龔 欣 劉文忻 張元鵬

(1.哥倫比亞大學(xué) 教育學(xué)院,紐約10027-6902;2.北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,北京 100871)

一、引言

人們普遍認為公共品的非排他性和非競用性必然會造成“搭便車行為”的產(chǎn)生,進而導(dǎo)致私人對公共品提供的無效性和由政府來供給公共品的必然性。這樣,只有政府才可以有效地提供公共品似乎已成為傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)中的一個理論教條和現(xiàn)實經(jīng)濟活動中政府的一個天然使命。然而,實際情況卻并非如此,現(xiàn)實中由私人提供的公共品大量存在。據(jù)統(tǒng)計,全世界每年有數(shù)以千億美元被無償捐贈給一些慈善機構(gòu)、政治組織和文化團體,用于社會公共事業(yè)的發(fā)展。在美國,用于教育、衛(wèi)生和救濟的慈善捐贈10%來自企業(yè),5%來自大型基金會,85%則來自全國民眾的自愿捐助,全國志愿服務(wù)參與率為44%。在新加坡、我國臺灣地區(qū)等地,則是積極提倡市民組成志愿小組免費提供消防安全、住宅安全、成人教育等公共服務(wù)。據(jù)我國民政部門統(tǒng)計,僅2008年1年,我國企業(yè)和民眾慈善捐款捐物價值過千億元,志愿者數(shù)千萬計之多。上述一系列數(shù)據(jù)說明,在現(xiàn)實社會中,除了由政府提供公共品外,私人也會自愿(甚至是無償)提供一定數(shù)量的公共品。那么,私人為什么會自愿提供公共品?或者說作為理性經(jīng)濟人的個人為什么在公共品提供問題上選擇合作而不是“搭便車”?許多經(jīng)濟學(xué)家都對此進行了研究,并提出了諸如純利他主義、光熱效應(yīng)以及個人的道德和社會責任感等方面的解釋,但這些理論研究尚不能有效地解釋現(xiàn)實中的許多疑問,比如,為什么在中國由私人提供公共品的比例不及美國等西方發(fā)達國家?其影響因素何在?為什么中國的私人自愿捐助往往需要政府或社會團體的號召和發(fā)動,而國外單純自愿的程度卻較高?這些問題傳統(tǒng)理論分析無法解釋,需要用來自中國的現(xiàn)實數(shù)據(jù)進行實證研究。

近年來,利用實驗經(jīng)濟學(xué)方法來研究經(jīng)濟學(xué)問題已呈流行之勢。通過實驗,研究者可以模擬現(xiàn)實的決策環(huán)境,細致考察所關(guān)注對象的行為,并通過可操控的方式直接考察相關(guān)參數(shù)的影響,有時甚至能夠達到與“自然實驗”研究相似的效果。在這之中,公共品的自愿捐獻實驗即是一項最典型、也最為基礎(chǔ)的實驗?；趯嶒灁?shù)據(jù)而進行的公共品實證研究已在國外得到廣泛發(fā)展,并且形成了一些特征化的典型事實[1],盡管各方在理論解釋上尚未達成一致。在中國,這方面的實驗研究尚在起步階段,相關(guān)研究文獻更為缺乏。為此,筆者進行了一系列公共品私人自愿捐獻機制的實驗研究,試圖通過對實驗數(shù)據(jù)的分析,研究我國私人自愿提供公共品的影響因素及其相互關(guān)系,并探討如何通過激勵機制的設(shè)計來提高我國公共品的私人供給水平,有效解決現(xiàn)實中我國公共品私人供給不足的問題。

二、實驗設(shè)計及其參數(shù)設(shè)置

本文的實驗項目采用了與Sonnemans等的經(jīng)典實驗——自愿捐獻機制(voluntary contribution mechanism,以下簡稱VCM)實驗——相類似的實驗設(shè)計方案[2],即參與實驗的被試者被分為若干個小組,每個小組中的每個被試者被給予一定數(shù)量的初始稟賦,各被試者被要求將其初始稟賦中的一部分捐獻給某項公共事業(yè)項目,捐獻完成后所有被試者貢獻出來的公共項目總量乘以一個被試者事先知道的固定的捐獻效率參數(shù)A(A＞1)作為總收益,總收益在各被試之間平均分配。需要說明的是,這是一個在國際學(xué)術(shù)界公共產(chǎn)品私人提供實驗中使用最多的設(shè)計方案。

我們于2008年12月6日在北京大學(xué)經(jīng)濟科學(xué)實驗中心組織了84名自愿報名的同學(xué)參加VCM實驗。實驗分上午和下午完成。具體的實驗參數(shù)設(shè)計如下:

1.被試人數(shù)與分組。參加實驗的84人中,有14名留學(xué)生,中國學(xué)生和外國學(xué)生的比例為5∶1。所有被試者由電腦隨機分組,每4人形成一組,即小組成員數(shù)N=4。上午10組,下午11組,小組成員在整個實驗期間固定不變。

2.初始稟賦。每個被試者在每期實驗之初都擁有20單位的貨幣。這是其參與公共品自愿捐贈時所能捐獻的最大數(shù)量。

3.實驗期次和各期次實驗中的參數(shù)設(shè)置。本次實驗總共分為3個階段,每階段包含10期次,相應(yīng)的參數(shù)設(shè)置見表1。被試者在最初聆聽實驗指導(dǎo)的時候會被告知本次實驗總共包含3個階段。

表1 各期次實驗參數(shù)的設(shè)定

本次實驗特別對“捐獻效率系數(shù)”和“交流”兩個參數(shù)在實驗不同階段進行了不同的設(shè)定。這里的捐獻效率系數(shù)A是指實驗開始前由實驗組織者設(shè)定的每個小組捐獻總額的放大乘數(shù),意指由私人自愿捐獻貨幣而形成的公共事業(yè)項目對社會而言可以帶來更大的效果。與其相聯(lián)系的參數(shù)——公共品投資的私人邊際回報率MPCA=A/N。在本實驗的前兩階段(1～20期),被試者并不知道自己的組員是誰,不能相互交流,而在第三階段(21～30期),實驗主持人公布出各組的成員構(gòu)成,并允許小組成員在實驗之前相互交流與討論,并可以私下制訂合作協(xié)議。

4.收益函數(shù)①。被試者在每期做出捐獻決策后可以獲取的收益由兩部分組成:第一部分是從20單位的實驗貨幣中捐獻給公共項目一定數(shù)額(gi)后余下的數(shù)額(20-gi);第二部分是所在小組成員(4名被試者)都做出捐獻決策后每個被試者可以從公共項目賬戶(即小組成員捐獻的貨幣額之和乘以捐獻效率系數(shù)A)中均分到的貨幣額。這樣,被試者i在給公共賬戶捐獻gi的情況下可以得到的收益為:

三、實驗數(shù)據(jù)分析和有關(guān)特征事實的實證檢驗

從理論角度看,在公共品私人供給博弈中,由于每個利己的個體都面臨搭便車的激勵,每個博弈局中人的占優(yōu)均衡策略是選擇搭便車而不愿意提供任何公共產(chǎn)品。但是,一些著名公共品實驗研究表明,社會成員的免費搭便車動機是有限的,大多數(shù)人在實際中自愿提供的公共產(chǎn)品數(shù)量要比理論上認為的自利的個人提供的公共品數(shù)量要多得多,公共品的私人自愿供給能夠達到一個可觀的且穩(wěn)定的水平[1](Isaac和Walker等經(jīng)典實驗證明其比例一般在40%～60%之間[3])。

我們的實驗,除了對目前學(xué)術(shù)界所關(guān)注的有關(guān)公共品自愿捐獻機制的經(jīng)典特征事實進行檢驗外,還發(fā)現(xiàn)了一些新的特征事實和實驗結(jié)論。

(一)對公共品實驗的一些經(jīng)典特征事實的檢驗

1.特征事實一:非零捐獻均衡和自愿供給的存在性

本次實驗數(shù)據(jù)表明,無論從全部,還是小組的實驗數(shù)據(jù)來看,被試者的首期捐獻數(shù)額都為正數(shù),整體平均的首期捐獻比例為15.4%;1～10期、11～20期以及21～30期的平均捐獻額亦為正,并且比例都在40%以上。我們還發(fā)現(xiàn),實驗中一個單位都不捐(即常說的完全搭便車者)的人次非常少。

上述結(jié)果驗證了公共產(chǎn)品私人自愿提供的現(xiàn)實存在性。這可能與被試者內(nèi)在的社會偏好(利他主義、榮譽感或社會責任)有關(guān)。另外,在我們的實驗里,在報酬激勵上設(shè)計了小組競爭環(huán)節(jié),為了保證小組的相對收益,即要取得小組的相對優(yōu)勢地位,組內(nèi)成員之間更容易達成合作。

2.特征事實二:捐獻率隨實驗重復(fù)次數(shù)增加而有下降的趨勢

通過考察上午和下午兩組實驗的第1個和第2個控制階段(這兩階段小組成員不允許交流)(參見圖1中第1～10和第11～20時段的情況),我們可以發(fā)現(xiàn),隨著每一階段實驗重復(fù)次數(shù)的增加,每個階段的平均捐獻率在短暫上升后都呈現(xiàn)出下降的趨勢。不僅如此,即使在第3階段(圖1中第21～30時段,此階段允許交流),平均捐獻率下降的趨勢也較為明顯(盡管下降幅度不大)。

圖1 上午、下午兩組實驗平均捐獻率變化趨勢

這一特征事實驗證了在公共產(chǎn)品自愿捐獻的重復(fù)博弈中,由于學(xué)習(xí)效應(yīng)的作用,隨著實驗重復(fù)次數(shù)的增加人們變得更加“聰明”,也更加“理性”地決策,從而“搭便車”行為頻繁發(fā)生。

3.特征事實三:存在有限次重復(fù)博弈中的“最后一期效應(yīng)”

通過觀察被試者在每個階段最后一期(如第10、20和30期)的行為,可以看出,捐獻率下降的幅度比前面的時期大很多(參見圖1)。即使在允許交流的第3階段,最后一期的平均捐獻率也有一個較大幅度的向下跳躍。由此可知,最后一期往往是搭便車行為的高發(fā)期。這種現(xiàn)象很可能是由于人們意識到在最后一期(沒有后續(xù)合作)搭便車將不會引起其他組員的懲罰,即搭便車成本較低,于是有相當一部分被試者在最后一期加入了搭便車的隊伍,這一事實符合有限次重復(fù)博弈的邏輯結(jié)論。

4.特征事實四:公共品投資的私人邊際回報率(MPCR)的正效應(yīng)

直觀來看,當投資公共品得到的私人邊際回報率從0.5增加至0.75時,無論整體捐獻水平、小組的初次捐獻額度,還是個體的每期次捐獻水平及其合作傾向都有較為明顯的提升。

(1)對小組捐獻總額的影響:成對樣本均值的t檢驗

如表2所示,無論是研究整體樣本,還是單獨分析上午和下午的樣本,成對樣本均值的t檢驗結(jié)果表明,MPCR的增加會顯著(至少在5%的顯著性水平上)提高小組的平均捐獻額(第2階段的小組平均捐獻額C2＞第1階段的小組平均捐獻額C1),提高了小組的合作水平。

表2 統(tǒng)計檢驗:MPCR變化對小組平均捐獻額的影響(樣本觀測值=10+11)

(2)對個體每期捐獻水平的平均影響:隨機效應(yīng)模型分析

個體是決策行為的基本單位,不同實驗階段的私人邊際回報率(MPCR)的變化首先會影響個人的決策行為,進而才會對整體的合作捐獻水平產(chǎn)生影響。由于本實驗中的84位被試者每人都參與了30期的捐獻決策,可以將其看作面板數(shù)據(jù),基于此可以進行計量分析。因為本實驗采集的個人特征變量不多,且組內(nèi)差分的固定效應(yīng)無法將不隨時間改變的個人特征變量的系數(shù)估計出來,同時考慮到個體異質(zhì)性特征可能與我們關(guān)注的解釋變量(如實驗控制變量MPCR、交流)關(guān)系不大,我們選用隨機效應(yīng)模型②來估計個人捐獻行為,最后的結(jié)果見表3。

表3 面板數(shù)據(jù)隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果(被解釋變量:個體的當期捐獻額)

通過隨機效應(yīng)模型1可以發(fā)現(xiàn),當效率系數(shù)由2變成3時,個人的捐獻額會增加約2.388個貨幣單位。另外,考慮到實驗參與者可能以上一期其他組員的平均捐獻水平作為決策參照系,筆者將這一因素加入到自變量中(模型2),其影響代表互惠偏好的效應(yīng)。此時,MPRC效應(yīng)仍為正值,盡管不顯著。這都驗證了私人邊際回報率MPCR對私人捐獻水平的正向作用。

5.特征事實五:交流的正效應(yīng)

在實驗設(shè)計時,第3階段的特點是在第2階段結(jié)束后允許小組成員在實驗之前相互交流,因而直接比照兩階段的差異可以了解交流對捐獻行為的影響。通過比較第3階段和第2階段的捐獻情況(見圖1)可知,從整體上看,第3階段達到了比較高的合作水平,接近滿額,比第2階段的各期捐獻額高很多。另外表3中的虛擬變量“交流”的估計系數(shù)非常顯著地大于0,體現(xiàn)了交流的正效應(yīng)。

交流之所以能起到這么大的作用,很大程度上是因為交流部分消除了不確定性(被試者之間通過溝通和交流,事實上已經(jīng)達成了某種口頭協(xié)議或默契),為捐獻行為指明了一個“聚點”(focal point)。而且,這個聚點之所以能夠克服搭便車動機,不僅僅依靠口頭契約或書面契約④,筆者認為主要原因是“聲譽效應(yīng)”:由于參加實驗的同學(xué)都是同一個課堂上的學(xué)生,他們中的許多人彼此相互熟知。對于他們而言,這次實驗僅僅是他們的一次合作,以后的合作機會還有很多。正是預(yù)期到這一點,大家大多不愿違約。如果聲譽確實能夠發(fā)揮作用,那么在其他條件不變時,熟悉環(huán)境中的公共品投資水平應(yīng)該比陌生環(huán)境中高(雖然這一檢驗?zāi)壳霸诮?jīng)驗研究上還沒有達成共識)。本文發(fā)現(xiàn)的頗為顯著的“交流正效應(yīng)”可部分算作“聲譽效應(yīng)”的一個證據(jù)。

6.特征事實六:被試者的個體特征(性別、國籍等)的影響與效應(yīng)

關(guān)于實驗對象的個體特征,本文發(fā)現(xiàn),性別對個人捐獻水平有顯著的影響。隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示,在保持其他因素不變的情況下,女生平均而言要比男生少捐0.80～1.45個貨幣單位(參見表3),表現(xiàn)出更加利己的行為。這與Dawes等的結(jié)論正好相反[4],筆者認為這可能與兩個實驗均未控制不可觀測的個人特征有關(guān),其中社會偏好和風險態(tài)度的異質(zhì)性也有可能促成了這種結(jié)果。此外,外國留學(xué)生的捐獻水平高于中國學(xué)生,這可能是由于中外學(xué)生不同的文化背景和價值觀所致。

綜上,考慮到實驗設(shè)計的差異,我們無法直接在量上將這些結(jié)果同國外實驗進行對比,但從以上特征事實的檢驗結(jié)果可以看出,對于同一類實驗項目的研究發(fā)現(xiàn)是不分國界的,人們的捐獻行為特點具有相似性。這種相似性的焦點是,現(xiàn)實生活中人們的行為與理論上預(yù)測的結(jié)果產(chǎn)生了偏離,改進實驗設(shè)計可以提高人們的合作水平。

(二)本項實驗中新的發(fā)現(xiàn)和啟示

此次我們在中國高校中所做的實驗不僅驗證了一些經(jīng)典的公共品實驗的特征事實,而且還獲得了一些頗具中國特色的新的特征事實和發(fā)現(xiàn),并得到一些啟示。

1.新發(fā)現(xiàn)之一:期初平均捐獻水平較低

與Isaac和Walker等經(jīng)典實驗的40%～60%相比[3],本次實驗在第一階段(重復(fù)10期)的首期平均捐獻率較低,只有15%左右。這可能與我們的實驗對象是經(jīng)濟學(xué)專業(yè)的學(xué)生有關(guān)。事實上,在參加實驗之前,多數(shù)同學(xué)對公共品理論或多或少地有些了解。這會幫助他們更好地理解實驗要求,更清楚這個實驗中的理性選擇,所以平均而言會比一般人的捐獻水平低一些,這也同許多現(xiàn)有文獻的發(fā)現(xiàn)一致。但是,專業(yè)知識并不能解釋全部現(xiàn)象:第一,為什么捐獻程度很低但不是0?第二,同是經(jīng)濟學(xué)專業(yè)的學(xué)生,他們在實驗里的捐獻行為為什么有很大的差異?如有的完全不捐,有的卻多次全額捐獻,有的波動性非常大,有的一直保持穩(wěn)定的捐獻額度。筆者認為,這些問題都需要從社會偏好和個體的預(yù)期異質(zhì)性上尋找答案。

2.新發(fā)現(xiàn)之二:口頭協(xié)議效果顯著

實驗在第3階段與第2階段的捐獻路徑上存在的巨大差異并不令人驚訝,但是這種極高的合作水平和較低的違約率(只有上午的第7小組出現(xiàn)了特殊情況)在效果上超過了傳統(tǒng)的研究。Isaac和Walker指出,交流之后的捐獻率通常能達到80%以上[3],我們的實驗卻得到了高達96.74%的捐獻率(平均額度為19.349個貨幣單位),且很多小組(一半以上)在10期內(nèi)都保持了100%的捐獻率。

如何解釋這種高效的合作?熟悉基礎(chǔ)上的信任和聲譽效應(yīng)是一個理由:如前所述,我們的被試者來自同一個班級,后續(xù)的合作機會非常多,他們很可能不愿意表現(xiàn)出不合作行為。這一點在實驗之后的補充問卷里得到了驗證,大部分同學(xué)告知筆者,他們之所以會簽訂口頭協(xié)議而不規(guī)定懲罰措施、不簽訂書面協(xié)議,是因為“幾個人都互相認識,預(yù)計今后也常碰面,違約被看作是不理性的行為,最后也沒有人違約”或者“礙于面子應(yīng)該不會捐少”。個體固有的合作動機也可能是另一原因,如有些個體具有利他主義的傾向,愿意合作,并且其行為也影響了其他人;而那些違約的小組可能因大家的想法差異性過大而無法維持長期合作。

3.新發(fā)現(xiàn)之三:經(jīng)驗分享存在積極作用

本次實驗的一個獨特之處在于,筆者可以恰巧得到一種檢驗“經(jīng)驗分享”作用的“自然實驗”——嚴格來說是在人為設(shè)計實驗之外偶然出現(xiàn)的一種“處理(treatment)”。由于我們的實驗分為上下午兩個時間段,下午實驗的同學(xué)就會或多或少地通過各種有意的或無意的途徑(比如談話、未名BBS上的信息共享)獲知有關(guān)上午實驗的一些信息,甚至關(guān)于行為策略的信息。也就是說,下午實驗的參與者可以吸取上午實驗的經(jīng)驗教訓(xùn)。這種經(jīng)驗分享對于合作的效應(yīng)可能是正向的,因為通過分享經(jīng)驗,參與者可能對“集體理性和個人理性的矛盾”更為清楚,更愿意在實驗中表現(xiàn)出合作行為。

而實際結(jié)果驗證了這一點,從圖1中可以很明顯地發(fā)現(xiàn),下午實驗的各期平均捐獻率均高于上午。雖然不排除有上下午被試者分布差異的影響,但是隨機效應(yīng)模型1和模型2的結(jié)果驗證了這種差距的顯著性,在這兩個模型中虛擬變量“afternoon(是否為下午樣本)”的回歸系數(shù)都顯著為正(參見表3)。

4.新發(fā)現(xiàn)之四:簡單地在整體(全部參與者的每期捐獻)或小組的層面上展開平均意義上的觀察(以平均值作為考察指標)可能掩蓋小組內(nèi)部差異化個體的交互作用⑤

傳統(tǒng)上人們大多是從整體平均的角度來分析個人的合作捐獻行為,而這種分析方法所反映的是宏觀的結(jié)果,對微觀行為的解釋力度有所欠缺。我們更需要知道導(dǎo)致小組合作失靈或成功的原因,這就要求我們的分析指向個體維度,而且,傳統(tǒng)針對個體行為影響因素的分析(包括本文前面的探討)也相對比較籠統(tǒng)。例如隨機效應(yīng)模型估計實際上是一種混合分析,可能會忽視一些過程和細節(jié),尤其是個體之間的差異性,忽視其可能展現(xiàn)的特定的行為類型;對于同一個階段內(nèi)個體行為的一致性和變動性(階段內(nèi)效應(yīng)),隨機效應(yīng)模型估計也只能給出若隱若現(xiàn)的結(jié)果(包括表3在內(nèi)的計量回歸從本質(zhì)上也只能得到一個平均意義上的估計結(jié)果)。更為重要的是,如果只分析個體在每一期的行為,而不考慮同一小組內(nèi)部不同個體之間的交互作用,我們也無法解釋小組的合作程度為什么會存在差別。所有這些都說明需要研究者透過個人的社會偏好差異性來分析捐獻水平的差異,進而深入分析提高合作水平的路徑。

四、結(jié)論與建議

本文通過對公共品私人自愿提供實驗數(shù)據(jù)的分析,驗證了公共品私人提供博弈中的多個經(jīng)典特征事實,此外,我們還獲得了一些新的發(fā)現(xiàn)與啟示。對于如何提高我國公共品私人供給水平,我們給出如下建議:

(一)通過公德教育和榜樣示范培養(yǎng)人們良好的社會偏好和合作意識

從實驗結(jié)果來看,表3說明了“上期其他組員平均捐獻水平”顯著的正效應(yīng),說明很多被試者都會參照上一期該組成員的決策做出自己本期的捐獻決策,這就是所謂的“榜樣的力量”導(dǎo)致的個體合作傾向的“社會偏好”。同樣,公德教育可以幫助人們強化其固有的社會偏好,因為諸如利他主義之類的“公德”在社會中具有良好的榜樣示范作用。在實施具體的公共品捐獻活動時,可以考慮將某些積極合作者安排在集體內(nèi),這樣可能使最后的合作承諾得到落實⑥。

(二)建立長效機制,固化自愿捐獻者的“榮譽感”,以此克服隨時可能發(fā)生的“搭便車”現(xiàn)象

實驗中的數(shù)據(jù)盡管支持了公共品自愿捐獻的“現(xiàn)實存在性”,但畢竟還存在諸如“捐獻率隨重復(fù)捐獻次數(shù)增加而下降”、“最后一期不合作效應(yīng)”等現(xiàn)象。另外,由于不確定性的廣泛存在,隨著捐獻經(jīng)驗的積累和自利型搭便車行為的暴露,對他人行為的預(yù)期可能發(fā)生向下的調(diào)整,從而也會導(dǎo)致合作程度的降低。為了強化人們的合作意愿,避免潛在的“不合作行為”發(fā)生,在具有“俱樂部”特征的公共品的供給機制選擇上,充分體現(xiàn)個人的利益相關(guān)性,通過設(shè)計出與參與者未來收益掛鉤的獎勵機制來讓人們認識到以后的合作機會很多,以提高大家的合作意愿。

(三)創(chuàng)造條件,促進公共品潛在供給者之間正式(或非正式)的交流,增強其合作的傾向

本次實驗第3階段所表現(xiàn)出來的高合作水平說明了交流與溝通的意義。簽訂口頭的或書面的合約對于防止合作破裂起著重要作用。另外,為防止口頭協(xié)議破裂(實驗中已經(jīng)出現(xiàn)類似的情況),還需要有一些保證措施,比如讓參與者預(yù)期到提供公共品后可享有收益的長期性(相當于無限次),從而有助于減少“最后一期效應(yīng)”。1978年安徽鳳陽小崗村17戶居民簽訂契約書的例子非常形象地說明了合約約束力的重要性。在集體合作中,很有必要通過交流和契約給參與者施加一定的約束。

需要注意的是,如果交流是無成本的,就像本次實驗設(shè)計的那樣,交流的正效應(yīng)是比較有保證的。然而,在現(xiàn)實生活中交流可能遇到各種問題,比如集體規(guī)模太大,協(xié)調(diào)困難,即交流是有成本的。這就需要通過各種方式降低交流的成本(比如視頻會議),群策群力促進公共品的有效提供。

(四)公開參與者的捐獻信息,尤其是正面的信息,提高社會成員的捐獻水平

同樣是鑒于具有互惠偏好的條件合作者的大量存在,公開良好信息的作用非常顯著。有些實驗者已經(jīng)發(fā)現(xiàn),信息不完全及預(yù)期出錯可能導(dǎo)致“低水平均衡”。對捐獻者的合作程度排序也是一個較好的辦法。例如,定期公布人們在各種慈善募捐中的捐款數(shù)額(包括個人捐款和企業(yè)捐款),對于引導(dǎo)人們的愛心合作也是非常有益的。

注釋:

①被試者被告知,他們的實驗課成績將與此次實驗所獲取的收益相聯(lián)系。這是針對以學(xué)生為被試者的實驗專門設(shè)計的激勵機制?？紤]到被試者的學(xué)生身份,這一激勵基本能保證被試者認真對待實驗,較好地模擬現(xiàn)實中的公共品供給決策行為。

②筆者也利用STAT A軟件中的x ttest0命令檢驗了是否可以用混合回歸方法,結(jié)果表明不可觀測的個體異質(zhì)性顯著存在,不能簡單采用pooled regression。

③因為模型2是考慮了“上期其他小組成員的平均捐獻水平”因素后構(gòu)建的模型,其估計樣本要去掉每一階段的第1期數(shù)據(jù),這樣3個階段共計有3期次的數(shù)據(jù)要在模型2中去掉,最后就剩下27期次的樣本數(shù)。

④據(jù)筆者事后進行的補充問卷調(diào)查,大部分小組訂立了口頭契約,要求大家一致捐獻20,并且沒有什么懲罰規(guī)定。

⑤筆者認為,在今后的研究中,很有必要將分析的重點轉(zhuǎn)向個體行為,尤其是個體的異質(zhì)性,而且異質(zhì)性的行為類型應(yīng)當是在動態(tài)路徑上定義的。

⑥實際上,互助合作社的成立和維持所依靠的一個關(guān)鍵因素是領(lǐng)導(dǎo)者。帶頭人不僅可以發(fā)動群眾自發(fā)捐獻,還可作為代表,負責運營合作投資所形成的公共品。

[1]Ledyard,J.O.Public Goods:A Survey of Experimental Research[C]//Kagel,J.,Roth,A.E.Handbook of Experimental Economics.Princeton:Princeton University Press,1995:111—194.

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