Együttműködés a Fogoly Dilemma: egy kísérleti összehasonlítása tiszta vagy kevert stratégiák

Bevezető

Fogoly Dilemma (PD) egy társadalmi dilemma, amely (általában) két játékos egyszerre szembesülnek a választás két lehetőség van: együtt, vagy a hiba., A PD játékmátrixa t >R >p > s az 1.táblázatban látható (az első kifizetés minden cellában az a játékoshoz tartozik, a második a B játékoshoz). Ha mindkét játékos együttműködik, mindketten kapnak kifizetési R (jutalomért). Ha mindkét játékos hiba, kapnak P (büntetés). Ha csak az egyik játékos hibázik, a másik pedig együttműködik, akkor a disszidens t-t kap (kísértésért), a Kádár pedig S-t (balekért)., Az egy lövés kölcsönhatások (vagy ha a játék megismétlődik véges számú időszakok), minden játékos, független a másik játékos választása, van egy ösztönzést, hogy hiba. Minden játékos a kísértés, hogy maximalizálja a saját nyereségét a defecting, de ha mindkét hiba, mind veszít, mint a helyzet, amelyben mindkét együttműködnek. A Nash Equilibrium szerint az egyensúlyban egyetlen játékosnak sincs ösztönzése arra, hogy egyoldalúan eltérjen választásától. Azonban a PD Nash egyensúlya a kölcsönös defekció nem társadalmilag hatékony., Ezért a társadalom érdeke, hogy megismerje a PD-ben az együttműködés meghatározó tényezőit, mert ez a dilemma valószínűleg bárhol felmerülhet összeférhetetlenség-akár a politikában, a közgazdaságtanban, akár az evolúcióban . A PD gyakori előfordulása és fontossága miatt számos tudományág elemezte a PD-ben való együttműködést, pl. evolúciós biológia / genetika , káoszelmélet , szociológia, pszichológia és (kísérleti) közgazdaságtan . Mivel a kimerítő irodalmi áttekintés túlmutat ezen a tanulmányon, áttekintéshez a felmérési cikkekre hivatkozunk .,

Ez a cikk bemutatja egy összehasonlítása témákra korlátozódik játszik a tiszta stratégiák esetében játszhat kevert stratégiák egy one-shot szimmetrikus PD laboratóriumi kísérlet., Kutatásainkat a vegyes Nash egyensúly különböző értelmezései motiválják a játék elméleti irodalmában a közgazdaságtanban. Von Neumann & Morgenstern a vegyes stratégiákat szándékos randomizáló eszközként értelmezi, hogy elrejtse szándékait (például egy játékos a megfelelő fillérekért játékban, aki túl akarja lépni ellenfelét) , míg Rosenthal úgy értelmezi őket, mint a tiszta választások eloszlását egy nagy populációban (pl., két alpopuláció létezik, mindegyiknek megvan a saját tiszta stratégiája, a természet véletlenszerűen illeszkedik a különböző populációk játékosaihoz). Egy másik értelmezést az Aumann nyújt, aki kijelenti, hogy a vegyes stratégiák valószínűségi jellege tükrözi azoknak a játékosoknak a bizonytalanságát, akik nem tudják, milyen lépéseket tesznek a többi játékos. Ezen értelmezés szerint minden játékos mindig határozott tiszta stratégiát választ, véletlenszerű kísérlet nélkül. (Rubinstein tárgyalja ezeket a különböző értelmezéseket.,) Dolgozatunkkal teszteljük, hogy az együttműködés mértéke különbözik-e, amikor összehasonlítjuk azokat a játékosokat, akik vegyes stratégiákat játszhatnak (hasonlóan az értelmezéshez ) azokkal a játékosokkal, akiknek egyénileg kell választaniuk a tiszta stratégiáik közül (hasonlító ). Annak érdekében , hogy figyelembe vegyük a mások cselekedeteivel kapcsolatos bizonytalanság szerepét, hiedelmeket is kiváltunk ezekről a cselekedetekről. Kísérletünkben (i) a PD-t választottuk alapjátéknak, mert kiemelkedő szerepet játszott a különböző tudományágakban, és (ii) azért, mert a PD-ben való együttműködés magában foglalja az egyéni és társadalmi érdekek cseréjét., A PD-ben való együttműködést sokkal érdekesebb (és morális, lásd ) kérdésnek tartjuk, mint pusztán egy számítást (mint például a Matching Pennys játékban).

kísérletünk egyik csoportjában az alanyok a tiszta stratégiák lejátszására korlátozódnak, a másik csoport Alanyai pedig vegyes stratégiákat játszhatnak egy lövés szimmetrikus PD játékban. Mindkét csoportban az alanyok névtelenül kölcsönhatásba lépnek 10 másik tantárgyal ,és egyszerre hozzák meg döntéseiket (a legjobb tudásunk szerint mi vagyunk az elsők, akik ezt a megközelítést alkalmazzák egy PD kísérletben)., A vegyes stratégiák megkímélik a döntéshozókat attól, hogy elkötelezzék magukat a teljes együttműködés vagy a teljes defekció mellett. Ehelyett a játékosok kiválaszthatják a tiszta stratégiák keverékét. A tanulmány célja annak meghatározása, hogy a vegyes stratégiák lejátszásának lehetősége befolyásolja-e a PD-ben való együttműködést. Monetikusan ösztönzött kísérletünkben az alanyok két csoportra oszthatók, amelyek csak a döntési térben különböznek egymástól. A tiszta kontrollcsoportban az alanyok tiszta stratégiai döntést hoznak., 10 véletlenszerűen illeszkedő anonim interakcióra a kísérleti munkameneten belül, egyszerre úgy döntenek, hogy együttműködnek vagy hibát követnek el a 2.táblázatban szereplő játékmátrix szerint. A vegyes kezelési csoportban az alanyoknak lehetőségük van vegyes stratégiai választásra. Ők döntik el, hogy hány a 10 véletlenszerűen illeszkedő névtelen kölcsönhatások akarnak együttműködni; a fennmaradó (szintén véletlenszerűen illeszkedő) névtelen kölcsönhatások, ők hiba. Ezért a vegyes alanyok továbbra is képesek teljes mértékben együttműködni vagy teljes mértékben hibázni, mint a tiszta., Az, hogy az alanyok milyen sorrendben játszanak az együttműködés és a disszekció választott keverékével, véletlenszerűen kerül meghatározásra.

ahhoz, Hogy növeli az esélyét, hogy a döntések szándékosan, tantárgyak, mind a kezelések kérte, hogy állam a meggyőződés arról, hogy az ellenzők cooperativeness., Ezeknek a hiedelmeknek a kiváltása lehetővé teszi számunkra, hogy jobban megvizsgáljuk a hiedelmek és az együttműködő magatartás közötti kapcsolatot. Korai kutatási téma volt a más szereplők viselkedésével kapcsolatos hiedelmek kiváltása, valamint ezeknek a hiedelmeknek a saját viselkedésére gyakorolt következményei. A PD kísérletekben részt vevő alanyok azt gondolják, hogy mások úgy fognak játszani, ahogy maguk is játszani akarnak ., Croson megállapította, hogy amikor az alanyokat arra kérték, hogy a legjobb (bináris) becslést, amit a megfelelője a kísérletben tenne, ez csökkentette a későbbi együttműködés egy lövés PD kísérletek mintegy 30% képest alanyok, akik nem kérték. Acevedo & Krueger a hiedelmek és a viselkedés közötti kapcsolatot a bizonyító érvelésnek és a társadalmi értékorientációnak tulajdonítja. Rubinstein & Salant a PD-hez hasonló stratégiai interakciók önhasonlóságára vonatkozó kapcsolódó bizonyítékokat mutat be.,

A poszt-kísérleti kérdőívben arra kértük tantárgyak kontroll változók mi tekinthető fontos kísérleteket végzett a hallgatók egy egyetem (úgy döntöttünk, hogy nem tartalmazza a további kontroll változók, mint a témák, a kísérletek kizárólag a diákok, ezért a hasonló korú, valamint az oktatási szinten egyikük sem vett részt korábban a RENDŐRSÉG kísérletet a laboratóriumban; nem tartalmaz intézkedést a kockázatkerülés, mert nincs bizonyíték arra, hogy nem korrelál magatartás a RENDŐRSÉG vagy a Bizalom Játék )., Először is, mi szerepel a nemek közötti mert megtalálta a nőknél több szövetkezet az első fordulóban egy ismételt PD kísérlet (ez a különbség kifejezettebb volt a vegyes-a nemek közötti ülések, mint amikor egyetlen-a nemek közötti ülések voltak képest). Lásd egy általánosabb vita A nemek közötti különbségek PD kísérletek, valamint egy meta-tanulmány A nemek közötti különbségek diktátor játék, PD kísérletek. Másodszor, belefoglaltuk, hogy az alanyok már hallottak-e a kísérletről (mert a kísérletről a társaktól való hallás miatt az alanyok másképp viselkedhetnek, mint azok, akik nem)., Harmadszor, belefoglaltuk, hogy ismerik-e a játékelméletet (mivel a PD-t általában a játékelméleti osztályokban tanítják, és a megoldás ismerete miatt a hallgatók jobban viselkedhetnek az elmélettel összhangban; lásd például az alanyok tapasztalatainak szerepét a PD kísérletekben). Végül megkérdeztük, hogy a szobában hány más tantárgyat ismernek az alanyok személyesen (ha többet tudunk a többi tantárgyról személyesen, akkor az alanyok társadalmilag jobban viselkedhetnek, azaz hajlamosabbak együttműködni a PD-ben).,

a Standard játékelmélet azt jósolja, hogy az egyjátékos PD játékban a vegyes stratégiák lejátszásának lehetősége egyáltalán nem befolyásolja az együttműködést. A kölcsönös defekció a játék egyetlen Nash egyensúlya, ami azt jelenti, hogy a játékosoknak nincs ösztönzésük arra, hogy egyoldalúan eltérjenek a 100% – os defekció valószínűségi eloszlásától és 0% – os együttműködéstől. Empirikusan azonban a kísérleti PD játékok választásainak akár 80% – a együttműködő, a kifizetések kalibrálásától függően . Kísérleteinkhez a 2. táblázatban bemutatott játékmátrixot választottuk., Ezt már használták, akik 55% – os együttműködési arányt és 45% – os hiedelemarányt jelentettek. A tiszta, pro-social alanyok szembe kell néznie egy “mindent vagy semmit” döntés. Itt a mások viselkedésével kapcsolatos bizonytalanság valószínűleg a társadalompárti alanyokat a disszekció felé vonzza, mert attól tartanak, hogy kihasználják a közös eredmények maximalizálásának vágyát. Vegyes, elvárjuk a lehetőséget, hogy játsszon vegyes stratégiák ösztönzése pro-szociális alanyok kölcsönösen együttműködnek legalább ugyanolyan mértékben, hogy elvárják, hogy ellenfeleik együttműködni., A lényeg az, hogy csak a keverési stratégiák lehetővé teszik az alanyok számára, hogy a legjobb választ adják hitükre. Mivel mind a hiedelmek, mind a viselkedés nagyon közel 50% – os eloszlását várjuk, a választott játékmátrixnak egyértelmű eredményeket kell adnia.

előrejelzés: az együttműködés aránya vegyes magasabb, mint a tiszta.

az egy lövés döntés biztosítja a legtisztább tesztet a társadalmi dilemmák, mint a PD. Ha a döntést csak egyszer hozzák meg, az alanyok nem tanulhatnak az idő múlásával (mivel egyes alanyok megértik a visszajelzést )., A saját viselkedésének kondicionálása mások megfigyelt múltbeli viselkedésére nem lehetséges (mint például a közjavak Játékkísérleteiben jelentett viszonosság, azaz in), és a hírnévépítés nem játszik szerepet(mint ahogyan az ugyanazon témával való többszöri interakció során).

módszerek

a replikációs válság rávilágított arra, hogy a pszichológia, a kísérleti közgazdaságtan és más társadalomtudományok számos eredménye nem reprodukálható., Mi címét, hogy ez a válság által számának meghatározásánál szükséges megfigyelések segítségével a teljesítmény számítás (ahol a várható hatás mérete alapján a szakirodalom), mielőtt végzett a kísérletek. A G*Power 3.1.9.2 használatával a két kezelési csoport mindegyikében 40-es minta szükséges méretét úgy számítottuk ki, hogy 1 − β = 0.8 statisztikai teljesítményt biztosítsunk a d = 0.58 hatásának kimutatására, feltételezve egy egyoldalú Wilcoxon rank-sum tesztet és α = 0.05 hiba valószínűségét., Az eredményeket felhasználtuk és kiszámítottuk a hatásméretet az együttműködés várható 7 százalékpontos növekedése alapján, vegyes módon, a bejelentett együttműködési arány 55% – ában, amelynek kifizetési mátrixát is használjuk . Az S.d. = 12,16 standard eltérését feltételeztük mindkét kezelésnél (egy közelmúltbeli meta-vizsgálat adatpontjaiból számítva ).

a Potsdami Egyetem összesen 97 hallgatóját, akik feliratkoztak a Potsdami gazdasági kísérletek laboratóriumának (vagy PLEx, https://www.uni-potsdam.de/plex) ORSEE adatbázisára., Ezeket a vizsgálati alanyokat véletlenszerűen két kezelésre osztották: 48 tiszta és 49 vegyes vizsgálati alanyra. A 2018 júniusában lefolytatott hat ülés mindegyikében összesen 12-18 tantárgy vett részt. Minden téma csak egy ülésen vett részt.

a laboratóriumba való belépés után az alanyokat véletlenszerűen egy számítógépes terminálhoz rendelték, amely után az alanyok közötti kommunikáció tilos volt. A munkaállomások közötti vakok megtiltották az alanyoknak, hogy a szomszédaik képernyőjét nézzék, és betartsák döntéseiket. Minden tárgyhoz egy üres papírlapot és egy tollat biztosítottak., Kísérleti utasítások jelentek meg a számítógép képernyőjén elején a kísérlet (fordítások a kísérlet, valamint screenshotok német, lásd a tároló az adat Kisegítő nyilatkozat). A munkamenetek tiszta vagy vegyes ülések voltak, így az utasítások azonosak voltak a szobában lévő összes tantárgy számára. Minden kísérleti munkamenet körülbelül 15 percig tartott., A későbbi-a kísérleti játék, alanyokat arra kérték, hogy töltsön ki egy rövid kérdőívet, információkat gyűjt alanyok neme (dummy változó Női = 1, ha nő) e már hallottam arról, hogy a kísérlet (dummy változó Ismert Kísérlet = 1, ha igen), függetlenül attól, hogy ők ismerik a játék-elmélet (dummy-változó játékelmélet = 1, ha igen), majd, hogy hány egyéb tárgyakat a szobában, tudták, hogy személyesen (változó Ismert Tantárgyak száma = ismert témákról). Tantárgyak szerzett egy show-up díj €4 átlagosan €6.18 a játék (€nek 6,47 Tiszta, €5.90 Vegyes)., Az alanyok privát módon kapták meg a kifizetést. A kísérletet z-fában programozták, semleges módon keretezve. Mindkét csoportban az alanyok a 2. táblázatban a kifizetési mátrixot mutatták be. Az együttműködés az a határozat, a disszidációs határozat B.

mindkét csoportban az alanyoknak egyetlen kifizetésre vonatkozó döntést kellett hozniuk. A tiszta, alanyok kellett dönteni, hogy játsszon akár döntés a vagy határozat B mind a 10 későbbi kölcsönhatások (változó együttműködés: vagy 0 vagy 1, átalakult aránya vagy 0 vagy 100)., A vegyes, ezzel szemben, alanyok kellett eldönteni, hogy hány a 10 kölcsönhatások fognak dönteni a (változó együttműködés: egész számok között 0 és 10, átalakult aránya között 0 és 100). A fennmaradó interakciók, játszottak határozat B. a sorrendet, amelyben játszott a választott mix a vagy B ellen társaik véletlenszerűen határozza meg a számítógép. Ezt követően a számítógép véletlenszerűen párokba illesztette az alanyokat a szobában lévő 10 másik tantárgy egyikével. Minden alany kifizetése a kísérletből a 10 interakcióban szerzett nyereség összege volt., Az alanyok nem kaptak információt társaikról vagy más alanyok döntéseiről.

mielőtt az alanyok meghozták döntésüket, felkérték őket, hogy (nem ösztönözve) értékeljék a többi alany viselkedését. Tisztán az alanyoknak meg kellett állapítaniuk, hogy az általuk várt 10 interakciós partner közül hány választja az a döntést (változó hit: 0 és 10 közötti egész szám, 0 és 100 közötti értékekké átalakítva)., A vegyes, alanyok kellett mondani, hogy hány kölcsönhatások úgy gondolták, hogy a 10 interakció partnerek választaná döntés a átlagosan (változó hit: szám legfeljebb két tizedes között 0 és 10, is átalakult árak).

eredmények

3.1. A kezelés összehasonlítása azt jelenti, hogy

a legfontosabb az érdeklődés, az együttműködés és a hit két változójának összehasonlítása a kezelési csoportjainkban (mindkét változót itt 0-100% – os arányként és tartományként fejezzük ki)., Ellenőrizzük a kontroll változókat a kiegyensúlyozott minták esetében is, mivel a kezelések közötti különbségek befolyásolhatják az eredményeket. A 3. táblázat bemutatja a mintaeszközöket, a kezelések közötti különbségeket és a vizsgálati eredményeket a kezelések közötti különbségekről. Véletlenszerűen 49 alanyt rendelünk a vegyes és 48 alanyhoz. Nem zárunk ki semmilyen megfigyelést.

a (kvázi-)folytonos változók összehasonlításához a két független mintában a Wilcoxon rank-sum tesztet használjuk., Ez egy nem parametrikus vizsgálat, mivel (a t-teszttel ellentétben) nem igényli azt a feltételezést, hogy mindkét minta egyenlő varianciával rendelkezik, sem azt, hogy a két mintát általában elosztják. A χ2-tesztet alkalmazzuk a bináris kategóriák frekvenciáinak különbségeinek kimutatására a két független mintában.

3.1.1. Eredmény

fő kérdésünk a vegyes kezelési csoport és a tiszta kontrollcsoport közötti együttműködési arányok különbsége. Az együttműködés aránya vegyes 60%, tiszta 75%., A kétoldalas Wilcoxon rank-sum teszt azt mutatja, hogy a két csoport közötti különbség statisztikailag szignifikáns (p = 0, 0003).

előrejelzésünk, hogy a vegyes stratégiák lejátszásának lehetősége növeli a PD-ben való együttműködést, tévesnek tűnik: a tiszta együttműködési arány magasabb, mint a vegyes.

a más alanyok együttműködésével kapcsolatos hiedelmeket természetesen befolyásolhatja a döntési környezet is (a hit endogén változó). A kétoldalas Wilcoxon rank-sum teszt statisztikailag eltérőnek találja a vegyes és a tiszta közötti különbséget (p = 0,0396)., Ezért az alanyok hiedelmei helyesen tükrözik az alacsonyabb együttműködési arányt vegyes, mint a tiszta.

a kiegyensúlyozott minták ellenőrzése során csak az ismert változó alanyok bizonyultak statisztikailag eltérőnek a kezelések között (p = 0, 0388). Ezt a változót később bevonjuk a két kezelés során azonosított különböző együttműködési arányok robusztus ellenőrzésébe.

3.2., Teszt A nemek közötti különbségekre a hiedelmekben és az együttműködésben

tekintettel a bevezetőben említett nemek közötti különbségek iránti érdeklődésre, hamarosan külön vizsgáljuk meg a nemek és az együttműködési arány, valamint a nemek és a hit közötti kapcsolatot. Nem figyelünk meg statisztikailag szignifikáns kapcsolatot a nők és a hit között (mindkét változó Pearson-korrelációs együtthatója -0,098 (p = 0,5093) tiszta és 0,161 (P = 0,2706) vegyes), sem a nők és az együttműködés között (mindkét változó Pearson-korrelációs együtthatója -0,068 (p = 0,646) tiszta és -0,020 (p = 0.,8900) vegyes).

3.3. Az együttműködés és a hiedelmek közötti kapcsolat

először a változók eloszlását vesszük figyelembe. Az 1. ábra e két változó hisztogramjait mutatja tiszta és vegyes formában. Megfigyeljük, hogy a két kezelésbe vetett hit eloszlása hasonló,sok megfigyelés az intervallum közepén esik. Érdekes, hogy vegyes, sok téma a közbenső együttműködési szinteket is választotta. Ebben a bánásmódban a hit és az együttműködés megoszlása szinte egymáson múlik.,

Ez vezet minket a fő kérdés ebben a szakaszban: a kapcsolat az alanyok hiedelmek tekintetében a kooperatív játék mások és a saját döntését. Ábra 2 mutatja egy boxplot hit által együttműködés tiszta. A kádereknek valamivel magasabb a medián hitük, mint a disszidenseknek, hitük pedig tömörebb. A Pearson korrelációs együtthatója azonban 0.,A 140 nem különbözik jelentősen a nullától (p = 0, 3445). A 3. ábra egy szórólapot mutat, amely lineáris összefüggést sugall az együttműködés és a vegyes hit között. Az együttműködés és az ebbe a kezelésbe vetett hit közötti pozitív korrelációt egy 0,403-as Pearson korrelációs együttható igazolja, amely jelentősen eltér a nullától (p = 0,0041).

3.4. Controlling for confounds using OLS regressions

vajon az eredmény, hogy a vegyes alanyok kevésbé működnek együtt, mint a tiszta alanyok, továbbra is fennáll, ha a kezelések között eltérő két változót irányítjuk? A 4. táblázat az OLS regressziók eredményeit jeleníti meg(a közgazdaságtanban a többváltozós rendes legkisebb négyzet regresszió a leggyakoribb módszer a változók közötti kapcsolatok becslésére, miközben szabályozza a kovariánsok befolyását)., Az 1-es modellben összevont adataink felhasználásával egy állandó és egy vegyes kezelésű próbabábut használunk. Az eredmény megerősíti korábbi megállapításunkat: lényegesen több együttműködés a Pure-ban (t-teszt, p = 0, 043). A 2. modellben kiterjesztjük az 1. modellt a regresszióba vetett hit hozzáadásával. Mindkét változó statisztikailag különbözik a nullától (T-tesztek, vegyes próbabábu: p = 0,098; hit: p = 0,025). Végül a 3. modellben ismert témákat adunk hozzá a 2. modellhez. Itt a hatóanyag nélküli kezelés és az ismert vizsgálati alanyok statisztikailag nem különböznek a nullától (T-tesztek, vegyes próbabábu: p = 0,137; ismert vizsgálati alanyok: p = 0,357)., Az alanyok hiedelmei jelentősen különböznek a nullától (t-teszt, p = 0, 049).

melyik modell biztosítja a legjobb statisztikai illeszkedést (mivel nem akarjuk túlfit vagy alulfit modellünket)? A magyarázott variancia mértéke, a korrigált R2, a legmagasabb a 2. modellnél, az Akaike és Bayes-féle információs kritériumok (AIC és BIC; a modellválasztás leggyakoribb kritériumai) pedig a legalacsonyabbak a 2.modellnél., Mindhárom mutató azt jelzi, hogy a 2.modell biztosítja a három modell legjobb statisztikai illeszkedését. Ebből a robusztus ellenőrzésből arra következtetünk, hogy a tiszta együttműködési arány magasabb, mint a vegyes, még akkor is, ha a változó hitet (amely endogén a két kezelési csoport számára) ellenőrizzük, előrejelzésünkkel ellentétben.

következtetés

összefoglalni, végeztünk egy lövés PD játék kísérletek. A kezelési változó volt a lehetőség, hogy játsszon vegyes stratégiák., Egy kontrollcsoportban az alanyok a teljes együttműködésre vagy a teljes disszidációra korlátozódtak 10 másik tantárgy ellen. A kezelési csoportban az alanyok választhattak a két stratégia bármely keverékét. Mielőtt az alanyok meghozták a döntésüket, felkeltettük a hitüket a többi alany együttműködésének szintjéről.

kétoldalas teszttel megállapítottuk, hogy—előrejelzésünkkel ellentétben-a tiszta együttműködési arány valójában magasabb volt, mint a vegyes., Még az alanyok OLS regressziókban való meggyőződésének ellenőrzése után is ez a különbség jelentősen eltér a nullától (bár csak a 10% – os szinten). Mivel csak teljesítményszámítást végeztünk az együttműködés kezelési átlagainak összehasonlításához, óvatosak vagyunk a magasabb együttműködési Arány értelmezésével, amelyet tisztán észleltünk. Megállapításainkat azonban annak jeleként látjuk, hogy az együttműködési arányok eltérőek, ha az alanyok vegyes stratégiákat használhatnak.

a tanulmány egyik bírálója rámutatott, hogy a vegyes alanyok bizonyos valószínűséggel együttműködhetnek., Tisztán ezek az alanyok csak akkor működnének együtt, ha ez a valószínűség magasabb, mint egy bizonyos küszöbérték (nagyon valószínű, hogy csak akkor működnek együtt, ha úgy vélik, hogy a többi alany több mint 50% – A is együttműködik). Ez a kapcsolási pont elmélet ésszerűnek hangzik. A teszteléshez azonban kísérleti tervezésre lenne szükség, ahol minden alany tiszta és vegyes szakaszon megy keresztül (a tiszta és kevert sorrendet randomizálni kell az alanyok között,és az elemzésekben ellenőrizni kell)., Tervezésünkkel csak azt vizsgáljuk, hogy az együttműködési arányok (és a hiedelmek) különböznek-e, amikor az alanyok vegyes stratégiákat játszhatnak (alanyok között). A mások együttműködésével kapcsolatos hiedelmek endogének a kontrollcsoportban és a kezelési csoportban.

egy korábbi tanulmány kimutatta, hogy az együttműködési arányok hogyan változnak az egy lövés szimmetrikus PD kísérletekben, amikor az együttműködés/együttműködés kifizetése az alapul szolgáló játék mátrixokban változatos . Az előrejelzések szerint az együttműködési arány növekszik, amikor növelik a kifizetést., Azt is megállapítják, hogy a más alanyok viselkedésével kapcsolatos hiedelmek (amelyeket az alanyok döntése után váltottak ki) szorosan nyomon követik az együttműködés arányát az adott kezelésben.

úgy gondoljuk, hogy érdekes lenne kombinálni a kísérleti tervet a megközelítésünkkel. A PD játékmátrix parametrizációjától függően a vegyes stratégiák hatása eltérő lehet. Ha a tiszta kezelés együttműködési aránya nagyon alacsony, ez az arány magasabb lehet vegyes kezelésben (olyan személyek miatt, akik nem teljesen hibásak, hanem az együttműködés közbenső szintjét választják)., Ez természetesen újabb kísérletsorozatot igényel. Ezek a kísérletek tartalmazhatnak egy kérdőívet is, amely az alanyok társadalmi értékorientációját kéri az alanyok együttműködési motívumainak szétválasztása érdekében (lásd a társadalmi értékorientáció meta-tanulmányát a társadalmi dilemmákban).

etika

a miénkhez hasonló gazdasági kísérleteket az egyetem etikai felülvizsgálati bizottsága nem hagyja jóvá (https://www.uni-potsdam.de/senat/kommissionen-des-senats/ek.html). A PLEx első kísérlete előtt minden alany általános tájékozott beleegyezési/Adatvédelmi nyilatkozatot írt alá., A kísérletekben kiskorúak nem vettek részt.

az adatok hozzáférhetősége

adatok, kód, kísérleti utasítások és képernyőképek a https://osf.io/p4dgz/címen érhetők el.

a szerzők hozzászólásai

L. H. és A. O. megtervezték a kutatást, elvégezték a kísérleteket, elemezték az eredményeket és megírták a kéziratot; A. O. programozta a kísérleti szoftvert.,

konkurens érdekek

kijelentjük, hogy nincsenek konkurens érdekeink

finanszírozás

elismerjük a Deutsche Forschungsgemeinschaft (Német Kutatási Alapítvány) és a Potsdami Egyetem nyílt hozzáférésű Kiadványalapjának támogatását.

lábjegyzetek