李志云，朱憲辰，張文婕，李 濤

南京理工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210094

引言

面對社會合作困境，理論工作和實驗檢驗主張從物質(zhì)激勵角度入手，設(shè)置足夠強的博弈規(guī)則(如懲或獎)，改變個體面對的激勵支付結(jié)構(gòu)，以規(guī)制搭便車行為，從而實現(xiàn)整體的最優(yōu)產(chǎn)出[1]。然而，不管現(xiàn)實還是實驗中，這些博弈規(guī)則往往由外部權(quán)威(機制設(shè)計者)或?qū)嶒瀱T外生設(shè)置，而忽視了政策受眾或被試的參與可能。這就牽涉到若給予當事人選擇權(quán)，他們是否愿意支持這種制度安排。進一步，同一博弈規(guī)則由當事人協(xié)商約定實施的情況下合作績效與外生設(shè)定孰優(yōu)孰劣。換言之，由成員投票參與的制度內(nèi)生選擇是否可以改善合作績效[2]。

對此，大量以西方被試為對象的控制實驗表明，同一博弈規(guī)則由當事人內(nèi)生投票約定情況下，合作績效顯著高于自動強加的。這種成員投票程序本身對合作績效的獨立改善效果被稱為內(nèi)生溢價[3]，或稱民主參與權(quán)溢價[4]。然而，這一結(jié)論卻不適用于中國文化背景[5-6]。VOLLAN et al.[6]以中國被試(學(xué)生和工人)為對象的研究并未發(fā)現(xiàn)顯著的內(nèi)生溢價，甚至對于工人群體來說，呈現(xiàn)出垂直溢價，即在外部強加的外生制度情景下合作水平更高。

據(jù)此，圍繞內(nèi)生溢價成因及其跨文化差異，本研究在梳理已有相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，提出納入程序正當?shù)钠每蚣?，并設(shè)計實驗測量這種關(guān)于程序正當?shù)漠愘|(zhì)性偏好程度，發(fā)現(xiàn)其與不同程序制度下合作投入差異間構(gòu)成顯著因果關(guān)系。換言之，博弈規(guī)則的產(chǎn)生程序本身對合作績效的積極作用來源于個體秉持的程序正當認同。這種因果關(guān)系成立，不僅為內(nèi)生制度績效的成因機理以及跨文化差異提供了一個更為統(tǒng)一的分析框架，而且也有助于探索轉(zhuǎn)型社會契合民情基礎(chǔ)的制度改革路徑。

1 相關(guān)研究評述

1.1 內(nèi)生制度績效的研究脈絡(luò)

新制度經(jīng)濟學(xué)一直以來保有對制度績效的關(guān)注，代表性人物如道格拉斯·諾思[7]、埃莉諾·奧斯特羅姆[8]和WILLIAMSON[9]，他們均提出各自的制度分層框架，認為社會制度體系作為一個整體，具有分層、依次發(fā)生的特征[10]。埃莉諾·奧斯特羅姆[8]在全球范圍內(nèi)共享資源治理的案例考察基礎(chǔ)上，提煉出博弈規(guī)則的兩種設(shè)立規(guī)則(程序)，稱之為集體選擇規(guī)則，一是由當事人協(xié)商約定，具有自下而上的水平特征，如投票；二是由外部權(quán)威設(shè)定，具有自上而下的垂直科層規(guī)定特征，如政府精英。并且，案例考察表明從合作績效上看，前者往往優(yōu)于后者。

延續(xù)這一思路，大致有3類經(jīng)驗研究與此相關(guān)。首先，針對瑞士各州納稅情況的計量研究，F(xiàn)REY et al.[11]和TORGLER[12]均發(fā)現(xiàn)，在民眾可以直接參與公共預(yù)算制定的州中，納稅情況顯著好于實行純粹的代議制州。這說明如果民眾可以直接參與制定稅收法律、稅率甚至稅收一般規(guī)則的情況下，民眾的納稅意愿(即公共品的供給水平)更高。

其次，基于田野的案例考察，BARDHAN[13]在考察印度和尼珀爾等地農(nóng)業(yè)灌溉系統(tǒng)的效率時，發(fā)現(xiàn)與當?shù)卣槿胫贫ㄒ?guī)則的項目相比，灌溉規(guī)則由當?shù)剞r(nóng)民親自參與制定，更為有效地提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。對此，埃莉諾·奧斯特羅姆[8]歸納共同點認為，由攜帶關(guān)于當?shù)刭Y源局部知識的使用者親自參與制定關(guān)于共有資源的獲取和使用的地方規(guī)則，可以有效避免公地悲劇的發(fā)生。

然而，上述基于現(xiàn)實數(shù)據(jù)的研究結(jié)論可能存在嚴重的內(nèi)生性問題[14]。FREY et al.[11]的研究樣本中，政治參與度高的州納稅意愿更高，可能是由于其州內(nèi)居民本身具有更高的公共精神；BARDHAN[13]研究中的農(nóng)民，可能由于選擇了自己更喜好的灌溉規(guī)則，而理所當然地較少違背規(guī)則。因此，上述結(jié)論不能充分支持博弈規(guī)則產(chǎn)生方式對合作績效有獨立影響。實驗方法可以通過控制手段(隨機化)有效地規(guī)避內(nèi)生性問題[14]，因此，習(xí)慣于案例考察的學(xué)者們也嘗試利用實驗方法。COX et al.[15]和JANSSEN et al.[16]招募當?shù)剞r(nóng)民群體參與模擬實驗，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民在可參與修訂資源使用規(guī)則的情況下表現(xiàn)更好，支持案例考察的結(jié)論。但他們的實驗設(shè)計并沒有嚴格意義上控制內(nèi)生與外生制度下博弈規(guī)則一致性。

基于此，TYRAN et al.[17]首次在實驗室研究中報告所謂的內(nèi)生溢價現(xiàn)象。首先，他們在一次性公共品實驗中引入懲罰規(guī)則，搭便車將受到一定的懲罰，但這一懲罰強度不足以改變個體最優(yōu)選擇，即非震懾懲罰。其次，關(guān)于設(shè)立懲罰規(guī)則的程序方式有兩種：一種是由主試外生給定，另一種為小組成員投票決定。實驗結(jié)果表明，只有當懲罰制度由成員投票內(nèi)生設(shè)立時才可以改善合作績效。同樣，Bet al.[3]、MARKUSSEN et al.[18]和KAMEI et al.[19]發(fā)現(xiàn)類似結(jié)論，特別地，Bet al.[3]在控制選擇效應(yīng)(內(nèi)生性問題)的基礎(chǔ)上，分離出成員投票程序本身對合作績效的獨立解釋貢獻，達到28%之多。之后，大量研究通過替換博弈規(guī)則的形式考察內(nèi)生制度績效。SUTTER et al.[4]和PUTTERMAN et al.[20]研究關(guān)于非正式(同儕)懲罰，即懲罰由成員間彼此實施；GROSSMAN et al.[21]的研究聚焦集中式懲罰，即將懲罰權(quán)力賦予成員之一。盡管實驗設(shè)置上存在略微差異，但在西方社會學(xué)生群體中內(nèi)生溢價現(xiàn)象普遍存在[14]。

此外，在更具現(xiàn)實性的田野情景下，GROSSMAN et al.[21]、VOLLAN[22]和GATISO et al.[23]招募當?shù)剞r(nóng)民參與田野實驗，也發(fā)現(xiàn)內(nèi)生溢價的存在。GROSSMAN et al.[21]將實驗中的行為模式與現(xiàn)實中農(nóng)民合作社的參與程度聯(lián)系起來，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民在實驗中對推選出來的懲罰者的服從很好地預(yù)測了自然環(huán)境中圍繞共享資源的合作行為，極大地增強了內(nèi)生制度實驗考察結(jié)論的外部有效性。

1.2 內(nèi)生制度績效的跨文化差異及成因機理

雖然上述研究表明，內(nèi)生溢價在西方社會是普遍存在的，但這一結(jié)論是否在不同文化背景下具有普適性，則有待跨文化群體的檢驗。VOLLAN et al.[6]采用與TYRAN et al.[17]一樣的非震懾正式懲罰，以中國被試(學(xué)生和工人)為對象，發(fā)現(xiàn)制度內(nèi)生選擇并不足以改善合作績效，并且呈現(xiàn)出垂直溢價趨勢；連洪泉等[24]和閆佳等[5]分別研究非正式懲罰和集中式懲罰，也未發(fā)現(xiàn)內(nèi)生溢價。此外，OTTO et al.[25]招募海河流域農(nóng)民參與灌溉系統(tǒng)利用和維護的共享資源實驗，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)民在可參與規(guī)則制定情景中，公共品投入更少且更為頻繁地違背規(guī)則，卻更愿意響應(yīng)外部權(quán)威(政府)的規(guī)制。這與上述以西方農(nóng)民為對象的研究結(jié)論恰恰相反[15-16]。因此，制度內(nèi)生改善合作并不是必然的。

如何解釋上述跨文化差異，需要厘清內(nèi)生溢價的成因機理。TYRAN et al.[17]的研究表明，成員投票過程披露的關(guān)于后續(xù)合作意愿的積極信號，依據(jù)條件合作傾向，提高了公共品供給水平。換言之，組內(nèi)支持懲罰人數(shù)越多，合作水平越高，本質(zhì)上是一種信息效應(yīng)[3]。然而，在回歸分析中控制組內(nèi)支持懲罰的人數(shù)信息的情況下，合作水平仍然存在很大的變差無法得到解釋。而且，Bet al.[3]實驗中讓全體被試事先投票表達是否支持懲罰，之后再由電腦隨機確定是否依據(jù)組員投票結(jié)果運行制度，并在投入決策前告知成員組內(nèi)投票信息，如此可控制制度內(nèi)生與外生之間的信息一致性，卻依然發(fā)現(xiàn)顯著的內(nèi)生溢價，由此證偽信息效應(yīng)。針對信息效應(yīng)無法解釋內(nèi)生溢價的問題，TYRAN et al.[17]進一步提出程序正當感知可能是更為根本的原因，即對被試來說，成員投票程序更為公平，從而賦予其產(chǎn)生的懲罰制度更高的正當性，進而提高被試后續(xù)合作投入意愿。但他們并沒有對此加以檢驗。此后，GROSSMAN et al.[21]和DECARO et al.[26]分別通過訪談和心理學(xué)問卷的形式，得到程序正當感知與內(nèi)生制度績效之間的相關(guān)性證據(jù)，DECARO et al.[26]發(fā)現(xiàn)在成員投票程序中，個體報告的主觀公平感知高于自動強加組。類似的思路，VOLLAN et al.[6]也從程序正當?shù)囊暯浅霭l(fā)，借鑒政治文化學(xué)的權(quán)威服從指標[27]，發(fā)現(xiàn)權(quán)威服從傾向可以解釋中國被試呈現(xiàn)的垂直溢價現(xiàn)象，權(quán)威服從較弱的群體呈現(xiàn)與西方一致的內(nèi)生溢價趨勢，權(quán)威服從較強的群體呈現(xiàn)垂直溢價。這里權(quán)威服從意味著對投票程序的抵觸。

由內(nèi)生制度績效的新近進展和跨文化對比可知，將制度績效的決定機理指向因文化或制度經(jīng)歷形成的程序正當感知的路徑方向[28]。事實上，馬克思·韋伯早已歸納出東西方文化中正當性來源的價值分野，東方社會因儒家倫理形成了對于傳統(tǒng)權(quán)威的魅力型領(lǐng)導(dǎo)需要，西方社會則主要依賴于制度化程序的法理正當性[29]。這種價值分野也得到持續(xù)進行的大范圍公眾意見調(diào)查的支持[27]。同樣，在分析民主轉(zhuǎn)型的更深層次原因時，GIULIANO et al.[30]建立在祖先特征數(shù)據(jù)庫的實證分析表明，個體因傳統(tǒng)實踐而形成關(guān)于政治結(jié)構(gòu)正當與否的價值和信念，進而形成對民主制度適當性的態(tài)度，將決定民主制度是否有效運轉(zhuǎn)和延續(xù)。

綜上，可引入程序正當視角探究內(nèi)生制度績效。接踵而至的問題是，如何測量程序正當感知，特別是采取激勵相容的方式獲得真實偏好，而非量表形式的自我評價[29]。因此，SUTTER et al.[4]嘗試引入有代價參與投票的形式，個體需要為此付出一筆固定的金錢費用，以“是否愿意花費金錢參與投票”將被試區(qū)分為真實偏好投票和無所謂的兩類，發(fā)現(xiàn)前者后續(xù)合作水平高于后者。借鑒同樣的設(shè)置，VOLLAN et al.[6]也發(fā)現(xiàn)部分中國學(xué)生愿意為投票花費金錢代價。但是，這種固定金錢成本的方式只能對被試是否偏好投票作出二元分類，而不足以測量個體間投票偏好的異質(zhì)性程度。而且，SUTTER et al.[4]的實驗設(shè)置中，出價環(huán)節(jié)放置于公共品投入決策之前，付出金錢支持投票的沉沒成本可能干擾后續(xù)合作投入決策，不利于投票偏好與合作投入之間因果關(guān)系的檢驗。

本研究在被試完成自動強加局、成員投票局之后，引入競價局，構(gòu)建相當于有代價參與制度建設(shè)的二階集體行動，并給予被試自由度更大的出價空間，繼而采用出價大小測量個體程序偏好異質(zhì)性程度，從而在微觀層面上揭示內(nèi)生制度績效的成因機理。

2 理論框架、實驗設(shè)計和待檢驗假說

2.1 基于程序正當?shù)钠媒忉尶蚣?/h3>

如前所述，針對內(nèi)生制度績效的成因及其跨文化差異，在制度分層框架基礎(chǔ)上，本研究提出納入程序正當?shù)钠每赡堋Ｆ淅碚撨壿嬙谟?，個體因文化傳統(tǒng)和制度經(jīng)歷而形成的博弈規(guī)則應(yīng)當如何產(chǎn)生的價值認同，從而形成對成員投票程序正當?shù)恼J定差異，進而影響后續(xù)合作投入意愿，形成不同的制度績效。本研究理論框架見圖1。

具體來說，內(nèi)生制度績效的形成路徑分為兩條：一是，主流理論預(yù)期的工具性價值導(dǎo)向，即懲罰制度改變個體面臨的物質(zhì)利益支付結(jié)構(gòu)，從而誘導(dǎo)理性個體從善合作，見圖1中②。二是，由博弈規(guī)則產(chǎn)生程序?qū)献骺冃У闹苯有?yīng)[3]，見圖1中①。依據(jù)主流理論預(yù)測，不管博弈規(guī)則是由成員投票決定，還是外部權(quán)威強加，只要規(guī)則在納什意義上有效，合作績效不應(yīng)該有差異[31]。若存在內(nèi)生溢價，只可能來源于路徑二的程序差異。

博弈規(guī)則產(chǎn)生程序如何影響后續(xù)合作投入，首先需要指出，懲罰制度除了主流理論指出的物質(zhì)激勵作用，也隱含著一種不支持的態(tài)度，從而為一定場景下確立行為標準，即規(guī)范激活功能[21]。不難理解，因產(chǎn)生程序無法改變博弈規(guī)則的工具性價值，所以產(chǎn)生程序只有通過影響博弈規(guī)則的規(guī)范激活功能，進而左右后續(xù)投入決策。此時，因文化經(jīng)歷而形成的、關(guān)于博弈規(guī)則應(yīng)當如何產(chǎn)生的程序正當評價，賦予博弈規(guī)則提示行為標準不同的正當性程度[17,21]，從而使秉持規(guī)范偏離厭惡[32]的個體，為避免偏離規(guī)范提示產(chǎn)生的非物質(zhì)效用損失(如內(nèi)疚) ，而更愿意合作投入。因此，程序正當認同程度越高，后續(xù)合作投入越大。

圖1 內(nèi)生制度績效的機制Figure 1 Mechanism of Endogenous Institutional Performance

基于此，東西方不同文化氛圍呈現(xiàn)出不一致的實驗結(jié)果就不足為奇，西方傳統(tǒng)形成制度化程序正義[29]，而導(dǎo)致內(nèi)生溢價；東方儒家傳統(tǒng)形成對權(quán)威的尊重而抵觸平等協(xié)商[27]，則可能使制度內(nèi)生選擇無法發(fā)揮作用。

2.2 實驗設(shè)計和實施

本次實驗采取海報、隨機發(fā)放傳單、網(wǎng)絡(luò)發(fā)布等形式，面向某高校招募144名學(xué)生，分為6個批次，每批次24人，于2017年3月18日至28日在教室進行。因為采用紙筆實驗形式，所以本研究選擇可容納180人的大教室，使被試之間距離足夠大，以保證互不影響。

為了測量個體的真實合作傾向，本研究采用激勵相容的實驗方法，以公共品博弈為背景，3人隨機匹配為一組，每個被試的初始積點數(shù)為20，就小組項目作出投入決策。為避免聲譽效應(yīng)，告知被試每局博弈前都將隨機重新分組，組內(nèi)成員相互匿名，且不知曉他人投入決策。實驗結(jié)束后，按照10個積點兌換1元的比例兌換現(xiàn)金收益。此外，為保證被試對于公共品實驗博弈機構(gòu)完全理解，在每一局實驗正式開始前，被試需要回答幾個控制問題，并由實驗員核對答案是否正確，之后發(fā)放決策表。本實驗的基本博弈為公共品自愿供給，支付函數(shù)為

(1)

其中，proi為i個體的點數(shù)收益，gi為i個體向小組項目投入的點數(shù)，j為組內(nèi)成員。按照主流理論，i個體的最優(yōu)決策為完全搭便車，即gi=0，而集體理性決定的最優(yōu)投入為gi=20。

每局實驗均分為3個階段，第1階段借鑒FISCHBACHER et al.[33]的策略性方法，被試需就公共品實驗作出無條件投入或條件投入決策，測試被試的合作偏好類型，作為控制變量。

第2階段共3種制度類型：①標準公共品實驗(以下簡稱為標準局BNlaw)，即一般的公共品自愿供給。②帶懲罰的公共品實驗(以下簡稱為懲罰局Blaw)，若任何成員投入小組項目點數(shù)小于20，本局實驗此人收益將被自動扣除4個點。③內(nèi)生懲罰制度(End)，即由小組3位成員投票決定是否實施懲罰制度，在內(nèi)生制度局中，采用策略性方法，被試需就小組其他兩人贊成(即實施懲罰Elaw)、小組其他1人贊成(即實施懲罰與否取決于自己贊成與否ESel)、小組內(nèi)沒人贊成(ENlaw)3種情況分別作出項目投入決策，依據(jù)真實匹配投票結(jié)果，決定哪一種決策納入收益計算。

第3階段為競價局(PEnd)，被試可以從基本出場費(5元)中出資支持自己喜歡的制度程序，即成員投票還是自動強加(事后主試以50%概率隨機確定懲罰與否，以避免默認選項干擾)，之后再次分別在不同程序情景下做出公共品投入決策。競價局的收益計算方式為：小組內(nèi)獲得金錢總額更高的程序，在收益結(jié)算時被運行。具體的實驗步驟和人數(shù)見表1。

需要說明的是，實驗的每一局都只有一個回合，即一次性博弈，不是重復(fù)實驗。為避免順序效應(yīng)及其可能的學(xué)習(xí)效應(yīng)，本研究在不同局次實驗中隨機安排實驗順序，使之盡可能地均勻分布，并且實驗中并不反饋任何有關(guān)決策和收益的信息。在所有實驗結(jié)束后、收益結(jié)算之前，被試填寫一份包含價值觀和人口學(xué)變量的問卷。整個實驗過程持續(xù)約1.4小時，結(jié)束后被試憑編號逐一到教室外領(lǐng)取金錢收益。被試平均收益為25.4元(包括5元基本報酬)。

2.3 理論預(yù)期和待檢驗假說

結(jié)合上述理論框架和具體實驗設(shè)計，分別從群體層面和個體層面獲得3個待檢驗假說。

(1)依據(jù)理性人假設(shè)或不平等厭惡理論[34]的預(yù)測，因為懲罰強度不足以震懾搭便車者，也不足以改變個體間財產(chǎn)收益的不平等地位，所以非震懾懲罰無法克服搭便車傾向。因此，在群體層面上，考察非震懾懲罰的處理效應(yīng)，本研究提出假設(shè)。

H1在群體層面上，依據(jù)圍繞物質(zhì)利益的自利或不平等厭惡理論預(yù)測，非震懾懲罰不足以改善合作績效。

(2)考察懲罰制度的產(chǎn)生程序?qū)献魍度氲闹苯佑绊?。依?jù)本研究文化傳統(tǒng)-程序正當?shù)睦碚摽蚣埽軓娬{(diào)等級秩序的儒家倫理體系影響，中國被試可能抵觸或不信任成員間彼此投票協(xié)商，從而使投票程序無法發(fā)揮積極作用。因此，本研究提出假設(shè)。

表1 被試分組與實驗步驟Table 1 Groups of Subjects and Steps of Experiments

注：每組被試的實驗步驟1均為無條件投入決策和條件投入決策，用于測量個體類型；為避免競價對獨立局決策的影響，將競價局設(shè)置在最后。

H2在群體層面上，中國被試在外部強加與成員投票兩種制度情景中合作投入不應(yīng)該有差異，即無內(nèi)生溢價。

(3)本研究依據(jù)程序正當理論框架，構(gòu)建納入規(guī)范偏離的個體決策效用函數(shù)，采用最優(yōu)分析方法，獲得投票程序正當與合作投入間的因果關(guān)系。因此，可以將實驗中個體決策效用形式化地表達如下：

第3步，結(jié)合(1)式，本研究給出納入非物質(zhì)收益的效用函數(shù)為

(2)

當gi<20，效用函數(shù)構(gòu)成包含物質(zhì)利益：私人賬戶和小組項目獲益，受懲罰扣除4個點以及投入水平偏離規(guī)范要求的負效用。當實際投入符合規(guī)范要求時，即gi=20，不受懲罰且無非物質(zhì)效用損失。

(3)

此時，假設(shè)存在一個大于0的臨界值β*，在βi≥β*的情況下，投票程序正當感知足夠強的個體在成員投票情景下投入水平高于基線情景下的投入，呈現(xiàn)內(nèi)生溢價。反之，投票程序正當感知較弱，無法抵抗物質(zhì)利益的誘惑，則在外部強加程序與成員投票情景下，同樣受到物質(zhì)利益的支配導(dǎo)致投入水平無顯著差異，即無內(nèi)生溢價。由此，本研究依據(jù)βi的大小將樣本分為偏好投票群體(βi≥β*)和不偏好投票群體(βi<β*)兩個子群體。綜上，本研究提出假設(shè)。

H3a偏好投票群體在成員投票情景下投入高于外生強加情景，即內(nèi)生溢價；不偏好投票群體在兩種程序情景下投入無顯著差異，即無內(nèi)生溢價。

依(3)式可知，投票程序正當感知程度系數(shù)βi越大，個體在投票程序情景下投入水平越高。因此，本研究提出假設(shè)。

H3b在個體層面上，投票程序正當感知越強，與外部強加懲罰制度相比，個體在成員投票下投入水平越高，即內(nèi)生溢價越大。

3 實驗結(jié)果

本研究依據(jù)FISCHBACHER et al.[33]的分類標準，根據(jù)被試在0～20共21個策略性條件上的投入水平，將被試合作類型劃分為搭便車(均投入0)、條件合作者(與組內(nèi)他人投入水平正相關(guān)，且Spearman等級相關(guān)系數(shù)在0.010水平上顯著)、駝峰類型(條件投入水平先隨著他人投入上升而后下降)和其他類型(無法區(qū)分為前3類歸入此類)，結(jié)果表明4類人群分別占比22.222%、55.556%、4.861%、17.361%。此數(shù)據(jù)與FISCHBACHER et al.[33]和VOLLAN et al.[6]的樣本在搭便車和條件合作者兩種類型上較為相近，而駝峰類型者較少。這表明本研究采用的紙筆實驗形式控制較為合理，為以下分析做好鋪墊。下面分別從群體層面和個體層面分析內(nèi)生制度績效及其與程序正當之間的因果關(guān)系。

3.1 群體層面：不同制度類型下合作投入比較分析

本研究比較各種制度情景下投入均值，從群體層面考察非震懾懲罰是否改善績效，其改善程度大小是否因產(chǎn)生程序不同而異。圖2給出144名被試在標準局(BNlaw)、自動強加的懲罰局(Blaw)、成員投票無懲罰局(ENlaw)和成員投票有懲罰局(Elaw)下的投入均值。

圖2 各種制度情景下合作投入均值比較Figure 2 Comparison of the Mean Cooperative Contribution in Various Institutional Situations

由圖2可知，全體被試在BNlaw下投入均值為5.932，占初始稟賦的29.660%，與以往一次性公共品實驗數(shù)據(jù)相似[35]，而在Blaw下投入均值為8.531，顯著大于前者，t=3.463,p<0.001。

進一步，個體在ENlaw下投入均值為5.954，與BNlaw投入無顯著差異，t=0.057,p=0.477。在Elaw下投入均值為9.191，顯著大于BNlaw下的投入，t=4.010,p<0.001。這表明，非震懾懲罰不管是成員投票決定還是自動強加的，均可以改善合作績效，即H1沒有得到驗證。有以下實驗結(jié)果：

實驗結(jié)果1：與主流理論預(yù)測相反，對中國被試來說，無論哪種程序方式產(chǎn)生的非震懾懲罰都可以顯著改善合作績效。這一結(jié)論與TYRAN et al.[17]的結(jié)論相反，他們的被試只有成員投票決定的非震懾懲罰才可以提高合作供給，而與VOLLAN et al.[6]的觀察一致。進一步分析表明，這種合作改善主要來自投票贊成懲罰的個體，贊成票個體在Blaw下平均投入為10.482，顯著大于BNlaw下的6.484，t=3.746,p<0.001。這在一定意義上支持本研究納入規(guī)范偏離的決策設(shè)想，因支持懲罰而認可應(yīng)全額投入，繼而在懲罰制度下投入更高。

考察懲罰制度的內(nèi)生與外生情況下合作投入優(yōu)劣。通過對比Elaw與Blaw投入均值發(fā)現(xiàn)：①兩者投入無顯著差異，t=0.989,p=0.162；②采用威克遜配對秩檢驗，兩者也無顯著差異，z=0.889,p=0.374。

可見，同樣的懲罰制度，無論由成員投票決定還是自動強加，對中國被試來說，合作改善程度大小并未如西方被試呈現(xiàn)的顯著內(nèi)生溢價。但是，這一結(jié)論建立在被試內(nèi)比較基礎(chǔ)上，因此其穩(wěn)健性可能受到順序效應(yīng)的影響。本研究的6批次實驗采取完全不同的實驗步驟，為被試間比較提供了可能，如第1組和第4組的Elaw與第2組和第6組的Blaw，兩者投入均值分別為9.514和9.312，統(tǒng)計檢驗無顯著差異，t=0.107,p=0.461，強化了成員投票不能改善合作的結(jié)論。而且，本研究采用個體固定效應(yīng)的面板回歸方法，以投入水平為因變量，以制度類型啞元變量(標準局BNlaw為基線)和輪數(shù)為自變量，獲得各個制度類型相比標準局的處理效應(yīng)(即回歸系數(shù))，發(fā)現(xiàn)其與描述性統(tǒng)計中投入均值間差值無顯著差異，p值均在0.782以上，表明不存在順序效應(yīng)。因此，H2得到驗證。有以下實驗結(jié)果：

實驗結(jié)果2：群體層面上，中國被試在成員投票和自動強加制度情景下，合作投入無顯著差異，即不存在內(nèi)生溢價。而且，通過比較競價局內(nèi)生制度投入與競價局外生制度投入發(fā)現(xiàn)，前者均值為10.431，后者均值為9.883，也無顯著差異，t=0.934,p=0.176。因此，內(nèi)生溢價在中國文化背景下并沒有出現(xiàn)。

雖然上述結(jié)果表明，從群體層面看，投票程序并不能改善中國被試的合作績效，但依據(jù)本研究程序正當框架，個體間關(guān)于投票程序正當?shù)恼J同程度存在異質(zhì)性可能。因此，本研究通過競價局環(huán)節(jié)區(qū)分被試類型(偏好投票和不偏好投票)，分類型考察Blaw與Elaw下的投入和差值；然后，利用回歸方法，控制相關(guān)變量，從個體層面檢驗投票偏好程度與合作投入之間的因果機理。

3.2 程序正當與合作績效的因果機理分析

在競價環(huán)節(jié)，個體可以花費金錢支持小組運行哪一種程序。實驗結(jié)果表明，有59人(占比40.972%)為投票程序花費的金錢大于自動強加程序出價，歸類為偏好投票群體；其他85人出價相等(包含出價為0)或自動強加程序出價大于投票程序出價，將其歸類為不偏好投票群體，占比59.028%。

3.2.1 偏好投票群體與不偏好投票群體的合作投入比較

依據(jù)上述分類，比較兩類群體在Blaw與Elaw之間的投入均值和差異(內(nèi)生溢價)，見圖3。

由圖3可知，不偏好投票群體在Elaw下投入均值為8.494，在Blaw下投入均值為8.612，二者之間并無顯著差異，t=0.150,p=0.440。對于偏好投票群體，在Elaw下投入均值為10.191，在Blaw下投入均值為8.402，二者之間存在顯著差異，t=1.526,p<0.100；且中位數(shù)檢驗表明，偏好投票者在兩種制度下的投入中位數(shù)存在差異，p<0.100。

進一步，從合作投入差值角度看，不偏好投票群體在Elaw與Blaw下投入差異均值為-0.118，偏好投票群體的差值為1.789，t檢驗表明，兩者在10%顯著性水平上存在差異，t=1.404,p<0.100；且中位數(shù)檢驗表明兩個群體的投入差值中位數(shù)不相等，χ2=4.723,p<0.050。因此，H3a得到驗證。獲得以下結(jié)果：

圖3 偏好投票與不偏好投票兩類群體合作投入和差值比較Figure 3 Comparison of Cooperative Contribution and Difference between Voting Preference Group and Non-voting Preference Group

實驗結(jié)果3a：偏好投票群體在成員投票局中合作投入顯著高于自動強加下，不偏好投票群體合作投入無顯著差異。

但這一結(jié)論可能受到選擇性偏見的干擾，如親社會類型或促進合作投入的其他個體特征的被試，更愿意支持投票程序而被歸入偏好投票群體。然而，分析投票偏好成因可知，包含合作傾向和信任水平等在內(nèi)的個體特征在兩類群體中分布無顯著差異。因此，選擇性偏見并不是上述結(jié)論的關(guān)鍵。

綜上，依據(jù)分類型考察合作投入和差值，數(shù)值上呈現(xiàn)的相對大小方向，符合本研究程序正當框架的理論預(yù)期，即投票偏好與Elaw下合作投入之間正相關(guān)，特別是與Elaw與Blaw下投入差異之間相關(guān)性較強，但統(tǒng)計上顯著性較弱，p值在0.050～0.100之間。因此，個體層面投票程序正當與合作表現(xiàn)之間的因果成立并不充分。本研究利用回歸分析，在納入相關(guān)控制變量的情況下對此進一步分析。

3.2.2 程序正當與合作績效的回歸分析

因為內(nèi)在合作傾向可能影響合作績效，所以參照VOLLAN et al.[6]的設(shè)置，以第1局的無條件投入水平表征內(nèi)在合作傾向；同樣地，個體的合作類型也會影響投入決策，尤其是條件合作者可能更敏感于成員投票過程，因而在內(nèi)生制度投入更高，故將個體是否為搭便車者、是否為條件合作者納入控制變量。此外，是否贊成實施懲罰、信任水平、風(fēng)險偏好以及包含性別、是否為中共黨員和年級等身份屬性也可能影響合作投入。因此，本研究將前述變量作為控制變量，考察自變量投票偏好程度對合作表現(xiàn)的影響。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics of Variables

注：樣本量為144；采用INGLEHART et al.[27]的世界價值觀題項測量信任水平；風(fēng)險偏好為主觀評價自己的風(fēng)險喜好程度，具體題項可向作者索取。

表3 投票偏好與合作投入和內(nèi)生溢價的回歸分析結(jié)果Table 3 Regression Analysis Results for Voting Preference on Cooperative Contribution and Endogenous Premium

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標準誤；***為p<0.010，**為p<0.050，*為p<0.100。下同。

利用上述變量，本研究構(gòu)建回歸模型，即

yi=α+θCVi+γXn+εi

(4)

其中，yi為i個體的公共品投入水平和差值，即Blaw、Elaw和Elaw-Blaw；CVi為i個體的投票偏好程度，以出價支持投票規(guī)則測量；Xn為控制變量；α為常數(shù)項，θ為自變量的系數(shù)，γ為控制變量的系數(shù)，εi為隨機擾動項。本研究采用穩(wěn)健OLS估計，獲得投票偏好與Blaw、Elaw、Elaw-Blaw的回歸結(jié)果，見表3。

由表3模型1和模型2可知，投票偏好與Blaw下投入負相關(guān)，而與Elaw下投入正相關(guān)，但均不顯著。進一步考察核心因變量內(nèi)生溢價Elaw-Blaw，模型3～模型5以總樣本為對象，在不納入控制變量和納入控制變量的情況下，投票偏好與Elaw-Blaw均顯著正相關(guān)，表明基于程序正當?shù)耐镀逼迷綇?，?nèi)生溢價趨勢越大。模型6的結(jié)果表明，在縮小樣本偏好投票群體中，程序正當?shù)挠绊憴?quán)重更為明顯。特別地，上述結(jié)論在控制懲罰偏好(贊成懲罰與否)的情況下依然成立。因此，H3b得到驗證。有以下結(jié)論：

實驗結(jié)果3b：個體層面上，投票偏好程度越強，內(nèi)生溢價趨勢越高。

此外，由模型1可知，女性比男性更為親社會，公共品投入更高，中共黨員合作意愿更低，受教育程度(年級)越高合作水平越強，這些結(jié)果與周業(yè)安等[36]的發(fā)現(xiàn)一致，風(fēng)險偏好越強，合作投入越大，也符合黃純純等[37]的研究結(jié)果。模型2結(jié)果表明，女性比男性在Elaw下表現(xiàn)更為突出，也呈現(xiàn)更高的內(nèi)生溢價，這可能源于女性較男性協(xié)調(diào)能力和容忍度更高[38]。最后，內(nèi)在合作傾向越強，則內(nèi)生溢價越低，說明相比本身就攜帶較高合作傾向的個體，投票機制對較低合作傾向個體的作用更強。值得注意的是，條件合作者類型對Elaw和Elaw-Blaw均沒有解釋貢獻，在一定程度上表明中國被試對于投票信號并不重視，即信息效應(yīng)并不成立，與VOLLAN et al.[6]的發(fā)現(xiàn)一致。

綜上，本研究利用個體金錢成本權(quán)衡對投票程序的偏好程度，發(fā)現(xiàn)其與內(nèi)生溢價構(gòu)成顯著的因果關(guān)系，投票偏好越強，內(nèi)生溢價越大，與分類型考察的結(jié)果一致。這一結(jié)論表明內(nèi)生制度績效存在更為微觀的程序偏好基礎(chǔ)。

為探究程序正當感知的文化價值支撐因素，本研究結(jié)合實驗后價值觀問卷，對此進行考察，以增強程序正當對跨文化差異的解釋力。

4 進一步討論：程序正當?shù)奈幕瘍r值支撐

如前所述，本研究從個體合作類型、文化價值觀和個體特征3個維度出發(fā)，考察影響個體關(guān)于投票程序的正當感知的相關(guān)因素。考慮到樣本量有限，本研究以是否偏好投票作為因變量，偏好投票取值為1，否則取值為0，具體劃分標準參見3.2，采用二元離散Probit回歸模型，進一步進行回歸分析，結(jié)果見表4。

由表4可知，模型7的結(jié)果表明，雖然從系數(shù)符號看搭便車者更不愿意參與制度建設(shè)，條件合作者愿意參與，但是統(tǒng)計上均不顯著，表明個體的合作類型并不能解釋投票偏好的形成。個體責(zé)任感知系數(shù)顯著，模型9中后物質(zhì)主義邊際顯著，而重視傳統(tǒng)價值導(dǎo)向的權(quán)威服從影響很小且不顯著，這表明具有重視自我表達需求的親民主現(xiàn)代價值觀越強的個體，支持投票規(guī)則的可能性越高。

模型9引入個體特征變量，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險偏好越強，越傾向于支持投票程序，這一點與VOLLAN et al.[6]的結(jié)果一致，也契合新制度學(xué)派關(guān)于轉(zhuǎn)型社會的分析，風(fēng)險喜好者更愿意嘗試新事物，而非抵制外來價值[9]。此外，從系數(shù)符號看，女性比男性更喜好投票，體現(xiàn)其突出的協(xié)調(diào)能力；中共黨員相比非中共黨員更厭惡投票，也符合身份認同和制度經(jīng)歷造就的關(guān)于政治結(jié)構(gòu)態(tài)度的評價差異[41]。

綜上，雖然上述研究表明，親民主的文化價值認同(后物質(zhì)主義和個體責(zé)任感知)與投票偏好之間存在一定聯(lián)系，但結(jié)論并非很顯著，可能因為測量價值觀對樣本量要求更為苛刻，也可能是由于文化維度選擇不準。GORODNICHENKO et al.[42]認為個體主義和集體主義是民主轉(zhuǎn)型更為穩(wěn)健的一個文化指標，這有待進一步的研究。

5 結(jié)論

本研究構(gòu)建基于程序正當?shù)钠每蚣埽越忉寖?nèi)生制度績效的成因，并結(jié)合多階段實驗設(shè)計和問卷方法，檢驗上述因果鏈條。研究結(jié)果表明，①在群體層面，普遍存在于西方社會的內(nèi)生溢價在中國文化背景下并未呈現(xiàn)。②雖然群體層面上不存在內(nèi)生溢價，但就個體層面看，以出價支持投票程序來區(qū)分類型，存在相當比例的個體偏好投票，并且這一子群體呈現(xiàn)出內(nèi)生溢價。③競價環(huán)節(jié)中測量個體關(guān)于投票的異質(zhì)性偏好程度，發(fā)現(xiàn)投票偏好越強，在成員投票局中投入越高，即內(nèi)生溢價越大。④對價值觀的調(diào)查問卷發(fā)現(xiàn)，個體對投票程序的支持與后物質(zhì)主義價值觀和個體責(zé)任感知等親民主價值傾向以及風(fēng)險偏好正相關(guān)。

表4 投票偏好影響因素的回歸分析結(jié)果Table 4 Regression Analysis Results for Influencing Factors of Voting Preference

注：后物質(zhì)主義和個體責(zé)任感知的題項和指標計算方法參見WELZEL et al.[39]的研究，其與民主制度有效運行之間的關(guān)系參見WELZEL[40]的研究；權(quán)威服從的題項和因子計算方法(本研究中KMO為0.580)及其強調(diào)傳統(tǒng)價值導(dǎo)向而抵觸民主制度的結(jié)論參見VOLLAN et al.[6]的研究。

與已有研究相比，本研究有兩方面的創(chuàng)新。①從程序正當?shù)囊暯强疾靸?nèi)生制度績效成因，并設(shè)計實驗利用金錢成本測量關(guān)于程序正當?shù)钠茫莻€體主觀報告的公平感知，從而強化了程序正當與制度績效的因果關(guān)系，為內(nèi)生制度績效研究提供了一個更為微觀的解釋框架；②通過價值觀問卷發(fā)現(xiàn)，親民主的價值傾向、風(fēng)險偏好與投票程序偏好有關(guān)，從而獲得內(nèi)生制度績效的更深層次的價值觀支撐。

本研究仍然存在不足和改進之處。①雖然實驗室控制手段有效地滿足內(nèi)部有效性要求，但對于現(xiàn)實中民主制度運轉(zhuǎn)依然是一種簡化抽象，可能出現(xiàn)外部有效問題。主要表現(xiàn)為樣本代表性，建立在學(xué)生群體的結(jié)論是否可以移植于更具代表性樣本。②本研究與已有的實驗研究一樣，利用主試外生設(shè)定或電腦隨機確定是否實施懲罰的形式，表征與投票內(nèi)生制度相對的外生制度，但這一形式是否能夠刻畫埃莉諾·奧斯特羅姆[8]基于現(xiàn)實案例歸納的外部權(quán)威領(lǐng)導(dǎo)體制。如東方儒家倫理中往往呈現(xiàn)出對領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)威的正當認同可能強于程序性判斷，而主試或電腦無法“扮演”這種神圣權(quán)威角色。因此，未來研究可將實驗室情景移植于田野環(huán)境，招募社會經(jīng)歷更為豐富、有著自治需求的農(nóng)民或小區(qū)業(yè)主，參與更具現(xiàn)實情景的公共事務(wù)治理實驗，并嘗試在實驗中模擬現(xiàn)實中具有自上而下垂直安排特征的領(lǐng)導(dǎo)體制，從而增強內(nèi)生制度研究結(jié)論的外部有效性。