李 朝 陽

(河南工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，河南 鄭州 450001)

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性別、風(fēng)險(xiǎn)偏好與競(jìng)爭意愿：基于真實(shí)勞動(dòng)的實(shí)驗(yàn)研究

李 朝 陽

(河南工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，河南 鄭州 450001)

摘要：目前職業(yè)成就的性別差異依然存在，而競(jìng)爭偏好在職位晉升等方面起著重要的作用。為此，通過實(shí)驗(yàn)設(shè)置一個(gè)數(shù)字計(jì)算任務(wù)和兩種不同競(jìng)爭程度的工資形式，考察競(jìng)爭意愿性別差異及其相關(guān)因素的作用機(jī)理。結(jié)果表明女性的競(jìng)爭意愿明顯低于男性，研究還發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好對(duì)競(jìng)爭意愿有著顯著的影響，并在性別和競(jìng)爭意愿之間存在中介效應(yīng)；與國外類似研究相比，本實(shí)驗(yàn)被試競(jìng)爭意愿的平均水平相對(duì)偏低；在行為方面，非競(jìng)爭情形下同等能力的被試，在競(jìng)爭情形下出現(xiàn)了女性的任務(wù)效率低于男性的現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞：性別；風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好；競(jìng)爭意愿；實(shí)驗(yàn)；真實(shí)勞動(dòng)；女性；男性

一、引言

盡管女性受教育程度、性別平等有著顯著的提升，但職業(yè)成就的性別差異依然存在，女性在工資增長、職位晉升等方面還相對(duì)落后于男性[1]。結(jié)果和機(jī)會(huì)上性別不平等的影響因素并非完全由歧視產(chǎn)生，除了性別歧視、退休年齡差異等因素外，女性本身競(jìng)爭意愿相對(duì)較弱也是一個(gè)重要的內(nèi)在因素[2][3]。競(jìng)爭偏好對(duì)職位晉升等方面有著重要的作用，但在錦標(biāo)賽等競(jìng)爭性的激勵(lì)機(jī)制下男性的成績提升水平顯著高于女性，并且競(jìng)爭壓力對(duì)男性的不利影響顯著低于女性，從而出現(xiàn)了女性的勞動(dòng)效率相對(duì)降低的現(xiàn)象，一些能力優(yōu)秀的女性沒有被這種激勵(lì)機(jī)制識(shí)別出來[4]。受制于自信程度、社會(huì)偏好等因素的影響，女性也不如男性愿意去競(jìng)爭[2]，導(dǎo)致女性在職位晉升等方面處于一個(gè)相對(duì)被動(dòng)的地位。高能力女性在競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制下沒有被甄別出來顯然與社會(huì)總福利最大化原則相違背，對(duì)女性來說也是一種隱性的不公平。

設(shè)計(jì)激勵(lì)制度時(shí)需要考慮參與者的個(gè)體行為偏好特征，達(dá)到激勵(lì)契約與參與者偏好類型的科學(xué)匹配，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會(huì)效率與公平最大化，為此，需要了解個(gè)體競(jìng)爭偏好的分布規(guī)律及其內(nèi)在影響因素。在傳統(tǒng)儒家思想的影響下，尤其是歷經(jīng)三十多年的改革開放，人們的心態(tài)和行為模式等方面都有著巨大的變化。在此背景下，我國個(gè)體競(jìng)爭偏好處于何種水平？不同性別之間的競(jìng)爭偏好又有何種差異？若存在顯著差異，影響我國競(jìng)爭偏好性別差異的關(guān)鍵因素又是什么？這些因素之間又是如何相互作用的？這些均是需要深入研究的問題。為此，本研究通過實(shí)驗(yàn)的研究方法，設(shè)置一個(gè)數(shù)字計(jì)算任務(wù)和兩種不同競(jìng)爭程度的工資形式的實(shí)驗(yàn)框架，考察不同性別的競(jìng)爭意愿差異，關(guān)注同等能力的男女在競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制下的效率差異，探究風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好、過度自信等因素對(duì)競(jìng)爭意愿性別差異的作用機(jī)理。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

(一)競(jìng)爭意愿的性別差異

競(jìng)爭意愿在個(gè)人職位晉升、收入提升等方面扮演著重要的角色，對(duì)競(jìng)爭意愿性別差異的關(guān)注最先是從競(jìng)爭環(huán)境下男女勞動(dòng)效率比較開始的。Gneezy等[2]是這一研究領(lǐng)域的先驅(qū)，他們通過實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)的方法發(fā)現(xiàn)在非競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制下男女效率不存在差異，但在競(jìng)爭環(huán)境中女性的效率低于男性。后續(xù)的研究基本圍繞競(jìng)爭情形下男女行為差異、競(jìng)爭意愿的測(cè)度及其影響因素三個(gè)層面展開探討。男女行為差異研究層面上，Gneezy和Rustichini[5]的跑步場(chǎng)地實(shí)驗(yàn)也支持了其在2003年的實(shí)驗(yàn)結(jié)論[2]，同樣發(fā)現(xiàn)在競(jìng)爭情形下女孩子的效率弱于男孩子。實(shí)驗(yàn)顯示兩兩競(jìng)爭跑步時(shí)，男孩子成績有顯著提升，但女孩子的成績卻出現(xiàn)小幅度下降。Günther等[6]在西班牙選取大學(xué)生作為被試樣本，利用數(shù)字計(jì)算任務(wù)，發(fā)現(xiàn)與非競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制相比，競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制下男性產(chǎn)出水平提升幅度顯著高于女性。Paserman[7]、Ors等[8]分別利用網(wǎng)球公開賽數(shù)據(jù)和碩士入學(xué)考試成績數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)競(jìng)爭較為激烈時(shí)，女性的表現(xiàn)弱于男性，高強(qiáng)度的競(jìng)爭對(duì)女性的不利影響高于男性。

競(jìng)爭意愿測(cè)度的研究層面最重要的文獻(xiàn)莫過于Niederle和Vesterlund[9]的經(jīng)典論作，后續(xù)的研究在測(cè)度競(jìng)爭意愿時(shí)基本遵循其實(shí)驗(yàn)思想。該研究引入一個(gè)數(shù)字求和運(yùn)算任務(wù)，設(shè)計(jì)競(jìng)爭性和非競(jìng)爭性兩種工資形式，根據(jù)參與者在這兩種工資形式下的選擇行為判斷其競(jìng)爭意愿。該研究還發(fā)現(xiàn)即使男女在同等能力情形下，選擇競(jìng)爭性工資形式的女性數(shù)量也顯著低于男性的。Cason等[10]、Healy和Pate[11]以及Shurchkov[12]等也均有類似的發(fā)現(xiàn)。

競(jìng)爭意愿影響因素的研究主要基于競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制收益的不均等、不確定等特征考慮，分別從社會(huì)偏好、過度自信、風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、社會(huì)文化差異等視角探討競(jìng)爭意愿的影響因素。Croson和Gneezy[13]發(fā)現(xiàn)不平等厭惡偏好導(dǎo)致參與者不愿意過多地進(jìn)入競(jìng)爭比賽，Bartling等[14]的研究顯示公平偏好抑制了人們的競(jìng)爭意愿，Teyssier[15]、Balafoutas等[16]、李朝陽[17]也有類似的發(fā)現(xiàn)；Niederle和Vesterlund[9]的研究認(rèn)為男性容易高估其成績排名，過度自信的性別差異導(dǎo)致男性的競(jìng)爭意愿高于女性，同樣也有較多的文獻(xiàn)支持這一觀點(diǎn)(Healy和Pate[11]、Balafoutas等[16])；Sutte和Rützler[18]、Dohmen和Falk[19]的研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度與競(jìng)爭意愿之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但也有一些研究未證實(shí)這一點(diǎn)(Niederle和Vesterlund[9]、Healy和Pate[11]、Wozniak[20])，這也為本文提供了一定的研究空間。

(二)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、過度自信和社會(huì)偏好的性別差異

風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好、過度自信和社會(huì)偏好等是影響競(jìng)爭意愿性別差異的重要因素，一般來說女性比男性更厭惡風(fēng)險(xiǎn)；男性和女性都存在過度自信，但整體而言男性的過度自信程度高于女性；女性較多地以社會(huì)為導(dǎo)向，但對(duì)決策情景較為依賴。

Eckel和Grossman(2001)[21]就風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好的性別差異做了專門論述，Croson和Gneezy[13]也做了更進(jìn)一步的梳理，這些研究大都發(fā)現(xiàn)女性比男性更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)。但在某些文化背景和實(shí)驗(yàn)框架下風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好不存在顯著的性別差異，F(xiàn)inucane[22]等發(fā)現(xiàn)美國白人的風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好存在顯著的性別差異，但其他種族的美國人則不存在這種差異，Cárdenas等[23]等發(fā)現(xiàn)哥倫比亞個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡性別差異程度要高于瑞士的，這說明社會(huì)文化和經(jīng)濟(jì)狀況等都會(huì)影響到風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好的性別差異程度。

過度自信是指人們對(duì)自身成績或能力等做了過高估計(jì)。研究同樣發(fā)現(xiàn)女性的過度自信程度低于男性的，如Soll和Klayman[24]發(fā)現(xiàn)在投資情形下男性比女性更過度自信。Bengtssona和Perssonb[25]在斯德哥爾摩大學(xué)通過考察學(xué)生在考試中的行為，也發(fā)現(xiàn)男生比女生的過度自信程度高。Niederle和Vesterlund[9]通過簡單的數(shù)字運(yùn)算任務(wù)實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在評(píng)價(jià)自身能力時(shí)男性比女性更過度自信。還有較多的研究也發(fā)現(xiàn)在不確定情形下男性的過度自信程度高于女性(Healy和Pate[11]、Sutte和Rützler[18])。

社會(huì)偏好是指?jìng)€(gè)體不僅關(guān)注自身收益，同樣也關(guān)注相對(duì)收益，自身的效用包含他人的收益，一般來說社會(huì)偏好包括利他、妒忌、不平等厭惡、互惠等。Dufwenberg和Muren[26]、Rigdon等[27]的研究都發(fā)現(xiàn)女性的利他偏好要高于男性。Eckel和Grossman[21]發(fā)現(xiàn)女性比男性更容易接受較小的分配額，也說明了女性對(duì)不平等厭惡的容忍程度高于男性。與此相反，Solnick[28]發(fā)現(xiàn)女性要求得到的份額高于男性，這可能是實(shí)驗(yàn)設(shè)置的緣由，女性的社會(huì)偏好受到?jīng)Q策情景的影響較大。Andreoni和Vesterlund[29]發(fā)現(xiàn)女性更關(guān)注均等地分配結(jié)果，但男性更關(guān)注社會(huì)福利最大化。國內(nèi)學(xué)者在性別偏好差異的研究中也取得了一些成績，陳葉烽等[30]、李建標(biāo)和李朝陽[31]也對(duì)不同性別的信任行為及其影響因素進(jìn)行了深入探討。周業(yè)安等[3]也對(duì)我國個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好、社會(huì)偏好的性別差異進(jìn)行了較為系統(tǒng)的研究。

通過上述研究發(fā)現(xiàn)不同文化背景下的個(gè)體行為存在顯著差異，且在風(fēng)險(xiǎn)厭惡與競(jìng)爭意愿之間關(guān)系的研究方面也未達(dá)成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。本研究將重點(diǎn)關(guān)注競(jìng)爭意愿的性別差異程度及其相關(guān)因素，重點(diǎn)探討性別-風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好-競(jìng)爭意愿之間的傳導(dǎo)機(jī)制。在測(cè)度競(jìng)爭意愿時(shí)本研究采用了實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)的方法，這種方法為準(zhǔn)確提取個(gè)體競(jìng)爭意愿提供了一個(gè)良好的工具，可依據(jù)研究目標(biāo)在實(shí)驗(yàn)室環(huán)境中構(gòu)建一個(gè)抽象的決策環(huán)境，借助貨幣支付的價(jià)值誘導(dǎo)技術(shù)和不相關(guān)因素屏蔽手段誘導(dǎo)出個(gè)體的真實(shí)偏好，極大便利于探究個(gè)體在典型環(huán)境中的行為規(guī)律。實(shí)驗(yàn)室研究范式已被越來越多的學(xué)者所認(rèn)可，如在該領(lǐng)域做出突出貢獻(xiàn)的Smith、Roth分別獲得2002和2012年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)也說明了這一點(diǎn)。

三、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

(一)實(shí)驗(yàn)原理

實(shí)驗(yàn)任務(wù)的選取主要基于三個(gè)方面的考量：第一，在這一實(shí)驗(yàn)任務(wù)情景下被試的勞動(dòng)效率大致相當(dāng)，不同性別的被試具有相同的完成能力；第二，被試收益與勞動(dòng)產(chǎn)出相關(guān)且勞動(dòng)產(chǎn)出相對(duì)容易準(zhǔn)確衡量；第三，實(shí)驗(yàn)任務(wù)容易向被試講解，且這一實(shí)驗(yàn)任務(wù)不能對(duì)被試產(chǎn)生精神或者身體等方面的傷害。Hyde等[32]、Niederle和Vesterlund[9]等研究表明盡管男性在抽象數(shù)學(xué)成績方面會(huì)略高于女性，但在簡單的數(shù)字計(jì)算或者算數(shù)等方面并不存在性別差異，也就是說在數(shù)字求和這一計(jì)算任務(wù)情景下男女是同等能力的。要求不同性別在這一實(shí)驗(yàn)任務(wù)情景下都具有同等的完成能力，這一選取標(biāo)準(zhǔn)可以屏蔽勞動(dòng)效率因素對(duì)被試競(jìng)爭意愿的影響，為考察競(jìng)爭意愿的影響因素提供一個(gè)相對(duì)的理想狀態(tài)，同樣也為比較不同競(jìng)爭環(huán)境中的男女行為差異提供一個(gè)基準(zhǔn)。此外，完成數(shù)字求和計(jì)算任務(wù)需要一定運(yùn)算能力和真實(shí)努力成本(real effort)，最大程度降低了被試決策的隨意性[4]。神經(jīng)科學(xué)的相關(guān)研究還表明這一任務(wù)的學(xué)習(xí)效應(yīng)非常小[32]，在不同時(shí)段的同一實(shí)驗(yàn)設(shè)置下，被試任務(wù)完成量基本相同?；谏鲜鏊伎己拖嚓P(guān)類似研究，選取五個(gè)兩位隨機(jī)數(shù)字的求和運(yùn)算作為本研究的實(shí)驗(yàn)任務(wù)，具體題目類型如表1所示。

競(jìng)爭意愿的測(cè)度主要遵循Niederle和Vesterlund[9]的研究范式，設(shè)計(jì)錦標(biāo)賽和計(jì)件工資兩種競(jìng)爭程度不同的實(shí)驗(yàn)設(shè)置，要求參與者在五分鐘內(nèi)盡可能多地正確完成數(shù)字求和計(jì)算任務(wù)。該實(shí)驗(yàn)分為“計(jì)件工資”、“錦標(biāo)賽”、“自主選擇”三種工資形式階段，每一階段的數(shù)字計(jì)算任務(wù)類似，但激勵(lì)方案不同。其中，自主選擇階段要求參與者在計(jì)件工資和錦標(biāo)賽工資中任選一種作為其收益方式。依據(jù)Niederle和Vesterlund[9]的判定標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)參與者選擇錦標(biāo)賽工資形式時(shí)判定其是競(jìng)爭偏好的。為控制實(shí)驗(yàn)的順序效應(yīng)，三階段的實(shí)驗(yàn)任務(wù)次序也隨機(jī)進(jìn)行。

表1　數(shù)字求和計(jì)算任務(wù)

實(shí)驗(yàn)參數(shù)設(shè)計(jì)主要依據(jù)實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的價(jià)值誘導(dǎo)原理，并參考預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果以及大學(xué)生勤工助學(xué)每小時(shí)平均工資。其中，計(jì)件工資形式情形下每正確完成一個(gè)題目得到0.5元人民幣；錦標(biāo)賽工資情形下隨機(jī)選擇六人一組，成績前兩名的參與者每正確完成一個(gè)題目得到1.5元人民幣，后四名無收益；自主選擇工資形式依據(jù)其所選擇的是計(jì)件工資還是錦標(biāo)賽工資方式進(jìn)行支付。在實(shí)驗(yàn)過程中“計(jì)件工資”、“錦標(biāo)賽”、“自主選擇”這些詞被字母等中性詞所替代，以防參與者在決策時(shí)產(chǎn)生框架效應(yīng)等，保證實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的無偏性。

風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好、不平等厭惡偏好等的測(cè)度參考了SOEP的里克特量表測(cè)度方法[33]。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，又采用七級(jí)里克特量表方式測(cè)度競(jìng)爭意愿。風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好具體測(cè)度形式是：“總體來說，你是一個(gè)愿意去冒險(xiǎn)的人嗎？”1代表非常厭惡風(fēng)險(xiǎn)，7代表非常喜歡冒險(xiǎn)，不平等厭惡偏好和競(jìng)爭意愿的測(cè)度同樣采用類似的7級(jí)量表。

(二)實(shí)驗(yàn)過程

正式實(shí)驗(yàn)開始之前向被試講解實(shí)驗(yàn)說明和實(shí)施預(yù)實(shí)驗(yàn)。開始被試有五分鐘時(shí)間閱讀紙質(zhì)版實(shí)驗(yàn)說明，之后實(shí)驗(yàn)主持人向其宣講實(shí)驗(yàn)流程以及計(jì)算機(jī)操作細(xì)則。在確保所有被試都掌握實(shí)驗(yàn)規(guī)則之后，引導(dǎo)被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)區(qū)進(jìn)行兩分鐘的預(yù)實(shí)驗(yàn)，被試在該階段練習(xí)數(shù)字計(jì)算任務(wù)和熟悉操作界面，實(shí)驗(yàn)同樣采用Fischbacher的z-Tree實(shí)驗(yàn)平臺(tái)[34]，兩分鐘之后預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)束，正式實(shí)驗(yàn)開始。

正式實(shí)驗(yàn)分為四個(gè)獨(dú)立的階段，每一個(gè)階段被試的決策都是獨(dú)立匿名的，被試在每一階段任務(wù)開始之前都有1~2分鐘的休息調(diào)整時(shí)間。前三個(gè)階段是數(shù)字計(jì)算任務(wù)，對(duì)應(yīng)的收益方式分別是計(jì)件工資、錦標(biāo)賽、自主選擇三種工資形式，事前告知被試這三個(gè)階段任務(wù)的次序是隨機(jī)的。被試單擊計(jì)算機(jī)屏幕的“確定”按鈕之后實(shí)驗(yàn)便正式開始，五分鐘之后數(shù)字計(jì)算任務(wù)自動(dòng)停止。實(shí)驗(yàn)過程中不允許使用計(jì)算器等，計(jì)算機(jī)自帶的計(jì)算程序也都被屏蔽限制，但允許使用草紙和鉛筆。最后一個(gè)階段是個(gè)體信息調(diào)查，包括風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、不平等厭惡、性別、家庭收入等信息的收集。

實(shí)驗(yàn)在某高校經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)室分七個(gè)場(chǎng)次進(jìn)行，共151名不同專業(yè)的高年級(jí)本科、研究生參與，這些被試全部都是有償自愿參加。實(shí)驗(yàn)采用組內(nèi)設(shè)置，也就是說每一名被試都參加所有的實(shí)驗(yàn)任務(wù)。其中預(yù)實(shí)驗(yàn)被試29名，正式實(shí)驗(yàn)被試122名，數(shù)據(jù)處理時(shí)剔除了三個(gè)異常樣本，有效數(shù)據(jù)樣本119個(gè)。每場(chǎng)實(shí)驗(yàn)持續(xù)50分鐘左右，平均收益15元。

四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

參與者在三種工資形式下的成績?nèi)绫?所示，非競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制情形下，總體參與者正確完成題目的均值為16.042，標(biāo)準(zhǔn)差為4.402，其中男性的均值為16.805，標(biāo)準(zhǔn)差為4.776，女性的均值為15.641，標(biāo)準(zhǔn)差為4.168；競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制情形下，總體參與者正確完成題目的均值為16.866，標(biāo)準(zhǔn)差為4.517，其中男性的均值為18.024，標(biāo)準(zhǔn)差為4.814，女性的均值為16.256，標(biāo)準(zhǔn)差為4.259；在自主選擇工資形式情形下，總體參與者正確完成題目的均值為17.546，標(biāo)準(zhǔn)差為4.341，其中男性的均值為18.366，標(biāo)準(zhǔn)差為4.625，女性的均值為17.115，標(biāo)準(zhǔn)差為4.150。

參與者的工資形式選擇情況分布如表3所示，在119名參與者中，80人選擇了計(jì)件工資形式，39人選擇了錦標(biāo)賽工資形式，樣本總體中32.773%的被試屬于競(jìng)爭偏好類型；41名男性中，19人選擇了計(jì)件工資形式，22人選擇了錦標(biāo)賽工資形式，男性中競(jìng)爭偏好類型的比例為53.659%；78名女性中，61人選擇了計(jì)件工資形式，17人選擇了錦標(biāo)賽工資形式，女性中競(jìng)爭偏好類型的比例為21.795%。

表2　正確完成題目情況

Niederle和Vesterlund[9]在美國匹茲堡大學(xué)的實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)72.500%的男性選擇了錦標(biāo)賽工資形式，女性中僅有35.000%的人這樣選擇；Healy和Pate[11]在美國洛約拉馬利蒙特大學(xué)發(fā)現(xiàn)選擇錦標(biāo)賽工資形式的男女比例分別是81.000%和28.000%；Balafoutas等[16]在奧地利因斯布魯克大學(xué)的數(shù)據(jù)分別是58.462%和31.343%；Niederle等[35]在哈佛商學(xué)院的數(shù)據(jù)分別是73.800%和31.000%。與這些國家相比，本實(shí)驗(yàn)中的男性、女性被試的競(jìng)爭意愿都相對(duì)較弱。

表3　工資形式選擇情況

里克特量表形式測(cè)度的競(jìng)爭意愿分布如圖1所示，總體樣本中競(jìng)爭意愿最低的(對(duì)應(yīng)取值為1)僅有4.202%，男性占比為0，女性占比為6.410%；競(jìng)爭意愿較低狀態(tài)(取值為2)的比例為6.723%，男性占比為4.878%，女性占比為7.692%；競(jìng)爭意愿處于中間狀態(tài)的(取值分布為3和4)總體比例分別為20.168%和29.412%，男性占比都為19.512%，女性占比分別為20.513%和34.615%；競(jìng)爭意愿處于高狀態(tài)的(取值分布為5和6)總體比例分別為31.933%和7.563%，男性占比分別為41.463%和1.463%，女性占比分別為26.923%和3.846%。

(二)競(jìng)爭意愿性別差異的初步檢驗(yàn)

圖1　競(jìng)爭意愿比例分布情況

如表4所示，分別利用Mann-Whitney和Kruskal-Wallis非參檢驗(yàn)考察男女在不同競(jìng)爭程度下的成績差異情況。通過非參檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在非競(jìng)爭情形下男女的勞動(dòng)效率不存在差異，Mann-Whitney檢驗(yàn)z值為-1.475，Prob>|z|=0.140，Kruskal-Wallis非參檢驗(yàn)χ(1)=2.175，p=0.140；在競(jìng)爭情形下男性勞動(dòng)效率顯著高于女性，Mann-Whitney檢驗(yàn)z值為-2.010，Prob>|z|=0.044，Kruskal-Wallis非參檢驗(yàn)χ(1)=4.019，p=0.044。非參檢驗(yàn)說明了在非競(jìng)爭情形下男女能力不存在顯著差異，但是在競(jìng)爭情形下女性的表現(xiàn)弱于男性，也就是說同等能力的男女在競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制下出現(xiàn)了勞動(dòng)效率差異，競(jìng)爭性的激勵(lì)機(jī)制使得女性的勞動(dòng)效率相對(duì)降低。

表4　不同性別的產(chǎn)出能力非參檢驗(yàn)

通過Kruskal-Wallis非參檢驗(yàn)考察不同性別的工資形式選擇行為發(fā)現(xiàn)χ(1)=8.117，p=0.0005，說明男性選擇競(jìng)爭性工資形式的比例顯著高于女性的，男性的競(jìng)爭意愿顯著高于女性；再通過Kruskal-Wallis非參檢驗(yàn)考察里克特量表情形下的競(jìng)爭意愿性別差異，發(fā)現(xiàn)χ(1)=6.290，p=0.009，同樣也說明男性的競(jìng)爭意愿顯著高于女性。

采用Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)考查競(jìng)爭意愿與性別之間的關(guān)系，其中ConType代表工資形式的選擇，1是選擇競(jìng)爭性工資形式，代表該參與者是競(jìng)爭偏好的，0是選擇非競(jìng)爭性工資形式，代表該參與者是競(jìng)爭厭惡的。CompeteB代表里克特量表測(cè)度的競(jìng)爭意愿，取值1~7，分?jǐn)?shù)越高越偏好競(jìng)爭。Gender代表性別，1是男性，0是女性，其他變量說明如表5所示。

Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩種方式測(cè)度出的競(jìng)爭意愿均和性別相關(guān)，也就是競(jìng)爭意愿存在性別差異。還發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭意愿與風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好、不平等厭惡偏好存在相關(guān)關(guān)系，但和過度自信、自身能力不存在相關(guān)關(guān)系。除此之外，也發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好存在顯著的性別差異，但沒有發(fā)現(xiàn)不平等厭惡、過度自信存在顯著的性別差異。為此需要進(jìn)行模型回歸和中介效應(yīng)檢驗(yàn)，考察競(jìng)爭意愿的影響因素以及因素間的傳導(dǎo)機(jī)制。

表5　變量描述

表6　Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著(下同)。

(三)競(jìng)爭意愿性別差異的回歸檢驗(yàn)

如表7所示，首先采用Probit模型檢驗(yàn)競(jìng)爭意愿與性別之間的關(guān)系。從第1列來看，性別、競(jìng)爭意愿這二者之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系；第2~7列逐步加上風(fēng)險(xiǎn)厭惡、落后厭惡、領(lǐng)先厭惡、過度自信、能力、城市背景、家庭收入等控制變量，回歸結(jié)果顯示性別與競(jìng)爭意愿的相關(guān)關(guān)系仍然顯著，這表明我國被試的競(jìng)爭意愿存在顯著的性別差異。

風(fēng)險(xiǎn)厭惡、過度自信偏好、自身能力這三個(gè)控制變量的選取主要依據(jù)Niederle和Vesterlund[9]的研究；落后厭惡、領(lǐng)先厭惡這兩個(gè)控制變量的選取主要依據(jù)Bartling等[14]、Balafoutas等[16]的研究；家庭背景的控制變量選取是否來自城市、家庭收入，這兩個(gè)變量的選取主要依據(jù)Almas等[36]的研究。

回歸結(jié)果還表明風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好與競(jìng)爭意愿存在顯著相關(guān)關(guān)系，這也許是由于競(jìng)爭激勵(lì)機(jī)制的收益存在不確定性，風(fēng)險(xiǎn)偏好型參與者的冒險(xiǎn)行為導(dǎo)致他們較多地選擇了競(jìng)爭性工資形式；第3列表明落后厭惡與競(jìng)爭意愿之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這也證實(shí)了社會(huì)偏好同樣會(huì)影響人們的競(jìng)爭意愿；但后4列的回歸結(jié)果顯示過度自信、個(gè)體能力以及家庭背景與競(jìng)爭意愿之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

為進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選用問卷測(cè)度的競(jìng)爭意愿程度作為被解釋變量進(jìn)行OLS回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表8所示，基本支持了表7中的檢驗(yàn)結(jié)果。從第2列加上風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好之后，性別這一變量的顯著性逐漸下降，說明性別并非是影響競(jìng)爭意愿的唯一因素，風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好同樣顯著影響競(jìng)爭意愿。結(jié)合表6Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果(風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好與性別之間存在相關(guān)關(guān)系)，這可能是“風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好”在“性別-競(jìng)爭意愿”之間可能存在一個(gè)中介傳導(dǎo)效應(yīng)。也就是性別影響著風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好，但風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好又影響著競(jìng)爭意愿，即性別通過風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好進(jìn)而影響著競(jìng)爭意愿，風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好存在中介效應(yīng)，為此需要進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表7　競(jìng)爭意愿相關(guān)因素的Probit回歸檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為T值，下同。

表8　競(jìng)爭意愿相關(guān)因素的OLS回歸檢驗(yàn)

注：因變量選取問卷的競(jìng)爭意愿。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)主要依據(jù)溫忠麟等[37]的檢驗(yàn)程序，第一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭意愿和性別顯著相關(guān)(回歸結(jié)果見表9)，回歸系數(shù)為0.620，T值為2.71；進(jìn)入第二步檢驗(yàn)，也發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好和性別顯著相關(guān)，回歸系數(shù)為0.612，T值為2.62。同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好和競(jìng)爭意愿也顯著相關(guān)，回歸系數(shù)為0.448，T值為5.53；進(jìn)入第三步檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭意愿和性別顯著相關(guān)，也和風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好顯著相關(guān)，回歸系數(shù)分別為0.366、0.414，T值分別為1.71、5.02。中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好對(duì)競(jìng)爭意愿存在中介效應(yīng)，性別通過影響風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好進(jìn)而影響競(jìng)爭意愿，這同樣也證實(shí)了競(jìng)爭意愿存在性別差異。

表9　風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注：SE表示標(biāo)準(zhǔn)誤差。

五、結(jié)論與研究展望

利用行為和實(shí)驗(yàn)的研究范式，考察中國文化背景下的競(jìng)爭意愿性別差異及其相關(guān)影響因素，主要研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國被試樣本中女性的競(jìng)爭意愿普遍低于男性的競(jìng)爭意愿，如在錦標(biāo)賽工資和計(jì)件工資的比較中，選擇錦標(biāo)賽工資的男性被試占比是53.659%，女性被試占比是21.795%，男性被試的競(jìng)爭意愿高于女性31.864個(gè)百分點(diǎn)；第二，風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好對(duì)競(jìng)爭意愿也有著顯著的影響，且在性別和競(jìng)爭意愿之間存在中介效應(yīng)，即性別通過影響風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好進(jìn)而影響競(jìng)爭意愿；第三，與國外已有研究相比，本實(shí)驗(yàn)中被試的競(jìng)爭意愿都相對(duì)偏低，如美國男性被試選擇競(jìng)爭性工資形式的比例平均為75.767%，女性的為31.333%(Niederle和Vesterlund[9]、Healy和Pate[11]、Niederle等[35])，奧地利的分別為58.462%和31.343%(Balafoutas等[16])，而本實(shí)驗(yàn)中男女被試的分別為53.659%和21.795%；第四，在行為層面上，競(jìng)爭程度高的激勵(lì)機(jī)制反而相對(duì)降低了女性被試的任務(wù)效率，如在非競(jìng)爭機(jī)制情景下，男女被試的任務(wù)效率差值為1.164，當(dāng)任務(wù)情景變?yōu)楦?jìng)爭機(jī)制時(shí)，男女被試的任務(wù)效率差值為1.768，后者大于前者0.604，表明男女任務(wù)效率差距進(jìn)一步擴(kuò)大，即在競(jìng)爭機(jī)制下女性的任務(wù)效率相對(duì)降低了。

研究結(jié)果也說明了由于自身行為偏好特征，一些高能力的女性在錦標(biāo)賽等競(jìng)爭性激勵(lì)機(jī)制下不能被甄別，在利用這種激勵(lì)機(jī)制時(shí)需要著重考慮參與者的偏好特征，合理設(shè)置獲勝概率以及獲勝者與失敗者的收益差距，在公平與效率之間做出合宜的權(quán)衡。性別影響人們的競(jìng)爭意愿，這是現(xiàn)有研究取得的共識(shí)，我們的研究又進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好在性別和競(jìng)爭意愿之間具有中介效應(yīng)，這就是說性別在影響競(jìng)爭意愿的同時(shí)影響風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好，進(jìn)而影響競(jìng)爭意愿。從風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好的中介效應(yīng)來看，對(duì)于女性而言從事較為確定性的職業(yè)可能更有利于其競(jìng)爭能力的發(fā)揮。

此外，本研究主要選取在校大學(xué)生作為實(shí)驗(yàn)樣本，盡管本研究中的實(shí)驗(yàn)嚴(yán)格遵循了價(jià)值誘導(dǎo)、并行原理等實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)原理，確保無論是學(xué)生被試還是其他有專業(yè)背景的被試，他們感受和把握到的實(shí)驗(yàn)設(shè)置中所傳達(dá)的激勵(lì)效果是大致相同的，所得出的結(jié)論也符合人類行為一般規(guī)律[38]。但整體而言，學(xué)生的行為與真實(shí)世界中的職業(yè)人群可能會(huì)存在一定差異，這也是本研究的一個(gè)局限性。未來研究需要進(jìn)一步豐富被試樣本類別，尤其是不同年齡段、不同職業(yè)群體的競(jìng)爭意愿等行為偏好的差異比較也將是未來研究的重要話題。

參考文獻(xiàn)：

[1]卿石松，鄭加梅.“同酬”還需“同工”：職位隔離對(duì)性別收入差距的作用[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2013，12(2)：735-751.

[2]GNEEZY U, NIEDERLE M, RUSTICHINI A. Performance in competitive environments: gender differences[J]. Quarterly Journal of Economics, 2003,118(3): 1049-1074.

[3]周業(yè)安，左聰穎，袁曉燕.偏好的性別差異研究：基于實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角[J].世界經(jīng)濟(jì)，2013，7：3-27.

[4]NIEDERLE M, VESTERLUND L. Gender and competition [J]. Annual Review of Economics, 2011, 3(1): 601-630.

[5]GNEEZY U, RUSTICHINI A. Gender and competition at a young age[J]. American Economic Review, 2004, 94(2): 377-381.

[6]GüNTHER C, EKINCI N, SCHWIEREN C, STROBEL M. Women can’t jump?—an experiment on competitive attitudes and stereotype threat[J]. Journal of Economic Behavior & Organization, 2010, 75(3): 395-401.

[7]PASERMAN M. Gender differences in performance in competitive environments? evidence from professional tennis players[R]. 2010, Working Paper.

[8]ORS E, PALOMINO F, PEYRACHE E. Performance gender-gap: does competition matter?[J]. Journal of Labor Economics, 2013, 31(3): 443-499.

[9]NIEDERLE M, VESTERLUND L. Do women shy away from competition? do men compete too much?[J]. Quarterly Journal of Economics, 2007, 122(3): 1067-1101.

[10]CASON T, MASTERS W, SHEREMETA R. Entry into winner-take-all and proportional-prize contests: an experimental study[J]. Journal of Public Economics, 2010, 94(9-10): 604-611.

[11]HEALY A, PATE J. Can teams help to close the gender competition gap[J]. The Economic Journal, 2011, 121(555): 1192-1204.

[12]SHURCHKOV O. Under pressure: gender differences in output quality and quantity under competition and time constraints[J]. Journal of the European Economic Association, 2012,10(5):1189-1213.

[13]CROSON R, GNEEZY U. Gender differences in preferences[J]. Journal of Economic Literature, 2009, 47(2): 448-474.

[14]BARTLING B, FEHR E, MARéCHAL M, SCHUNK D. Egalitarianism and competitiveness[J]. American Economic Review, 2009, 99(2): 93-98.

[15]TEYSSIER S. Experimental evidence on inequity aversion and self-selection between incentive contracts[R]. 2009, Working Paper.

[16]BALAFOUTAS L, KERSCHBAMER R, SUTTERr M. Distributional preferences and competitive behavior[J]. Journal of Economic Behavior & Organization, 2012, 83(1):125-135.

[17]李朝陽.不平等厭惡與競(jìng)爭意愿匹配效應(yīng)的實(shí)驗(yàn)研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，09：97-105.

[18]SUTTER M, RüTZLER D. Gender differences in competition emerge early in life[R]. 2010, IZA Discussion Paper 5015.

[19]DOHMEN T, FALK A. Performance pay and multi-dimensional sorting-productivity, preferences and gender[J]. American Economic Review, 2011, 101(2): 556-590.

[20]WOZNIAK D, HARBAUGH W, MAYR U. The menstrual cycle and performance feedback alter gender differences in competitive choices[J]. Journal of Labor Economics, 2014, 32(1): 161-198.

[21]ECKEL C, GROSSMAN P. Chivalry and solidarity in ultimatum games[J]. Economic Inquiry, 2001, 39(2): 171-188.

[22]FINUCANE L, SLOVIC P, MERTZ K, et al. Gender, race, and perceived risk: the ‘white male’ effect[J]. Health, Risk and Society, 2000, 2(2): 159-172.

[24]SOLL B, KLAYMAN J. Overconfidence in interval estimates[J]. Journal of Experimental Psychology: Learning, Memory, and Cognition, 2004, 30(2): 299-314.

[25]BENGTSSONA C, PERSSONB M, WILLENHAGA P. Gender and overconfidence[J]. Economics Letters, 2005, 86, 199-203.

[26]DUFWENBERG M, MUREN A. Gender composition in teams[J]. Journal of Economic Behavior and Organization, 2006，61(1): 50-54.

[27]RIGDON M, LSHII K, WATABE M, KITAYAMA S. Minimal social cues in the dictator game[J]. Journal of Economic Psychology, 2009, 30(3): 358-367.

[28]SOLNICK S. Gender differences in the ultimatum game[J]. Economic Inquiry, 2001, 39(2): 189-200.

[29]ANDREONI J, VESTERLUND L. Which is the fair sex? gender differences in altruism[J]. Quarterly Journal of Economics, 2001, 116(1): 293-312.

[30]陳葉烽，葉航，汪丁丁.信任水平的測(cè)度及其對(duì)合作的影響——來自一組實(shí)驗(yàn)微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].管理世界，2010，4：54-64.

[31]李建標(biāo)，李朝陽.信任的信念基礎(chǔ)——實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)[J].管理科學(xué)，2013，26(2)：62-71.

[32]HYDE J, FENNEMA E, LAMON S. Gender differences in mathematics performance: a meta-analysis[J]. Psychological Bulletin, 1990, 107(2):139-155.

[33]FEHR E. On the economics and biology of trust[J]. Journal of the European Economic Association, 2009, 7(2-3): 235-266.

[34]FISCHBACHER U. Z-Tree Zurich toolbox for ready-made economic experiments[J]. Experimental Economics, 2007, 10(2): 171-178.

[35]NIEDERLE M, SEGAL C, VESTERLUND L. How costly is diversity? affirmative action in light of gender differences in competitiveness[J]. Management Science, 2013, 59(1):1-16.

[36]ALMAS I, et al. Willingness to compete family matters[R]. 2015, Working Paper.

[37]溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004，36(5)：614-620.

[38]史密斯.實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)論文集上冊(cè)[M].李建標(biāo)，等譯.北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2008：74-89.

責(zé)任編輯張穎超

網(wǎng)址：http://xbbjb.swu.edu.cn

中圖分類號(hào)：C913.2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-9841(2016)02-0065-09

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“網(wǎng)上信用風(fēng)險(xiǎn)的群體演化機(jī)制與多維防控策略研究”(14BGL153)，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人：魏明俠；河南工業(yè)大學(xué)社科繁榮計(jì)劃項(xiàng)目“組織信任、新生代知識(shí)員工偏好特征與創(chuàng)新行為研究”(2013FRJH01)，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人：李朝陽；河南工業(yè)大學(xué)高層次人才科研基金“領(lǐng)先厭惡與落后厭惡的比較制度實(shí)驗(yàn)研究”(2013BS020)，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人：李朝陽。

作者簡介：李朝陽，管理學(xué)博士，河南工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，講師。

收稿日期：2015-09-14

DOI：10.13718/j.cnki.xdsk.2016.02.009