海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的影響因素研究
——基于山東省5個地級市的漁戶調(diào)查數(shù)據(jù)*

張?zhí)m婷 金煒博,2

(1.青島理工大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島 266520；2.中國海洋大學(xué) 管理學(xué)院,山東 青島 266100)

改革開放以來，隨著海洋捕撈技術(shù)的不斷提高，我國海洋捕撈能力急速提升。1978—2018年，全國海洋捕撈產(chǎn)量由308.16萬噸增長到1044.46萬噸，增長了兩倍多。2018年，海洋捕撈業(yè)總產(chǎn)值達(dá)2228.76億元，占漁業(yè)總產(chǎn)值的17.39%。[1]然而，近年來，過度捕撈導(dǎo)致近海漁業(yè)資源持續(xù)減少，海洋生態(tài)環(huán)境遭到破壞，近海生態(tài)環(huán)境承載力急劇下降。[2][3][4]與此同時(shí)，海洋漁業(yè)管理制度也發(fā)生根本變化，200海里專屬經(jīng)濟(jì)區(qū)制度的實(shí)行及我國分別與日本、韓國、越南等簽署漁業(yè)協(xié)定，使得海洋漁業(yè)開始由領(lǐng)海外自由捕撈向?qū)俳?jīng)濟(jì)區(qū)過渡，大批漁船被迫撤出傳統(tǒng)作業(yè)漁場，漁民的捕撈空間被大大壓縮，大量漁民面臨“無漁可捕”的尷尬境地，[5][6]需要轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。在此情境下，加快推進(jìn)漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)、提升漁民可持續(xù)生存能力已成為當(dāng)前社會關(guān)注的重要議題。

面臨資源環(huán)境與制度規(guī)制的雙重壓力，我國已采取措施并頒布了相關(guān)政策，旨在扭轉(zhuǎn)近海捕撈能力過剩，恢復(fù)漁業(yè)資源，保障漁民生存利益。2019年的中央一號文件明確提出要降低近海捕撈強(qiáng)度。2019年頒布的《關(guān)于創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》指出，實(shí)施海洋漁業(yè)資源總量管理，不斷壓減海洋捕撈強(qiáng)度，持續(xù)推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。然而，盡管上述政策在推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)方面起到一定的積極作用，但效果不佳，[7]仍有大批漁民未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。

一、文獻(xiàn)綜述

在漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)問題研究方面，學(xué)術(shù)界已積累了較多的研究成果。多數(shù)研究指出，漁業(yè)資源的流動性導(dǎo)致漁業(yè)產(chǎn)權(quán)不明晰，由此引發(fā)的過度捕撈嚴(yán)重威脅到漁業(yè)資源的可持續(xù)利用，這也是漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的根本原因。在產(chǎn)權(quán)不明晰的背景下，只要將漁業(yè)資源作為共有財(cái)產(chǎn)而非私有財(cái)產(chǎn)，漁業(yè)資源的無效率使用及過度捕撈問題就不可避免。[8]國外學(xué)者研究認(rèn)為，漁具限制、許可證限制、減船、配額等措施是解決海洋過度捕撈的有效工具，[9]也是推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的間接方式。北美、歐洲實(shí)施漁船回購計(jì)劃，減少捕撈漁船數(shù)量，實(shí)現(xiàn)漁業(yè)可持續(xù)發(fā)展。[10]韓國在實(shí)施許可證限制、漁具限制、封閉近海捕撈區(qū)域等措施仍然難以遏制海洋漁業(yè)資源下降的情況下，實(shí)施了漁船回購計(jì)劃，[11]以期推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。

也有學(xué)者基于經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)對漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的驅(qū)動因素進(jìn)行了實(shí)證分析。Manning et al.借助計(jì)量模型，研究了市場結(jié)構(gòu)對漁業(yè)資源開發(fā)的影響，認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲對捕撈業(yè)勞動力分配的影響具有不確定性，一方面降低了捕撈業(yè)勞動力的勞動價(jià)值，另一方面通過收入效應(yīng)降低了漁民離開捕撈業(yè)的意愿。[12]Rahman &Schmidlin研究發(fā)現(xiàn)，氣旋、洪水、海岸侵蝕等自然災(zāi)害促使?jié)O民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，文化程度對漁民是否從事捕撈業(yè)影響不明顯，但環(huán)境變化對四十歲以下的漁民從事捕撈業(yè)具有顯著影響。[13]此外，盡管技能是導(dǎo)致漁民收入差距的主要因素，但漁民是否轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)取決于非金錢因素。[14]國內(nèi)不少學(xué)者對漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的動因進(jìn)行了考察，其中，經(jīng)濟(jì)因素是影響漁業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的主要因素。[15]朱曉莉等從漁民個體和家庭兩方面實(shí)證分析了上海淀山湖地區(qū)漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的影響因素，發(fā)現(xiàn)年齡和受教育程度與漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)呈正相關(guān)關(guān)系，從事漁業(yè)的時(shí)間和漁業(yè)收入占家庭總收入的比與漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。[16]

可以看出，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從國內(nèi)外宏觀環(huán)境變化的視角，對漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的行為展開分析，未考慮轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的影響，更缺乏基于經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的驅(qū)動機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)深入探究。漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)事關(guān)漁民家庭利益及海洋漁業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的大局。現(xiàn)實(shí)中，為什么一些漁戶尚未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)？哪些因素是驅(qū)動漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的關(guān)鍵變量？為什么有些漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿較強(qiáng)但未棄捕上岸？如何推動漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)？所有這些，目前尚未有文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)研究。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，深入沿海漁戶調(diào)查并整理微觀數(shù)據(jù)，真實(shí)、細(xì)致地反映了已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶、未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶、愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶、不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶的微觀特征。第二，基于漁戶視角展開研究更具有現(xiàn)實(shí)意義。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，一個家庭一旦有一個勞動力轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，其他勞動力會采取隨從策略，從而實(shí)現(xiàn)整個家庭轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，即漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)以戶為單位。第三，將漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為納入統(tǒng)一研究框架，充分考慮意愿對行為的影響，準(zhǔn)確識別漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的關(guān)鍵影響因子，揭示漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的驅(qū)動機(jī)制。在調(diào)研中同時(shí)發(fā)現(xiàn)，即使?jié)O戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿強(qiáng)烈，但最終是否真正轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，則需在漁戶意愿基礎(chǔ)上綜合考慮多方面的影響因素。鑒于OLS回歸等單方程模型難以完整地考察這些因素，本文基于意愿和行為雙變量Probit模型構(gòu)建漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的驅(qū)動機(jī)制模型，以期為更有效地推動漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

二、研究假設(shè)與模型構(gòu)建

(一)研究假設(shè)

漁業(yè)按水域可以分為海洋漁業(yè)和淡水漁業(yè)。由于本文的研究對象是海洋漁業(yè)，因此漁戶指海洋漁戶。海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)是指以緩解近海過度捕撈和持續(xù)改善漁戶家庭福利為目標(biāo)，引導(dǎo)18—65周歲之間的勞動力從近海捕撈業(yè)轉(zhuǎn)向海水養(yǎng)殖業(yè)、水產(chǎn)品加工業(yè)、流通業(yè)、服務(wù)業(yè)等行業(yè)，最終實(shí)現(xiàn)整個漁戶家庭退捕上岸的行為。

海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的決策行為是其在權(quán)衡轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)成本、收益、風(fēng)險(xiǎn)等因素的基礎(chǔ)上作出的理性選擇。根據(jù)計(jì)劃行為理論，人的行為是其深思熟慮后作出的結(jié)果，行為意向與實(shí)際行動之間存在高度的相關(guān)性。[17]實(shí)際行動是個體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和控制認(rèn)知三個變量共同作用的結(jié)果。其中，行為態(tài)度是個體對執(zhí)行某種行為的積極或消極的評價(jià)，主要來源于個體預(yù)期執(zhí)行某種行為的結(jié)果。主觀規(guī)范是個體感知到的周圍人、組織、制度對他施行或不施行某種行為所造成的壓力，主要包括法律法規(guī)、市場制度、組織制度等。控制認(rèn)知是指個體感知到的施行某種行為的能力，是推動或阻礙執(zhí)行某種行為的因素。當(dāng)個體感覺擁有的資源與機(jī)會越多，控制信念越堅(jiān)定，行為控制認(rèn)知也就越強(qiáng)。因此，個體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范越積極，感知到的行為控制力越強(qiáng)，執(zhí)行某種行為的意識就越強(qiáng)，最終執(zhí)行某種行為的可能性就越大。[17]漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為亦是如此，當(dāng)漁戶對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)態(tài)度和主觀規(guī)范越積極，感知到的控制力越強(qiáng)，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意識就越強(qiáng)，從而越有可能實(shí)施轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為。

本文主要從戶主基本特征、家庭特征、村莊特征、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和政策變量等五個方面提出漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的驅(qū)動機(jī)制假說。對于轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的行為，我們通過詢問漁戶“家庭是否已完成轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)”，并根據(jù)漁戶的回答“是或者否”判斷漁戶家庭是否已完成轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。對于轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿，本文在問卷中分別設(shè)置了不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的原因和愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的原因。其中，不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的原因包括“難以獲得穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會”“政府給予的轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼較少”“政府給予的漁船報(bào)廢補(bǔ)貼低于漁船成本”“轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)成本太高”“習(xí)慣了漁村/海邊的生活”“其他原因”等六個方面。愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的原因包括“城市完善的公共服務(wù)”“從事非農(nóng)的收入較高”“漁業(yè)資源少，收入低”“政府對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)有補(bǔ)貼”“年齡因素(身體原因)”“捕撈業(yè)太累”“船體損壞”等七個方面。我們根據(jù)漁戶對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿原因的選擇，判斷漁戶是否愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。本文對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿及其行為的區(qū)分是通過入戶調(diào)研時(shí)詢問漁民是否已經(jīng)轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)及其對應(yīng)的原因進(jìn)行的。

戶主特征變量主要考慮其文化程度、年齡、健康狀況和技能培訓(xùn)四個變量。文化程度反映的是人力資本存量，文化程度與個體對事物的認(rèn)知能力成正比。[18]戶主的文化程度越高，對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的認(rèn)知能力越強(qiáng)，接受新技術(shù)、適應(yīng)新行業(yè)的能力也就越強(qiáng)，因而采取轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的可能性就更大。隨著戶主年齡增大，勞動能力減弱，漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿通常會增強(qiáng)。但同時(shí)，隨著年齡的增長，多數(shù)漁民思想又普遍趨于保守，“戀海情節(jié)”嚴(yán)重，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿顯著降低。受兩種相反作用的影響，年齡對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響尚不確定。海洋捕撈對身體素質(zhì)要求較高，身體狀況較差的漁民更能感知到繼續(xù)從事捕撈業(yè)所受到的能力限制，因而轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的可能性越大。技能培訓(xùn)有助于提升戶主非農(nóng)就業(yè)技能，[19]降低漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)成本，進(jìn)而提升轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率。基于上述分析，提出如下假說：

假說1：戶主文化程度高，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為概率較大。漁民年齡對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性具有不確定性。戶主健康狀況越好，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為可能性越低。技能培訓(xùn)有助于漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的發(fā)生。

本文引入是否有互聯(lián)網(wǎng)、捕撈時(shí)間、恩格爾系數(shù)、社會網(wǎng)絡(luò)等四個家庭特征變量。互聯(lián)網(wǎng)作為新的移動社交媒體會影響漁民的行為觀念、生活狀態(tài)，不僅為漁戶了解政府轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)政策提供便捷平臺，也有利于形成非農(nóng)遷移的“網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”，[20]增加漁民就業(yè)機(jī)會，進(jìn)而提高漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性。以是否有親戚轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)為表征的社會網(wǎng)絡(luò)，反映了漁戶周圍已轉(zhuǎn)漁戶所產(chǎn)生的“示范效應(yīng)”。被動接受決策型漁戶易受周圍已轉(zhuǎn)漁戶形成的壓力影響。同時(shí)，社會網(wǎng)絡(luò)的“示范效應(yīng)”也有利于漁民獲取轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的相關(guān)信息，提高對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、成本的認(rèn)知和把控，進(jìn)而提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和決策行為的概率。一般而言，傳統(tǒng)漁民將大部分時(shí)間和精力用于近海捕撈生產(chǎn)，缺少時(shí)間學(xué)習(xí)其他領(lǐng)域的相關(guān)技能，這在一定程度上抑制了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿，進(jìn)而降低了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的可能性。恩格爾系數(shù)反映了漁戶家庭生活中食品支出總額占消費(fèi)總支出的比重，該系數(shù)越高，表示漁戶生活水平越低。為提高家庭生活水平，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿會更高，因而轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性更大。基于上述分析，提出如下假說：

假說2：互聯(lián)網(wǎng)、社會網(wǎng)絡(luò)有利于提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的概率。捕撈時(shí)間越長，漁戶越不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，其進(jìn)行轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的可能性也就越低。恩格爾系數(shù)越高的漁戶，其轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的可能性較高。

本文引入本村與鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離和本村是否有企業(yè)兩個村莊特征變量。一般而言，村莊距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越近，交通越便捷，勞動要素流動性越強(qiáng)，就越有助于降低漁民跨地域轉(zhuǎn)移的交易成本。同時(shí)，本村距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越近，漁民獲取企業(yè)就業(yè)機(jī)會的可能性就越大，這在一定程度上會增加漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的概率。農(nóng)村擁有企業(yè)，不僅為漁戶提供就地就業(yè)機(jī)會，而且為本地漁戶入社分紅提供便利，進(jìn)而提高漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的可能性。基于上述分析，提出如下假說：

假說3：村莊距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越遠(yuǎn)，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的可能性越小。村莊擁有企業(yè)正向影響漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為發(fā)生的概率。

本文引入第二、第三產(chǎn)業(yè)占比和人均GDP兩個反映外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變量。第二、第三產(chǎn)業(yè)是農(nóng)業(yè)富余勞動力轉(zhuǎn)移的主要方向。發(fā)達(dá)的第二、第三產(chǎn)業(yè)可從兩個維度影響漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)：一是擴(kuò)大勞動力蓄水池的容量，為漁民提供更多的就業(yè)機(jī)會；二是完善的公共服務(wù)，為漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)提供強(qiáng)有力的保障。兩者均可提高漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為發(fā)生的概率。人均GDP反映了整個宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況，人均GDP越高，則表明地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鄉(xiāng)一體化程度越高，漁民愿意進(jìn)而轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的可能性也就越高。基于上述分析，提出如下假說：

假說4：第二、第三產(chǎn)業(yè)占比和人均GDP越高的地區(qū)，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和實(shí)施轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性也越高。

同時(shí)，本文引入轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼反映政策變量。資金缺乏是漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)難的重要原因，[21][22]轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼是加快漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的一項(xiàng)激勵措施，有助于降低漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的成本負(fù)擔(dān)，多種形式的轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼，可以減輕漁戶對捕撈的依賴性，提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿，對提高漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性具有積極作用。基于上述分析，提出如下假說：

假說5：轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼有利于提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為發(fā)生的可能性。

(二)模型構(gòu)建

漁戶是否愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)以及是否轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)是兩個二值選擇問題。按照認(rèn)知行為理論，認(rèn)知能力有助于強(qiáng)化行為，[17]提高漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿，促進(jìn)漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的發(fā)生。鑒于雙變量Probit模型可以較好地處理意愿和行為的內(nèi)在關(guān)系，本文選用雙變量Probit模型來分析相關(guān)影響因素。

(1)

其中，Xi和Zi分別表示上述假說中言及的影響漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的自變量向量，α和β是待估系數(shù)向量，εi和μi為誤差項(xiàng)，假定εi和μi服從聯(lián)合正態(tài)分布，即：

(2)

(3)

=p(ε1<-αXi,ε2<-βZi)=φ(αXi,βZi,ρ)

(4)

同理，可以計(jì)算得到ρ10。根據(jù)最大似然法對ρ11、ρ10進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，其對數(shù)似然函數(shù)如下：

lnφ(-αXi)}

(5)

式(4)和式(5)中φ(·)為累計(jì)標(biāo)準(zhǔn)正太分布函數(shù)，L為似然函數(shù)，φ2(·)為二元累計(jì)正太分布函數(shù)，該函數(shù)的期望值為0，方差為1，ρ為相關(guān)系數(shù)。

通過檢驗(yàn)原假設(shè)“H0：ρ=0”來判斷是對兩個單獨(dú)的Probit模型分別進(jìn)行估計(jì)，還是應(yīng)該使用雙變量Probit模型。如果檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，則有必要使用雙變量Probit模型。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國海洋大學(xué)管理學(xué)院調(diào)研團(tuán)隊(duì)于2018年5—7月對山東省海洋漁戶進(jìn)行的分層抽樣與隨機(jī)抽樣調(diào)查。山東省是漁業(yè)大省，海岸線長3000多公里，約占全國海岸線的1/6，位居全國第二位。具體抽樣過程如下：首先，在綜合考慮海洋漁業(yè)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，課題組選取青島、威海、煙臺、日照和濰坊5市形成一級抽樣框。其次，在考慮市域內(nèi)部海洋漁業(yè)發(fā)展?fàn)顩r和調(diào)研可行性的基礎(chǔ)上，抽選青島市的嶗山區(qū)和即墨區(qū)，煙臺市的長島縣和蓬萊市，威海的榮成市，日照的東港區(qū)，濰坊的壽光市作為二級抽樣單元。第三，在每個區(qū)(縣、市)隨機(jī)選取2—3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2—5個行政村莊，在每個村莊隨機(jī)抽取20—30個能夠代表所在區(qū)域整體特征的漁戶。在調(diào)研過程中，課題組采取入戶訪談、村莊街頭調(diào)查等面對面的方式建立起調(diào)查者與被調(diào)查者之間的信任，通過調(diào)查者與戶主或與了解家中情況的成員之間的交流或者直接詢問的方式獲取答案，最終取得完整的調(diào)查問卷。根據(jù)研究計(jì)劃，本次調(diào)研共采訪了400個漁戶，基于本文的研究需要，剔除不具有代表性的無效問卷，共獲得有效問卷356份，問卷有效率為89%。

(二)樣本基本特征

從漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的情況來看，大部分樣本漁戶已完成轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，占樣本總數(shù)的80.06%，僅19.94%的漁戶仍從事近海捕撈業(yè)(見圖1)。樣本漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)比例較高，這與山東省漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的宏觀統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致。從漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿來看，對于問題“如果能獲得相應(yīng)的補(bǔ)償，你是否愿意放棄近海捕撈，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，并履行上繳漁船相應(yīng)的手續(xù)”，調(diào)查表明，80.34%的樣本漁戶選擇了“愿意”，僅有19.66%的漁戶選擇“不愿意”(見圖1)。從圖1可以看出，大部分漁戶具有轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿，其中明確表明愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶已達(dá)到80%，這說明研究漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)問題，已存在迫切的需求基礎(chǔ)。

圖1 目標(biāo)考察變量情況

從樣本年齡分布來看，45—59歲的樣本占比最大，為65.45%；60—65歲的樣本占比為14.04%；44歲以下的戶主占比為20.51%。從受教育程度來看，教育水平為初中的樣本占比最高，為62.64%，其次為高中/中專，為22.47%，小學(xué)及以下、大專及以上的樣本分別占總樣本的12.36%和2.53%。從身體狀況來看，自我判斷身體狀況為優(yōu)和良的樣本占總樣本的比重分別高達(dá)60.11%和36.24%，而身體狀況為中和差的樣本占比較低，分別為3.09%和0.56%。從是否參與技能培訓(xùn)的情況看，有58.43%的漁民反映參加過當(dāng)?shù)卣y(tǒng)一組織的技能培訓(xùn)，另有41.57%的樣本漁戶從未參加過相關(guān)培訓(xùn)活動，也未聽說過當(dāng)?shù)卣欠裼薪M織與轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)相關(guān)的培訓(xùn)活動。

從樣本漁戶家庭基本特征來看，在所調(diào)查的樣本漁戶中，91.57%的漁戶已安裝互聯(lián)網(wǎng)，基本實(shí)現(xiàn)全覆蓋。從各家庭的恩格爾系數(shù)來看，小康及以上的占比為95.51%，溫飽及以下的僅占4.49%。在捕撈時(shí)間方面，從事捕撈1—5年的漁戶樣本占樣本總量的14.04%，5—10年的漁戶樣本占比為23.31%，10—15年的為18.54%，15年以上的占比最高，為44.10%。其中，已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中捕撈時(shí)間超過15年的漁戶占總樣本的39.30%，未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶捕撈時(shí)間超過15年的占63.35%，愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中捕撈時(shí)間超過15年的占43.71%，不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中捕撈時(shí)間超過15年的占45.71%。

表1 漁民個體及家庭基本特征描述

從社會網(wǎng)絡(luò)來看，有親戚朋友轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶占樣本總量的87.64%，僅有12.36%的漁戶反映自己周圍的親戚朋友未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。其中，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，95.09%的漁戶反映自己周圍的親戚已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，而在未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，67.61%的漁戶反映自己周圍的親戚已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。

(三)變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量和解釋變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 模型變量與描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證分析

(一)模型估計(jì)結(jié)果

本文運(yùn)用Stata14.0軟件對模型進(jìn)行擬合，估計(jì)結(jié)果見表3。由表3可以看出，對數(shù)似然值為-227.089，卡方值為4.260，P值為0.049，模型在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)。ρ為0.288，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明，漁戶在轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿與轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為之間存在一定的互補(bǔ)效應(yīng)，即漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿對實(shí)施轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為具有積極影響。原假設(shè)“H0：ρ=0”不成立，說明本文應(yīng)該采用雙變量Probit模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。調(diào)查結(jié)果也顯示，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，84.56%的漁戶愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，而在未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，63.38%的漁戶愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。由于雙變量Probit模型不是線性模型，本文估計(jì)了邊際效應(yīng)。

表3 海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響因素的雙變量Probit模型估計(jì)結(jié)果

(二)模型估計(jì)結(jié)果分析

1、戶主基本特征的影響

戶主年齡對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響的估計(jì)系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，在進(jìn)一步加入年齡的平方項(xiàng)后，系數(shù)仍未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明年齡對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響不明顯。戶主文化程度對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的估計(jì)系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明戶主文化程度對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為影響不明顯，與預(yù)期假設(shè)不符。這可能與受訪戶主文化程度普遍偏低有關(guān)，漁民對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的認(rèn)知和行為控制能力有限。調(diào)查結(jié)果顯示，74.72%的受訪戶主文化程度在初中及以下，僅26.28%的受訪戶主文化程度在高中及以上。其中，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，74.39%的戶主文化程度在初中及以下，在愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，72.03%的戶主文化程度在初中及以下。

戶主健康水平對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響也不顯著，表明戶主健康與否并非是漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的重要考量，在總體樣本中，身體狀況為良和優(yōu)的戶主占到96.34%，其中，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，96.14%的戶主身體狀況良好；在愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，96.50%的戶主身體狀況良好，身體狀況較差的戶主占比較小。

技能培訓(xùn)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為影響的估計(jì)系數(shù)均為正，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)，這表明接受技能培訓(xùn)會顯著提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為的概率，與預(yù)期相符。技能培訓(xùn)有助于提升戶主非農(nóng)就業(yè)技能，降低漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)成本，進(jìn)而提升轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，與未參加過培訓(xùn)的戶主相比，參加過技能培訓(xùn)的漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和決策行為要高出21.40%。調(diào)查結(jié)果也顯示，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，63.51%的戶主參加過技能培訓(xùn)，在愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中，65.73%的戶主參加過技能培訓(xùn)。

2、家庭特征

互聯(lián)網(wǎng)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響的估計(jì)系數(shù)為正，但顯著性未通過檢驗(yàn)，表明互聯(lián)網(wǎng)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的影響不顯著。原因可能在于，盡管88.48%的樣本漁戶安裝了互聯(lián)網(wǎng)，但漁民文化程度較低，難以充分利用網(wǎng)絡(luò)帶來的信息便利。調(diào)查結(jié)果也顯示，近一半的家庭安裝網(wǎng)絡(luò)是為滿足子女網(wǎng)上學(xué)習(xí)的需求，漁民對網(wǎng)絡(luò)使用甚少。

恩格爾系數(shù)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿影響系數(shù)為正，且在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明恩格爾系數(shù)越高，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿越強(qiáng)。恩格爾系數(shù)對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的影響系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，表明恩格爾系數(shù)對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的影響不明顯。原因可能在于，恩格爾系數(shù)越高，表明漁戶家庭生活水平越低，而生活水平較低的漁戶在轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿上一般都有很高的期待，但該部分漁戶風(fēng)險(xiǎn)承受能力較弱，易受轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)不確定性風(fēng)險(xiǎn)的影響，因而不會輕易作出轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)決策。

捕撈時(shí)間對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿的估計(jì)系數(shù)未在統(tǒng)計(jì)上通過顯著性檢驗(yàn)，對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為影響的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明捕撈時(shí)間對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿影響不明顯，但顯著降低了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性。捕撈時(shí)間對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響出現(xiàn)悖離，導(dǎo)致這種差異的原因在于：一方面，漁戶將大部分時(shí)間和精力用于近海捕撈業(yè)，缺乏轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的資金和技能；另一方面，長期“靠海吃海”的生產(chǎn)和生活習(xí)慣降低了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿。同時(shí)，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)及較高的沉淀成本也降低了漁戶進(jìn)行轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性。調(diào)查結(jié)果顯示，在已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中，47.71%的樣本漁戶從事捕撈時(shí)間超過15年，而在未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中，74.65%的樣本漁戶捕撈時(shí)間超過15年，這進(jìn)一步佐證了漁戶捕撈時(shí)間越長，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的可能性越低。

社會網(wǎng)絡(luò)對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響系數(shù)為正，且在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，這表明社會網(wǎng)絡(luò)能夠提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性，與預(yù)期假設(shè)相符。漁戶親朋好友已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，不僅對該漁戶產(chǎn)生壓力，提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的主觀意愿，同時(shí)降低了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的交易成本，提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的控制能力。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，與周圍沒有親朋好友轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶相比，有親朋好友轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶做出轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性高20.80%。

3、村莊特征

交通便捷度用本村距鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離衡量。交通便捷度對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，表明交通越便捷，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率越高，與預(yù)期假設(shè)一致。無論是外出務(wù)工，還是選擇從事漁家樂等自主創(chuàng)業(yè)行為，距鄉(xiāng)鎮(zhèn)越近，信息獲取越便捷，就業(yè)機(jī)會也就更多。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，距離每增加一個單位，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率降低2.40%。

企業(yè)對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿影響的估計(jì)系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為影響的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明本村有企業(yè)，漁戶做出轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的可能性更大。其原因在于，當(dāng)前多數(shù)漁村為響應(yīng)上級政府緩解漁業(yè)資源壓力、推動漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的號召，要求漁戶集體退出捕撈業(yè)，這其中帶有行政命令和強(qiáng)制性，不少漁戶被迫轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。不容置否，水產(chǎn)品加工、養(yǎng)殖等漁村企業(yè)，具有吸納勞動力和保留海洋生產(chǎn)與生活習(xí)慣的雙重優(yōu)勢，有助于部分漁民實(shí)現(xiàn)再就業(yè)。然而，課題組在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，漁村企業(yè)多以水產(chǎn)品養(yǎng)殖為主，漁民主要以打零工的形式就業(yè)，穩(wěn)定性差，工資水平低，漁民參與意愿不強(qiáng)。本村企業(yè)的邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，與沒有企業(yè)的漁村相比，有企業(yè)的漁村對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為概率的提升要高10.80%。

4、外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境

人均GDP對漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為影響的估計(jì)系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。人均GDP越高，表明宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境越好，越能夠顯著提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性，與預(yù)期假設(shè)相符。人均GDP的邊際效應(yīng)顯示，人均GDP每提高1個百分點(diǎn)，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的概率就會提升36.50%。

第二、第三產(chǎn)業(yè)占比對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿影響的系數(shù)為正，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，但對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為影響的估計(jì)系數(shù)不顯著。這表明第二、第三產(chǎn)業(yè)占比越高，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿的概率越大，但對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的影響不明顯。造成這種意愿和行為不一致的原因在于，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要方向。[23]一方面，隨著第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，擴(kuò)大了漁業(yè)勞動力就業(yè)的蓄水池容量，增加了就業(yè)機(jī)會，因而漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿顯著提高；另一方面，第二、第三產(chǎn)業(yè)大多距離漁村較遠(yuǎn)，多數(shù)漁民因生活成本高而望而卻步。同時(shí)，現(xiàn)代正規(guī)第二、第三產(chǎn)業(yè)部門對勞動力的素質(zhì)要求較高，而漁民文化程度普遍較低，這種結(jié)構(gòu)的不匹配導(dǎo)致漁民難以進(jìn)入現(xiàn)代正規(guī)工業(yè)部門就業(yè)，加之由于戶籍制度引起的就業(yè)歧視和城鄉(xiāng)公共服務(wù)差別，漁民進(jìn)入正規(guī)工業(yè)部門就業(yè)的機(jī)會就更少，因而對漁民的吸納能力有限。即使?jié)O民能夠進(jìn)入就業(yè)相對比較靈活的非正規(guī)第二、第三產(chǎn)業(yè)部門，但因?yàn)榫蜆I(yè)條件差、工資水平低、難以享受城鎮(zhèn)職工社會及醫(yī)療保險(xiǎn)等原因，降低了漁民進(jìn)入第二、第三產(chǎn)業(yè)的積極性。第二、第三產(chǎn)業(yè)占比的邊際效應(yīng)顯示，第二、第三產(chǎn)業(yè)占比每提高一個百分點(diǎn)，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿會提高33.00%。

5、政策變量

政策變量以漁戶是否享有轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼來表征。補(bǔ)貼對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿影響的估計(jì)系數(shù)為正，且顯著性在1%水平下通過檢驗(yàn)。補(bǔ)貼對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的估計(jì)系數(shù)雖為正，但顯著性未通過檢驗(yàn)，表明雖然補(bǔ)貼顯著提升了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿，但對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為發(fā)生概率影響不明顯，補(bǔ)貼對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響存在悖離。造成這種意愿和行為不一致的原因在于：一方面，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)資金補(bǔ)助低是漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)難的主要障礙。[24]當(dāng)前政府對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶提供的補(bǔ)貼形式以資金為主，諸如減船補(bǔ)貼、就業(yè)補(bǔ)貼、項(xiàng)目扶持、低息貸款、減少稅費(fèi)等，這些補(bǔ)貼顯著提高了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿。但由于補(bǔ)貼金額有限，理性漁戶面對高昂的退出成本，即使意愿提高，也不會輕易作出轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的行為決策。另一方面，轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼申報(bào)程序復(fù)雜，申報(bào)周期較長，不少漁民因?yàn)檠a(bǔ)貼少且程序繁瑣而放棄，因而降低了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的概率。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，與沒有享受補(bǔ)貼的漁戶相比，接受補(bǔ)貼的漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿要高18.1%。調(diào)查結(jié)果顯示，在愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶中，69.23%的樣本漁戶了解轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)補(bǔ)貼。當(dāng)問及“補(bǔ)貼是否是推動轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的主要原因”時(shí)，僅30%漁戶回答是因?yàn)檠a(bǔ)貼的影響而作出轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)決策的。在不愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁戶中，僅有24.29%的漁戶了解補(bǔ)貼政策。

五、結(jié)論及對策

本文利用山東省5個地級市356個漁戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙變量Probit模型分析了海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的影響因素。結(jié)果表明，80.06%的樣本漁戶已實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，80.34%的樣本漁戶表示愿意轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿和行為之間高度正相關(guān)。進(jìn)一步的回歸結(jié)果顯示，在戶主特征方面，僅技能培訓(xùn)有助于提升轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性；在家庭特征方面，技能培訓(xùn)、社會網(wǎng)絡(luò)均顯著提高了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率，但捕撈時(shí)間降低了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的概率；在村莊特征方面，漁村交通越便捷，漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的概率越高，但漁村有企業(yè)僅提高了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)行為的概率；在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境特征方面，較高的人均GDP有助于提升漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)意愿和行為的可能性，但第二、第三產(chǎn)業(yè)占比僅提高了漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿；政策變量僅顯著提升了轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的意愿，對行為的影響不明顯。

本文深化了對海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)影響因素的認(rèn)識，揭示了海洋漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的驅(qū)動機(jī)制。基于理論與實(shí)證分析結(jié)果，提出以下對策建議；第一，引導(dǎo)漁民轉(zhuǎn)變思想觀念，幫助漁民改變對海洋的依賴，讓漁戶充分認(rèn)識到從事其他非捕撈行業(yè)的發(fā)展前景；第二，加大漁民技能培訓(xùn)的力度，提升漁民從事其他行業(yè)的技能，拓寬漁民就業(yè)的渠道；第三，搭建漁戶間信息交流的平臺，拓展?jié)O戶的社會網(wǎng)絡(luò)，充分發(fā)揮已轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶對未轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶的示范效應(yīng)，提升捕撈漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的信心；第四，實(shí)施“漁村振興”計(jì)劃，完善漁村交通條件，鼓勵漁戶自主創(chuàng)業(yè)或發(fā)展?jié)O村集體經(jīng)濟(jì)，為轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶提供更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會；第五，差異化對待從事捕撈業(yè)時(shí)間不同的漁戶，注重對從事捕撈時(shí)間久的漁戶進(jìn)行認(rèn)知引導(dǎo)、技能培訓(xùn)和資金幫扶；第六，大力發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，提升地方人均GDP和第二、第三產(chǎn)業(yè)比重，為漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)營造良好的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境；第七，加大對轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)漁戶的補(bǔ)貼力度，簡化補(bǔ)貼程序，切實(shí)提升補(bǔ)貼對漁戶轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)所產(chǎn)生的積極效應(yīng)。