購產(chǎn)品所帶來的總的剩余成本損失等于少訂購產(chǎn)品所帶來的總的銷售機會損失[21, 22]，其訂購量趨近于需求均值. 據(jù)此有假設(shè)1.

假設(shè)1相較于從最大化期望收益策略視角，從對偶平衡策略視角較好地刻畫訂購量拉向中心的水平行為.

由定理2可得，被試在采用對偶平衡策略進行訂購決策時，會賦予多訂購產(chǎn)品所帶來的剩余成本和少訂購產(chǎn)品所帶來的總的銷售機會成本不同心理權(quán)重，影響其訂購決策. 由于前期少訂購產(chǎn)品導(dǎo)致的銷售機會成本不可見，而多訂購產(chǎn)品導(dǎo)致的剩余成本可見；相對于不可見成本，被試更看重可見成本[23]. 關(guān)于被試訂購調(diào)整行為，有假設(shè)2.

假設(shè)2前期少訂購對當(dāng)期訂購量決策的影響度小于前期多訂購對當(dāng)期訂購量決策的影響度.

由推論2可知，采用對偶平衡策略，不同個體對成本賦予的權(quán)重不同會導(dǎo)致其訂購決策的差異. 男性與女性的訂購決策差異可能源于兩性對成本賦予不同權(quán)重. 相對于女性，男性對自我的界定和決策行為更不受外部因素影響[25]. 據(jù)此關(guān)于不同性別訂購的調(diào)整行為，有假設(shè)3.

假設(shè)3相對于女性，男性前期少訂購或多訂購對當(dāng)期訂購量決策的影響程度均較小.

接下來設(shè)計實驗，從訂購的水平行為和調(diào)整行為視角檢驗假設(shè)1～假設(shè)3.

1.4 實驗設(shè)計

本文構(gòu)造一個報童訂購的管理實驗場景，不確定性市場需求x為1～12間的離散整數(shù)、均勻分布. 實驗分為高和低邊際利潤情境，在高邊際利潤情境中，單位產(chǎn)品零售價格為p=4，單位產(chǎn)品邊際生產(chǎn)成本為c=1，依據(jù)式(3)，理性報童最優(yōu)訂購量為9. 在低邊際利潤情境中，單位產(chǎn)品零售價格為p=4，單位產(chǎn)品邊際成本為c=3，依據(jù)式(3)，理性報童最優(yōu)訂購量為3.

華東地區(qū)某高校平均年齡為20歲的256名同學(xué)受邀參加此行為實驗. 134名同學(xué)參加高邊際利潤情境實驗，其中男性66名，記為HM組；女性68名，記為HF組. 122名同學(xué)參加低邊際利潤情境實驗，其中男性47名，記為LM組；女性75名，記為LF組. 為保證在不同邊際利潤情境中的被試期望利潤一致，在高邊際利潤情境中，13實驗幣換算為1人民幣；在低邊際利潤情境中，1實驗幣換算為1人民幣；除此之外，每位被試獲得出場費5人民幣. 本文采用Z-Tree[28]編寫實驗程序，每組實驗持續(xù)約40min.

實驗開始前，被試閱讀實驗指南，并完成實驗前測，以確保被試正確理解決策情境. 實驗開始后，被試完成1期預(yù)實驗和14期正式實驗，每期實驗中，被試面臨的不確定性需求服從獨立同分布，且前期多訂購所造成的產(chǎn)品銷售剩余與少訂購所造成的銷售機會損失不會被帶入到當(dāng)期. 預(yù)實驗中被試所得利潤不計入收入，正式實驗中被試所得利潤計入收入.

在每期實驗中，首先，被試確定當(dāng)期訂購量；其次，需求實現(xiàn)，被試獲悉當(dāng)期的需求實現(xiàn)值及利潤；最后，進入下期實驗，直至實驗結(jié)束. 本文關(guān)注少訂購與多訂購信息對報童訂購行為的影響，而不關(guān)注少訂購信息缺失對報童訂購行為的影響[9,23]，因此，實驗設(shè)計構(gòu)造被試獲悉當(dāng)期需求實現(xiàn)值情境.

實驗結(jié)束后，被試領(lǐng)取出場費及依據(jù)在實驗中收益表現(xiàn)所兌換的報酬.

2 訂購水平行為

當(dāng)不區(qū)別被試性別，高邊際利潤情境中，訂購量均值(標準差)為7.706(1.796)，變異系數(shù)為0.233；低邊際利潤情境中，訂購量均值(標準差)為5.404(1.770)，變異系數(shù)為0.327.(4)關(guān)于被試訂購量對應(yīng)的收益的討論見附錄A6.

當(dāng)區(qū)別被試性別時，被試訂購量的及顯著性檢驗結(jié)果如表1所示.

表1 描述性統(tǒng)計量及其顯著性檢驗*

由表1可得，在高和低邊際利潤情境中，被試訂購量均偏離最優(yōu)值且趨近于需求均值.

3 訂購調(diào)整行為

本節(jié)探討被試訂購量調(diào)整行為，即被試訂購量決策如何受訂購量與需求實現(xiàn)值影響.采取如下方式建模：被試的當(dāng)期訂購量以前期訂購量為錨點，向前期需求實現(xiàn)值方向調(diào)整[1]，據(jù)此有模型I(5)關(guān)于被試訂購行為的學(xué)習(xí)效應(yīng)討論見附錄A7.

qt=qt-1+λ1(qt-1-dt-1)+

λ2(qt-1-dt-1)G+λ3G+εt

模型I中qt為第t期實際訂購量；qt-1為第t-1期實際訂購量；dt-1為第t-1期需求實現(xiàn)量；G為性別二元變量，G=0指代女性，G=1指代男性；εt為第t期不能被解釋的殘差項. 為敘述方便，將第t期稱為當(dāng)期，將第t-1期稱為前期. 模型I管理學(xué)解釋為被試當(dāng)期訂購量是錨定于前期訂購量qt-1，依據(jù)前期訂購量和需求實現(xiàn)量間差異qt-1-dt-1調(diào)整；其中，λ1表示調(diào)整幅度.

為探究多訂購的成本和少訂購的成本及性別造成的影響，本文基于模型I構(gòu)建模型II

qt=qt-1+λ1(qt-1-dt-1)++

λ2(qt-1-dt-1)-+λ3(qt-1-dt-1)+G+

λ4(qt-1-dt-1)-G+λ5G+εt

模型II中(qt-1-dt-1)+為刻畫訂購量相較于需求實現(xiàn)值多的變量，(qt-1-dt-1)-為刻畫訂購量相較于需求實現(xiàn)值少的變量. 采用模型II估計被試訂購調(diào)整行為的結(jié)果，如表2和表3所示.

由表2和表3可見，在高或低邊際利潤情境中，有如下兩個結(jié)論. 第一，無論前期訂購量大或小于前期需求實現(xiàn)值，對被試當(dāng)期訂購量決策均產(chǎn)生顯著影響，即(qt-1-dt-1)+和(qt-1-dt-1)-系數(shù)分別顯著異于零；并且，在高邊際利潤情境中，銷售機會損失給被試帶來的影響大于銷售剩余損失給被試帶來的影響；在低邊際利潤情境中，銷售機會損失給被試帶來的影響小于銷售剩余損失給被試帶來的. 據(jù)此，僅在低邊際利潤情境中接受假設(shè)2. 不同于Tong等[23]發(fā)現(xiàn)的企業(yè)應(yīng)助推決策者關(guān)注少訂購所造成的銷售機會成本，改善被試訂購行為，本文得出企業(yè)應(yīng)在不同產(chǎn)品邊際利潤情境中助推決策者關(guān)注不同成本. 第二，性別作為主變量無顯著影響，作為交互變量，影響被試的訂購行為. 本文僅將性別作為交互變量，分析其對被試訂購調(diào)整行為的影響，從而選擇模型II-2分析，得出無論是高還是低邊際利潤情境中，相對于女性，男性受多訂購和少訂購的影響均較小，假設(shè)3成立.

表2 在高邊際利潤情境中， 考慮多與少訂購影響差異的訂購量調(diào)整行為

表3 在低邊際利潤情境中， 考慮多與少訂購影響差異的訂購量調(diào)整行為

4 結(jié)束語

企業(yè)報童訂購量決策本質(zhì)是權(quán)衡少訂購所帶來的銷售機會損失與多訂購所帶來的剩余成本損失. 實踐中，被試的訂購量呈現(xiàn)拉向中心偏差，針對此偏差，本文提出的解釋理由如下：第一，從訂購水平行為視角，提出對偶平衡策略，即企業(yè)權(quán)衡多訂購產(chǎn)品所導(dǎo)致的總成本與少訂購產(chǎn)品所導(dǎo)致的總成本，解釋報童訂購量拉向中心偏差. 第二，從訂購調(diào)整行為研究視角，通過管理實驗，得出在高(低)邊際利潤情境中，銷售機會損失比銷售剩余損失給被試帶來的影響大(小). 第三，相對于女性，男性受多訂購和少訂購影響均較小，即男性被試訂購量調(diào)整行為幅度較小. 此結(jié)論主旨并非強調(diào)男性和女性的訂購決策質(zhì)量孰優(yōu)孰劣，而是提醒管理者應(yīng)關(guān)注兩性在訂購決策行為方面的差異.

本文的研究對象為不確定性需求服從獨立同分布，前期多訂購或少訂購所造成的影響不會被帶入到當(dāng)期情境中、不確定性需求實現(xiàn)值信息已知的情境下，被試的訂購行為偏差. 基于此，進一步研究方向如下.

一是，關(guān)于被試當(dāng)期訂購行為決策的錨點選擇. 除了本文對比研究的前期訂購量與前期需求實現(xiàn)值，更早的訂購量與需求實現(xiàn)值是否也屬于錨點，如何影響被試訂購量調(diào)整行為，尚不清楚.

二是，實踐中企業(yè)的經(jīng)營決策處于多期情境中，即前期多訂購或少訂購所造成的影響會被帶入到當(dāng)期，理性企業(yè)的最優(yōu)庫存策略為基庫存策略確定一個庫存水平臨界值，若當(dāng)前庫存水平小于該臨界值，那么補貨使庫存水平至該臨界值；若當(dāng)前庫存水平大于等于該臨界值，則不補貨. 在此情境中，已有學(xué)者分析積極和消極框架效應(yīng)對企業(yè)的多訂購與少訂購權(quán)衡策略的影響[13]，但是企業(yè)訂購行為是否存在趨近于需求均值及是否可以用對偶平衡策略解讀訂購行為偏差尚待研究.

三是，本文以單報童訂購量偏差為研究對象，實踐中，存在報童的多產(chǎn)品訂購決策[29]，或多報童聯(lián)合訂購決策[16]的情境，此時，是否能夠從對偶平衡策略視角解讀其中的訂購行為偏差及少訂購和多訂購對訂購行為的影響度的差異尚需探索.

四是，當(dāng)報童處在與其供應(yīng)商所組成的供應(yīng)鏈系統(tǒng)中，供應(yīng)鏈成員間不同的合約形式，如何影響報童的訂購行為偏差. 已有部分研究[30]分析了報童的訂購量受缺貨懲罰因素的影響，及實驗研究結(jié)果對比分析了面臨回購合同與收益共享合同選擇時，供應(yīng)商的決策行為[31]，尚未有研究從報童訂購行為視角，分析不同合約機制影響報童訂購行為偏差的機制.