賴玥 柳弌祎

摘 要：采用入戶實(shí)地實(shí)驗(yàn)的方式，從貧困農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響因素入手對“窮人思維”進(jìn)行解讀。在廣西、貴州兩個(gè)少數(shù)民族聚居鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）進(jìn)行的抽樣調(diào)查和實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，貧農(nóng)普遍厭惡風(fēng)險(xiǎn)，特別在面臨可能的損失時(shí)風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度顯著上升，但也有部分風(fēng)險(xiǎn)偏好者，在面臨可能的損失時(shí)卻更為偏好風(fēng)險(xiǎn);越是厭惡風(fēng)險(xiǎn)者獲得的實(shí)驗(yàn)收益越低，相反越是偏好風(fēng)險(xiǎn)者獲得的實(shí)驗(yàn)收益越高;配偶、母親受教育水平的增加顯著降低了貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度;家庭承受的教育負(fù)擔(dān)越重，貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高。扶貧政策的開展和實(shí)施應(yīng)考慮貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，完善針對風(fēng)險(xiǎn)偏好者的多樣化的金融支持和針對風(fēng)險(xiǎn)厭惡者的低息金融扶持，能覆蓋更廣泛的貧農(nóng)群體。長期來看，教育扶貧應(yīng)當(dāng)成為一項(xiàng)持續(xù)的重點(diǎn)扶貧政策，降低家庭教育負(fù)擔(dān)、提高女性的受教育年限、加強(qiáng)成人繼續(xù)教育培訓(xùn)都將產(chǎn)生長期、積極的顯著影響。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度;風(fēng)險(xiǎn)厭惡;實(shí)地實(shí)驗(yàn);貧困;教育扶貧

文章編號：2095-5960（2019）06-0092-09;中圖分類號：F061.3;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)中常用風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度來衡量個(gè)人或家戶對待不確定的態(tài)度。在某種意義上風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度直接影響個(gè)人或家戶的決策。一些證據(jù)表明，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在個(gè)體間存在差異，并且不是天生固定不變的，個(gè)體特征、生活環(huán)境、經(jīng)濟(jì)條件限制都會(huì)影響個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。[1][2]相比其他人群，農(nóng)戶收入主要依賴農(nóng)業(yè)，而農(nóng)業(yè)面臨更多不可抗力風(fēng)險(xiǎn)，因此農(nóng)戶更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，貧困農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度一般高于富農(nóng)。研究認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)厭惡會(huì)使人做出次優(yōu)決策，使收益下降。[3]比如，黃季焜發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡使得農(nóng)民增加了農(nóng)藥使用量;[4]陳波認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高的農(nóng)民回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的初始投資額低導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)容易失敗;[5]侯麟科等認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度影響了農(nóng)民對玉米品種的選擇;[6]許承明、張建軍發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度影響農(nóng)民對信貸和保險(xiǎn)的選擇[7]。因?yàn)樨毨мr(nóng)戶常常做出類似的次優(yōu)決策，人們將這種決策模式俗稱為“窮人思維”。一些研究發(fā)現(xiàn)“窮人思維”可能帶來或者強(qiáng)化了窮人的貧困狀況，使窮人陷入低收入貧困陷阱或持續(xù)貧困狀態(tài)。[8][9]

“窮人思維”是如何形成的？對這一類問題的回答有助于人們理解所謂的“窮人思維”，同時(shí)有助于尋找更好的扶貧政策切入口，尊重貧困農(nóng)戶、給予他們需要的切實(shí)的幫助。本文正是基于這樣的目的，以貧困地區(qū)農(nóng)戶為研究對象，通過在廣西、貴州2個(gè)貧困鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）4個(gè)村的抽樣調(diào)查和實(shí)地實(shí)驗(yàn)，對貧困農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。與以往關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的研究不同，本文采用入戶實(shí)地實(shí)驗(yàn)的方式，沿用目前較為規(guī)范的Yesuf & Bluffstone彩票系統(tǒng)來測算農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，這樣很好地避免了通過問卷、測試或其他觀察方式獲得的風(fēng)險(xiǎn)偏好數(shù)據(jù)帶來的內(nèi)生性問題。

二、入戶實(shí)地實(shí)驗(yàn)及抽樣調(diào)查

選取位于廣西的泗頂鎮(zhèn)和貴州的石門鄉(xiāng)作為實(shí)驗(yàn)地。兩鄉(xiāng)鎮(zhèn)各位于一個(gè)國定貧困縣中，均為少數(shù)民族雜居地，2017年年末人均純收入在5000—7000元左右。隨機(jī)抽樣入戶調(diào)查實(shí)驗(yàn)于2017年7月和9月分別在泗頂和石門的兩個(gè)貧困村進(jìn)行，共搜集有效樣本117份，其中泗頂59份，石門58份。每份樣本包括一份問卷調(diào)查和一份彩票實(shí)驗(yàn)。為保證被試可以獨(dú)立作出決策，選取各戶的戶主作為被試，若戶主外出打工則被試為其配偶。

彩票實(shí)驗(yàn)使用的是Yesuf & Bluffstone的兩組彩票系統(tǒng)。①?①Yesuf & Bluffstone使用的彩票系統(tǒng)從Binswanger發(fā)展而來，這套彩票系統(tǒng)是使用最多的實(shí)驗(yàn)材料，其特點(diǎn)在于各收益組合滿足期望效用假設(shè)下的相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡不變特征。除此以外，Tanaka et al.開發(fā)了一套基于累積前景理論的彩票系統(tǒng)，但由于使用人數(shù)不多，因此結(jié)果不利于橫向比較。 每組包含5張彩票，每張彩票包含6項(xiàng)選擇。每組第1張彩票為基準(zhǔn)卡，之后每張彩票收益為基準(zhǔn)卡的5、10、20、30倍。第一組彩票只包含收益項(xiàng)，不含損失項(xiàng)，我們稱為無損組（見表1）。第二組彩票既包含收益項(xiàng)也包含損失項(xiàng)，我們稱為損益組（見表2）。實(shí)驗(yàn)從無損組彩票開始，實(shí)驗(yàn)員告知被試將彩票中的6個(gè)選項(xiàng)假設(shè)為6畝地，每畝肥沃程度不同，因此第二年收入不同，但只能選擇其中一畝進(jìn)行耕種。同時(shí)，第二年是否豐收也會(huì)影響最終收入，概率各為50%。被試被要求在6個(gè)選項(xiàng)中選擇1項(xiàng)，然后由實(shí)驗(yàn)員通過拋擲硬幣的方式來決定第二年是否豐收，被試最終獲得該彩票收益。每張彩票選擇并拋硬幣確定收益后再進(jìn)行下一張彩票實(shí)驗(yàn)。無損組彩票實(shí)驗(yàn)結(jié)束后結(jié)算收益并以現(xiàn)金方式給付被試，再進(jìn)行損益組彩票實(shí)驗(yàn)。損益組彩票實(shí)驗(yàn)完成后全組實(shí)驗(yàn)結(jié)束，被試以現(xiàn)金方式獲得（或損失）全部彩票收益。

在調(diào)查及實(shí)驗(yàn)過程中，為保持實(shí)驗(yàn)的內(nèi)控性，我們采取了單獨(dú)實(shí)驗(yàn)和現(xiàn)金支付的傳統(tǒng)措施，根據(jù)Charness & Viceisza[10]及Yesuf & Bluffstone[2]的研究，平均彩票收益超過當(dāng)?shù)厝帐杖肟梢砸暈槌晒ぐl(fā)出個(gè)體的真實(shí)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。實(shí)驗(yàn)中，泗頂和石門被試的平均收益分別為38.68和38.67元，接近石門當(dāng)?shù)厝帐杖?0.87元的2倍，更相當(dāng)于泗頂日收入13.70元的3倍，使得真實(shí)態(tài)度激發(fā)得到保證。需要說明的是，實(shí)驗(yàn)引入了詢問退出和強(qiáng)制退出機(jī)制。在整組彩票實(shí)驗(yàn)開始之前向被試說明彩票實(shí)驗(yàn)規(guī)則，并詢問被試是否愿意參加，若被試不愿參加，實(shí)驗(yàn)終止，將該被試視為完全風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。第一組（無損組）彩票實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，計(jì)算彩票收益并立即給付現(xiàn)金，并詢問被試是否愿意參加第二組（損益組）實(shí)驗(yàn)，若被試不參加，實(shí)驗(yàn)終止，被試在第二組實(shí)驗(yàn)中仍然被視為完全風(fēng)險(xiǎn)厭惡者②?②將放棄實(shí)驗(yàn)者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度設(shè)置為“完全風(fēng)險(xiǎn)厭惡”在我們的實(shí)驗(yàn)中是合理的。無損組彩票由于收益始終為正數(shù)，最壞的可能性也是0。損益組彩票的第6項(xiàng)選擇也保證了完全風(fēng)險(xiǎn)厭惡者可以始終將收益控制在0。在了解規(guī)則、數(shù)額足夠激發(fā)真實(shí)態(tài)度及現(xiàn)金支付的前提下，將拒絕參加者視為“完全風(fēng)險(xiǎn)厭惡”是合理的。同時(shí)，本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)也證明了是否將放棄實(shí)驗(yàn)被試加入樣本中均不影響文章的主要結(jié)論。 。詢問退出規(guī)則保證了實(shí)驗(yàn)中沒有中途退出者。若第一組（無損組）彩票實(shí)驗(yàn)收益小于20元，則被試被強(qiáng)制退出第二組彩票實(shí)驗(yàn)，防止最后出現(xiàn)損失。被強(qiáng)制退出的被試樣本我們稱之為無緣樣本①?①Yesuf & Bluffstone在俄塞俄比亞農(nóng)戶中進(jìn)行的實(shí)驗(yàn)也設(shè)計(jì)了相似的強(qiáng)制退出機(jī)制并提供了實(shí)驗(yàn)安全性方面的證明。我們亦認(rèn)為這是一種必要的保護(hù)被試的實(shí)驗(yàn)措施，同時(shí)文章第五部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也證明包括無緣樣本（N=117）與不包括無緣樣本的結(jié)果對于文章的主要結(jié)論都是穩(wěn)健的。 。另外，在第一組實(shí)驗(yàn)開始之前使用一張單獨(dú)的模擬彩票卡片進(jìn)行模擬實(shí)驗(yàn)，以便被試完全理解彩票游戲規(guī)則，該模擬彩票結(jié)果不計(jì)入最終收益。為考察是否存在順序效應(yīng)，我們隨機(jī)在彩票實(shí)驗(yàn)中采用順序和逆序兩種方式進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，并在后文回歸分析中對順序效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

本文所使用樣本共117份，附表顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息。

三、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度估算及分析

我們將被試所有彩票選擇的加權(quán)平均值作為被試的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度估計(jì)值，用r指代包含無損組與損益組的彩票選擇均值，r_gainonly指代無損組彩票選擇均值，r_gainonly指代損益組彩票選擇均值。由于無緣樣本被試無法表達(dá)面對損益組彩票的態(tài)度，因此無法估算r_gainonly與r。則，用于估算r和r_gainonly的樣本最多為96個(gè)，用于估算r_gainonly的樣本最多為117個(gè)。表3概括了彩票實(shí)驗(yàn)結(jié)果。

我們測算出的全樣本平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為3.80（見表3），這與Ye & Wang對北京郊區(qū)的農(nóng)民風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度測算結(jié)果（3.7—3.9）相似[11]，低于一些文獻(xiàn)對其他國家貧困農(nóng)戶測算的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度值，如Yesuf & Bluffstone對俄塞俄比亞農(nóng)戶的測算值為4.10左右。但與其他人群相比，仍然較為厭惡風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，表3中顯示，與全樣本無損組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度3.45相比，損益組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度上升至4.18。同樣的趨勢從分樣本中也能看出，兩組分樣本損益組平均風(fēng)險(xiǎn)度均高于無損組。石門樣本損益組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度比無損組提升了9%，泗頂樣本無損組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度較低（3.25），面對可能的損失時(shí)風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度更高（4.40），提升幅度高達(dá)35.38%。這表明我們的實(shí)驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了框架效應(yīng)的存在[12]，與僅面對收益相比，面對損失時(shí)個(gè)體更厭惡風(fēng)險(xiǎn)。

再來看一下組內(nèi)彩票間的平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度差異，圖1 （a） 展示了無損組和損益組內(nèi)各張彩票的平均風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。三條實(shí)線代表無損組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，分別表示全樣本（r_gainonly_117）、扣除無緣樣本（r_gainonly_96）、僅包含參與全組實(shí)驗(yàn)被試（r_gainonly_56）。兩條虛線代表損益組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，分別表示扣除無緣樣本（r_gainloss_96）、僅包含參與全組實(shí)驗(yàn)被試（r_gainloss_56）。在全樣本無損組中，平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度從基準(zhǔn)組（彩票1）的3.41，隨著期望收益上升先升后降，然后再次上升至30倍期望收益組（彩票5）的3.6，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度提升5.6%?？鄢裏o緣樣本的損益組平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度則是從基準(zhǔn)組（彩票1）的4.01，經(jīng)歷一定波動(dòng)后上升至30倍期望收益組（彩票5）的4.35，提升了8.48%。實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示出收益效應(yīng)[13][14]，隨著期望收益的上升，農(nóng)民更厭惡風(fēng)險(xiǎn)了。

我們進(jìn)一步考察參與者與放棄實(shí)驗(yàn)者之間是否存在顯著差異。圖1中，與96樣本組相比，56樣本無論是無損組還是損益組的平均風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均更低，表明參與全組實(shí)驗(yàn)者普遍更偏好風(fēng)險(xiǎn)（圖1 （a））。同時(shí)，從無損組到損益組，96樣本組的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均呈現(xiàn)上升，表明當(dāng)面臨可能的損失時(shí)，貧農(nóng)普遍更厭惡風(fēng)險(xiǎn)。與此相比，56樣本的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度卻大幅度下降，表明對于全組參與者來說，當(dāng)面臨可能的損失時(shí)他們卻更偏好風(fēng)險(xiǎn)（圖1 （b））。這意味著當(dāng)面臨可能的損失時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡者更為厭惡風(fēng)險(xiǎn)，而風(fēng)險(xiǎn)偏好者則更為偏好風(fēng)險(xiǎn)。

從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與實(shí)驗(yàn)收益之間的關(guān)系來看，圖2顯示不同樣本組被試的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與其所獲得的實(shí)驗(yàn)收益之間均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明風(fēng)險(xiǎn)厭惡者的實(shí)驗(yàn)收益普遍低于風(fēng)險(xiǎn)愛好者。僅從實(shí)驗(yàn)本身來看，“窮人思維”的確展示出了它讓人更貧窮的一面：越厭惡風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)驗(yàn)收益越低，而越偏好風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)驗(yàn)收益越高。

四、回歸分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們把可能的影響因素分為教育類變量、負(fù)擔(dān)類變量、財(cái)產(chǎn)類變量、收入類變量、行為類變量、家戶變量和其他控制變量七大類。通過考察相關(guān)系數(shù)剔除多重共線變量，并控制異方差，對全樣本和泗頂、石門兩個(gè)分樣本進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果如表4所示。表4中的被解釋變量是全組風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度r，由于該變量通過實(shí)驗(yàn)測算得出，與各解釋變量之間不存在相關(guān)關(guān)系，回歸結(jié)果應(yīng)是一致無偏誤的。

（1）—（5）的全樣本回歸結(jié)果顯示，教育類變量對個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度始終有著顯著的影響，具體來說，配偶和母親受教育水平的提高能顯著減少個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。方程（2）加入了是否教育負(fù)擔(dān)虛擬變量，參數(shù)顯著為正，表明若家庭需要負(fù)擔(dān)孩子教育費(fèi)用，被試更為厭惡風(fēng)險(xiǎn)。更進(jìn)一步用年度教育支出代替教育負(fù)擔(dān)這個(gè)虛擬變量時(shí)，方程（3）—（5）顯示其參數(shù)顯著為正，家庭教育費(fèi)用支出越大，被試越厭惡風(fēng)險(xiǎn)。上述變量在分樣本回歸中仍然保持了統(tǒng)計(jì)上的顯著關(guān)系。較為特殊的是在泗頂樣本中，方程（6）中父親受教育水平參數(shù)符號為負(fù)，但并不顯著，這與全樣本參數(shù)估計(jì)符號相反。但實(shí)際上，當(dāng)我們使用“父母雙方教育情況”變量替代母親受教育水平變量時(shí)，該變量參數(shù)顯著為負(fù)，而父親受教育水平參數(shù)為正，也并不顯著。這說明，在泗頂樣本中，父母均接受教育（特別是母親受教育水平提高）后，個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度會(huì)大大降低，而單純只有父親受教育對個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度影響并不確定，也不顯著。

我們注意到母親受教育水平與父親受教育水平對被試個(gè)體產(chǎn)生了截然不同的影響。被試平均年齡為51歲，父母普遍受教育水平較低，有56.41%的被試父親接受過教育，其中只有29%的被試母親同時(shí)接受過教育（沒有僅母親受教育的被試），父母均受教育的被試表現(xiàn)出顯著的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度下降的趨勢，這一趨勢顯然是由于母親受教育水平提高帶來的影響。當(dāng)然，母親受教育水平較高也許反映了母親來自較為富?；蚓哂猩鐣?huì)地位的家庭，但無疑正是這個(gè)因素顯著地促進(jìn)了風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的下降。

在財(cái)產(chǎn)與收入類變量中，家庭住房價(jià)值、牲畜價(jià)值及近三年家庭總收入均與個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度正相關(guān)，但并不顯著。從數(shù)據(jù)來看，石門被試比泗頂被試普遍擁有較高的住房和牲畜價(jià)值，原因在于石門被試中很大一部分于2016年下半年至2017年上半年住進(jìn)了當(dāng)?shù)卣d建的統(tǒng)一大小、標(biāo)準(zhǔn)、在同一地段的集中易地扶貧安置住房中，根據(jù)政策可獲得新住房產(chǎn)權(quán)，同時(shí)原有住房被統(tǒng)一拆除，因此住房價(jià)值普遍較高。同樣的，石門被試也多數(shù)獲得當(dāng)?shù)卣o予的牲畜飼養(yǎng)補(bǔ)貼，以彌補(bǔ)當(dāng)?shù)剞r(nóng)田稀少帶來的收入來源狹窄問題，因此牲畜價(jià)值也較高。可見，這兩個(gè)變量受政策影響較大，這或許導(dǎo)致了該類變量與被試風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度關(guān)系不顯著。

我們采用了兩個(gè)行為類變量，“近三年是否申請銀行貸款”可以視作受訪者是否愿意參與有風(fēng)險(xiǎn)的投資行為的一個(gè)指征，該變量并不顯著，且在兩個(gè)分樣本中呈現(xiàn)不同相關(guān)關(guān)系，或許與受訪者信息阻塞、當(dāng)?shù)亟鹑诜?wù)環(huán)境缺失等因素有關(guān);“近兩年是否體檢”視作受訪者是否具有健康風(fēng)險(xiǎn)的意思，變量與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度呈正相關(guān)，但也并不顯著?？紤]到貧困農(nóng)戶對體檢的認(rèn)知度普遍較低、且貧困村始終存在衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)水平較低等問題，亦是可以理解。同時(shí)，這也說明，在金融、基礎(chǔ)設(shè)施和公共衛(wèi)生服務(wù)水平較低且發(fā)展不平衡的貧困地區(qū)，農(nóng)戶的行為多為受限情況下的次優(yōu)選擇。

我們對上述變量進(jìn)行了不同樣本、不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度指標(biāo)下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表 5所示，母親受教育水平和配偶受教育水平仍然顯著為負(fù)，父親受教育水平和教育支出變量也都顯著為正，民族變量卻不夠穩(wěn)健。

綜上所述，本文的回歸分析發(fā)現(xiàn)，教育類變量對個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度有著顯著影響，其影響可以細(xì)分為：配偶、母親受教育水平的提高能顯著地降低個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，父親教育水平的提高雖然較顯著地提高了個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，但父母均受教育能顯著降低風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。另外，家庭教育支出的增加會(huì)使個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度有所上升。

五、結(jié)論、政策含義及建議

本文采用入戶實(shí)地實(shí)驗(yàn)的方式，使用一套從Binswanger（1980，1981）與Yesuf & Blusffstone（2009）沿用下來的彩票系統(tǒng)，在廣西和貴州少數(shù)民族聚居山區(qū)對貧困農(nóng)戶進(jìn)行的抽樣實(shí)驗(yàn)中估算出貧困農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均值為3.80，高于非農(nóng)群體，表明貧農(nóng)普遍更為厭惡風(fēng)險(xiǎn)，“窮人思維”的確在貧農(nóng)中普遍存在。不過，貧農(nóng)群體中也存在一部分風(fēng)險(xiǎn)偏好者，當(dāng)面對可能損失的情形時(shí)，與風(fēng)險(xiǎn)厭惡群體普遍提高風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度相比，風(fēng)險(xiǎn)偏好者卻更為偏好風(fēng)險(xiǎn)。隨著期望收益的上升，風(fēng)險(xiǎn)偏好者與風(fēng)險(xiǎn)厭惡者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度呈現(xiàn)出南轅北轍的變化趨勢。

從實(shí)驗(yàn)結(jié)果來看，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與實(shí)驗(yàn)收益呈顯著負(fù)相關(guān)，越厭惡風(fēng)險(xiǎn)者獲得的實(shí)驗(yàn)收益越低，相反更為偏好風(fēng)險(xiǎn)則獲得的實(shí)驗(yàn)收益更高。

通過對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度影響因素的分析，我們發(fā)現(xiàn)財(cái)富、收入、性別、年齡等因素對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度影響并不顯著，但教育類因素對貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度有著顯著的影響，這種影響主要通過家庭成員（而非本人）的受教育水平以及家庭所承受的孩子教育負(fù)擔(dān)來體現(xiàn)。配偶（無論性別）及母親受教育水平的提高能顯著降低貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，即減弱“窮人思維”;家庭教育負(fù)擔(dān)越重，貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，“窮人思維”顯著強(qiáng)化。

本文的研究結(jié)論有著較強(qiáng)的政策含義。由于“窮人思維”的確普遍存在，較高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度使得貧農(nóng)難以從風(fēng)險(xiǎn)較高（同時(shí)期望收益也較高）的項(xiàng)目中獲利，這使得貧農(nóng)無法像其他人群一樣從長期經(jīng)濟(jì)增長中獲得持續(xù)的收益，貧農(nóng)與其他人群的收入差距將會(huì)進(jìn)一步拉大。針對這部分人群的精準(zhǔn)扶貧應(yīng)該成為一項(xiàng)長期、持續(xù)的工作。同時(shí)，以項(xiàng)目形式運(yùn)作的扶貧政策以及金融扶持措施應(yīng)考慮貧農(nóng)的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，對于偏好風(fēng)險(xiǎn)的貧農(nóng)，可以提供風(fēng)險(xiǎn)較高同時(shí)期望收益也較高的項(xiàng)目并配以更多樣化的金融支持，使這部分貧農(nóng)能有效提升收入。但對于風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高的貧農(nóng)，應(yīng)設(shè)計(jì)更多中低風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目并配以低息金融扶持，以使風(fēng)險(xiǎn)厭惡者更愿意接受。

長期來看，教育扶貧應(yīng)成為一項(xiàng)持續(xù)的重點(diǎn)扶貧政策。高中及高等教育在提高質(zhì)量、覆蓋率的同時(shí)，針對貧農(nóng)應(yīng)進(jìn)一步降低家庭的教育負(fù)擔(dān)。針對女性的教育扶貧不僅需要關(guān)注基礎(chǔ)教育中的女童入學(xué)率，還應(yīng)切實(shí)提高女性的受教育年限，讓更多女性接受高中及以上教育具有長期、積極的影響。另外，在貧困地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)成人繼續(xù)教育，通過網(wǎng)絡(luò)教育、集中培訓(xùn)等形式讓更多農(nóng)民接觸市場、熟悉金融政策、了解新知識(shí)，不再受“窮人思維”所限。

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