內(nèi)外雙向因素與搭便車行為:社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)作用

周 燕，郭偲偲，張麒麟

哈爾濱工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，哈爾濱150001

1 引言

隨著實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，學(xué)者們開始運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)的方式分析搭便車行為產(chǎn)生的原因及其內(nèi)在決策傾向。搭便車行為普遍存在于各個(gè)研究領(lǐng)域，包括公司治理、產(chǎn)學(xué)研研究、信息共享和資源利用等。搭便車行為可能導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)合作效率降低，進(jìn)而極大地?fù)p害集體利益。根據(jù)損失厭惡理論，個(gè)體傾向于選擇確定性的收益，并且厭惡等量的損失。從理性人角度講，在巨額收益的誘惑下，多數(shù)個(gè)體可能選擇搭便車行為。如果從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)角度考慮，則會(huì)有較大差異。首先，不同特征的個(gè)體的搭便車傾向表現(xiàn)出差異性。其次，在既定的個(gè)體特征下，個(gè)體的社交情況又會(huì)制約個(gè)體的決策，個(gè)體會(huì)考慮自身的有形資產(chǎn)與無形資產(chǎn)的雙向平衡。有形資產(chǎn)主要指個(gè)體所獲得的貨幣等實(shí)質(zhì)性資產(chǎn)，無形資產(chǎn)主要是指個(gè)體的名譽(yù)變化等非實(shí)質(zhì)性資產(chǎn)。最后，搭便車行為在集體中可能具有擴(kuò)散效應(yīng)，隱性信息會(huì)改變特征因素對個(gè)體搭便車傾向的影響強(qiáng)度。個(gè)體的特征因素主要包括性別、博弈論知識(shí)、收入水平、年齡、受教育年限，即個(gè)人所具有的內(nèi)在屬性，是客觀存在的固定要素。此外，個(gè)體還受到外在控制因素的影響，外在控制因素屬于外部可調(diào)的，投資收益率和罰金比率分別體現(xiàn)了激勵(lì)機(jī)制和懲罰機(jī)制。

個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度是個(gè)體與其他個(gè)體聯(lián)系密切程度的形象刻畫，同時(shí)也能夠間接表現(xiàn)出個(gè)體對群體信息傳播的貢獻(xiàn)程度。因此，可以采用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度作為衡量個(gè)體在團(tuán)隊(duì)中社交情況的指標(biāo)。綜上所述，研究個(gè)體社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對搭便車行為的影響具有現(xiàn)實(shí)可行性，并具有一定的研究意義，有助于確定個(gè)體社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對搭便車行為的影響路徑，豐富搭便車行為控制機(jī)制方面的研究內(nèi)容，探索信息傳播對搭便車行為的影響方式。

2 相關(guān)研究評(píng)述

2.1 搭便車研究的起源

Olson［1］最早提出集體行動(dòng)中的搭便車現(xiàn)象，并引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。隨后，搭便車方面的研究不斷深入發(fā)展，學(xué)者們開始從不同角度對搭便車行為進(jìn)行分析，大致從兩條路徑進(jìn)行探索，一條路徑是傳統(tǒng)的規(guī)范性分析，另一條路徑是實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的新型研究方式。Marwell等［2］和Leuthold［3］都采用公共賬戶和私人賬戶的模式設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，并成為相關(guān)研究的基礎(chǔ)。實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，為學(xué)者研究搭便車行為提供了肥沃的土壤，越來越多的學(xué)者應(yīng)用實(shí)驗(yàn)的方式解決現(xiàn)實(shí)難題。梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，此方面的研究大多將公共物品的特性通過實(shí)驗(yàn)的方式進(jìn)行刻畫，考慮到實(shí)驗(yàn)室環(huán)境的限制，對個(gè)體信息進(jìn)行公開和保密處理，并將搭便車行為這一心理活動(dòng)進(jìn)行定量化處理。

2.2 搭便車實(shí)驗(yàn)的發(fā)展

隨著實(shí)驗(yàn)研究的不斷深化，學(xué)者們嘗試從不同影響因素的角度進(jìn)行分析。Fehr等［4］發(fā)現(xiàn)，即使懲罰是有成本的，組內(nèi)中合作的個(gè)體也更愿意去懲罰同組內(nèi)搭便車的人，而潛在的搭便車者能夠通過提高合作水平避免或減少懲罰。從個(gè)體特征角度，Chaudhuri等［5］應(yīng)用隨機(jī)匹配的方式進(jìn)行重復(fù)實(shí)驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)在信任水平上不同性別并沒有強(qiáng)烈差異，但與男性相比，女性互惠水平更低;Sutter等［6］以兒童和青少年為研究對象設(shè)計(jì)激勵(lì)實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)性格暴躁的兒童和青少年更容易用錢購買煙酒，儲(chǔ)蓄傾向相對較低。從實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)角度，Duffy等［7］研究社會(huì)交往對集體合作行為的影響，認(rèn)為陌生網(wǎng)絡(luò)的合作水平比較低;Laury等［8］研究個(gè)人稟賦與搭便車行為的關(guān)系，認(rèn)為邊際收益越低，搭便車的概率也就越高;McCaleb等［9］認(rèn)為實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)需要考慮真實(shí)世界決策方式，這需要對實(shí)驗(yàn)過程的理解;Croson等［10］從納什均衡的角度研究搭便車行為，認(rèn)為收益的提高能夠促進(jìn)個(gè)體的貢獻(xiàn)。

中國相關(guān)方面的研究也在不斷增加。周業(yè)安等［11］設(shè)計(jì)對比實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)互惠理論在一定程度上能夠解釋公共物品供給，但是組的規(guī)模對供給影響不大;劉文忻等［12］發(fā)現(xiàn)，個(gè)人社會(huì)偏好異質(zhì)性對實(shí)驗(yàn)中的合作行為有顯著影響，而影響公共物品提供的主要外在因素是信息交流和私人收益率;宋紫峰等［13］研究初始稟賦、邊際收益率、出場費(fèi)等對公共物品供給的影響，并闡明其可能性原因。此外，從搭便車行為的影響因素角度，王霄等［14］經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為情緒和社會(huì)資本是影響個(gè)體在實(shí)驗(yàn)中表現(xiàn)的重要原因，并指出朋友網(wǎng)絡(luò)的個(gè)體搭便車指數(shù)較低;龔欣等［15］認(rèn)為投資回報(bào)不同，搭便車行為也會(huì)存在差異。國內(nèi)外學(xué)者通過調(diào)查性別、年齡、收入、博弈論知識(shí)、教育等內(nèi)在特征因素，并設(shè)計(jì)獎(jiǎng)懲機(jī)制對搭便車行為進(jìn)行研究。

2.3 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)實(shí)踐

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面的研究起步較晚，費(fèi)鐘琳等［16］對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析方法進(jìn)行系統(tǒng)總結(jié)，主要包括特點(diǎn)、軟件和文獻(xiàn)等。Uzzi［17］研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資的影響，認(rèn)為擁有高強(qiáng)度的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的企業(yè)能夠獲得較低的利率;Reagans等［18］則研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與團(tuán)隊(duì)績效關(guān)系，發(fā)現(xiàn)良好的社會(huì)關(guān)系能夠提高團(tuán)隊(duì)效率。從行為分析角度，董占奎等［19］將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用到工作搜尋方面，并用實(shí)驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠起到正向作用;康樂等［20］提出社會(huì)化網(wǎng)絡(luò)動(dòng)態(tài)模型，并運(yùn)用此模型分析信任擴(kuò)張行為。將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的研究與搭便車實(shí)驗(yàn)相結(jié)合的研究相對較少。Leonard等［21］將受試群體進(jìn)行分組，研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的差異影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對慈善貢獻(xiàn)有正向影響;趙正龍等［22］利用反協(xié)調(diào)博弈分析搭便車行為的差異化表現(xiàn)，認(rèn)為對個(gè)體關(guān)系的調(diào)整能夠減少差異性擴(kuò)散。

2.4 調(diào)節(jié)作用方面的研究

調(diào)節(jié)作用的分析有助于了解變量之間的內(nèi)在作用機(jī)理。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面，丁浩等［23］研究發(fā)現(xiàn)，員工社會(huì)網(wǎng)絡(luò)異質(zhì)對知識(shí)吸收與商業(yè)模式創(chuàng)新的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用;王端旭等［24］研究發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與團(tuán)隊(duì)內(nèi)非倫理行為擴(kuò)散存在正相關(guān)關(guān)系，團(tuán)隊(duì)特征在這一關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)還應(yīng)用在產(chǎn)品購買［25］和團(tuán)隊(duì)導(dǎo)向［26］等方面。已有研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、團(tuán)隊(duì)知識(shí)、績效評(píng)估等多個(gè)方面的研究已經(jīng)使用了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，但社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為調(diào)節(jié)變量引入到搭便車實(shí)驗(yàn)的研究較少。本研究借鑒相關(guān)研究的方法，結(jié)合搭便車行為的特征，以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為調(diào)節(jié)變量，探索內(nèi)、外雙向因素與搭便車行為的關(guān)系。

2.5 信息對搭便車行為的影響

在分析供應(yīng)商與零售商的行為時(shí)，張煜等［27］發(fā)現(xiàn)，個(gè)體掌握的信息不同，個(gè)體的決策結(jié)果也會(huì)不同。這一結(jié)論在個(gè)體的搭便車行為研究中仍然適用。劉文忻等［12］認(rèn)為，信息對搭便車行為有重要影響，信息能夠改變自身的決策結(jié)果。從這個(gè)角度看，個(gè)體由于掌握不同的信息，所以理性的行為人會(huì)對自身所處的形勢進(jìn)行分析，做出最有利于自己的決策，從而獲得最大的期望效用。此外，以不完全信息角度，從信任機(jī)制入手進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)理性的個(gè)體是否愿意提供資源，取決于所處網(wǎng)絡(luò)［28］。個(gè)體所處的網(wǎng)絡(luò)對個(gè)體對集體的信任水平有重要影響，個(gè)體對其他個(gè)體信任水平越高，搭便車行為越低。對等網(wǎng)絡(luò)存在信任和信譽(yù)機(jī)制，如果能夠針對不同用戶采取相應(yīng)對策，激勵(lì)效果更好［29］。具體來講，可以對惡意用戶進(jìn)行隔離，對自私用戶采取激勵(lì)政策。根據(jù)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，個(gè)體如果處于陌生網(wǎng)絡(luò)，個(gè)體的信任水平就會(huì)比較低;個(gè)體如果處于熟悉的網(wǎng)絡(luò)，個(gè)體的信任水平就會(huì)比較高。將信息與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)相結(jié)合，個(gè)體如果掌握完全信息，這時(shí)個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的約束作用就更強(qiáng)。

綜上所述，在搭便車行為研究方面，應(yīng)用實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方式已經(jīng)較為成熟，大多數(shù)研究集中于最優(yōu)獎(jiǎng)懲機(jī)制和個(gè)人特征因素等方面。群體行為的分析需要考慮微觀個(gè)體的特征和宏觀環(huán)境因素的雙向作用才能夠更好地模擬搭便車者的心理行為。梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為能夠產(chǎn)生影響，但其影響路徑尚不明確。另外，劉文忻等［12］認(rèn)為信息交流能夠減少搭便車行為的發(fā)生，本研究設(shè)計(jì)信息公開和信息封閉兩個(gè)實(shí)驗(yàn)情景。信息的公開情況能夠?qū)Υ畋丬囆袨榈膹?qiáng)弱產(chǎn)生影響，因此，本研究主要研究信息和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的交叉影響。首先，在兩種信息條件下，研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的直接影響，從而從聲譽(yù)約束角度探索控制搭便車行為的方式。其次，通過對兩種信息條件下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的調(diào)節(jié)作用分析，了解社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的影響路徑。最后，制定控制搭便車行為的具體策略。

3 研究假設(shè)

3.1 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的影響

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是指個(gè)體成員通過交往和互動(dòng)建立的穩(wěn)定關(guān)系，是個(gè)體在團(tuán)隊(duì)中活躍狀況的體現(xiàn)。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的分析被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)管理［16］。個(gè)體的行為往往與其所處的環(huán)境有關(guān)，只有考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一因素，才能探索集體行動(dòng)中搭便車現(xiàn)象的制約準(zhǔn)則，對搭便車行為進(jìn)行更有效的控制。在團(tuán)隊(duì)中，個(gè)體通過日常交往建立的人際關(guān)系脈絡(luò)是個(gè)體進(jìn)行活動(dòng)的有效保證。個(gè)體建立良好的社會(huì)交往可能需要付出對等的成本，如果個(gè)體在團(tuán)隊(duì)交往中常常進(jìn)行搭便車，那么其他個(gè)體就會(huì)慢慢改變對該個(gè)體的印象，從而遠(yuǎn)離該個(gè)體。個(gè)體一旦損失了自身建立的良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，付出成本也不能帶來預(yù)期的收益。從長期看，搭便車行為不僅損害了集體的效率，還會(huì)對個(gè)體的聲譽(yù)產(chǎn)生影響。王霄等［14］認(rèn)為，與陌生網(wǎng)絡(luò)相比，朋友網(wǎng)絡(luò)搭便車系數(shù)更低。這也說明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為能夠產(chǎn)生影響。個(gè)體處于相對熟悉的環(huán)境中，個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度較高時(shí)，個(gè)體傾向于減少搭便車行為。個(gè)體處于相對陌生的環(huán)境中，個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度較低時(shí)，個(gè)體傾向于實(shí)施搭便車行為。

根據(jù)理性預(yù)期理論，行為人會(huì)最大限度利用獲得的已知信息，為自身創(chuàng)造最大的收益。因此，信息是群體決策中的重要因素，不同的信息可能帶來不同的結(jié)果。如果個(gè)體進(jìn)行搭便車的事情在群體中廣泛傳播，個(gè)體的聲譽(yù)就可能受到較大的影響。由于不同信息環(huán)境下信息的傳播速度和效率有所區(qū)別，對個(gè)體的影響也不同。周業(yè)安等［11］認(rèn)為信息公開能夠帶來公共物品供給的增加。但是這個(gè)實(shí)驗(yàn)只是公布公共物品的供給狀況，并沒有公布個(gè)體身份信息。根據(jù)這一實(shí)驗(yàn)結(jié)果，本研究進(jìn)行深入挖掘并引入信息公開和信息封閉兩種條件。在信息公開條件下，個(gè)體的身份信息將被公開，從而個(gè)體的聲譽(yù)將受到較大程度的影響，個(gè)體出于維護(hù)自身聲譽(yù)的目的會(huì)減少搭便車行為;在信息封閉條件下，個(gè)體的任何信息都不會(huì)被公開，從而個(gè)體的聲譽(yù)不會(huì)受到影響，個(gè)體可以毫無顧忌的搭便車?；谏鲜龇治觯趦煞N信息條件下，本研究提出假設(shè)。

H1社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為有直接影響。

3.2 兩種信息條件下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的調(diào)節(jié)作用

個(gè)體由于具有不同價(jià)值觀念、教育水平和生活環(huán)境，所以表現(xiàn)出不同的社會(huì)偏好。個(gè)體的偏好異質(zhì)性是影響個(gè)體在集體中貢獻(xiàn)的重要因素，提高個(gè)體的合作水平需要考慮對個(gè)體的偏好的影響［12］。周業(yè)安等［30］發(fā)現(xiàn)，不同性別的個(gè)體表現(xiàn)出有差異的社會(huì)偏好，并影響公共物品的自愿供給水平。本研究以周業(yè)安等［30］的研究結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行擴(kuò)展，認(rèn)為具有不同特征的個(gè)體的社會(huì)偏好可能存在差異，從而在集體行動(dòng)中搭便車的概率也會(huì)有所不同。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)體的行為產(chǎn)生重要影響，個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)表現(xiàn)出異質(zhì)性。個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)異質(zhì)性表現(xiàn)在性別、年齡、價(jià)值觀、教育、人格等個(gè)人特征方面［25］。綜合考慮搭便車行為的影響因素，本研究對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行深入研究。①個(gè)體的性別和年齡因素較為固定;②個(gè)體學(xué)習(xí)過博弈論方面的理論，個(gè)體就會(huì)對集體內(nèi)其他個(gè)體的信任水平下降，尤其是處于陌生網(wǎng)絡(luò)時(shí)，博弈論知識(shí)越豐富，個(gè)體的合作水平就會(huì)較低;③個(gè)體的收入水平會(huì)影響個(gè)體的價(jià)值觀念，個(gè)體的財(cái)富水平會(huì)影響個(gè)體金額觀念;④隨著個(gè)體接受教育年限的增加，個(gè)體就會(huì)對集體內(nèi)其他個(gè)體的信任水平下降。因此，本研究中個(gè)體特征因素包括性別、博弈論知識(shí)、收入水平、年齡和受教育年限。個(gè)體需要綜合考慮搭便車所帶來的既得利益和個(gè)體的名譽(yù)損失的雙向平衡。在群體中處于中心地位的個(gè)體，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度高的個(gè)體往往受聲譽(yù)的制約作用更強(qiáng)，因而搭便車的幅度也相對較低。而遠(yuǎn)離中心地位的個(gè)體，往往在團(tuán)隊(duì)中占有不太重要的位置，這些個(gè)體往往為建立社會(huì)交往體系付出的成本也較低，故搭便車對自身的影響也較小，從而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的制約作用就較弱。女性風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)強(qiáng)于男性，更傾向于獲得穩(wěn)定的收益，故表現(xiàn)出的總體搭便車行為較為嚴(yán)重。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用下，女性個(gè)體除考慮個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)外，還考慮名譽(yù)影響，故社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可能對女性個(gè)體的搭便車行為產(chǎn)生影響。個(gè)體學(xué)過博弈論知識(shí)，就會(huì)分析對手的行為，從而搭便車行為的概率有所增加。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用下，個(gè)體會(huì)考慮聲譽(yù)的作用，認(rèn)為對手也需要顧慮到自身在集體中的名聲，從而整體的貢獻(xiàn)水平有所提高。隨著個(gè)體的收入水平提高，既定的收益給個(gè)體帶來的滿足性就下降。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用下，高收入人群名譽(yù)損失的成本會(huì)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于搭便車行為所帶來的收益，從而理性的高收入人群將減少搭便車行為。隨著個(gè)體年齡的增加，個(gè)體的社會(huì)閱歷增加。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用下，個(gè)體能夠更清晰地判斷搭便車行為對自身造成的實(shí)質(zhì)影響，從而制約個(gè)體的搭便車行為。隨著個(gè)體受教育年限的增加，個(gè)體對對手的信任水平降低，搭便車行為會(huì)較為嚴(yán)重。然而，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用下，個(gè)體會(huì)考慮聲譽(yù)的影響，高學(xué)歷個(gè)體往往更在意其他個(gè)體對自身的印象，從而受到的約束也更強(qiáng)，減少搭便車行為的動(dòng)機(jī)也更明顯。

在信息傳播機(jī)制作用下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為起制約作用，而個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)偏好的異質(zhì)性又反映在個(gè)體特征方面，因此，個(gè)體的決策不僅僅受個(gè)體特征因素的影響，還受來自社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面的制約。依據(jù)行為金融理論，個(gè)體的選擇可能表現(xiàn)為羊群效應(yīng)，而信息透明使個(gè)體關(guān)注他人的貢獻(xiàn)，就會(huì)更注重自身的搭便車行為帶來的負(fù)面影響。個(gè)體由于具有不同的特征，表現(xiàn)出不同程度的搭便車意愿。因此，本研究提出假設(shè)。

H2社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)體特征因素與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H2a社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對性別與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H2b社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對博弈論知識(shí)與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H2c社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對收入水平與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H2d社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對年齡與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H2e社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對受教育年限與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

個(gè)體的搭便車行為除與個(gè)體特征因素有關(guān)，還與外在控制因素有關(guān)。在不同的信息條件下，理性人的行為決策也會(huì)存在差異。劉文忻等［12］認(rèn)為個(gè)體的自愿捐獻(xiàn)水平受私人邊際回報(bào)率和交流兩個(gè)外在控制因素的影響;Fehr等［4］發(fā)現(xiàn)通過懲罰機(jī)制的設(shè)計(jì)可以減少集體行動(dòng)中的搭便車現(xiàn)象。梳理已有研究，本研究認(rèn)為個(gè)體的搭便車行為可以從獎(jiǎng)勵(lì)和懲罰兩個(gè)方面進(jìn)行控制，并分別使用投資收益率和罰金比率進(jìn)行度量。

此外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠影響個(gè)體的社會(huì)偏好，并會(huì)影響個(gè)體在集體行動(dòng)中的表現(xiàn)。理性的個(gè)體在不同懲罰力度和獎(jiǎng)勵(lì)力度下，會(huì)綜合判斷自身的最優(yōu)決策。個(gè)體的外在控制因素會(huì)影響個(gè)體偏好，而個(gè)體的決策又受到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的制約，所以，個(gè)體不僅要考慮獎(jiǎng)懲力度，還要受到來自社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面的制約。在不同獎(jiǎng)懲機(jī)制下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響搭便車行為可以從兩個(gè)方面進(jìn)行分析。一方面，理性個(gè)體對自身所處的環(huán)境進(jìn)行分析，不僅要考慮搭便車帶來的既得利益，還要考慮搭便車帶來的名譽(yù)損失，最終做出決策。在這種情況下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可能會(huì)通過聲譽(yù)效應(yīng)對搭便車行為產(chǎn)生影響。另一方面，個(gè)體在獎(jiǎng)懲機(jī)制作用下，考慮到自身的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，可能付出傾向于集體自愿貢獻(xiàn)的平均水平的資金。在這種情況下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可能是通過羊群效應(yīng)對搭便車行為產(chǎn)生影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H3社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對外在控制因素與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H3a社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資收益率與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

H3b社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

4 搭便車實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

結(jié)合上述假設(shè)，本研究繪制實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)機(jī)理圖，見圖1。

基于不同信息條件，將參試者分為對照組和實(shí)驗(yàn)組，對照組在信息封閉條件下填寫實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)信息，實(shí)驗(yàn)組在信息公開條件下填寫實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)信息。信息封閉條件下，參試者的所有信息不對外公布;信息公開條件下，參試者的信息對外公布。首先，本研究分別探討在兩種信息條件下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人特征因素以及外在控制因素與搭便車行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。本實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)兩種信息條件下搭便車行為的差異性，并探索各變量對搭便車行為的影響方式。本研究在兩種信息條件下分別模擬25種實(shí)驗(yàn)情景，罰金比率和公共賬戶的投資收益率各5種，罰金比率分別為2%、15%、25%、40%和50%，公共賬戶投資收益率分別為5%、20%、30%、40%和45%，私人賬戶收益率為5%，保持恒定不變。參試者需要在兩種信息條件下輸入自身在公共賬戶和私人賬戶的投資金額，參試者投入私人賬戶的資金占初始資金稟賦比例為搭便車系數(shù)(FRI)。搭便車系數(shù)越接近于1，表示個(gè)體的搭便車行為越重;該系數(shù)越接近于0，表示個(gè)體的搭便車行為越輕。

本研究通過z-tree 軟件完成數(shù)據(jù)的收集工作。參試者首先打開z-tree 軟件，按照實(shí)驗(yàn)要求輸入個(gè)人特征因素和投資金額。實(shí)驗(yàn)員會(huì)提供一份名單，參試者根據(jù)自身對名單中個(gè)體的熟悉情況進(jìn)行標(biāo)記，如果對某一個(gè)體較為熟悉，輸入1;對某一個(gè)體不熟悉，輸入0。利用ucinet 軟件對該數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，進(jìn)一步得到個(gè)人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度數(shù)據(jù)。個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度表示個(gè)體在集體中的社交情況，個(gè)體的社交情況越頻繁，個(gè)體在集體中的地位越活躍。實(shí)驗(yàn)采取隨機(jī)匹配的形式，4 人1 組。每個(gè)參試人員都可以獲得100 元初始資金，參試人員可以以任意比例在公共賬戶與私人賬戶之間分配，且兩個(gè)賬戶的收益率不同。參與實(shí)驗(yàn)的每組人數(shù)為N(N=4)，公共賬戶的收益率為P1，私人賬戶的收益率為P2。第i個(gè)人投入私人賬戶的金額為PCi，投入公共賬戶的金額為PAi。有

如果個(gè)人投入公共賬戶的金額小于全部個(gè)體投入公共賬戶金額的平均值，差額部分征收f%的罰金，則利潤(profit)的計(jì)算公式為

5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析

5.1 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

5.1.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究通過校園海報(bào)、QQ等多種方式募集248 名自愿參試者，包括在校大學(xué)生和部分社會(huì)人員，共獲得249份樣本數(shù)據(jù)，其中有1份樣本是實(shí)驗(yàn)助手在講解時(shí)輸入。在校大學(xué)生包括?？粕?、本科生、碩士研究生和博士研究生。周業(yè)安等［11］和王霄等［14］的相關(guān)實(shí)驗(yàn)也使用大學(xué)生作為參試者，用在校學(xué)生參與本研究的搭便車實(shí)驗(yàn)也符合主流的研究方式。由于經(jīng)管類專業(yè)的學(xué)生大多學(xué)過博弈論知識(shí)，因此，本研究特別邀請經(jīng)管類學(xué)生與理工類學(xué)生共同參與實(shí)驗(yàn)，保證樣本掌握博弈論知識(shí)水平存在差異。由于年齡是一個(gè)影響因素，故本研究除選擇學(xué)生外還招募部分社會(huì)人員以滿足樣本需求。社會(huì)人員的募集采取自愿報(bào)名的形式，平均年齡為28 歲。社會(huì)人員包括低收入人群、中等收入人群、高收入人群，保證了樣本涵蓋不同的收入和年齡的群體。此外，本研究分別募集同一班級(jí)、不同學(xué)校及不同院系的學(xué)生參加實(shí)驗(yàn)，以保證社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的樣本分布廣泛。

為了解變量的基本情況和募集人員的全面性，本研究進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive Statistics

從檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有變量極差均較大，表明樣本選取較為全面。搭便車系數(shù)極小值為0，表明此次參試個(gè)體中存在將資金全部投入到公共賬戶的個(gè)體，即完全利他者;搭便車系數(shù)極大值為1，表明此次參試個(gè)體中存在將資金全部投入到私人賬戶的個(gè)體，即完全搭便車者。搭便車系數(shù)均值為0.445，表示總體看來此次群體中初始搭便車行為比例居中。本研究調(diào)查對象的最小年齡為11 歲，主要原因在于本實(shí)驗(yàn)需要的技術(shù)要求較高，需要配合計(jì)算機(jī)使用，10 歲以下兒童對此項(xiàng)實(shí)驗(yàn)理解上可能存在認(rèn)知偏差。此外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的取值介于0 ～1 之間，0 表示在該組實(shí)驗(yàn)個(gè)體中，個(gè)體與任意一個(gè)其他個(gè)體不熟悉，1 表示個(gè)體與其他個(gè)體均有聯(lián)系。此外，從偏度和峰度看，除年齡外，所有變量的統(tǒng)計(jì)量基本處于-2 ～2 之間，表示變量基本滿足正態(tài)分布。

5.1.2 搭便車系數(shù)差異性檢驗(yàn)

本研究檢驗(yàn)搭便車行為在對照組與實(shí)驗(yàn)組之間的差異，證明信息對搭便車行為產(chǎn)生作用，進(jìn)而探究實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的合理性，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2 可知，通過相關(guān)樣本符號(hào)檢驗(yàn)和相關(guān)樣本W(wǎng)ilcoxon 符號(hào)秩檢驗(yàn)，sig 值小于0.050，原假設(shè)不成立。即在5%的顯著水平下，信息公開條件和信息封閉條件下的搭便車系數(shù)明顯不同，表明投資于私人賬戶的資金額度存在顯著性差異。另外，本研究通過Friedman 檢驗(yàn)還發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著水平下，兩種信息條件下的搭便車系數(shù)服從不同的狀態(tài)分布，即搭便車行為在不同信息條件下個(gè)體的表現(xiàn)存在較大差異。也就是說，本研究探討兩種信息條件的搭便車行為改變是有意義的，設(shè)置不同信息條件能夠研究信息對搭便車行為的影響，并從側(cè)面證實(shí)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的合理性，對照組與實(shí)驗(yàn)組的劃分具有經(jīng)濟(jì)意義。

5.2 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的直接影響

為檢驗(yàn)兩種信息條件下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因素對搭便車行為是否存在直接影響，本研究進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

由表3 可知，在信息封閉條件下，原假設(shè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度不是引起搭便車系數(shù)變化的原因和搭便車系數(shù)不是引起社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度變化的原因的概率都大于0.050，因此，接受原假設(shè)，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度和搭便車系數(shù)都不是引起對方變化原因，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度與搭便車系數(shù)不存在因果關(guān)系。而在信息公開條件下，原假設(shè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度不是引起搭便車系數(shù)變化的原因的概率小于0.050，因此，拒絕原假設(shè)，經(jīng)檢驗(yàn)證實(shí)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度是引起搭便車系數(shù)變化的原因。但原假設(shè)搭便車系數(shù)不是引起社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度變化的原因的概率大于0.050，說明搭便車系數(shù)不是引起社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度變化的原因。

從上述檢驗(yàn)結(jié)果看，H1在信息封閉條件下不成立，但在信息公開條件下成立。也就是說在信息公開條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對搭便車行為有直接作用;在信息封閉條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對搭便車行為不存在直接作用。

5.3 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人特征因素與搭便車行為的調(diào)節(jié)作用

為檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人特征因素與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本研究對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，通過層次回歸分析法檢驗(yàn)兩種信息條件下調(diào)節(jié)作用的差異性。第1 步，以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度和個(gè)人特征因素為自變量、搭便車系數(shù)為因變量進(jìn)行回歸分析;第2 步，在第1 步的基礎(chǔ)上，加入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度與個(gè)人特征因素的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。

(1)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對性別與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表4。由表4 可知，模型1a 中，在信息公開條件下，性別和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為0.107 和-0.589，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。模型2a 中，在信息封閉條件下，性別的回歸系數(shù)為0.356，且在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.037，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3a 中，在信息公開條件下，性別與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.188，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2為0.790，比模型1a的調(diào)整R2增加了0.008，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對性別與搭便車行為的關(guān)系起抑制作用，即隨著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的增加，性別對搭便車系數(shù)的影響減弱。模型4a 中，在信息封閉條件下，性別與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.044，但對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對性別與搭便車系數(shù)的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用，但性別對搭便車系數(shù)的直接影響在兩種信息條件下都顯著。綜上所述，在信息公開條件下H2a得到驗(yàn)證，在信息封閉條件下H2a沒有得到驗(yàn)證。

表2 差異性檢驗(yàn)匯總Table 2 Summary of Difference Tests

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)Table 3 Granger Causality Test

表4 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對性別與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸分析Table 4 Regression Analysis of Social Network′ Moderating Effect on the Relationship between Gender and Free Rider Behavior

表5 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對博弈論知識(shí)與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸分析Table 5 Regression Analysis of Social Network′ Moderating Effect on the Relationship between Game Theory Knowledge and Free Rider Behavior

(2)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對博弈論知識(shí)與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表5。由表5 可知，模型1b 中，在信息公開條件下，博弈論知識(shí)的回歸系數(shù)為0.035，在0.100的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.679，且在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。模型2b 中，在信息封閉條件下，博弈論知識(shí)的回歸系數(shù)為0.109，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.037，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3b 中，在信息公開條件下，博弈論知識(shí)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.084，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對博弈論知識(shí)與搭便車行為的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用。模型4b中，在信息封閉條件下，博弈論知識(shí)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.128，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對博弈論知識(shí)與搭便車行為的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用。兩種信息條件下，博弈論知識(shí)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的交互項(xiàng)系數(shù)都不顯著，可能是因?yàn)椴┺恼撝R(shí)對搭便車行為的影響屬于理性的分析，受外在的影響較小。掌握博弈論基礎(chǔ)知識(shí)的個(gè)體其理論意識(shí)較強(qiáng)，對環(huán)境的分析能力也較強(qiáng)，個(gè)人的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)情況對個(gè)體決策的約束力較低。綜上所述，在兩種信息條件下H2b均沒有得到驗(yàn)證。

(3)隨著收入水平的提高，個(gè)人對實(shí)驗(yàn)中的貨幣收入的關(guān)注度有所下降，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對收入水平與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表6。由表6 可知，模型1c 中，在信息公開條件下，收入水平和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為- 0.311 和-0.636，均在0.050的水平下對搭便車行為有顯著影響。模型2c 中，在信息封閉條件下，收入水平的回歸系數(shù)為-0.851，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.006，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3c 中，在信息公開條件下，收入水平與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.411，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2值為0.789，比模型1c的調(diào)整R2值增加了0.006，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度對收入水平與搭便車系數(shù)的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。模型4c 中，在信息封閉條件下，收入水平與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.935，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2為0.243，比模型2c的調(diào)整R2增加了0.029，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對收入水平與搭便車行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。在兩種信息條件下H2c均成立。

表6 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對收入水平與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸分析Table 6 Regression Analysis of Social Network′ Moderating Effect on the Relationship between Level of Income and Free Rider Behavior

(4)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對年齡與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表7。由表7 可知，模型1d 中，在信息公開條件下，年齡和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為0.106 和-0.143，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。表明隨著個(gè)體年齡的增加，個(gè)體的社會(huì)閱歷也會(huì)逐漸增長，個(gè)體對組內(nèi)其他成員的信任水平也逐漸下降，個(gè)體的搭便車行為也就越嚴(yán)重。模型2d 中，在信息封閉條件下，年齡和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為0.007 和-0.102，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。模型3d中，在信息公開條件下，年齡與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.040，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2值為0.839，比模型1d的調(diào)整R2值增加了0.092，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對年齡與搭便車行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。模型4d 中，在信息封閉條件下，年齡與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.010，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2值為0.169，比模型2d的調(diào)整R2值增加了0.017，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對年齡與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對年齡與搭便車行為的關(guān)系起增強(qiáng)作用，出現(xiàn)反轉(zhuǎn)現(xiàn)象，即高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度情況下，隨著年齡增長，個(gè)體搭便車行為仍然較高。這可能是因?yàn)橛捎谏鐣?huì)閱歷的提高，在高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度情況下發(fā)生合謀現(xiàn)象。綜上所述，在兩種信息條件下H2d均得到驗(yàn)證。

(5)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對受教育年限與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果見表8。由表8 可知，模型1e中，在信息公開條件下，受教育年限和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為0.021 和-0.562，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。在僅考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度和受教育年限的情況下，受教育年限對搭便車系數(shù)有正向影響，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度與搭便車系數(shù)有負(fù)向影響。因此，總體來講低學(xué)歷且具有高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的群體的搭便車行為是最低的，而高學(xué)歷且低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度群體的搭便車行為是最高的。模型2e中，在信息封閉條件下，受教育年限的回歸系數(shù)為0.071，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.041，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3e 中，在信息公開條件下，受教育年限與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.041，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2為0.799，比模型1e的調(diào)整R2值增加了0.016，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對受教育年限與搭便車行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。模型4e 中，在信息封閉條件下，受教育年限與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.005，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，調(diào)整R2值為0.533，比模型2e的調(diào)整R2值下降了0.001，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對受教育年限與搭便車行為的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用。在信息公開條件下H2e得到驗(yàn)證，在信息封閉條件下H2e沒有得到驗(yàn)證。

表9 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資收益率與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸分析Table 9 Regression Analysis of Social Network′ Moderating Effect on the Relationship between Rate of Investment Return and Free Rider Behavior

5.4 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對外在控制因素與搭便車行為的調(diào)節(jié)作用

對搭便車行為主要從激勵(lì)和懲罰兩個(gè)方面進(jìn)行控制，激勵(lì)機(jī)制主要通過投資收益率的改變進(jìn)行刻畫，個(gè)體的投資收益率越高，個(gè)體受到的激勵(lì)越高。本研究對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，通過層次回歸分析法檢驗(yàn)兩種信息條件下調(diào)節(jié)作用的差異性。第1 步，以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度和外在控制因素為自變量、搭便車系數(shù)為因變量進(jìn)行回歸分析;第2步，在第1 步的基礎(chǔ)上加入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度與外在控制因素的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。

公共賬戶投資收益率的增加會(huì)促使個(gè)體增加投入到公共賬戶的資金份額，個(gè)人搭便車行為減輕。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資收益率與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表9。

由表9可知，模型1f中，在信息公開條件下，投資收益率和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為-0.005 和-0.574，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。模型2f 中，在信息封閉條件下，投資收益率的系數(shù)為-1.310，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.013，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3f 中，在信息公開條件下，投資收益率與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.402，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2值為0.814，比模型1f的調(diào)整R2值增加了0.003，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資收益率與搭便車行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用，也說明將信息公開與激勵(lì)機(jī)制相結(jié)合更為有效。模型4f 中，在信息封閉條件下，投資收益率與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.422，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資收益率與搭便車行為的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用。綜上所述，在信息公開條件下H3a得到驗(yàn)證，在信息封閉條件下H3a沒有得到驗(yàn)證。

表10 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸分析Table 10 Regression Analysis of Social Network′ Moderating Effect on the Relationship between Ratio of Penalty and Free Rider Behavior

為進(jìn)一步分析懲罰機(jī)制對搭便車行為的影響，本研究仍采用層次回歸分析法檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對傳統(tǒng)的控制機(jī)制的影響，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為調(diào)節(jié)作用的回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表10。

由表10 可知，模型1g 中，在信息公開條件下，罰金比率和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)分別為-0.254 和-0.651，均在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響。罰金比率與搭便車系數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著對群體搭便車行為的懲罰力度的加強(qiáng)，搭便車的情況有所緩解。另外，在信息公開條件下個(gè)體的搭便車行為更可能對個(gè)體聲譽(yù)產(chǎn)生影響，因此個(gè)體的搭便車行為較輕。這也說明，懲罰機(jī)制如果能夠與信息機(jī)制相結(jié)合，發(fā)揮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的內(nèi)在效用，能夠更好地控制搭便車行為。模型2g 中，在信息封閉條件下，罰金比率的回歸系數(shù)為-0.016，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響;社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度的回歸系數(shù)為-0.050，對搭便車系數(shù)沒有顯著影響。模型3g 中，在信息公開條件下，罰金比率與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為1.251，在0.050的水平下對搭便車系數(shù)有顯著影響，調(diào)整R2值為0.777，比模型1f的調(diào)整R2值增加了0.015，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。模型4g 中，在信息封閉條件下，罰金比率與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.342，但對搭便車系數(shù)沒有顯著影響，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)作用。在個(gè)人決策信息封閉的情況下，個(gè)人不必考慮信息泄漏對自身狀態(tài)的改變，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對罰金比率與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。綜上所述，在信息公開條件下H3b得到驗(yàn)證，在信息封閉條件下H3b沒有得到驗(yàn)證。

6 結(jié)論

本研究結(jié)合心理契約理論和風(fēng)險(xiǎn)厭惡理論，研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的直接影響和間接影響。研究結(jié)果表明，在信息公開條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為有直接作用;在信息封閉條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的直接作用不顯著。在信息公開條件下，除個(gè)人的博弈論知識(shí)外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對其他個(gè)人特征因素與搭便車行為的調(diào)節(jié)作用均顯著;在信息封閉條件下，除年齡和收入水平外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對其他個(gè)人特征因素與搭便車行為的調(diào)節(jié)作用均不顯著。此外，在信息公開條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對外在控制因素與搭便車行為的調(diào)節(jié)作用顯著;在信息封閉條件下，這種調(diào)節(jié)作用不顯著。

本研究較已有研究有3個(gè)方面的創(chuàng)新。①將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)引入兩種信息條件中，探索社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對搭便車行為的直接影響;②分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人特征因素與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為控制搭便車行為提供依據(jù);③探索社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對獎(jiǎng)懲機(jī)制與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，同時(shí)研究信息機(jī)制和獎(jiǎng)懲機(jī)制的相輔相成關(guān)系。

實(shí)驗(yàn)結(jié)果為管理實(shí)踐提供如下啟示。

(1)增加信息透明度。分析實(shí)驗(yàn)結(jié)果，本研究發(fā)現(xiàn)在信息公開條件下，搭便車系數(shù)明顯小于信息封閉條件下的，表明通過公開決策信息的機(jī)制設(shè)計(jì)，可以促進(jìn)參試者參與公共項(xiàng)目投資的積極性，進(jìn)而減少搭便車行為。另外，在信息公開情況下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠發(fā)揮直接的影響和間接的調(diào)節(jié)作用，從雙向渠道約束個(gè)體的投資決策。具體來講，在團(tuán)隊(duì)合作中，團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)者可以通過公共交流平臺(tái)公布群體的決策信息，促進(jìn)群體進(jìn)行信息共享并定期披露團(tuán)隊(duì)中個(gè)人工作情況，對在團(tuán)隊(duì)中“無作為”的個(gè)體給予通報(bào)批評(píng)，從而能夠提升團(tuán)隊(duì)效率。

(2)提高人際交往聯(lián)系頻率。提高人際交往頻率能夠增加社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度，促進(jìn)個(gè)人與群體的聯(lián)系密度。具體來講，在相熟的群體內(nèi)部個(gè)體和社會(huì)的人際交往受到來自于社會(huì)、道德、倫理等方面的制約，如果個(gè)體進(jìn)行搭便車損害了集體的利益，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)下，個(gè)體的行為就會(huì)通過信息傳播渠道被越來越多的個(gè)體觀測到，個(gè)體在面臨相似的決策時(shí)，其他個(gè)體就會(huì)出于慣性和風(fēng)險(xiǎn)厭惡的考量，選擇不與這個(gè)搭便車個(gè)體進(jìn)行合作，從而此個(gè)體很有可能面臨名譽(yù)損失的潛在風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)驗(yàn)結(jié)果證明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在信息公開條件下對個(gè)體的搭便車傾向有直接作用和調(diào)節(jié)作用雙向影響，因此，關(guān)注社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響顯得尤為必要。

(3)提高個(gè)體的等級(jí)意識(shí)。從實(shí)驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是在公開信息條件還是信息封閉條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度都對收入水平和年齡與搭便車行為的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。隨著年齡的增長，社會(huì)閱歷增加，行為決策發(fā)生改變。而高收入階層的人員往往在群體決策時(shí)表現(xiàn)為更杰出、更慎重，即受到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因素的調(diào)節(jié)作用大。因?yàn)槟挲g屬于不可控因素較難進(jìn)行改變，故本研究認(rèn)為收入水平的提高能夠減少搭便車行為。

(4)將信息公開條件與傳統(tǒng)機(jī)制相結(jié)合。搭便車行為的傳統(tǒng)控制機(jī)制主要是指獎(jiǎng)懲機(jī)制，由于獎(jiǎng)懲機(jī)制存在成本，故其對搭便車行為的控制效果有限。本研究通過實(shí)驗(yàn)分析，在信息公開條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對大多數(shù)內(nèi)外雙向因素與搭便車行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用;反之，在信息封閉條件下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對大多數(shù)因素與搭便車行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。因此，信息公開與傳統(tǒng)機(jī)制結(jié)合的效果更顯著。

本研究仍然存在不足之處。①搭便車影響因素眾多，包含心理情緒等微觀變量，本研究雖已盡量刻畫，但是仍不能完全覆蓋。②參試者選擇受到限制，由于資金、時(shí)間等限制，本研究在被試選擇和測試數(shù)量上存在一定的不足。而社會(huì)從業(yè)人員的崗位選擇方面，雖然本研究已經(jīng)盡量選取差異化樣本，但仍可能對實(shí)驗(yàn)效果產(chǎn)生影響。

本研究從理論出發(fā)引入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，未來還可以從其他網(wǎng)絡(luò)分析角度進(jìn)行衡量，如網(wǎng)絡(luò)信息傳播等視角。本研究從個(gè)人特征因素和外在控制因素兩個(gè)維度進(jìn)行探討，未來可以豐富其他方面的影響因素。本研究對照信息公開和信息封閉兩個(gè)條件下的情形，未來可以從實(shí)驗(yàn)情景的創(chuàng)新方面設(shè)置多重對比組。

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