Samarbejde i Prisoner’ s Dilemma: en eksperimentel sammenligning mellem rene og blandede strategier

Indledning

Prisoner ‘ s Dilemma (PD) er et socialt dilemma, som (normalt) to spillere samtidigt står over for et valg mellem to muligheder: at samarbejde eller defekt., Spillet matrix af PD med udbetalinger T > R > P > S er vist i tabel 1 (den første udbetaling i hver celle tilhører Spilleren, den anden til Spiller B). Hvis begge spillere samarbejder, de begge modtager payoff R (for belønning). Hvis begge spillere defekt, de modtager P (for straf). Hvis kun en spiller mangler, og den anden spiller samarbejder, modtager afhopperen T (for fristelse), og samarbejdspartneren får S (for sucker)., I One-shot-interaktioner (eller når spillet gentages i et begrænset antal perioder), har hver spiller, uafhængig af den anden spillers valg, et incitament til at defekte. Hver spiller er fristet til at maksimere sine egne gevinster ved defecting, men hvis begge defekt, begge taber i forhold til den situation, hvor begge samarbejder. Ifølge Nash ligevægt, i ligevægt, ingen spiller har et incitament til ensidigt afvige fra hans eller hendes valg. PD ‘ s Nash-ligevægt i gensidig afhopning er imidlertid ikke socialt effektiv., Derfor er det i samfundets interesse at kende determinanterne for samarbejde i PD, fordi dette dilemma sandsynligvis vil opstå overalt , hvor der er interessekonflikter—hvad enten det drejer sig om politik, økonomi eller endda evolution . På grund af PD ‘ s hyppige forekomst og betydning analyserede mange videnskabelige discipliner samarbejdet inden for PD, f .eks. evolutionær biologi/genetik, kaosteori , sociologi , psykologi og (eksperimentel) økonomi. Da en udtømmende litteraturgennemgang er uden for rammerne af dette papir, henviser vi til undersøgelsesartikler for en oversigt .,

Denne artikel præsenterer en sammenligning mellem fag er begrænset til at spille rene strategier og motiver lov til at spille blandede strategier i en one-shot symmetrisk PD laboratorium eksperiment., Vores forskning er motiveret af forskellige fortolkninger af den blandede Nash ligevægt i spillet teoretisk litteratur i økonomi. Von Neumann & Morgenstern fortolke blandede strategier som et bevidst randomiserende enhed for at skjule ens intentioner (fx en spiller i Matchende Øre spil, der ønsker at snyde hans eller hendes modstander) henviser til, at Rosenthal fortolker dem som fordelingen af ren valg i en stor population (fx, der er to underpopulationer, hver har sit eget sæt rene strategier til rådighed, og naturen matcher spillere fra de forskellige populationer tilfældigt). Endnu en fortolkning leveres af Aumann, der siger, at den probabilistiske karakter af de blandede strategier afspejler usikkerheden hos de spillere, der ikke ved, hvilke handlinger de andre spillere tager. I henhold til denne fortolkning vælger hver spiller altid en bestemt ren strategi uden forsøg på at randomisere. (Rubinstein giver en diskussion af disse forskellige fortolkninger.,) Med vores papir tester vi, om samarbejdshastigheden er forskellig, når vi sammenligner spillere, der har lov til at spille blandede strategier (ligner fortolkningen i ) med spillere, der individuelt skal vælge mellem deres rene strategier (ligner ). For at redegøre for den rolle, usikkerhed om andres handlinger i, vi også fremkalde overbevisninger om disse handlinger. Vi valgte PD som det underliggende spil i vores eksperiment (i) på grund af dets fremtrædende rolle i forskellige discipliner, og (ii) fordi samarbejde i PD involverer emner, der handler med individuel og samfundsmæssig interesse., Vi betragter samarbejde i PD en mere interessant (og moralsk, se ) spørgsmål end blot en af beregning (ligesom i matchende øre spil).

emnerne i en gruppe af vores eksperiment er begrænset til at spille rene strategier, og emnerne i en anden gruppe har lov til at spille blandede strategier i et symmetrisk PD-spil med Onet skud. I begge grupper interagerer emner anonymt med 10 andre emner og træffer deres beslutninger på ATN gang (efter vores bedste viden er vi de første til at tage denne tilgang i et PD-eksperiment)., Blandede strategier sparer beslutningstagere fra at forpligte sig til enten fuldt samarbejde eller Fuld frafald. I stedet, spillere kan vælge en blanding af disse rene strategier. Formålet med denne undersøgelse er at afgøre, om og hvordan muligheden for at spille blandede strategier påvirker samarbejdet i en PD. I vores monetært incitamenterede eksperiment er emner opdelt i to grupper, der kun adskiller sig i deres beslutningsrum. I kontrolgruppen Pure tager emner en ren-strategi beslutning., Til 10 tilfældigt matchede anonyme interaktioner inden for deres eksperimentelle session beslutter de alle på ATN gang at enten samarbejde eller defekt i henhold til spilmatri .en i tabel 2. I behandlingsgruppen Blandet har forsøgspersoner mulighed for at tage et blandet strategi valg. De bestemmer i hvor mange af de 10 tilfældigt matchede anonyme interaktioner, de ønsker at samarbejde; i de resterende (også tilfældigt matchede) anonyme interaktioner, de defekt. Derfor har emner i blandet stadig mulighed for fuldt ud at samarbejde eller helt defekt, som i Pure., Den rækkefølge, hvor emner spiller den valgte blanding af samarbejde og afhopning bestemmes tilfældigt.

for At øge chancerne for, at beslutninger, der træffes bevidst, emner i begge behandlinger bliver bedt om at angive en overbevisning om, at deres modstandere’ samarbejdsvillighed., At fremkalde disse overbevisninger giver os også mulighed for at undersøge forholdet mellem tro og samarbejdsadfærd nærmere. Elicitering af overbevisninger om andre spilleres adfærd og konsekvenserne af disse overbevisninger for ens egen adfærd var et tidligt forskningsemne. Emner i PD-eksperimenter gætter på, at andre vil spille, som de selv har til hensigt at spille ., Croson fandt, at når forsøgspersonerne blev spurgt om deres bedste (binære) beregning af, hvad deres modstykke i eksperimentet ville gøre, faldt det efterfølgende samarbejde i one-shot PD eksperimenter med omkring 30% sammenlignet med forsøgspersoner, der ikke var bedt om. Acevedo & Krueger tilskriver dette forhold mellem tro og adfærd til bevismæssig begrundelse og social værdiorientering. Rubinstein & Salant præsentere relaterede beviser for selv-lighed i strategiske interaktioner beslægtet med PD.,

I en post-eksperimentelle spørgeskemaet, spurgte vi emner om kontrol variabler, vi betragter som vigtigt for forsøg med studerende på et universitet, campus (vi har besluttet ikke at medtage mere kontrol variabler som forsøgspersoner i forsøgene var udelukkende er studerende og dermed på samme alder og uddannelsesniveau, og ingen af dem har tidligere deltaget i et PD-eksperiment i laboratoriet; vi havde ikke et mål for risikoaversion, fordi der ikke er beviser for, at det ikke korrelerer med adfærd i PD eller Tillid Spil )., For det første inkluderede vi køn, fordi hunnerne var mere samarbejdsvillige i de første runder af et gentaget PD-eksperiment (denne forskel var mere udtalt i blandede kønssessioner end når enkeltkønssessioner blev sammenlignet). Se for en mere generel diskussion af kønsforskelle i PD eksperimenter og for en meta-undersøgelse af kønsforskelle i Diktator Spil og PD eksperimenter. For det andet inkluderede vi, om forsøgspersoner allerede havde hørt om eksperimentet (fordi at have hørt om eksperimentet fra jævnaldrende kan få forsøgspersoner til at opføre sig anderledes end personer, der ikke har)., For det tredje inkluderede vi, om de var bekendt med spilteori (da PD normalt undervises i spilteori-klasser, og at kende løsningen kan få eleverne til at opføre sig mere i overensstemmelse med teorien; se f.eks. om emnernes oplevelse i PD-eksperimenter). Endelig spurgte vi, hvor mange andre emner i lokalet emnerne kendte personligt (at kende flere af de andre emner personligt kan få emner til at opføre sig mere pro-socialt, dvs.mere tilbøjelige til at samarbejde i PD).,

Standard spilteori forudsiger, at muligheden for at spille blandede strategier i et one-shot PD-spil ikke vil påvirke samarbejdet overhovedet. Gensidig afhopning er spillets eneste Nash-ligevægt, hvilket betyder, at spillerne ikke har noget incitament til ensidigt at afvige fra sandsynlighedsfordelingen af 100% afhopning og 0% samarbejde. Empirisk er op til 80% af valgene i eksperimentelle PD-spil kooperative, afhængigt af kalibreringen af udbetalingerne . Til vores eksperimenter valgte vi spilmatri .en præsenteret i tabel 2., Det var allerede blevet brugt i, reportedho rapporterede en samarbejdsprocent på 55% og en tro på 45%. I rene, pro-sociale emner er nødt til at stå over for en ‘alt-eller-intet’ beslutning. Her, usikkerhed om andres adfærd vil sandsynligvis trække pro-sociale emner mod frafald, på grund af frygt for at blive draget fordel af overvælder ønsket om at maksimere fælles resultater. I blandet, vi forventer muligheden for at spille blandede strategier for at tilskynde pro-sociale emner til gensidigt at samarbejde i det mindste i samme grad, som de forventer, at deres modstandere samarbejder., Det afgørende punkt er, at kun blandingsstrategier gør det muligt for fag at give det bedste svar på deres tro. Da vi forventer en fordeling meget tæt på 50% samarbejde/50% afhopning af både tro og adfærd, bør den valgte spilmatri.give os klare resultater.forudsigelse: samarbejdsraten i Blandet er højere end i Pure.

one-shot-beslutningen giver den reneste test for sociale dilemmaer som PD. Når en beslutning kun træffes oncen gang, kan fag ikke lære i løbet af tiden (da nogle fag får forståelse, når der gives feedback )., Konditionering af ens egen adfærd på andres observerede tidligere adfærd er ikke mulig (som gensidigheden rapporteret i offentlige goder Spileksperimenter, dvs.i ) og omdømmeopbygning spiller ikke en rolle (som det gør i, når man interagerer mere end .n gang med det samme emne).

metoder

replikationskrisen har afsløret, at mange resultater inden for psykologi, eksperimentel økonomi og andre samfundsvidenskab ikke er reproducerbare., Vi tager fat på denne krise ved at bestemme antallet af nødvendige observationer ved hjælp af en effektBeregning (hvor den forventede effektstørrelse er baseret på litteraturen), før vi udfører vores eksperimenter. Ved hjælp af G*Power 3.1.9.2 , kræves en stikprøve på 40 i hver af de to behandlingsgrupper var beregnet til at give en statistisk styrke 1 − β = 0.8 at påvise en effekt af d = 0.58, under forudsætning af en en-sidet Wilcoxon rank-sum test og en fejl sandsynlighed for α = 0.05., Vi brugte resultaterne i og beregnet effektstørrelsen baseret på en forventet stigning i samarbejdet på 7 procentpoint i blandet over den rapporterede samarbejdsprocent på 55%, hvis udbetalingsmatri .vi også bruger. Vi antog en standardafvigelse på S. D. = 12.16 i begge behandlinger (beregnet ud fra datapunkterne i en nylig meta-undersøgelse).

alt 97 studerende fra University of Potsdam, der havde tilmeldt ORSEE database (baseret på ) Potsdam-Laboratorium for Økonomiske Eksperimenter (eller PLEx, https://www.uni-potsdam.de/plex) blev rekrutteret til at deltage i dette eksperiment., Disse forsøgspersoner blev tilfældigt tildelt to behandlinger: 48 forsøgspersoner i Pure og 49 forsøgspersoner i blandet. I alt deltog 12-18 forsøgspersoner i hver af de seks sessioner, der blev gennemført i juni 2018. Hvert fag deltog kun i en session.

efter indtræden i laboratoriet blev forsøgspersoner tilfældigt tildelt en computerterminal, hvorefter enhver kommunikation mellem forsøgspersoner var forbudt. Blinds mellem arbejdsstationer forbudt emner fra at se på deres naboers skærme og observere deres beslutninger. Der blev leveret et blankt ark papir og en pen til hvert emne., Eksperimentelle instruktioner blev vist på computerskærmen i begyndelsen af eksperimentet (for oversættelser af eksperimentet og skærmbilleder på tysk henvises til lageret i Dataadgangserklæringen). Sessioner var enten rene eller blandede sessioner, så instruktionerne var identiske for alle emner i rummet. Hver eksperimentel session varede omkring 15 min., Efterfølgende eksperimentelle spil, blev forsøgspersonerne bedt om at udfylde et kort spørgeskema, indsamling af oplysninger om forsøgspersonernes køn (dummy-variablen Kvinde = 1, hvis kvindelige), og uanset om de allerede havde hørt om forsøget (dummy-variabel Kendt Eksperiment = 1 hvis ja), uanset om de var bekendt med game theory (dummy-variabel spilteori = 1 hvis ja), og hvor mange andre fag i det rum, de kendte personligt (variabel Kendte Emner = antallet af kendte emner). Emner oparbejdet en vis-up gebyr på €4 og et gennemsnit på €6.18 i spillet (€6.47 i Ren, eur 5.90 i Blandet)., Emner modtog deres udbetaling privat. Eksperimentet blev programmeret i Tree-Tree og indrammet på en neutral måde. I begge grupper blev forsøgspersoner præsenteret med payoff-Matri theen i tabel 2. Samarbejde blev mærket beslutning a, afhoppelse beslutning B.

I begge grupper måtte emner tage en enkelt payoff-relevant beslutning. I Pure måtte emner beslutte at spille enten beslutning A eller beslutning B i alle 10 efterfølgende interaktioner (variabelt samarbejde: enten 0 eller 1, omdannet til satser på enten 0 eller 100)., I modsætning hertil måtte emner beslutte, hvor mange af de 10 interaktioner de ville tage beslutning a (variabelt samarbejde: heltal mellem 0 og 10, omdannet til satser mellem 0 og 100). I de resterende interaktioner, de spillede beslutning B. rækkefølgen, hvor de spillede den valgte blanding af A eller B mod deres kolleger, blev tilfældigt bestemt af computeren. Efter dette, computeren matchede emner tilfældigt i par med en af 10 andre emner i rummet. Hvert fags udbetaling fra eksperimentet var summen af overskud optjent i de 10 interaktioner., Emner modtog ingen oplysninger om deres kolleger eller andre fags beslutninger.

før forsøgspersoner tog deres beslutning, blev de bedt om (ikke-incitamenteret) at evaluere de andre fags adfærd. I Pure måtte emner angive, hvor mange af deres 10 interaktionspartnere de forventede ville vælge beslutning A (variabel tro: heltal mellem 0 og 10, omdannet til satser mellem 0 og 100)., I blandede emner måtte angive, hvor mange interaktioner de troede, at deres 10 interaktionspartnere ville vælge beslutning A i gennemsnit (variabel tro: tal med op til to decimaler mellem 0 og 10, også omdannet til satser).

resultater

3, 1. Sammenligning af behandlingsmidler

det vigtigste er sammenligningerne af midlerne til de to variabler af interesse, samarbejde og tro i vores behandlingsgrupper (begge variabler udtrykkes her som satser og varierer mellem 0 og 100%)., Vi kontrollerer også vores kontrolvariabler for afbalancerede prøver, da forskelle mellem behandlinger kan påvirke resultaterne. Tabel 3 viser prøvemidlerne, forskellene mellem behandlingerne og testresultaterne på forskellene mellem behandlingerne. Vi tilfældigt tildele 49 fag til blandet og 48 fag til ren. Vi udelukker ikke nogen observationer.

for at sammenligne de (kvasi-)kontinuerlige variabler i to uafhængige stikprøver, vi bruger Wilcoxon rank-sum test., Det er en ikke-parametrisk test, da den (i modsætning til t-testen) hverken kræver antagelse om, at begge prøver har samme varians, eller at de to prøver normalt fordeles. Vi anvender test2-testen for at detektere forskelle i frekvenserne af binære kategorier i de to uafhængige prøver.

3.1.1. Resultat

vores hovedspørgsmål er forskellen i samarbejdsrater mellem Den Blandede behandlingsgruppe og den rene kontrolgruppe. Samarbejdsraten i Blandet er 60%, i ren 75%., En tosidet rankilco .on rang-sum test viser, at forskellen mellem de to grupper er meget statistisk signifikant (p = 0,0003).

vores forudsigelse om, at muligheden for at spille blandede strategier vil øge samarbejdet i PD, viser sig at være forkert: samarbejdsraten i Pure er højere end i blandet.

overbevisninger om andre fags samarbejdsvilje kan naturligvis også påvirkes af beslutningsmiljøet (tro er en endogen variabel). En tosidet rankilco .on rang-sum test finder forskellen mellem blandet og ren at være statistisk forskellige (p = 0,0396)., Derfor afspejler fagets overbevisninger korrekt den lavere samarbejdshastighed i blandet sammenlignet med Pure.

i vores kontrol for afbalancerede prøver blev det kun fundet, at de variable kendte forsøgspersoner var statistisk forskellige mellem behandlingerne (p = 0, 0388). Vi vil senere inkludere denne variabel i en robusthedskontrol af de forskellige samarbejdsrater, der er identificeret i de to behandlinger.

3, 2., Test for forskelle mellem kønnene i tro og samarbejde

i Betragtning af den interesse i kønsforskelle i samarbejde, der er nævnt i indledningen, vil vi kort undersøge forholdet mellem køn og samarbejde sats og køn og tro separat. Vi hverken observere en statistisk signifikant sammenhæng mellem Kvindelige og Tro (Pearson korrelation koefficient for begge variable er -0.098 (p = 0.5093) i Ren og 0.161 (p = 0.2706) i Blandet) eller mellem de Kvindelige og Samarbejde (Pearson korrelation koefficient for begge variable er -0.068 (p = 0.646) i Ren og -0.020 (p = 0.,8900) i blandet).

3.3. Forholdet mellem samarbejde og overbevisninger

først overvejer vi fordelingen af variablerne tro og samarbejde. Figur 1 viser histogrammer af disse to variabler i ren og blandet. Vi observerer, at trosfordelingen på de to behandlinger er ens, med mange observationer, der falder midt i intervallet. Interessant nok valgte mange fag i blandede også mellemliggende samarbejdsniveauer. I denne behandling ligger fordelingen af Tro og samarbejde næsten oven på hinanden.,

dette fører os til hovedproblemet i dette afsnit: forholdet mellem fagets overbevisninger vedrørende andres kooperative spil og deres egen beslutning. Figur 2 viser en bo .plot af tro ved samarbejde i Pure. Samarbejdspartnere har en lidt højere median tro end afhoppere, og deres tro er mere komprimeret. Imidlertid er Pearson korrelationskoefficienten på 0.,140 viser sig ikke at være signifikant forskellig fra nul (p = 0, 3445). Figur 3 viser et scatterplot, der antyder et lineært forhold mellem samarbejde og tro på blandet. En positiv korrelation mellem Samarbejde og Tro på denne behandling er bekræftet ved en Pearson korrelationskoefficient på 0.403, signifikant forskellige fra nul (p = 0.0041).

3.4. Kontrol for confounds ved hjælp af OLS regressioner

er resultatet, at emner i blandet samarbejde mindre end emnerne i Pure stadig hold, hvis vi kontrollerer for de to variabler, der varierede mellem behandlingerne? Tabel 4 viser resultaterne fra OLS regressioner (i økonomi, den multivariate almindelig mindste kvadraters regression er den mest almindelige teknik til at estimere relationer mellem variable, mens du kontrollerer for kovariater’ indflydelse)., I Model 1 regresserer vi samarbejdet ved hjælp af vores samlede data på en konstant og en behandlingsdummy til blandet. Resultatet bekræfter vores tidligere fund: markant mere samarbejde i Pure (t-test, p = 0.043). I Model 2 udvider vi Model 1 ved at tilføje tro på regressionen. Begge variabler er statistisk forskellige fra nul (t-test, blandet dummy: p = 0.098; tro: p = 0.025). Endelig tilføjer vi i Model 3 kendte emner til Model 2. Her er behandlings-dummy og kendte personer ikke statistisk forskellige fra nul (t-test, blandet dummy: p = 0, 137; kendte personer: p = 0, 57)., Fagets overbevisninger er signifikant forskellige fra nul (t-test, p = 0,049).

hvilken model giver den bedste statistiske pasform (da vi hverken ønsker at overfylde eller underfit vores model)? Mål for forklaret varians, justeret R2, er størst for Model 2, og den Akaike og Bayesian information kriterier (AIC og BIC; de mest almindelige kriterier for model udvælgelse) er lavest for Model 2., Alle tre målinger viser, at Model 2 giver den bedste statistiske pasform af de tre modeller. Vi konkluderer fra denne robusthedskontrol, at samarbejdsraten i Pure er højere end i blandet, selv når vi kontrollerer for den variable Tro (som er endogen for de to behandlingsgrupper), i modsætning til vores forudsigelse.

konklusion

for at opsummere gennemførte vi PD-spileksperimenter med et skud. Vores behandlingsvariabel var muligheden for at spille blandede strategier., I en kontrolgruppe var fag begrænset til at spille enten fuldt samarbejde eller Fuld frafald mod 10 andre fag. I behandlingsgruppen fik forsøgspersonerne lov til at vælge en hvilken som helst blanding af de to strategier. Før emner tog deres beslutning, vi fremkaldte deres tro på de andre fags niveau af samarbejdsvilje.

Ved hjælp af en tosidet test fandt vi, at-i modsætning til vores forudsigelse—var samarbejdsraten i Pure faktisk højere end i blandet., Selv efter at have kontrolleret fagets tro på OLS-regressioner, forbliver denne forskel signifikant forskellig fra nul (dog kun på 10% – niveauet). Da vi kun foretog en effektBeregning til sammenligning af behandlingsgennemsnittene for samarbejde, er vi forsigtige med fortolkningen af den højere samarbejdshastighed, vi opdagede i Pure. Vi ser dog vores resultater som en indikation af, at samarbejdsraterne er forskellige, når emner kan bruge blandede strategier.

en korrekturlæser af dette papir påpegede, at emnerne i Mi .ed kunne samarbejde med en vis sandsynlighed., I Pure vil disse emner kun samarbejde, hvis denne sandsynlighed er højere end en bestemt tærskel (det er meget sandsynligt, at de kun samarbejder, hvis de mener, at mere end 50% af de andre emner også samarbejder). Denne s .itching-point teori lyder rimeligt. For at teste det ville man dog kræve et eksperimentelt design, hvor hvert individ gennemgår både et rent og et blandet trin (rækkefølgen af rent og blandet skal randomiseres mellem forsøgspersoner og kontrolleres for i analyserne)., Med vores design tester vi kun, om samarbejdsrater (og overbevisninger) adskiller sig, når emner kan spille blandede strategier (mellem fag). Troen på andres kooperativitet er endogen i kontrol og i behandlingsgruppen.

en tidligere undersøgelse viste, hvordan samarbejdsraterne varierer på tværs af symmetriske PD-eksperimenter med Onet skud, når udbetalingen af samarbejde / samarbejde i de underliggende spilmatricer er varieret . De finder, som forudsagt, at samarbejdsraten stiger, når de øger udbetalingen., De finder også, at troen på andre fags adfærd (som blev fremkaldt efter fagene tog deres beslutning) nøje sporer samarbejdsraten i den respektive behandling.

Vi synes, det ville være interessant at kombinere det eksperimentelle design med vores tilgang. Afhængig af parametriseringen af PD-spilmatrixen kan effekten af blandede strategier være anderledes. Når samarbejdsraten i en ren behandling er meget lav, kan denne sats være højere i en blandet behandling (på grund af personer, der ikke helt mangler, men vælger et mellemliggende samarbejdsniveau)., Dette kræver selvfølgelig en anden række eksperimenter. Disse eksperimenter kunne også omfatte et spørgeskema, der beder om fagets sociale værdiorientering for at adskille fagets motiver til samarbejde (se for et meta-studie af social værdiorientering i sociale dilemmaer).

etik

økonomiske eksperimenter som vores er ikke underlagt godkendelse af universitetets etiske bedømmelseskomit. (https://www.uni-potsdam.de/senat/kommissionen-des-senats/ek.html). En generel informeret samtykke/databeskyttelseserklæring blev underskrevet af alle forsøgspersoner forud for det første eksperiment på ple.., Ingen mindreårige deltog i eksperimenterne.

datatilgængelighed

Data, kode, eksperimentelle instruktioner og skærmbilleder er tilgængelige på https://osf.io/p4dgz/.

Forfatteres bidrag

L. H. og A. O. designet forskning, udført eksperimenter, analyseres resultaterne, og der skrev manuskriptet; A. O. programmeret eksperimentel software.,

Konkurrerende interesser

Vi erklærer, at vi ikke har nogen konkurrerende interesser

Finansiering

Vi anerkender støtte af Deutsche Forschungsgemeinschaft (tysk Research Foundation) og Åben Adgang Offentliggørelse Fund af University of Potsdam.

fodnoter