信息公开、群体选择和公共品自愿供给，本文主要内容关键词为：群体论文,信息论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
截稿：2015年6月 一 引言 “男女搭配干活不累”这一谚语反映出团队合作效果在异质性别群体中优于同质性别群体的民间智慧，不过基于性别特征的群体异质性和公共品供给关系研究则揭示出正反两面并存的矛盾现象(Eckel和Grossman，2008)。基于种族、语言或民族等指标的诸多经验研究同样表明这些外在特征的群体异质性与公共品供给存在正相关或负相关关系，并把它归结为不同个体对群体内和群体外成员的歧视性偏好、策略性选择或多样化互补的结果(Alesina和Ferrara，2000、2005)。不过这一微观解释源自理论推断而非微观数据验证，而现实中的群体异质性和公共品供给还可能存在内生性问题(Posner，2004；Stichnoth和Straeten，2013)。此外，从理论上看，不仅性别、种族或民族等个体社会经济特征的外在异质性会影响公共品供给，同质群体不同成员的异质公平观或群体归属感等内生异质性特征也可能影响公共合作。因而，如何厘清个体外在或内在特征的群体异质性和公共品供给关系，揭示群体异质性影响公共品供给的偏好基础并探讨改善公共合作困境的某些社会治理机制，成为后续理论研究和管理实践的重要话题。 行为和实验经济学研究为这一话题提供了相对理想的研究工具。具体来说，具有可控制性和可复制特征的实验室实验可有效控制经验研究中的因果关系识别难题，个体微观决策数据和偏好测度则可揭示群体异质性影响公共品供给的微观基础，不同机制的公共品供给结果为不同社会治理机制提供定量分析的评估方法和决策依据。已有实验研究结果发现，同质偏好群体的公共品供给相对更高(G
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ni，2005；Gunnthorsdottir等，2007)；群体身份感越强，公共合作水平越高(Eckel和Grossman，2005；Chen和Chen，2011)；被试的群体内成员偏见是导致群体异质性负向影响公共品供给的心理学基础(Chen和Li，2009；Chakravarty和Fonseca，2014)。最新实验研究则表明，异质群体与同质群体的差异合作效果主要源于个体的差异公平观(Reuben和Riedl，2013；Kesternich等，2014)。Fehr和Schmidt(2006)甚至推断认为，在具有较高不平等厌恶偏好个体的群体中，公共合作的囚徒困境结构可转变为协调博弈结构。不过基于高低公平偏好特征的群体异质性与公共品供给关系在不同信息和惩罚等条件下并不存在一致性结论(Dannenberg等，2007；陈叶烽等，2013)。 为厘清群体异质性与公共品供给关系，亟须我们先在同质群体中研究个体内在特征异质性如何影响公共品供给。成员外在特征同质而内在特征异质的群体公共合作效果往往是个体公平偏好和群体内成员偏见综合作用的结果。而已有高低公平偏好类别的不同实验结论，根源在于它们只关注公平偏好而忽视了不同群体身份感会诱导出差异的群体内成员偏见及其供给效应，因而本文试图基于不同公平偏好类别和群体身份感进一步研究群体异质性和公共品供给关系主题。具体来说，本文采用学生被试这一同质群体，借鉴Dannenberg等(2007、2010)实验方法测度个体异质公平偏好，然后依据个体公平偏好程度划分高低两种公平偏好类别，通过有无情境诱导差异的群体身份感，并在基准实验、信息公开和群体选择公共品实验中研究不同机制的合作效果。与已有研究相比，本文可揭示群体异质性和公共品供给的公平偏好基础，并探讨信息公开和群体选择机制能否成为公共合作囚徒困境的有效治理机制。从理论上看，本文研究可揭示群体异质性和公共品供给关系的微观基础，并验证Fehr和Schmidt(2006)关于公共合作囚徒困境在合适公平偏好条件下可转换为协调博弈结构的重要论断。从应用实践看，这项研究可为社会治理和团队合作提供有益的借鉴和指导。 本文其他内容安排如下：第二部分为文献回顾，第三部分为具体实验设计和理论假说，第四部分是实验结果分析，最后为主要结论。 二 文献回顾 与经验研究基于语言和民族等角度测度群体异质性不同，实验研究主要通过两类不同群体分类方法构建群体身份，以此开展群体异质性和公共品供给的研究工作。第一种分类方法依据个体自然的社会经济特征，以个体性别、种族或者民族等自然社会身份作为群体类别划分标准，例如Brown-Kruse和Hummels(1993)、Cadsby和Maynes(1998)等对于不同性别的公共品供给差异行为研究。这类方法优点在于它客观存在的社会身份，可有效识别个体外在特征异质性与公共品供给的因果关系，而不足之处在于集各种不同社会身份于一身的同一个体，其不同身份凸显程度(潜在地)使实验结果存在多重身份混淆效应(Shih等，1999；Chen和Li，2009)。①因而，更多实验研究倾向于采用人为诱导群体虚拟身份的第二种分类方法，以便更好控制群体身份形成过程，并合理区分个体外在和内生特征异质性问题。依据人为诱导群体身份是否密切关联后续公共合作，我们可划分为独立身份和相关身份两种类型，具体内容为： (一)独立身份实验研究② 独立身份实验研究的一个主要特点是通过与后续公共合作无关紧要的一些任务或活动来诱导或促进不同被试对临时虚拟群体的身份归属感。各类问题测试和油画偏好成为这类研究的主要工具，前者以Eckel和Grossman(2005)、Smith(2011)为代表，后者以Chen和Li(2009)、Chen和Chen(2011)以及Chakravarty和Fonseca(2014)为典型。 Eckel和Grossman(2005)通过随机分配、色彩标签团队、简单问题测试、团队解决难题、工资处理实验和锦标赛活动等6个实验局研究不同群体身份诱导强度的团队合作效果。实验发现，每个实验局的团队合作均呈现逐期衰退下降的脆弱性特征，不过合作在前三个弱身份诱导强度的实验局中显著低于后三个强身份诱导实验局。Smith(2011)则通过需要每个团队成员共同解决20个问题测试来诱导两个虚拟团队的成员归属感，然后进行5-1、4-2和3-3三种不同团队成员构成的公共品实验，实验研究结果发现，公共品自愿供给水平在这三个群体中依次递减，平均公共品供给水平与群体异质性程度呈现负相关关系。 Chen和Li(2009)通过油画偏好诱导群体身份的社会心理学实验，为后续有关群体异质性和公共合作的实验研究提供了虚拟群体身份的构建范本。在他们处理实验局中，第一阶段呈现艺术家Klee和Kandinsky的五对油画，被试在不知道油画作者的情况下报告他们喜欢每对油画的哪一个，基于报告结果把被试分为Klee群体和Kandinsky群体，分组完成后再给出一对油画让被试进行十分钟的对话交流并判断具体作者。随后进行第二阶段的代币分配以诱导和提高群体身份感，最后进行两人序贯独裁者和响应博弈(response game)。实验结果证实了同群体内成员相对群体外成员匹配会呈现更多利他行为。同样采用Chen和Li(2009)群体分类方法，Chen和Chen(2011)通过群体身份凸显程度递增的控制实验局、近似最小实验局(near-minimal treatments)和提高处理实验局(enhanced treatments)研究不同群体身份诱导程度的差异群体合作效果。实验结果发现，群体身份凸显越明显，同群体成员的努力水平越高。被试努力水平在近似最小实验中并不存在显著差异，但是在提高处理实验局中，被试努力水平在群体内成员中显著高于控制实验局和群体外成员。Chakravarty和Fonseca(2014)综合采用Chen和Li(2009)的群体诱导身份方法并借鉴Smith(2011)的群体异质性设置方法，通过四个处理实验局(6-0，5-1，4-2，3-3)复制了Smith(2011)群体异质程度会降低群体公共品自愿供给额的结论，还发现同群体成员规模与公共品供给呈现U型关系；此外研究揭示出被试偏好俱乐部产品甚于纯公共品：当两者回报相等时，俱乐部产品供给额超过纯公共品；即便是前者回报少于后者，仍然会有正的俱乐部产品供给额。 (二)相关身份实验研究 与独立身份实验研究不同，相关身份实验研究通过第一阶段的合作程度或偏好测度结果划分群体类别，借此验证第二阶段的群体异质性和公共合作关系。从已有研究成果看，早期研究主要依据个体单期自愿供给额作为划分依据(Gunnthorsdottir等，2007)，这一分类方法简单易处理，但是第一期供给额往往是实验框架和处理变量共同作用的结果，它并非个体合作偏好的纯粹代理变量。因而后期研究利用Fischbacher等(2001)社会偏好异质类型、Dannenberg等(2007)以及Blanco等(2011)的公平偏好测度方法作为分类依据。 Gunnthorsdottir等(2007)是早期研究典型代表作之一。他比较了随机和分类处理实验局的公共合作差异。随机处理实验局是参与者在每期公共品实验中随机分配，而分类处理实验局则是在每期结束时按照每个参与者的具体公共项目供给额对被试群体进行分组：供给额排前四名的参与者划分为一组；第五至第八的参与者划为另一组，其他依此类推。③实验结果发现，在不同公共品单位收益(即MPCR)条件下，公共品自愿供给平均额在分类处理实验局中一直大于随机处理实验局；自愿供给额随时期衰退下降的速度在分类处理实验局中更为缓慢。 作为早期研究的另一代表作，G
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ni(2005)同样采用单期公共品供给额对被试进行分组。与Gunnthorsdottir等(2007)不同，G
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ni(2005)在是否存在惩罚条件下比较随机和人为分类实验局的公共合作差异。实验结果发现：即使是在无惩罚的人为分类处理实验局中，由公共品自愿供给额排名前三位的参与者所组成的群体，其公共品供给额是社会最优水平的70%，显著高于随机分组实验局的48%社会最优供给水平。不过，人为分类实验局公共品自愿供给额在无惩罚和带惩罚条件下不存在显著差异。研究结果揭示出相近社会偏好程度个体构成的群体合作水平明显高于随机构成的群体。Ones和Putterman(2007)同样证实了这一结论。④ 随着实验研究的深入，诸多实验研究发现这样一个共同的特征事实：条件性合作者和搭便车者是公共合作的两大偏好类型(Chaudhuri，2011；周业安等，2013a)。基于这一特征事实，de Oleveira等(2009)采用Fischbacher等(2001)方法测度个体异质社会偏好类型，然后挑选其中的条件性合作者和搭便车者，以此研究不同群体类型在是否得知群体类型信息的公共合作差异。实验群体分为三个：一个是由同质条件性合作者组成，一个是由同质搭便车者构成，还有一个是由条件性合作者和搭便车者混合组成。作者同时控制群体类型信息。实验研究结果发现：当小组是由同质条件性合作者组成时，该群体的公共品自愿供给额显著高于其他两个群体。此外，得知群体类型信息会增加公共品自愿供给额。群体公共品自愿供给额随着群体搭便车者比例的上升而下降；不过这一负面效应是渐进的，不存在“坏苹果法则”效应——即一个搭便车者不会一下子毁掉整个群体合作，它受到条件性合作者的合作效应和信息约束。 随着实验技术的不断成熟和完善，个体具体偏好程度的测度也成为可能(Dannenberg等，2007；Blanco等，2011)。Dannenberg等(2007)在测度出个体不平等厌恶偏好程度的基础上，依据个体优势不平等厌恶系数的大小把被试分为公平组、混合组和自私组，⑤然后让这三个不同组的被试在不同情境下进行十期公共品博弈。实验研究发现，在基准实验局中，公共品自愿供给额在公平组、自私组和混合组中依序递减。在惩罚实验局中，自愿供给额在公平组中显著高于混合组，而公平组与自私组却无差异；而信息公开与否不会对公平组和自私组的自愿供给额产生显著影响。陈叶烽等(2013)借鉴Dannenberg等(2007)的偏好测度方法，在几乎相同实验情境下利用中国被试展开相应实验研究，结果发现，在不公开信息条件下，自愿供给额在公平组中显著高于自私组和混合组。在公开信息条件下，自愿供给额在公平组中却显著低于自私组和混合组。在不公开信息条件下，高惩罚成本实验局中自愿供给额在混合组中显著高于其他两组，而公平组与自私组无差异；低惩罚成本实验局中自愿供给额在混合组、公平组和自私组中依序递减。在公开信息条件下，高惩罚成本实验局中公平组的自愿供给额与混合组中无差异，但显著低于自私组；低惩罚成本实验局中，公平组的自愿供给额低于自私组，但与混合组无差异。 (三)小结和评述 总结上述独立身份实验研究结果，可得到两个普遍结论：群体身份感越强，公共合作水平越高；群体内成员偏见是导致群体异质性负向影响公共品供给的心理学基础。相关身份实验研究结果则表明：同质合作或偏好程度的群体，其公共品供给水平相对更高；群体异质性与公共品供给关系在不同信息和惩罚等条件下不存在一致结论。基于独立身份实验研究结果，我们推断认为，相关身份实验研究的不一致结论很可能源于差异的群体身份感。Dannenberg等(2007)和陈叶烽等(2013)几乎相同的实验设计得到差异的实验结论，可以验证我们这一个推断。在Dannenberg等(2007)博弈中，公共品博弈实验是在完成偏好测度后间隔一段工作日后才进行，而且参加公共品博弈实验的被试只是偏好测度实验被试中的一部分。与此相反，在陈叶烽等(2013)的研究中则是所有被试在同一个工作日内均进行偏好测度和公共品博弈。时间的间隔差异，使得前者中的被试对群体身份的认知经过一段时间的“冷处理”阶段；后者的被试则在偏好测度后直接进入群体身份认知的“热反应”阶段，由此形成截然不同的群体身份感和公共合作效果。这意味着，为探讨协调群体内在异质性和公共品供给关系的有效社会治理机制，我们同样不能忽视群体身份感的问题。 有鉴于此，本文借鉴Dannenberg等(2007、2010)的公平偏好测度方法和分类思路，通过有无情境控制群体身份感，在基准实验局、信息公开和群体选择处理实验局中研究异质公平偏好类别和群体身份的公共合作效果，并探讨有效协调群体内在偏好异质性的有效治理方式。 三 实验设计和理论假说 (一)实验设计 本文利用Dannenberg等(2007、2010)的偏好测度实验测度被试的异质公平观，在此基础上划分被试公平偏好类别进行第二部分的公共品实验，完成这两部分实验后进行第三部分的个人信息问卷调查并支付被试实验报酬。我们对不同部分的信息呈现顺序进行控制，只有在所有被试均完成第一部分的偏好测度实验后，我们才依序发放和呈现第二、三部分实验说明。 鉴于国内已有文献详细介绍Dannenberg等(2007、2010)的偏好测度方法(周业安等，2012、2013b；陈叶烽等，2013)，本文在此不累述，只详细介绍实验2的公共品实验。它由三个实验局构成，分别为基准实验局2A，信息公开实验局2B和群体选择实验局2C。具体设置如下： 1.基准实验局2A。在该实验中两人随机分为一组。每人每期均有10个筹码，共同对公共项目进行投资。双方对公共项目进行投资后，不管每个人对项目投资多少，都可以获得0.7×(小组投资筹码总额)的投资回报。被试可以选择投资0-10个筹码之间的任何一个数额，如果他选择投资X个筹码，与他同一小组的另一人选择投资Y个筹码，那么他的收益是10-X+0.7×(X+Y)，对方收益则为10-Y+0.7×(X+Y)。该实验重复10期，每期所碰到的小组成员均由电脑随机确定。 为考察不同群体身份感强度对公共合作的影响，我们对实验2A进行控制，其中一场实验是每期成员的匹配方式均由电脑随机确定，标记为实验2A1；另一场次实验每期成员匹配方式采用完全陌生人匹配方式，通过程序确保被试在每一期中均碰到不同的个体，标记为实验2A2。 2.信息公开实验局2B。在该实验局中电脑按照事先确定规则把2人随机分为一组，具体分类基于Fehr和Schmidt(1999)的理论模型并借鉴Dannenberg等(2007)分类方法。具体来说，在Fehr和Schmidt(1999)看来，具有异质不平等厌恶偏好的个体，无论其物质收益比其他人差(劣势不平等厌恶)，还是比其他人好(优势不平等厌恶)，都会给个体带来负效用。因而具有不平等厌恶偏好的个体公共品自愿供给决策，不仅取决于公共品单位收益，也依赖于个体优势不平等厌恶程度。假如公共品单位收益为b，被试优势不平等厌恶程度为β，那么被试投资l美元于公共品项目中，会给其带来b美元的货币收益，以及由于其投资减少群体不公平而获得β美元的非货币心理收益，若两者总收益之和大于或等于1美元，那么投资公共品可以成为该被试的最优策略；若两者之和小于1，那么搭便车仍然是具有不平等厌恶个体的最优策略。由于本文基准实验局的公共品单位收益为0.7，容易得知0.3是个体优势不平等厌恶系数的分界点。⑥根据Dannenberg等(2010)的实验测度设计可知，测度个体优势不平等厌恶的实验在序号15之前(包括15本身)选择分配方案II的优势不平等厌恶数值均大于0.3，在序号15之后则小于0.3。因此我们把在两个方案选择跳跃点发生在序号15(包括15本身)之前的个体标示为类别1；把跳跃点发生在序号15后的个体标示为类别2。由类别1个体随机组成的小组，标示为群体1；由类别2个体随机组成的小组，标示为群体2；而由类别1和2的个体混合组成的小组，标示为群体3。 为避免实验者需求效应，我们呈现给被试的信息均采用中性术语，不涉及到任何“不平等厌恶偏好”、“陌生人”、“信息公开”或“高低”等信息。实验每期开始时会显示被试所在的个体类别(类别1，或类别2)和群体2类别信息(群体1，或群体2，或群体3)。⑦每期小组成员由电脑随机分配，并在每期投资前显示同一小组其他成员的个体类别和群体类别信息。个体在看到同一小组其他成员的个体和群体类别信息后，进行如实验2A的投资决策。 3.群体选择实验局2C。实验2C的个体和群体分类与实验2B相同。唯一区别的是，对个体和群体类别分类后，实验每期开始时除显示被试的个体类别信息外，还要求每个被试选择想要进入的群体(对于类别1，可选择群体1或群体3；对于类别2，可选择群体2或群体3)。当所有人完成选择后，电脑配对尽可能优先满足所有人或绝大多数人的意愿选择结果。假如所选择的群体类别无法满足配对，电脑会随机配对没能完成意愿配对的个体。 完成配对后则进入投资决策阶段，该阶段与实验2B相同。实验同样重复10期，每期开始时都会重复自主配对和投资阶段，并且每期所碰到的被试均由电脑随机确定。此外，我们对实验2的6个场次进行控制：前3个场次在完成偏好测度后直接进行实验2；后面3个场次实验在进行实验2之前，设置了前置实验情境：即被试需先进行同样10期2人一组的另一种类型的公共品实验。⑧通过前置实验情境的合作经历可改变被试对于同场次实验的群体身份感和公共合作意识，并检验不同情境下信息公开和群体选择机制的稳健合作效果。 被试完成实验后进入第三部分的个人信息问卷调查和支付实验报酬阶段。信息问卷包括被试性别、专业、是否为学生干部、学历及其他个体社会经济特征信息。完成信息调查问卷之后，电脑会显示被试获得的相应现金收入。被试在领到装有相应现金收入的信封后，即可自行离开实验室。 在进行每部分实验之前，每个被试均需要参加与该实验相关的2道测试题目。只有当所有被试正确回答题目后，才能参加实验。实验1的收益计算参照周业安等(2012、2013b)和陈叶烽等(2013)的研究。实验2收益计算是累加各期收益，以20个单位收益兑换1元比例换算成人民币。实验分6场次进行，但每个被试只能参加其中一场实验。具体实验情况如表1所示。
(二)理论假说 基于本文实验设计和已有研究基础，我们提出群体分类和公共品自愿供给的几个相关假说，以此作为下文分析的主要检验对象。 首先，从基准实验局两场次实验看，群体身份感差异主要受两方面诱导：其一是群体成员匹配方式，其二是前置实验情境。从前者看，当群体成员从陌生人匹配(实验2A1)转换为完全陌生人匹配(实验2A2)时，即使两者实质匹配结果无差异，但是正如Dufwenberg等(2011)所揭示的，不同成员匹配方式会影响个体主观心理距离认知，形成差异的互惠预期进而产生差异合作效果，依此逻辑我们预期成员匹配从陌生人转换为完全陌生人时会形成更低合作效果。而从后者看，前置实验情境对基准实验局公共合作可能产生两个效应：第一个是群体身份感的合作效应，原因在于前期博弈活动有助于提高同场次实验被试的群体身份感，它可提高后续实验的公共合作水平；不过群体身份感的诱导程度会影响其公共合作效应(Eckel和Grossman，2005；Chen和Chen，2011)。第二个是搭便车行为的学习效应，逐期衰退下降的公共品自愿供给脆弱性特征(Fischbacher和G
chter，2010)使被试容易习得搭便车行为的最优策略，它可能使后续实验形成更低的公共合作水平。最终基准实验局两场次的合作结果，取决于上述哪种效应起主导作用。考虑潜在的两个负效应可能大于正效应，依此我们提出假说H1： H1：成员匹配和学习效应的消极合作效应会超过群体身份感的积极合作效应，基准实验局的公共品自愿供给在完全陌生人匹配情境中显著低于陌生人匹配情境。 信息公开和群体选择实验中没有成员匹配差异而只存在是否有前置实验情境，因而这两场次实验的合作取决于群体身份感的合作效应和搭便车行为的学习效应。考虑到群体身份感的合作效应受限于群体身份感程度，而在陌生人匹配的实验设计中群体身份每期均发生变化，临时群体身份感不强，群体身份感引发的合作效应可能难以抵消搭便车行为的学习效应，由此得到假说H2： H2：搭便车行为的学习效应会超过前置实验情境诱导群体身份感的合作效应，因而信息公开和群体选择实验的公共品自愿供给额在无情境中要显著高于有情境的情形。 从个体类别看，实验设计的个体类别1是高公平偏好，类别2是低公平偏好。群体1是同质高公平偏好群体，群体2是同质低公平偏好群体，群体3是异质公平偏好群体。依据Fehr和Schmidt(1999)不平等厌恶模型思想，对于高公平偏好类别个体来说，非零供给额也是它的最优策略。Fehr和Schmidt(2006)则进一步指出，对于两个高公平偏好类别的个体来说，双方公共品博弈结构特征由囚徒困境转换为协调博弈，意味着从只有一个搭便车的纳什均衡解转变为三个纳什均衡——两人均搭便车，两人均合作，以及每人均以概率p选择搭便车和1-p概率选择合作的混合策略纳什均衡。⑨因而，假如群体公共合作存在公平偏好基础，那么基于Fehr和Schmidt(1999)和Fehr和Schmidt(2006)的论述，我们可推断认为，基准实验局中公共品自愿供给额在高公平偏好类别个体中会显著高于低公平偏好类别，由此我们得到本文假说H3： H3：假如群体公共合作存在公平偏好基础，那么基准实验局的自愿供给额在高偏好类别个体中会显著高于低公平偏好类别个体。 从实验设计来看，基准实验中并没有呈现被试的个体和群体类别信息，因而不存在不同群体身份诱导合作的差异效应，不同群体之间的差异供给效应只是不同个体类别显著差异的供给结果。而对于信息公开和群体选择实验局来说，它们均包含个体和群体信息披露过程，这一过程可能通过两种效应影响群体公共合作：其一是协调效应。信息披露结果可减少策略不对称信息，协调不同个体异质行动策略，使得高低公平偏好个体类别的供给额趋同，异质行动的同一化使得不同群体自愿供给额不存在显著差异。从协调效果看，由于合作者往往是不完美条件性合作者，它们具有比其他人供给更少的“自利偏差”(self-serving bias)，具体参见Fischbacher等(2001)、Fischbacher和G
chter(2010)，因而我们预计信息披露过程使得高公平偏好个体降低其供给额，低公平偏好个体提高其供给额。其二是群体内成员偏见效应。实验研究已证实个体对同类和异类成员的差异反应会形成群体内成员偏见效应(Tajfel和Turner，1979；Chen和Li，2009；Chakravarty和Fonseca，2014)，它使得自愿供给额在同质群体中显著高于异质群体。不过研究也表明，群体内成员偏见效应强度受群体身份感制约(Eckel和Grossman，2005；Chen和Chen，2011)。 从机制设计特点看，由于信息公开实验只是简单呈现个体和群体类别信息，每期变化的临时群体身份很可能不足以形成明显的群体内成员偏见效应，因而信息公开实验局以协调效应为主。而群体选择实验除披露个体和群体信息外，还允许被试自主选择合作群体。这种通过“用手投票”的群体选择过程可增加群体成员的“亲近感”，在强化群体身份并提高同群体成员公共合作的同时(Ehrhart和Keser，1999；Charness和Yang，2008)，也容易产生群体内成员偏见效应(Chen和Li，2009；Chen和Chen，2011；Chakravarty和Fonseca，2014)。因而群体选择实验的公共合作是协调效应和群体内成员偏见效应综合作用的结果，由此得到本文假说H4和H5： H4：信息披露过程可协调不同个体的异质行动策略，挤出基准实验不同公平偏好类别的差异供给效应，公共品自愿供给额在信息公开实验的不同个体和群体类别之间不存在显著差异。 H5：群体选择有助于强化群体身份感，公共品自愿供给额在群体选择实验的高低公平偏好个体之间存在显著差异。 对比不同群体分类机制的公共合作效果，在无前置实验情境下，信息公开过程只是协调异质行动，因而其公共合作水平很可能与基准实验局不存在显著差异。通过用手投票选择群体类别的群体选择实验可强化群体身份感，提高群体公共合作。而在前置实验情境下，搭便车学习效应会弱化同场次实验的群体身份感，影响后续实验的公共合作水平。从其影响效果看，信息公开实验的合作单纯依赖信息披露，其受情境的影响效果有限；群体选择实验的临时身份感则易受情境影响，其群体合作难免大打折扣。基于上述理由及假说H1，可得到本文假说H6和H7： H6：无前置实验情境中，公共合作效果在信息公开和基准实验中不存在显著差异，而在群体选择实验中会显著高于基准实验。 H7：在前置实验情境中，公共合作效果在信息公开实验中会显著高于基准实验，而在群体选择实验中会显著低于信息公开实验。 四 实验结果分析 在上述实验设计下，我们从中国人民大学和北京师范大学招募总共144名学生并分六场次参与实验。每场实验持续时间约一个半小时，平均每人获得现金收入为43元，其中包括10元出场费。所有实验程序均通过Ztree软件实现(Fischbacher，2007)。 由于本文群体类别是以个体优势不平等厌恶系数作为群体类别划分标准，对此我们检验不同场次个体异质偏好类别是否存在显著差异。卡方检验结果表明，六场次实验的个体类别频数分布不存在显著差异(chi2=2.352，P=0.799)。个体类别分布在基准实验、信息公开和群体选择实验局中也不存在显著差异(chi2=1.568，P=0.457)。即便是基准实验两个不同形式实验的个体类别同样不存在显著差异(chi2=0.087，P=0.768)。这排除不同实验局公共合作差异源于个体偏好类别的初始分布差异引致的可能性。 (一)信息公开、群体选择和公共品自愿供给分析 从表2可知，基准实验局的自愿供给额在有无前置实验情境下存在显著差异。具体来说，Wilcoxon秩和检验结果拒绝2A1和2A2来自同一数据分布总体的原假设。实验2A1和2A2的供给均值在第1期分别为4.333和2.042，在全样本中分别为2.125和0.675，均值检验结果表明自愿供给额在2A1中显著高于2A2，两者差额无论是在第1期还是全样本中均通过1%显著性水平检验。这一结果正好验证本文假说1。
从表2还可看出，信息公开和群体选择实验局第1期的Wilcoxon秩和检验分别接受有无实验情境的决策数据分布源自同一总体的原假设，不过供给额均值呈现显著差异特征。具体来说，有无情境的供给额均值信息公开实验局中分别为3.750和5.083，在群体选择实验局中则分别为2.917和4.542，均值检验结果分别在10%和5%显著性水平上表明自愿供给额在无情境下显著高于有情境的情形。而从全部时期来看，Wilcoxon秩和检验结果分别在5%和1%显著性水平上拒绝有无实验情境的信息公开和群体选择实验局供给额来自同一总体的原假设。供给额均值在信息公开局中分别为1.863和2.417，在群体选择实验局中分别为1.258和2.729，均值检验结果则表明自愿供给均值在无情境中显著高于有情境的博弈情形，这正好检验了本文假说2。 而从表3可知，无实验情境中的第1期供给额分布和均值在基准实验、信息公开和群体选择实验局并不存在显著差异。而在有前置实验情境下，基准实验和信息公开实验的供给额分布并非来自同一分布(Z=-2.395，P=0.017)，前者均值在5%水平上显著低于后者(Z=-2.178，P=0.017)；供给额分布和均值在基准实验和群体选择、信息公开和群体选择之间均不存在显著差异。从全部时期来看，三个实验局在无前置情境下的供给额分布接受源自同一总体分布的原假设；供给均值在基准实验显著低于群体选择实验(T=-2.014，P=0.022)，在信息公开和群体选择、基准实验和信息公开实验之间并不存在显著差异，这正好验证本文假说6。在有前置实验情境下，三个实验无论是Wilcoxon秩和检验和均值t检验均表明三者存在显著差异，从均值检验结果来看，基准实验低于信息公开(T=-6.178，P＜0.001)和群体选择实验(T=-3.414，P＜0.001)，而信息公开则高于群体选择实验(T=2.831，P=0.002)，并且达到1%的显著性水平，假说7得到验证。
表4和表5呈现不同群体类别和个体类别的公共品自愿供额差异检验结果。对于基准实验局来说，在无情境下，公共品自愿供给均值在高公平偏好同质群体G1中为4.206，在低公平偏好同质群体G2中为1.330，在异质公平偏好群体G3中为2.161，均值检验结果分别在5%和1%的显著水平上表明三个群体存在这样均值不等式：即G1＞G3＞G2。而在有前置实验情境下，G1、G2和G3的供给额均值依序下降为0.889、0.289和0.844，均值检验结果表明三个群体存在显著的均值关系G1≥G3＞G2。从表5可知，在基准实验局两场次实验中，高低公平偏好个体供给额在无情境下分别为3.756和1.147，在有前置实验情境下分别为1.080和0.386，不管是有无情境均在1%显著性水平上表明公共品自愿供给额在高公平偏好个体中显著高于低公平偏好个体。考虑到基准实验局中并不呈现个体类别和群体信息，它排除了群体博弈过程中群体身份诱导公共品自愿供给额，进而导致个体类别供给额差异结果的可能性。因而我们可得出确切结论：公共品自愿供给额存在公平偏好基础，高公平偏好个体会做出更多自愿供给额，它导致群体供给额会随群体中高公平偏好个体的同质程度增加而递增、异质程度增加而递减。本文假说3得到验证。
从表4和表5的信息公开实验局来看，群体1、2和3的供给额均值在无前置实验情境下依序分别为2.339、2.232和2.531，在有前置实验情境下分别为2.111、1.816和1.820，Wilcoxon秩和检验和均值t检验均表明不同情境下不同群体两两之间不存在显著差异。个体类别1和2在无前置实验情境下的供给额均值分别为2.483和2.350，在有情境下的供给均值分别为2.010和1.757，Wilcoxon秩和检验和均值t检验也表明不同个体类别之间并不存在着显著差异。这正好验证了本文的假说4。与此形成鲜明对比，群体选择实验局的不同个体类别无论是在有无情境下均存在显著差异，供给额在高公平偏好个体几乎是低公平偏好个体的两倍。从不同群体类别来看，在无情境下，供给额在同质高公平偏好群体中(G1)显著高于其他两个群体；在有情境下，供给额在同质高公平偏好和异质高低公平偏好群体中无差异，不过两者显著高于同质低公平偏好群体。这些结果验证了本文假说5。
不同群体身份、公平偏好类别和分类机制如何影响并形成不同实验局、群体和个体类别的差异供给额结果？依据实验设计特征，本文拟构建以下模型展开计量分析：
在上述模型中，grpdmy1和grpdmy2分别为群体1和群体2的虚拟变量。当个体处于群体1时grpdmy1取值1，否则取值0；grpdmy2设置同此理。由这两个虚拟变量设置易知，该虚拟变量系数可度量同质群体1(或群体2)与异质群体3的差异供给效应，由此可验证群体内成员偏见效应。iddmy是个体高低公平偏好类别的虚拟变量，当个体为高公平偏好类别，即个体类别为1时取值1，否则取值0，由该变量系数可测度高低公平偏好类别的差异供给效应。而dmy2a2、dmy2b1、dmy2b2、dmy2c1和dmy2c2是五个实验场次虚拟变量，分别对应有情境的基准实验、无情境和有情境的信息公开实验、无情境和有情境的群体选择实验，当个体归属于相应场次时取值1，否则取值0。由各个实验场次虚拟变量系数可度量该实验场次与无情境的基准实验的差异供给效果。上述模型适用于全部时期样本，对于第1期、有无情境、不同个体类别和实验场次，我们依据样本特征在上述模型基础上减少相应变量设置。有鉴于群体成员是陌生人匹配，每个个体公共品自愿供给额有10期，并且在0和10处截断，我们采用混合面板Tobit回归方法，并在群体层面进行方差集聚的稳健性调整，⑩由此得到表6和表7的具体计量回归结果。 从表6看，群体身份grpdmy1和grpdmy2在第1期不显著，在全部时期中前者系数显著为正而后者不显著。iddmy变量显著为正，系数值从第1期的3.112变为2.158，这说明供给额在高公平偏好个体中显著高于低公平偏好个体。从不同实验局对比效果看，dmy2a2系数均为负，说明初期和全部时期公共品自愿供给额在有情境的基准实验中要显著低于无情境的基准实验，这进一步证文本文假说1。dmy2b1和dmy2b2系数均不显著，这说明有无情境的两个信息公开实验自愿供给额跟无情境的基准实验无显著差异。dmy2c1系数第一期不显著，全部时期显著为正，表明在无情境下，群体选择提高了群体身份感，使供给额显著高于同情境基准实验。dmy2c2系数均为负，绝对值在第一期小于全部时期，说明前置实验情境使得不少个体逐渐发现搭便车行为作为最优策略，这使得它的供给额显著低于无情境的基准实验，本文假说6和7得到验证。 有无情境的自愿供给回归结果揭示出不同实验局差异供给效果。对比有无情境，grpdmy1和grpdmy2在有无情境中均不显著；iddmy在有无情境中均通过显著性水平检验。这说明不同情境中公共品自愿供给差异主要是源自于个体的差异公平偏好，而信息披露和陌生人情境设置弱化了群体内成员偏见效应，使得同质和异质群体的差异效应不显著。在无情境中，dmy2b1系数为正但不显著，dmy2c1系数显著为正，表明自愿供给额在信息公开和基准实验中不存在显著差异，而在群体选择中显著高于基准实验，这正好验证假说6。而在有情境中，dmy2b2和dmy2c2系数均显著为正，对两者系数进行的Wald检验结果表明前者明显大于后者(F=8.02，P＜0.005)，这说明公共品自愿供给额在信息公开、群体选择实验中均显著高于有情境的基准实验，并且在信息公开中显著高于群体选择实验，本文假说7进一步得到验证。
从表6高低公平偏好不同个体类别1和2来看，grpdmy1和grpdmy2系数为正但不显著，表明自愿供给额在同质群体和异质群体中并不存在显著差异，它们证实了信息披露具有减少策略不对称信息的协调功能论断。从不同分类机制效果对比来看，dmy2a2系数显著为负，表明公共品自愿供给额在有情境的基准实验中显著低于无情境的情形，对两者系数大小进行的Chow检验拒绝情境对高低公平偏好类别个体自愿供给行为影响效应均等的原假设(chi2=3.86，P=0.049)。而dmy2b1和dmy2b2系数在个体类别1中显著为负，在个体类别2中显著为正，这说明信息公开实验中的个体和群体类别信息披露使得高公平偏好个体减少其自愿供给额，而低公平偏好个体增加其自愿供给额，这与理论假说部分有关信息披露的协调效应论断相吻合。对dmy2b1和dmy2b2变量系数进行的Wald检验结果发现，两者系数在高公平偏好类别当中无显著差异(F=1.31，P=0.253)，而低公平偏好类别中前者系数在5%显著性水平上显著高于后者(F=5.34，P=0.021)。对于群体选择实验来说，dmy2c1在个体类别1中系数为正但不显著，在个体类别2中显著为正；dmy2c2变量系数正好相反，它在个体类别1中显著为负，而在个体类别2中不显著。这呈现了有无情境下群体选择方式通过两种不同途径协调群体公共合作：在无情境下，它诱导低公平偏好个体学习高公平偏好个体的供给行为实现高合作水平；而在有情境下，它使高公平偏好个体学习低公平偏好个体供给行为实现低合作水平。period变量在各个样本中均显著为负，表明各期供给额呈现逐期衰退下降的脆弱性特征，这吻合Fischbacher和G
chter(2010)以及周业安等(2013a)的论断。 不同于表6的不同实验局比较，表7展示了同场次实验的群体身份和个体类别如何影响公共品自愿供给效应。从表7可知群体变量grpdmy1和grpdmy2均没有通过显著性水平检验；iddmy变量在有无情景的信息公开实验中不显著，在基准实验和群体选择实验中均通过显著性检验。对基准实验两个方程iddmy系数进行Chow检验，结果表明高低公平偏好类别个体的差异公共品自愿供给效应在无情境的基准实验中要显著高于有情境的情形(chi2=2.90，P=0.088)，而在有无情境的群体选择实验中系数值有差别但在通常显著性水平上不显著(chi2=1.37，P=0.242)。这表明，信息披露可协调异质群体的公共合作，协调效应可缓解群体内成员偏见效应。而群体选择方式有助于提升群体身份意识，缓解情境对公共品自愿供给的负面效应。此外，表7中时期变量period在不同实验场次同样呈现显著的逐期衰退下降脆弱性特征。
(二)进一步研究和讨论 信息公开和群体选择机制如何协调个体搭便车和合作行为？从表8可知，不管是否存在前置实验情境，相对于基准实验来说，信息公开及群体选择机制可减少搭便车行为比例，增加个体合作行为比例。从协调效果看，信息公开的协调效果较高，它使搭便车行为比例在有无情境下分别下降23.7和7.2个百分点，而群体选择实验中的搭便车行为比例则分别下降14.1和0.2个百分点。
群体身份和个体类别会怎样影响个体合作或搭便车行为？从表9看，第1期和全部时期回归结果表明，相比异质群体3身份来说，具有群体1身份的个体在第1期中选择合作行为的可能性更低，但是这一显著特征在全部时期、有无情境、个体类别1中均不显著。grpdmy2无论是在第1期、全部时期、有无情境和个体类别2样本中均不显著。而iddmy变量系数无论是在第1期、全部时期、无情境和有情境均显著为正，这说明相对低公平偏好类别个体来说，高公平偏好个体有更大可能性选择合作行为。依据表9的logit系数估计结果可以估算出高公平偏好类别个体选择合作行为的概率比低公平偏好类别个体依序高出26.8%、13.8%、15.1%和12%。 不同情境的群体分类机制又会怎样影响个体合作或搭便车行为？从表9可知，dmy2a2系数第1期、全部时期、个体类别1和2中均显著为负，表示个体选择合作行为的可能性在有情境的基准实验中显著低于无情境基准实验。dmy2b1和dmy2c1在第1期、全部时期和无情境中的系数并无显著差异，这说明无情境中的信息公开和群体选择方式并不会改变个体的合作行为。而分不同个体类别来看，dmy2c1在两种不同个体类别当中无差异；dmy2b1在个体类别1中系数为负但不显著，在个体类别2中显著为正。这一结果进一步表明无情境中的群体选择方式不会改变高低公平偏好个体的合作行为，而无情境中的信息公开方式则会显著增加低公平偏好个体的合作行为，它是信息公开机制对个体公平偏好产生挤进效应的一个证据。从其挤进效果看，与无情境的基准实验相比，信息公开机制使低公平偏好个体选择合作行为的概率增加了18.7%。dmy2b2在第1期和全部时期均不显著，dmy2c2在第1期不显著，而在全部时期显著为负。这说明相对于无情境的基准实验来说，个体合作行为在有情境的信息公开实验中并没有发生改变；个体选择合作行为的可能性在有情境的群体选择跟无情境的基准实验相比，在初期无显著差异，在全部时期则显著更低，其可能性下降了11.5%。而在有情境样本中，dmy2b2和dmy2c2系数显著为正，意味着信息公开和群体选择机制改变了有情境基准实验中个体选择合作行为的可能性，相比后者来说，它使得个体选择合作行为的可能性在前两者中分别上升了29.2%和18.8%。这是群体分类机制挤进个体合作行为的又一个例证。分不同个体类别样本来看，dmy2b2和dmy2c2在个体类别2中系数不显著，而在个体类别1中系数符号均显著为负。这一结果表明，相对于无情境基准实验来说，有情境的信息公开和群体选择机制没有影响低公平偏好个体的合作行为，但是却显著降低了高公平偏好个体的合作可能性，其合作可能性下降幅度分别为14.1%和25.4%。这是群体分类机制挤出个体合作行为的一个证据。
而从表10可知，高公平偏好个体在无情境下选择同质群体1和异质群体3的频率比例分别为70%和30%，在有情境下两者比例转变为43.3%和56.7%，卡方检验表明不同情境的群体选择存在显著差异。低公平偏好个体在无情境下选择同质群体2和异质群体3的频率比例则为37.1%和62.9%，而有情境下两者比例分别为26%和74%，卡方检验也表明不同情境的群体选择存在显著差异。这一结果说明高公平偏好个体类别容易发生群体内成员偏见效应，而情境变化可扭转这一偏见效应。低公平偏好个体则更偏好异质的高公平偏好个体，并且情境会强化这一偏好效应。
表11呈现同质或异质群体选择概率的个体类别和群体身份基础。从表11可知，不管是在第1期、全部时期和加个体特征信息的全部时期回归中，iddmy系数在选择群体1和群体3的相对概率比较中(即1/3)系数显著为正，在选择群体2和群体3的相对概率比较中(即2/3)系数显著为负，并都通过1%显著性水平检验。这一稳健性回归结果表明，相对于低公平偏好类别个体来说，高公平偏好类别个体更偏好同质群体1而非异质群体2，这进一步证实了理论假说中关于群体内成员偏见的论断。dmy2c2变量在第1期中不显著，而在全部时期和加个体特征的全部时期中系数为负，并在选择群体1和3的相对概率中通过显著检验。这表明，相对于无情境的群体选择实验来说，有情境的群体选择方式使高公平偏好个体在选择群体1和3中更偏好群体3而非群体1，而低公平偏好在群体2和群体3中则无显著差异。 (三)稳健性检验和实验结果外溢性讨论 综上所述，基于实验视角的计量分析结果均验证了本文理论假说。不过，从行为博弈视角看，公共决策的影响因素除实验设置的处理变量外，个体所处的社会环境、社会角色和个体经济特征等因素可能会从实验场外带入到实验情境中，进而影响其公共决策(周业安等，2013a；连洪泉等，2014)。为此，我们对表6和表7的自愿供给决策进行两个方面的稳健性检验。(11) 从第一个方面看，由于不同个体归属于不同群体，不同群体又隶属于同一实验场次，因而在混合场次中存在“个体—群体—实验场次”两个层次关系，在同场次中存在“个体—群体”层次关系，个体公共决策的层次嵌套关系会如何影响公共品自愿供给决策？通过采用多层次混合效应线性回归模型(multilevel mixed-effects linear regression)，回归结果发现，在控制实验场次和群体常数项的嵌套层次效应后，最终回归结果跟表6和表7的变量系数符号和显著性是完全一致的。 从第二个方面看，由于本文采用不同被试进行不同场次实验的被试间实验设计来研究不同群体分类机制的公共合作效果，而不同被试的性别、城乡身份和是否经济学专业等个体特征很可能影响公共合作，为此我们在表6和表7回归中加入这些个体特征信息。回归结果发现，控制住个体社会经济特征的显著效应后，所有变量系数符号和显著性均与原表6和表7结果一致。因而我们认为本文被试间实验设计的不同个体特征并没有改变群体分类机制影响公共合作的稳健效果。 那么，本文稳健性结论具有哪些理论价值和现实意义？首先，从理论上看，它揭示出内在偏好异质性与公共品供给同样呈现正反关系并存的矛盾现象。如表12所示，我们依据各个场次高低公平偏好个体类别数量(如表5所示)计算出各个实验场次的内在偏好异质性程度。具体来看，在无情境中，从基准实验到群体选择，或者从信息公开到群体选择，公共合作随着异质性程度的下降而上升；而从基准实验到信息公开，公共合作则随着异质性程度的上升而上升。有情境实验研究也存在类似的正负关系证据。此外，即便是内生异质性程度相同，公共合作也会因情境或分类机制而呈现显著差异。例如，内在异质性在有情境的基准实验和信息公开中是相同的，但是公共合作在前者明显低于后者。无情境的2A1和有情境的2C中内在异质性程度相同，但是公共合作水平在前者明显高于后者。总结表12结果可知，同群体类别的学生成员因交往情境(对应匹配方式)、合作经历(对应有无情境)、信息公开(对应信息公开)和自由流动(对应群体选择)差异会形成内在特征异质性和公共品供给正负关系并存的矛盾现象。它也为诸多基于外在特征的群体异质性和公共品供给关系的经验研究提供了可能潜在的微观基础解释：即类似的成员互动情境、差异的合作经历、不同的信息公开及自由的群体选择差异程度是否正好也是导致外在特征异质性与公共品供给正负关系并存现象的微观基础？这是后续研究可进一步研讨的话题。
其次，本文实验研究结果不仅证实了Fehr和Schmidt(2006)有关公共合作囚徒困境在合适公平偏好条件下可转换为协调博弈结构的理论论断，而且也丰富了外在机制设计挤进或挤出个体偏好效应的研究结论(Bowles和Hwang，2008；Frey和Jegen，2001)。本文实验研究结果发现，相对于低公平偏好类别个体来说，高公平偏好类别个体具有更高自愿供给额，具有更高的可能性选择合作行为，这导致基准实验和群体选择实验的公共品自愿供给额在同质高公平偏好群体中显著高于异质群体或同质低公平偏好群体。它正好印证Fehr和Schmidt(2006)的理论论断。而在信息公开实验局中，有无情境下的公共品自愿供给额在不同公平偏好类别和群体中均不存在显著差异。而个体合作经历(无情境VS有情境)使得群体选择实验中异质群体选择偏好增加，同质群体选择偏好减少。这些实验结果表明信息公开机制挤出个体公平偏好的差异供给效应，而合作经历的前置实验情境则挤出个体的群体内成员偏见效应。 第三，本文实验研究结果揭示出信息公开、民主选择和群体成员互动方式对社会合作乃至社会融合具有重要意义。正如本文研究所证实的结论：信息公开可协调异质公平偏好个体的异质行动策略，使得不同公平偏好个体和群体类别的差异供给效应趋同。这正好体现出信息公开的理论价值：它可调节不同个体的偏好冲突，避免异质及同质群体的公共品供给差距及利益冲突，为现实不同个体的异质公共需求或异质群体的社会融合及社会和谐创造理想条件。此外，当群体成员从陌生人转变至完全陌生人模式，群体合作水平显著下降；当允许个体自主选择群体成员时，群体合作水平显著提高。这意味着更频繁的社会成员互动及民主选择权利，有助于提高群体身份意识，促进社会合作。最后，有无情境的信息公开和群体选择机制中均没有出现明显的群体内成员偏见效应，群体选择实验在有情境下显著提高的异质群体选择比率，这些均表明信息公开及互动经历有助于缓解群体内成员偏见和不同群体成员歧视，促进异质群体的社会融合和社会合作。 最后，本文研究成果对企业管理实践也有重要借鉴意义。群体选择机制有效缓解公共合作搭便车的结果，意味合适的人员考察和人事工作调整可实现管理工作的帕累托效率改进，构建更高效的工作团队。不同公平偏好类别在基准实验和群体选择实验的差异供给效果，在信息公开时的无差异合作结果，一方面表明公平是团队合作的重要基石，另一方面也意味着标识和凸显团队身份及群体信息，构建灵活和流动的合作组织，可促进或协调团队合作。不过信息公开和群体选择机制依然呈现逐期衰退下降趋势的脆弱性特征，意味着工作团队绩效的提升不能简单依赖于团队成员匹配和团队人员的内在激励条件，诸如奖金、荣誉或惩罚等外在激励条件也不可或缺。 五 结论 本文借鉴Dannenberg等(2007、2010)的不平等厌恶偏好测度方法，在基准实验、信息公开和群体选择实验局中研究不同机制的公共合作效应，以此揭示群体异质性和公共品供给关系的微观基础，并验证信息公开和群体选择机制能否成为协调异质公平偏好群体的有效治理机制。实验研究结果发现，高公平偏好类别个体具有更高公共品自愿供给额。个体和群体类别的公开信息可有效协调异质公平偏好个体的异质行动策略，挤出不同公平偏好类别的差异供给效应，使异质公共决策行为趋同，并在有无情境下呈现稳健特征。群体选择可强化群体身份感，显著提高群体的公共品自愿供给额，不过其合作效果易受前置实验情境影响，在有情境下其自愿供给额降低。进一步研究还发现，高公平偏好类别个体存在同群体成员选择偏好，低公平偏好类别个体则更偏好异质群体，情境有助于缓解群体内成员偏见。实验研究结果表明，基于外在特征的群体异质性和公共品供给的正反两面矛盾关系，很可能源自于不同情境中不同个体的异质公平偏好、群体成员互动方式和群体身份感。与此同时，本文在理论上验证了Fehr和Schmidt(2006)有关公共合作囚徒困境可在合适公平偏好条件下转换为协调博弈结构的理论论断，并提供了信息公开和合作经历可分别挤出个体公平偏好和群体内成员偏见效应的证据，为宏观社会治理和微观团队合作提供了有益的借鉴。 当然，本文研究只是群体身份实验研究的初步研究成果，还未涉及允许个体“用脚投票”或综合用手和用脚投票的群体选择过程。本文也只是在两人博弈框架中研究100%、50%和0%的小组成员异质性和公共合作关系，还没有在两个成员以上的博弈结构中研究不同群体异质程度和公共合作问题；此外，本文研究也没有涉及诸如奖励、惩罚等外在激励条件对个体社会偏好内在激励效果的挤进或挤出效应问题。后续实验研究可在这些方面进行扩展。 作者感谢康斯坦茨大学经济学系Fischbacher、欧洲经济研究中心环境和能源经济学环境管理系Dannenberg、Sturm为我们提供的编程指导。感谢中国人民大学经济组织与经济行为实验室和北京师范大学经济学实验室的牛睿、孙运传、宋紫峰、何浩然和左聪颖对本文实验所提供的帮助。感谢郑筱婷、姜树广、华南师范大学经济行为科学跨学科研讨会和第十四届中国经济学年会行为经济学专场的与会专家对本文的评论及修改意见，感谢匿名审稿人的宝贵修改意见。当然，文责自负。 ①例如，同样一个个体可能同时具有亚洲后裔和女性等多重社会身份，当个体被分别凸显识别为亚洲后裔或女性时，其表现水平会呈现显著差异。Shih等(1999)实验研究发现，当凸显被试的亚洲后裔身份时，被试的数学成绩显著高于控制组；而当强调女性身份时，被试的数学成绩显著低于控制组。 ②本文独立身份实验研究的综述结果、相关理论假说和正文有关群体身份感的细致分析均受益于匿名审稿人非常专业的审稿意见及具体阅读文献的指引，在此向我们提供这一免费公共服务的审稿人致以由衷的敬意和感谢！ ③为避免知晓分类方法对于被试公共品供给行为因诱导效应引发策略性投资行为，作者控制这样一个分组信息，参与实验的被试并不知道具体分组规则，只是知道存在着分组这一信息。 ④Ones和Putterman(2007)研究同时扩展G
chter和Th
ni(2005)研究成果，并检验社会偏好是否随着时间变化而稳定不变，以及能否通过知道群体构成成员的参与者类型预测群体的公共品供给差异。 ⑤公平组由个体优势不平等厌恶系数大于0.3(与公共品单位收益MPCR=0.7相关)的个体组成，自私组是由优势不平等厌恶系数小于0.3的个体组成，混合组由系数大于0.3和小于0.3的混合组成。 ⑥Fehr和Schmidt(2006)的理论分析表明，当个体优势不平等厌恶程度上升至或超过1-b这一临界点，公共品自愿供给的囚徒困境特征即转换为协调博弈特征。 ⑦括号内表示显示给被试的信息。 ⑧它是一个包含评价及其反馈的公共品自愿供给实验，对此实验感兴趣的读者可向作者索取相关的实验说明。 ⑨具体参见Fehr和Schmidt(2006)的论述。 ⑩这一稳健分析得益于匿名审稿人的审稿意见，再次向匿名审稿人表示感谢。 (11)对稳健性检验结果感兴趣的读者，可向作者索取。
标签：信息公开论文; 群体行为论文; 异质性论文; 诱导效应论文; 特征选择论文; 搭便车论文;
