孫文清

（河南工程學(xué)院 管理工程學(xué)院，鄭州 451191）

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效影響的系統(tǒng)動力學(xué)研究

孫文清

（河南工程學(xué)院 管理工程學(xué)院，鄭州 451191）

文章構(gòu)建了三級供應(yīng)鏈系統(tǒng)動力模型，并基于指數(shù)平滑系數(shù)、庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)與供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)及成本的關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)論表明，牛鞭效應(yīng)僅是供應(yīng)鏈成本的必要而非充分條件；相比在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)，零售商和批發(fā)商對庫存調(diào)節(jié)系數(shù)的變化更敏感；合理的庫存目標(biāo)和庫存調(diào)節(jié)策略可以有效減弱供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)；供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)放大程度與總成本不完全相關(guān)。

供應(yīng)鏈；指數(shù)平滑系數(shù)；牛鞭效應(yīng)；成本

0 引言

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈?zhǔn)且粋€由農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)、供應(yīng)、銷售等所涉及的農(nóng)戶、商家和消費(fèi)者組成的網(wǎng)絡(luò)體系，環(huán)節(jié)多，結(jié)構(gòu)復(fù)雜，農(nóng)產(chǎn)品流通價值受到銷售商預(yù)測、庫存和在途庫存、訂貨周期、訂貨提前期等多因素的影響，加之農(nóng)產(chǎn)品生命周期較短、價值時效性強(qiáng)等特點(diǎn)，一旦有一個環(huán)節(jié)決策不當(dāng)，農(nóng)產(chǎn)品則會出現(xiàn)積壓、貶值，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)銷商利潤減少甚至虧本。因此，研究農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈系統(tǒng)參數(shù)對供應(yīng)鏈績效的影響，不僅能夠?qū)ΜF(xiàn)有供應(yīng)鏈研究成果的普適性進(jìn)行檢驗(yàn)，而且通過對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的動態(tài)性變化進(jìn)行分析，有助于優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈運(yùn)作績效，具有重要的理論和實(shí)踐意義。

本文運(yùn)用系統(tǒng)動力學(xué)理論，構(gòu)建了三級農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈模型，借助軟件Porwersim2005，基于模型中的指數(shù)平滑系數(shù)、APIOBPCS庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)等三個參數(shù)的變化分別對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)和成本的影響進(jìn)行仿真分析，以探究上述系數(shù)、牛鞭效應(yīng)、總成本之間的相互關(guān)系，并對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的優(yōu)化問題提出對策。

1 模型的構(gòu)建

1.1 基本假設(shè)

本文的研究對象是一條由零售商（用R表示）、批發(fā)商（用D表示）和制造商（用M表示）組成的三級農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈，該供應(yīng)鏈上只涉及一種農(nóng)產(chǎn)品；R和D的庫存分為倉儲庫存和在途庫存兩部分；R和D采用定期訂貨，根據(jù)對市場需求的預(yù)測和庫存策略，向上游D或M定期訂貨，D和M結(jié)合掌握的歷史銷售信息確定交貨延遲時間。農(nóng)產(chǎn)品零售商系統(tǒng)動力學(xué)結(jié)構(gòu)見圖1（D、M與R結(jié)構(gòu)相同，略）。

1.2 參數(shù)定義及說明

模型仿真周期360（天），仿真步長為1（天），產(chǎn)品單位為件。

模型中3個參數(shù)取值均在一定區(qū)間內(nèi)，為了研究每一個參數(shù)的變化對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的影響，考慮農(nóng)產(chǎn)品保質(zhì)期短、銷售渠道周轉(zhuǎn)速度快等特征，令其基本設(shè)置為：指數(shù)平滑系數(shù)為0.4，庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)均為1。

R期望庫存=(訂貨提前期+1)×R平均銷售率；R庫存=R期望庫存；R在途期望庫存=訂貨提前期×R需求預(yù)測；R在途庫存=R在途期望庫存；R入庫率=DELAYPPL (批發(fā)商供應(yīng)量，訂貨提前期)；D供應(yīng)率=DELAYMTR(R訂貨量，交貨延遲時間)；R訂貨量=PULSE(MAX(0，R需求預(yù)測）×訂貨周期+(R期望庫存-R庫存)×庫存調(diào)節(jié)系數(shù)+(R在途期望庫存-R在途庫存)×在途調(diào)節(jié)系數(shù))，STARTTIME+0，訂貨周期)，銷售率=市場需求。

假設(shè)市場需求是隨機(jī)需求、正態(tài)分布需求和正弦波需求的疊加。采用指數(shù)平滑法進(jìn)行銷售需求預(yù)測。

2 相關(guān)系數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)的影響分析

2.1 指數(shù)平滑系數(shù)對牛鞭效應(yīng)的影響

圖2 指數(shù)平滑法的系統(tǒng)動力學(xué)流程圖

本文指數(shù)平滑法模型如圖2所示。本文中，指數(shù)平滑系數(shù)取值0.1～0.9，以0.1為間隔，其他參數(shù)為基本設(shè)置，對模型進(jìn)行仿真，以探究不同平滑系數(shù)對供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)的影響，仿真數(shù)據(jù)處理和匯總見表1。

現(xiàn)階段，我國大部分的人民，認(rèn)為身體素質(zhì)可以通過食物或者補(bǔ)藥就能得到良好的改善，并不用通過鍛煉來改善自身。另外，還有部分人民具有錯誤的非體育性娛樂意識，用打麻將或者撲克等娛樂方式來代替體育鍛煉，提升自身的身體素質(zhì)。甚至還有部分人民參與體育比賽，在現(xiàn)場充當(dāng)體育觀眾，并不自身參與到體育的競賽當(dāng)中，使得自身的身體素質(zhì)并沒有得到很好的提升。除此之外，家庭體育場地具有一定的局限性，因此家庭并不能滿足人民的鍛煉需求。

表1 平滑系數(shù)對牛鞭效應(yīng)的影響

表1表明，無論平滑系數(shù)取何值，供應(yīng)鏈均表現(xiàn)出需求信息逐級放大的現(xiàn)象；在平滑系數(shù)為0.1和0.5～0.6時，供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)表現(xiàn)較弱。結(jié)合一次指數(shù)平滑法知識知道，平滑系數(shù)小于0.5的取值具有“拉平”作用，適合于比較平穩(wěn)的外部需求預(yù)測，大于0.5的取值適合于表現(xiàn)靈敏、具有明顯變動傾向的外部需求預(yù)測。結(jié)合本研究需求定義，市場需求變動較大，基于數(shù)據(jù)表明在平滑系數(shù)為0.1時的牛鞭效應(yīng)較弱的結(jié)論，可以給出的解釋是，（1）市場需求變動比較激烈的情況下，過于平穩(wěn)的預(yù)測也會大大減弱牛鞭效應(yīng)現(xiàn)象，（2）零售商R和批發(fā)商D分別基于市場需求和零售商R的訂單信息作出的預(yù)測比較保守、平穩(wěn)，進(jìn)而表現(xiàn)在其向上一級發(fā)出的訂單的波動性也比較小，即以預(yù)測、訂貨的平穩(wěn)性犧牲庫存管理的靈活性。需求指出的是，上述數(shù)據(jù)驗(yàn)證了文獻(xiàn)[1]關(guān)于需求信息沿著供應(yīng)鏈往上逐級放大的研究結(jié)論，與此不同的是，數(shù)據(jù)表現(xiàn)出指數(shù)平滑預(yù)測精準(zhǔn)度與供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)并不一致，參看下面分析。

為進(jìn)一步探究指數(shù)平滑預(yù)測準(zhǔn)確度和牛鞭效應(yīng)的關(guān)系，以零售商R為例，繪制出不同平滑指數(shù)系數(shù)下基于市場需求的預(yù)測值的回歸擬合度表，見表2。

表2 基于市場需求的指數(shù)平滑預(yù)測值回歸擬合優(yōu)度匯總

由統(tǒng)計(jì)學(xué)知識可知，指數(shù)平滑系數(shù)為較?。?.1～0.4）和較大（0.8～0.9）取值時，零售商對市場需求預(yù)測的精準(zhǔn)度較差，取值為0.6左右時的預(yù)測誤差較小，精準(zhǔn)度較高，這跟表1中指數(shù)平滑系數(shù)為0.6左右時“R方差比”較小、牛鞭效應(yīng)表現(xiàn)較弱一致，也就是說，指數(shù)平滑系數(shù)為0.1時的牛鞭效應(yīng)弱化現(xiàn)象是因?yàn)橄禂?shù)選擇不合適、預(yù)測不準(zhǔn)確造成。對批發(fā)商D預(yù)測擬合優(yōu)度情況進(jìn)行分析，結(jié)果相同。

為進(jìn)一步探究指數(shù)平滑系數(shù)對供應(yīng)鏈總成本的影響，構(gòu)建基于圖1的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈總成本模型，見圖3。與供應(yīng)鏈總利潤不同，供應(yīng)鏈總成本包括與供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)相關(guān)的在途庫存成本和庫存成本兩部分，可以作為反映供應(yīng)鏈質(zhì)量的一個主要指標(biāo)。

圖3 農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈總成本模型

在圖3中，設(shè)運(yùn)輸-庫存費(fèi)率為0.06RMB/件/天。指數(shù)平滑系數(shù)不同取值下的供應(yīng)鏈總成本的匯總，見表3。

表3 不同指數(shù)平滑系數(shù)下的供應(yīng)鏈成本

表3中，取值為0.5和0.6的指數(shù)平滑系數(shù)對應(yīng)的供應(yīng)鏈總成本分別為185083和185188，數(shù)值最小，并且遠(yuǎn)小于指數(shù)平滑系數(shù)0.1對應(yīng)的供應(yīng)鏈總成本186181。結(jié)合表2和表3可知，牛鞭效應(yīng)表現(xiàn)較弱的供應(yīng)鏈并非都具有較小的總成本，而預(yù)測精準(zhǔn)下的供應(yīng)鏈不僅表現(xiàn)出較弱的牛鞭效應(yīng)，且具有較小的總成本。

綜上分析可知，（1）與供應(yīng)鏈精準(zhǔn)的預(yù)測方法和供應(yīng)鏈總成本兩項(xiàng)指標(biāo)不同，牛鞭效應(yīng)是判斷供應(yīng)鏈質(zhì)量的必要性而非充分性指標(biāo)。精準(zhǔn)的預(yù)測方法下的供應(yīng)鏈成本小且牛鞭效應(yīng)表現(xiàn)較弱；而較小的牛鞭效應(yīng)可能來自于準(zhǔn)確的預(yù)測，也可能來自于預(yù)測方法自身的“拉平”作用，并不必然伴有較小的供應(yīng)鏈總成本；（2）與平滑系數(shù)為0.5～0.6時牛鞭效應(yīng)弱化現(xiàn)象不同，平滑系數(shù)為0.1時牛鞭效應(yīng)的弱化現(xiàn)象是因?yàn)閷?shí)際富于變化的外表需求的“拉平”作用造成的，盡管減弱了牛鞭效應(yīng)，但并沒有降低整個供應(yīng)鏈的成本，這就要求供應(yīng)鏈成員準(zhǔn)確了解最終市場需求特征，過濾掉干擾信息，通過多次調(diào)試，選擇合適的指數(shù)平滑系數(shù)。

2.2 APIOBPCS調(diào)節(jié)系數(shù)對牛鞭效應(yīng)的影響

式中，O(t)為t期的訂貨量；F(t)為t期的需求預(yù)測量；I(t)為t期實(shí)際庫存水平；II0為期望的在途庫存水平；II(t)為t期實(shí)際的在途庫存量；α為庫存調(diào)節(jié)系數(shù)；β為在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)；LT為提前期；I0為簡化后的期望庫存水平，為需求平均量。

本文中，庫存調(diào)節(jié)系數(shù)α和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)β分別取值為0、0.5、1、1.5、2、2.5，其他系數(shù)為基本設(shè)置，對模型仿真，以觀察α和β的不同取值對供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)的影響，數(shù)據(jù)匯總見表4。

表4 庫存調(diào)節(jié)系數(shù)α和在途調(diào)節(jié)系數(shù)β對牛鞭效應(yīng)的影響

由表4可知，在整體上，供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)呈現(xiàn)出隨著庫存調(diào)節(jié)系數(shù)α和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)β的取值增大而越來越強(qiáng)烈的趨勢，α=β=0、0.5、1、1.5、2、2.5時的供應(yīng)鏈總方差比分別為854.5、892.3、1367.8、1776.7、2562.7、3675.6，可以給出的解釋是，以零售商R為例，根據(jù)“銷售率”和“訂貨量”，R銷售率=市場需求，R訂貨量包括訂貨周期內(nèi)的期望銷售量、庫存調(diào)節(jié)量和在途庫存調(diào)節(jié)量三部分，R（在途）調(diào)節(jié)量=[R期望（在途）庫存-R（在途）庫存]×（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)，當(dāng)庫存調(diào)節(jié)系數(shù)α和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)β較大時，則R訂貨量必然增大，除滿足市場需求之外，（在途）庫存量也必然增大，而期望（在途）庫存量與調(diào)節(jié)系數(shù)無關(guān)，則沒有增加，此時，庫存調(diào)節(jié)量，即期望（在途）庫存與（在途）庫存之差變得更小，當(dāng)后者大于前者時庫存調(diào)節(jié)量為負(fù)值，下一次的訂貨量必然小于上一次的訂貨量，因此，前后訂貨量表現(xiàn)出的波動性隨著（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)增大而加劇。為驗(yàn)證上述分析，對不同調(diào)節(jié)系數(shù)下零售商R的調(diào)節(jié)量（庫存調(diào)節(jié)量與在途庫存調(diào)節(jié)量之和）進(jìn)行仿真、統(tǒng)計(jì)，見表5。

表5 牛鞭效應(yīng)隨（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)增加而放大趨勢

表5顯示，α=β=0時的調(diào)節(jié)量、均值和方差均為0，這與表4的“總方差比最小”相一致，訂貨量中的調(diào)節(jié)量及均值在α和β較小值（0.5、1、1.5）情況下在增加，增加幅度遞減，大于1.5時呈現(xiàn)遞減直至負(fù)值，而調(diào)節(jié)量的方差一直呈現(xiàn)遞增趨勢，因此，牛鞭效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸放大現(xiàn)象。

如上分析，在整體上，牛鞭效應(yīng)隨庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)增大呈現(xiàn)遞增的放大趨勢，這與文獻(xiàn)[3]結(jié)論一致，所不同的是，牛鞭效應(yīng)在基于庫存調(diào)節(jié)系數(shù)分組和基于在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)分組的每一組內(nèi)又均表現(xiàn)出強(qiáng)烈波動的現(xiàn)象，見圖4。從弱化牛鞭效應(yīng)的角度，管理者需要選取合適的（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)以制訂合理的庫存管理策略。

圖4 分組下的（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)下牛鞭效應(yīng)比較

最后，對以庫存調(diào)節(jié)系數(shù)α和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)β作為決策變量下的牛鞭效應(yīng)和供應(yīng)鏈總成本間的關(guān)系進(jìn)行研究。對圖4的供應(yīng)鏈總成本模型進(jìn)行優(yōu)化，可得基于（在途）庫存調(diào)節(jié)系數(shù)的供應(yīng)鏈最小成本C*=184360.6，此時，α=2.49，β=2.02，與表4比較，可以得知，α和β作用下的牛鞭效應(yīng)和供應(yīng)鏈總成本之間不存在正相關(guān)關(guān)系。

3 結(jié)論

本文構(gòu)建了APIOBPCS模式定期采購下的三級農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的系統(tǒng)動力學(xué)模型，借助系統(tǒng)動力學(xué)軟件Porwersim2005，針對APIOBPCS和指數(shù)平滑系數(shù)的變化對供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)的影響及其成因進(jìn)行了研究。研究結(jié)論如下。

（1）微弱的牛鞭效應(yīng)僅是較小供應(yīng)鏈成本的必要而非充分條件，供應(yīng)鏈企業(yè)對外部需求進(jìn)行預(yù)測前應(yīng)該通過多次調(diào)試，精準(zhǔn)的預(yù)測方法下的供應(yīng)鏈成本小且牛鞭效應(yīng)表現(xiàn)較弱；而較小的牛鞭效應(yīng)可能來自于準(zhǔn)確的預(yù)測，也可能來自于預(yù)測方法自身的“拉平”作用，并不必然伴有較小的供應(yīng)鏈總成本，即供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)放大程度與總成本不完全相關(guān)。

（2）在整體上，供應(yīng)鏈牛鞭效應(yīng)呈現(xiàn)出隨著庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)的取值增大而越來越強(qiáng)烈的趨勢，在庫存調(diào)節(jié)系數(shù)和在途庫存調(diào)節(jié)系數(shù)作用下的牛鞭效應(yīng)和供應(yīng)鏈總成本之間不存在正相關(guān)關(guān)系；與其他系數(shù)相比，零售商和批發(fā)商需求放大程度對庫存調(diào)節(jié)系數(shù)的變化最敏感。

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（責(zé)任編輯/易永生）

F253

A

1002-6487（2016）23-0037-03

河南省教育廳哲學(xué)社會科學(xué)研究重大招標(biāo)課題（2014-ZD-06；2014-SZZD-21）；河南工程學(xué)院資源環(huán)境與特色旅游研究中心聯(lián)合資助

孫文清（1972—），男，河南確山人，副教授，研究方向：供應(yīng)鏈管理。