一、引言
跨期决策是对现期和未来所能获得的效用进行权衡的决策。正如亚当·斯密指出的那样，跨期决策不仅能影响人们的健康、财富和幸福程度，甚至可能影响国家的经济发展（Frederick et al., 2002）。然而，由于在可控性较弱的自然决策条件下难以获得不受干扰的有效数据，导致传统经济学方法对跨期决策进行精确研究存在困难。新近发展的实验经济学方法则能够对影响该决策的决定因素进行准确识别和衡量。早期的尝试包括Hey和Dardanoni（1988），Harrison和Morgan（1990）等开展简单跨期决策实验对跨期决策偏好进行初步度量，新近发展的研究方法则是运用多元价格表（multiple price list）定量探究跨期决策偏好（Coller and Williams, 1999; Harrison, Lau and Williams, 2002; Coller, Harrison and Rutstrm, 2002）。采用多元价格表能够允许被试在不同跨期选择集中自由选择所偏好的选项，从而获得跨期决策偏好所在区间的精确度量。然而之前的跨期决策研究仅关注被试的个人决策，尚未发现对诸如以家庭、委员会等为单位做出的共同决策的研究。因此，本文旨在对共同跨期决策进行实验研究，并尝试构建个人与共同跨期决策相关关系的完整研究框架。
储蓄、投资、贷款购买大件商品以及子女教育等人们在生活中面对的许多重要决策，多是由丈夫和妻子这两位家庭成员共同做出的跨期决策。虽然传统经济学理论普遍将这种决策处理为单个理性人的行为，但家庭共同决策实际上却是由丈夫和妻子的个人偏好及其在家庭中的相对影响力所决定的。以家庭储蓄为例，在保持其他条件相同的情况下，若丈夫对家庭储蓄量的偏好为m货币单位，而妻子对家庭储蓄量的偏好为n货币单位（m＜n），则丈夫和妻子对家庭决策的相对影响力强弱将决定家庭的实际储蓄量在以m和n为边界的区间上位于哪一位置。若丈夫的相对影响力较强，则家庭的实际储蓄量将会与丈夫个人所偏好的m货币单位更为接近，反之亦然。然而，在现实世界中，要在同等决策条件下同时观察到个人决策和家庭共同决策极为困难。例如家庭储蓄，仅能观察到家庭的实际储蓄量而无法在相同条件下同时再观察到两位家庭成员个人所偏好的家庭储蓄量，故传统经济学方法难以对丈夫和妻子的个人偏好在家庭共同决策中的分别体现进行有效衡量，亦无法量化各成员对家庭决策的相对影响力。因此，分别让家庭成员和整个家庭在相同实验条件下进行个人决策和共同决策的实验方法，近年来在诸如风险决策、消费决策、社会困境（social dilemma）等诸多的家庭决策研究领域被广泛应用（Dosman and Adamowicz, 2006; Strand, 2007; Beharry－Borg et al., 2009; De Palma et al., 2010; Cochard et al., 2010），但对个人和家庭共同的跨期决策所进行的研究却尚为空白。本文运用随机参数模型对收益金额和兑现时间之间的权衡关系及其对跨期决策的影响进行定量分析，明晰家庭成员个人跨期决策行为与家庭共同跨期决策行为的特征和异同，以及家庭成员个人偏好对家庭共同决策的影响力。本文所发展的估计家庭成员个人在家庭决策中相对影响力的普适性方法，将为进一步研究跨期及其他类型的家庭决策提供有效的微观机制。
实验室实验作为经济学研究的新方法，已对现代经济学的发展产生了重要影响，其主要贡献包括解释经济现象、发现经济规律、检验经济理论，以及形成政策建议等（Roth, 1988）。由于具有便于寻找、招募成本低、方便组织管理和理解力强等特点，在校大学生常被实验室实验作为主要被试对象。值得关注的是，被试大学生表现出的行为能否代表现实世界中普通人群的实际行为？换言之，采用大学生被试是否影响实验室实验结果的外部有效性（external validity）？已成为实验室实验能否被更广泛地接受和应用亟须解决的关键问题①。大学生群体与普通人群相比，主要存在年龄偏小和受教育程度偏高的系统性差异。这使大学生一般具有更强的理解力和思维能力，因而可能导致两者在相同实验条件下的决策行为存在差别。对此潜在差异进行比较分析，能够为增强实验结果的普适性和扩大这类研究方法的适用范围提供有力建议。
对于实验室实验惯常采用在校大学生作为被试而可能降低实验结果外部有效性的问题，在实验心理学、实验经济学及其他行为科学的研究中均被长期关注（早期研究例如Orne, 1962; Rosenthal and Rosnow, 1969; Doty and Silverthorne, 1975），而Henrich等（2010）通过对采用不同类型被试的相似研究的结果进行跨研究比较分析（Meta study）发现，在校大学生的行为与真实人群的行为差异明显。鉴于Henrich等（2010）的跨研究比较的特征，其所发现的行为差异也可能受到各项研究间实验设计参数不同等其他方面差别的影响。由于难以在控制所有实验条件的基础上，采用不同类型被试开展相同实验，相关文献中对不同类型被试的行为差异进行直接实验验证的研究很少，即使在最接近的研究中，对被试类型的选择也存在一定缺陷，故研究结果亦缺乏十足的说服力。Fehr和List（2004）对一类特殊人群与大学生在相同实验条件下的行为进行比较。通过在哥斯达黎加的信任实验（trust game experiment），他们发现咖啡生产行业公司总经理比学生表现出更强的信任和被信任感。不过由于该研究采用的总经理被试过于特殊且两类被试的收入差距极大，其结论难以被一般化为“大学生和普通人群的行为存在差异”。本文分别在大学生和农村居民的家中开展高回报跨期决策的现场实验，获得两类被试的个人和家庭决策行为的可比数据。通过在相同实验控制条件下比较大学生被试和具有相似收入水平的普通成年人被试所表现出的同类决策行为，本研究不仅比较了其个人决策行为的异同，还进一步分析其家庭共同决策行为的异同。
本文将按以下结构展开：第二部分推导理论模型，第三部分介绍实验程序和设计，第四部分报告实验结果，第五部分进行总结并提出建议。
二、理论模型
跨期选择的本质是决策者在不同兑现时间的不同收益间进行权衡的选择决策行为。本实验设计的多元价格表包含18道具有不同兑现时间和不同收益金额的跨期选择题，让被试先后分别以个人和家庭为决策单位在同样的多元价格表中进行选择。我们需要构建跨期决策的随机效用理论模型，对个人决策实验数据进行回归分析，以获得衡量个人跨期决策偏好强度的
指标。之后再将该指标作为自变量放入解释共同决策行为的回归模型中，从而得以定量估计出各成员的个人决策偏好在共同决策中的作用。
具体而言，在每道选择题中包含两个选项，选项A的收益兑现时间早于选项B，而选项A的收益金额小于选项B。被试须就选项A和B做出二选一决策。被试若选择某一选项，则该选项为其带来的效用不低于另一选项。鉴于实验所观察到的是被试的选择决策行为而非其偏好本身，故我们需要掌握被试在一系列具有不同兑现时间和收益金额的选择题中所进行的跨期选择来估计其偏好。由于被试选择任一选项所获得的效用均包含可观察到的非随机部分和不可观察到的随机部分，故本文将运用McFadden（1973）的随机效用理论（random utility framework）来估计被试跨期决策偏好的相关参数，并在此基础上进一步深入进行量化分析。
决策者的效用函数由两部分组成：可观察的非随机部分（υ）和不可观察的随机部分（ε）。当决策者进行二选一跨期决策时，决策者i在选择题j中选择早收益（选项A）的概率等于此时该决策者选择早收益（选项A）所获效用不低于选择迟收益（选项B）所获效用的概率：
在本实验设计出的全部18道选择题中，早收益和迟收益的兑现时间组合有今天和4天后、今天和8天后，以及4天后和8天后3种。考虑到收益金额和兑现时间对决策可能存在的非线性影响，我们将第一种兑现时间组合设为基组，并用虚拟变量对后两种组合分别进行标示。故式（3）所示选重新表述为：
尽管对男性和女性家庭成员跨期选择的个人偏好，我们可以运用普通离散选择模型进行估计，但更好的方法是借助随机参数模型，这是因为随机参数模型能够允许各特征变量的系数随机分布，从而能够考虑决策者存在的却不可观察的异质偏好（preference heterogeneity）（Train, 2003）。为方便进行模型估计，我们将截距项设为固定参数。运用随机参数模型使我们在模型不包含决策者个人特征变量的情况下，也能针对每道选择题估计各个家庭成员的预计选择概率，即。假设所有随机参数均为正态分布。由于具有可重复的观察值（每位决策者均对相同的18道选择题进行决策），需进一步假设所有随机参数对于任一给定个人决策者在不同选择题中保持不变，即个人决策者具有稳定的跨期决策偏好。为使用随机参数二元probit模型，我们假设模型的残差项为正态分布。模型估计采用模拟极大似然值法。
（二）家庭的共同跨期决策
在家庭共同决策模型中，选择早收益的概率依然是跨期选择特征的函数。此外，另引入两个额外解释变量以反映男性和女性成员的个人偏好对家庭共同决策的绝对影响力。在具体变量选择上，比较直接的办法是采用个人决策者在个人决策部分的相同选择题中做出的跨期决策。然而，采用该个人决策作为解释变量的明显弱点在于这些决策仅能反映对应选择题中个人选择了早收益还是迟收益，而无法反映该个人决策的偏好强度③。因此，我们转而采用从个人选择概率模型中估计出的能够反映偏好强度的预计个人选择概率，，进而得以衡量家庭成员的个人偏好强度对家庭共同决策的影响。综上，家庭i的共同决策（J）是在选择题j中选择早收益（选项A）的概率为：
这一模型仍采用随机参数二元probit模型进行估计。所有随机参数也被同样假设为正态分布，并且假设这些随机参数对于任一给定家庭决策者在不同选择题中保持不变，即家庭共同决策具有稳定的跨期决策偏好。
通过估计上述家庭决策概率模型，可以得到各个家庭的男性和女性成员对家庭共同决策的绝对影响力参数，即预计个人选择概率的参数，而这两个参数的比值则表示家庭i的男性和女性成员对该家庭共同决策的相对影响力Influence[,i]：
其中，f（β｜θ）表示参数β在总体中的分布。式（8）是对某个特定决策者i（本例中为家庭成员或家庭）的参数估计，其依赖于通过随机参数模型对总体分布的估计。由于该式不具有解析解形式（closed form），故需再次运用模拟方法得到式（8）的渐进表述：
三、实验步骤和设计
（一）实验步骤
本实验于2007年8月和10月分别在贵州省麻江县农村社区和该省3所大学附近的学生聚居社区展开。贵州省2007年人均国内生产总值为6742元，仅相当于当年全国人均国内生产总值21049元的32％。我们选择在欠发达地区开展实验，是为了在给定实验预算下对较低收入的被试开展高回报实验，从而增强实验结果的严谨性。
实验通过随机入户方式在两类居民区共征募101个居民家庭和100个学生家庭。在同时获得男女双方的许可后，实验员在被试家中开展现场实验（field experiment）④：首先要求男女性两位家庭成员分坐于不同房间或同一房间的两角，并且不允许进行任何交流，而后实验员开始大声朗读实验指南，被试按照指示逐步完成4个部分的实验任务。第一部分，每位被试须独立回答关于其个人社会经济特征、健康状况、社会资本等方面的问题；第二部分，每位被试须在跨期决策实验中独立进行个人决策，即完成18道涉及跨期决策的二选一型选择题；第三部分，两位被试被聚集在一起，在双方协商并达成一致的前提下共同回答关于其家庭财政状况及其他家庭特征方面的问题；第四部分，与第二部分的实验完全相同，唯一区别在于两位被试须在双方协商并达成一致的前提下对同样18道选择题作答。需要指出的是，各部分均是在前一部分已经完成后才被顺序引入的，即实验员在前一部分结束后，才朗读与后一部分有关的实验指南。因此，在前一部分完成前，被试不知道关于后面部分的任何信息⑤。
在第二和第四部分开始前被试分别获知，在实验结束后会采取让他们从标明1～18数字的18张卡片中抽取1张的方式，从18道选择题中随机选取一道题，并按他们在该题中选择的金额和兑现时间实际支付收益。被试还被告知，他们在第二部分的个人决策实验中所获收益将在另一位被试不在场的情况下进行独立选取和支付。由于在实验结束后每道题具有同等概率被选中来进行实际支付，从而保证被试同等认真地对待每道题中的选择。如果被试选择了“今天（参与实验当天）”作为收益的兑现时间，则若该题被选中他们将会在实验结束后立即获得收益；如果被试选择在未来兑现收益，则若该题被选中他们将会获得北京大学出具的欠款证明，以保证在选定的兑现时间获得相应收益⑥。未来收
益的具体支付形式为实验助理在兑现收益当天的约定时间将收益送到被试家里以换取欠款证明，这一设计尽可能地降低了被试兑现未来收益的成本。为了保证每位被试在进行个人决策和共同决策时的货币激励相同，在第四部分的共同决策实验开始前被试还获知，两位被试均能从该部分实验中分别获得一份单独的实验收益，而非两人共享一份收益。实验员须负责监督每次共同决策均是在两位被试达成共识的前提下做出的。参与本实验的每位被试平均获得了32元实验收益和额外的10元实验参与费。
（二）实验设计
本实验开展了如表1所示的2×3实验设计，共6个实验局，目的在于对不同类型决策者的跨期决策偏好进行估计，并比较男性和女性成员的个人决策行为，个人成员在共同决策中的相对影响力，以及不同类型家庭间个人和共同决策行为。
实验局1～4为个人决策，即男性和女性被试分开进行个人独立决策；实验局5和6为共同决策，即来自同一家庭的男性和女性被试被聚集在一起进行家庭共同决策。每个实验局中的个人或家庭决策者都面临如表2的前5列多元价格表中所示的18道相同的选择题。在每道选择题中，决策者须在具有不同收益金额和兑现时间的选项A（早收益）和选项B（迟收益）之间二选一。例如，在表2所示的第一道选择题中，决策者须在今天获得12元和4天后获得13元之间抉择。在所有选择题中，收益金额的变化幅度在9～21元之间，早收益的兑现时间可为今天或4天后，而迟收益的兑现时间可为4天后或8天后，早收益和迟收益之间的收益金额差异可为1、3元或5元。本实验的早、迟收益之间较短的兑现时间间隔产生的年贴现率较高，这是为了方便决策者进行跨期决策而非估计贴现率本身⑦。
鉴于实验目标之一是检验“被试效应（subject effect）”，故采用两类被试人群：实验室实验惯用的大学生和真实的农村普通居民（以下简称“居民”）。我们在“真实”人群中选择该类居民是由于他们占我国人口大多数，并且与城市普通居民相比，他们与大学生的收入水平更为接近，以便在实验中尽可能控制收入水平对决策行为的影响。此外，18道选择题在实验中将按照固定的随机顺序出现，以避免决策者的决策因18道题按照表2所示顺序出现而受到顺序效应（order effect）的影响。
四、实验结果
（一）跨期决策概述及其比较
表2的后6列分别报告了男性个人、女性个人和家庭共同决策在18道选择题中选择早收益（选项A）的频率。该表所列的总体数据显示男性比女性选择早收益的平均频率更高，同时家庭决策选择早收益的平均频率更靠近男性决策。但是，对居民和学生被试分别进行的108次卡方检验（chi－square test）⑧ 显示，选择早收益的频率在同类被试中的男性个人与女性个人、男性个人与家庭，以及女性个人与家庭之间均不存在统计显著的分布差异。鉴于该表数据仅是对样本的决策均值进行的总体描述，其不能对个体层面所发生的详细情况给出任何信息。
在实验样本中，有8个居民和3个学生家庭，其男女性成员在18道选择题中的个人决策完全相同，因此无法获知这些家庭中各家庭成员对家庭共同决策的相对影响力。我们将去掉这些样本，以其余93个居民和97个学生家庭的数据为基础进行后续分析。
（二）对跨期特征条件的反应
在本文理论模型的基础上，利用随机参数计量模型分析个人和家庭的跨期决策及其相互关系，考察被试的跨期决策对选项的收益金额和兑现时间等特征的权衡反应。
分析的第一步是估计个人决策的随机参数二元probit模型。所有模型均通过Nlogit4.0获取500个海尔屯随机抽样（Halton draw）为基础来进行估计。表3的第［1］和第［2］列以及第［5］和第［6］列分别报告了基于居民和学生的个人决策的估计结果。可以看到，并非所有解释变量的边际影响均值均显著，但几乎所有解释变量的边际影响标准差都显著。这意味着随机参数模型估计确实考虑到且捕获到了不同男性和女性个人决策中不可观察的异质偏好。居民和学生的男、女性个人决策的截距项均为正显著，表明存在与收益金额和兑现时间的变化无关的对早收益的个人偏好。其中，不论男性还是女性学生决策者对早收益的这一偏好均显著强于相应性别的居民决策者（经极大似然比检验，P值＜0.01）。虚拟变量的边际影响在男、女性居民的个人决策模型中均不显著，但在相应性别学生的个人决策模型中均显著。鉴于所参照的基组中早收益和迟收益兑现时间组合为今天和4天后，该虚拟变量标示的跨期选择与基组相比，早收益与迟收益的兑现时间差别同为4天，但兑现时点存在差别。据此可判定居民决策者不存在现时偏向型偏好，但学生决策者的该类型偏好显著存在。现时偏向型偏好表示决策者在时间动态选择中更偏向于现期获得收入的偏好。学生具有现时偏向型偏好表明，由于其现金流紧张和消费需求旺盛两方面的原因，现期收入对学生具有相当强的诱惑力。因此，学生决策者对现期获得收入表现出了显著偏好。虚拟变量的边际影响均为正显著表明，早收益与迟收益之间兑现时间差别的扩大增加了决策者选择早收益的概率。值得注意的是，兑现时间差别扩大对学生类决策者产生的影响显著大于其对非学生类决策者的影响，且对男性和女性均是如此（经极大似然比检验，P值＜0.05）。早收益的收益金额对所有类型决策者均无显著影响，表明在实验所设计的收益金额变化范围内，不存在收入效应。迟收益金额与早收益金额之间的差别对决策存在与预期相同的显著影响：收益金额差别的扩大显著减小了选择早收益的概率，其对学生决策者产生的影响同样显著大于其对居民决策者的影响，且对男性和女性决策者均如此。总体而言，学生被试比居民被试对跨期选择特征条件的变化更为敏感。
分析的第二步则是估计家庭共同决策选择早收益的概率模型。表3的第［3］和第［4］列以及第［7］和第［8］列分别报告了基于居民和学生的家庭共同决策的估计结果。由虚拟变量的边际影响可以看到，居民决策者的家庭决策仍不存在现时偏向型偏好，而学生决策者的家庭决策仍存在该类型偏好。在第［3］和第［7］列模型中，未引入男性和女性成员选择早收益的预计个人选择概率作为解释变量。就统计显著性而言，这两个共同决策模型的估计结果与对应个人决策模型的估计结果一致：共同决策依然存在对早收益的明显偏好；扩大早、迟收益
之间兑现时间的差别和减小早、迟收益之间收益金额的差别均显著增加了选择早收益的概率。居民家庭在共同决策时变得更为谨慎，也即共同决策对跨期选择特征条件的变化更为敏感。这一现象可被解释为通过两位家庭成员的共同讨论和先前个人决策所积累的经验产生了学习效应，非学生类决策者在从个人到共同决策的变化中表现出更强的学习效应。比较跨期选择各特征条件对居民和学生被试家庭共同决策的影响可知，两者在数量上的差异比个人决策时的对应差异明显减小。
第［4］和第［8］列模型则在前述共同决策模型的基础上，进一步引入了男、女性成员选择早收益的预计个人选择概率作为解释变量。估计结果显示，两位家庭成员的预计个人选择概率的边际影响均高度显著，表明男、女性成员的个人偏好强度均显著影响共同决策。需要注意的是，男、女性成员的个人偏好强度对家庭共同决策中所存在的与收益金额和兑现时间变化无关的对早收益的偏好具有很强的解释力，即在第［3］和第［7］列的共同决策模型中由截距项解释的这种偏好，被后来引入的预计个人选择概率变量所解释，并使截距项在第［4］和第［8］列的两个模型中均不再显著。换言之，剔除个人决策对早收益的偏好后，共同决策本身并不存在与收益金额和兑现时间变化无关的对早收益的偏好。个人预计概率的边际影响均值男性显著大于女性（经F检验，P值＜0.01），意味着男性对共同决策的影响平均而言要强于女性。估计的相对影响力在居民家庭和学生家庭中分别为0.76和0.79。由于该比值实际为对应解释变量边际影响均值的比值，其直接显示了男性对共同决策的影响强于女性的程度：男性和女性选择早收益的预计个人选择概率均显著影响家庭共同决策选择早收益的概率，但在居民和学生家庭中，女性对共同选择概率的影响分别仅为男性对应影响的76％和79％。最后，学生被试男、女性家庭成员的预计个人选择概率对其共同选择概率的影响均显著小于居民被试。本部分所有边际影响在跨模型之间的比较均基于对应的极大似然比值检验的结果。
（三）个人偏好对共同决策的相对影响力
通过随机参数模型，我们分别获得了男、女性成员的个人偏好强度对共同决策的绝对影响力在每个家庭的估计均值（），据此可以计算女性估计均值与男性估计均值的比值来衡量女性相对于男性对共同决策的影响力均值。如果该比值大于1，表示女性对共同决策的平均影响力大于男性，反之亦然。图1报告了这一相对影响力在每个样本家庭中的情况。
图1 个人偏好对共同决策相对影响力的分布
图1所示分布表明，随机参数模型估计出的相对影响力均值在75％的居民和学生家庭之间变化不大（0.5＜＜1），但在女性成员具有较强影响力的家庭（如＞1的家庭）中，该相对影响力在居民家庭间的变化大于其在学生家庭间的变化（经t检验和Wilcoxon－Mann－WhitNey检验，P值均小于0.05）。表4分别报告了在居民和学生家庭中对相对影响力的统计描述，以及比较相对影响力在两类被试家庭间的异同。
在居民家庭中，相对影响力的均值为0.83，最大值和最小值分别为2.21和0.51，而在学生家庭中，该均值为0.80，最大值和最小值分别为1.28和0.26。上述在个体估计值基础上获得的居民和学生家庭的相对影响力均值稍高于模型估计出的总体均值（0.76和0.79）。15％的居民和7％的学生家庭的相对影响力高于1，意味着在这些家庭中女性比男性对共同决策的影响力强。表4中相关统计检验的P值显示，相对影响力均值在两类家庭间没有显著差异，但相对影响力的分布和女性具有较强影响的家庭数比例在居民和学生家庭之间均存在显著差异。在本研究农村居民的采样地区，男性劳动力外出打工较为普遍，因此在许多家庭中女性成为家庭生活和农业生产的主要决策者，较多地担负起传统上更多应由男性承担的家庭决策，因而可能强化了女性对家庭决策的相对影响力。而学生家庭则相对更多地保留了男性主要负责家庭决策的传统。
五、结论
通过开展高回报跨期决策经济学实验，本文研究了男、女性家庭成员个人的跨期决策偏好与家庭共同决策之间的关系。具体而言，我们分别估计了收益金额和兑现时间等因素对个人和共同跨期决策的定量影响，并在此基础上进一步分析了家庭成员的个人偏好强度对家庭共同决策的影响。结果表明，扩大早、迟收益间的金额差异增加了选择迟收益的概率，而拉大早、迟收益间的兑现时间则增加了选择早收益的概率。控制上述两因素后，被试仍表现出对早收益的显著偏好。男、女性家庭成员的个人偏好对共同决策均具有显著影响，但在大部分家庭中男性对共同决策的影响要大于女性。此外，通过对标准的学生被试和非标准的农村居民被试开展相同的实验，本文还对两种类型被试在实验中的决策行为进行了比较。我们发现，学生被试具有强烈的现时偏向型偏好，而居民被试却没有这种偏好。学生与居民相比，其跨期选择具有更强的不能被收益金额和兑现时间的变化所解释的对早收益的偏好，这一发现与Bishai（2004）所发现的较高智商者具有更强早收益偏好的现象一致。在学生被试中，男性对共同决策的影响力大于在居民被试中其相应的影响力。
作为首个对个人和家庭跨期决策之间关系进行的实验研究，本文试图构建个人与家庭跨期决策相关关系的完整研究框架，目标在于为后续同类研究提供有益的方法借鉴。以此出发，我们设计了现场实验对该问题进行了实证探讨，所得结果增强了对家庭成员在家庭跨期共同决策过程中作用的理解。关于被试异质性对实验结果产生的影响方面，实验结果表明，两种被试的决策行为存在联系，但也存在差异，某些行为甚至还存在较为显著的差异。这一结果不应被作为反对在实验室实验中使用学生被试的论据，而应作为采用非标准类型被试增强实验结果外部有效性的尝试。本研究指出，学生被试比非学生被试在总体上对实验条件的变化更为敏感，这应是由于大学生受教育程度较高因而观察、考虑较仔细且思考较积极所致。正如Gchter（2010）在回应Henrich等（2010）对采用学生被试的批评性文章中提到的那样——正确选择被试类型完全取决于具体研究的问题。例如，在研究细微条件变化对决策行为的精确影响时，使用大学生作为被试无疑存在其合理性。对于目的是希望实验结果对现实世界具有较强的解释力和借鉴作用的研究而言，实验室实验应
尽可能创造条件使用非学生类型的真实人群作为被试，从而增强实验结果的外部有效性。
*作者感谢Fredrik Carlsson、Peter Martinsson、Matthias Sutter、秦萍、陈叶烽、蔡宏波、翁茜、周业安，以及哥德堡大学及北京www.lwxz8.com 北京写作论文大学的学术研讨会参加者在本研究的设计和成文过程中所给予的有益建议。感谢贵州大学和北京林业大学调查队所提供的协助。感谢瑞典海外发展研究署、瑞典Jan Wallander and Tom Hedelius基金会，和瑞典研究委员会（）对本研究的资助。作者文责自负。
注释：
① 实验室实验结果的外部有效性值得关注主要是由于实验室实验的决策行为与真实决策行为的产生条件存在差异（Levitt and List, 2007）。越来越多的研究致力于比较相同被试在实验室和现实世界的相似情况下的决策行为，既有研究发现两者之间存在较高的正相关性，但也有研究发现两者存在显著差别（Karlan, 2005; Carpenter and Seki, 2011; Ashraf et al., 2006; Benz and Meier, 2008; Meier and Sprenger, 2007; Fehr and Leibbrandt, 2008; Carlsson et al., 2009; Baran et al., 2010）。具体而言，与真实决策情况相比，实验室中的决策者多由大学生被试充当，实验决策能够支配和影响的经济禀赋较小，实验决策受时间和可选行动的限制较大，实验室环境特殊，以及决策者在实验室中存在更强的被审查研究的特殊感受等。近年来国外已有一些研究致力于探讨如何缩小实验室实验与现实世界之间的差异，以增强实验结果的外部有效性。Carpenter等（2005）、List和Cherry（2008）验证了实验禀赋金额大小对行为所产生的影响；Bardsley（2005）研究了实验中时间和可选行动的限制对行为所产生的影响；De Oliveira等（2008）和Carlsson等（2009）探讨了实验环境和被试在实验中被审查等心理感受对行为所产生的影响。
② 现时偏向型偏好是指在跨期决策中所表现出的一种现时偏向，即对任一决策时期t，t与t＋1期之间的贴现率高于t＋k与t＋k＋1期之间的贴现率，其中k为不小于1的整数。更详细的研究和解释可参见McClure等（2004）、McClure等（2007），以及Meier和Sprenger（2010）。
③ 也就是说，我们仅能观察到在某个选择题中决策者选择了早/迟收益，却无法获知决策者此时对早/迟收益的偏好是位于微弱偏好到强烈偏好的区间上的什么位置。
④ 对两种类型被试均开展现场实验的目的有二：一是让他们在更自然的实验环境下做出更具外部有效性的实验决策；二是控制实验类型及其环境对被试决策行为的影响。
⑤ Baker II等（2008）在类似的风险偏好实验中控制了个人决策和共同决策的实验开展顺序，以对先个人决策后共同决策的单一顺序可能产生的顺序效应（order effect）进行了检验，但其研究结果表明在此类风险偏好实验中不存在顺序效应。我们进一步考虑到采用先共同决策后个人决策的实验开展顺序会对后发生的个人决策的独立性产生极大影响而令该个人决策数据无法被使用，故本实验采用被试先个人决策后共同决策的顺序进行。所有被试在参加完个人决策实验后均自愿参加共同决策实验。
⑥ 为了尽可能排除被试因为信任原因而出现的具有选择现期收益的偏好，实验员在实验前就向他们出示了北京大学的相关官方证明文件，并向他们说明若其选择了迟收益则将会在何时以何种方式获得收益。这对构建被试相信他们将会按照约定的金额和兑现时间获得收益的信任感十分重要。
⑦ 本实验迟收益的兑现时间被设计为仅推迟数天是基于如下考虑：第一，短时间周期能够避免被试考虑物价变动等方面的因素；第二，采用较短的迟收益推迟兑现时间也能够在后勤上方便实验助理在规定时间上门去支付获得迟收益的被试。尤其是对居民的迟收益支付，实验助理可以利用后来去临近村做实验的机会，顺便将迟收益按时送给之前的被试，从而显著节省实验的后勤成本。
⑧ 由于表2后6列所显示的数据为所有同类样本对每道题的选择决策的总体数据而非个体观测值，故不符合使用配对t检验或Wilcoxon配对秩和检验（signed rank-sum test）来直接进行检验的条件，也就是说，各样本决策行为之间的总体关系不能被直接检验。正确的检验方法则是在居民和学生被试中就18道题中的选择决策在男性、女性和共同决策之间的差别分别进行卡方检验，共108（＝2×18×3）个
