張?zhí)m婷 金煒博,2

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

改革開放以來，隨著海洋捕撈技術的不斷提高，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，海洋漁業(yè)管理制度也發(fā)生根本變化，200海里專屬經(jīng)濟區(qū)制度的實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)開始由領海外自由捕撈向?qū)俳?jīng)濟區(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]需要轉產(chǎn)轉業(yè)。在此情境下，加快推進漁民轉產(chǎn)轉業(yè)、提升漁民可持續(xù)生存能力已成為當前社會關注的重要議題。

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政策，旨在扭轉近海捕撈能力過剩，恢復漁業(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度。2019年頒布的《關于創(chuàng)新體制機制推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》指出，實施海洋漁業(yè)資源總量管理，不斷壓減海洋捕撈強度，持續(xù)推動漁民轉產(chǎn)轉業(yè)。然而，盡管上述政策在推動漁民轉產(chǎn)轉業(yè)方面起到一定的積極作用，但效果不佳，[7]仍有大批漁民未轉產(chǎn)轉業(yè)。

一、文獻綜述

在漁民轉產(chǎn)轉業(yè)問題研究方面，學術界已積累了較多的研究成果。多數(shù)研究指出，漁業(yè)資源的流動性導致漁業(yè)產(chǎn)權不明晰，由此引發(fā)的過度捕撈嚴重威脅到漁業(yè)資源的可持續(xù)利用，這也是漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的根本原因。在產(chǎn)權不明晰的背景下，只要將漁業(yè)資源作為共有財產(chǎn)而非私有財產(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]國外學者研究認為，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]也是推動漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的間接方式。北美、歐洲實施漁船回購計劃，減少捕撈漁船數(shù)量，實現(xiàn)漁業(yè)可持續(xù)發(fā)展。[10]韓國在實施許可證限制、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，實施了漁船回購計劃，[11]以期推動漁民轉產(chǎn)轉業(yè)。

也有學者基于經(jīng)驗數(shù)據(jù)對漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的驅(qū)動因素進行了實證分析。Manning et al.借助計量模型，研究了市場結構對漁業(yè)資源開發(fā)的影響，認為農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對捕撈業(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)勞動力的勞動價值，另一方面通過收入效應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、海岸侵蝕等自然災害促使?jié)O民轉產(chǎn)轉業(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，盡管技能是導致漁民收入差距的主要因素，但漁民是否轉產(chǎn)轉業(yè)取決于非金錢因素。[14]國內(nèi)不少學者對漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的動因進行了考察，其中，經(jīng)濟因素是影響漁業(yè)勞動力轉移的主要因素。[15]朱曉莉等從漁民個體和家庭兩方面實證分析了上海淀山湖地區(qū)漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的影響因素，發(fā)現(xiàn)年齡和受教育程度與漁民轉產(chǎn)轉業(yè)呈正相關關系，從事漁業(yè)的時間和漁業(yè)收入占家庭總收入的比與漁民轉產(chǎn)轉業(yè)呈負相關關系。[16]

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

本文的貢獻在于：第一，深入沿海漁戶調(diào)查并整理微觀數(shù)據(jù)，真實、細致地反映了已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶、未轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶、愿意轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶、不愿意轉產(chǎn)轉業(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)實意義。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，一個家庭一旦有一個勞動力轉產(chǎn)轉業(yè)，其他勞動力會采取隨從策略，從而實現(xiàn)整個家庭轉產(chǎn)轉業(yè)，即漁民轉產(chǎn)轉業(yè)以戶為單位。第三，將漁戶轉產(chǎn)轉業(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，準確識別漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的關鍵影響因子，揭示漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的驅(qū)動機制。在調(diào)研中同時發(fā)現(xiàn)，即使?jié)O戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿強烈，但最終是否真正轉產(chǎn)轉業(yè)，則需在漁戶意愿基礎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模型構建漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的驅(qū)動機制模型，以期為更有效地推動漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)提供經(jīng)驗依據(jù)。

二、研究假設與模型構建

(一)研究假設

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。海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(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，引導18—65周歲之間的勞動力從近海捕撈業(yè)轉向海水養(yǎng)殖業(yè)、水產(chǎn)品加工業(yè)、流通業(yè)、服務業(yè)等行業(yè)，最終實現(xiàn)整個漁戶家庭退捕上岸的行為。

海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的決策行為是其在權衡轉產(chǎn)轉業(yè)成本、收益、風險等因素的基礎上作出的理性選擇。根據(jù)計劃行為理論，人的行為是其深思熟慮后作出的結果，行為意向與實際行動之間存在高度的相關性。[17]實際行動是個體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和控制認知三個變量共同作用的結果。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，主要來源于個體預期執(zhí)行某種行為的結果。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?？刂普J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。當個體感覺擁有的資源與機會越多，控制信念越堅定，行為控制認知也就越強。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，執(zhí)行某種行為的意識就越強，最終執(zhí)行某種行為的可能性就越大。[17]漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)行為亦是如此，當漁戶對轉產(chǎn)轉業(yè)態(tài)度和主觀規(guī)范越積極，感知到的控制力越強，轉產(chǎn)轉業(yè)意識就越強，從而越有可能實施轉產(chǎn)轉業(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)濟環(huán)境和政策變量等五個方面提出漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的驅(qū)動機制假說。對于轉產(chǎn)轉業(yè)的行為，我們通過詢問漁戶“家庭是否已完成轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(yè)。對于轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿，本文在問卷中分別設置了不愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的原因和愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的原因。其中，不愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的原因包括“難以獲得穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)機會”“政府給予的轉產(chǎn)轉業(yè)補貼較少”“政府給予的漁船報廢補貼低于漁船成本”“轉產(chǎn)轉業(yè)成本太高”“習慣了漁村/海邊的生活”“其他原因”等六個方面。愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的原因包括“城市完善的公共服務”“從事非農(nóng)的收入較高”“漁業(yè)資源少，收入低”“政府對轉產(chǎn)轉業(yè)有補貼”“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)漁戶對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿原因的選擇，判斷漁戶是否愿意轉產(chǎn)轉業(yè)。本文對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿及其行為的區(qū)分是通過入戶調(diào)研時詢問漁民是否已經(jīng)轉產(chǎn)轉業(yè)及其對應的原因進行的。

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知能力成正比。[18]戶主的文化程度越高，對轉產(chǎn)轉業(yè)的認知能力越強，接受新技術、適應新行業(yè)的能力也就越強，因而采取轉產(chǎn)轉業(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，漁民轉產(chǎn)轉業(yè)意愿通常會增強。但同時，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)”嚴重，轉產(chǎn)轉業(yè)意愿顯著降低。受兩種相反作用的影響，年齡對轉產(chǎn)轉業(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，因而轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為的可能性越大。技能培訓有助于提升戶主非農(nóng)就業(yè)技能，[19]降低漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)成本，進而提升轉產(chǎn)轉業(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，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為概率較大。漁民年齡對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的可能性具有不確定性。戶主健康狀況越好，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為可能性越低。技能培訓有助于漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的發(fā)生。

本文引入是否有互聯(lián)網(wǎng)、捕撈時間、恩格爾系數(shù)、社會網(wǎng)絡等四個家庭特征變量?；ヂ?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產(chǎn)轉業(yè)政策提供便捷平臺，也有利于形成非農(nóng)遷移的“網(wǎng)絡效應”，[20]增加漁民就業(yè)機會，進而提高漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的可能性。以是否有親戚轉產(chǎn)轉業(yè)為表征的社會網(wǎng)絡，反映了漁戶周圍已轉漁戶所產(chǎn)生的“示范效應”。被動接受決策型漁戶易受周圍已轉漁戶形成的壓力影響。同時，社會網(wǎng)絡的“示范效應”也有利于漁民獲取轉產(chǎn)轉業(yè)的相關信息，提高對轉產(chǎn)轉業(yè)風險、成本的認知和把控，進而提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和決策行為的概率。一般而言，傳統(tǒng)漁民將大部分時間和精力用于近海捕撈生產(chǎn)，缺少時間學習其他領域的相關技能，這在一定程度上抑制了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿，進而降低了轉產(chǎn)轉業(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，轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿會更高，因而轉產(chǎn)轉業(yè)行為的可能性更大?；谏鲜龇治?，提出如下假說：

假說2：互聯(lián)網(wǎng)、社會網(wǎng)絡有利于提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為的概率。捕撈時間越長，漁戶越不愿意轉產(chǎn)轉業(yè)，其進行轉產(chǎn)轉業(yè)的可能性也就越低。恩格爾系數(shù)越高的漁戶，其轉產(chǎn)轉業(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，就越有助于降低漁民跨地域轉移的交易成本。同時，本村距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越近，漁民獲取企業(yè)就業(yè)機會的可能性就越大，這在一定程度上會增加漁戶轉產(chǎn)轉業(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)機會，而且為本地漁戶入社分紅提供便利，進而提高漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為的可能性?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僬f：

假說3：村莊距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越遠，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為的可能性越小。村莊擁有企業(yè)正向影響漁戶轉產(chǎn)轉業(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)富余勞動力轉移的主要方向。發(fā)達的第二、第三產(chǎn)業(yè)可從兩個維度影響漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)：一是擴大勞動力蓄水池的容量，為漁民提供更多的就業(yè)機會；二是完善的公共服務，為漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)提供強有力的保障。兩者均可提高漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為發(fā)生的概率。人均GDP反映了整個宏觀經(jīng)濟運行狀況，人均GDP越高，則表明地方經(jīng)濟越發(fā)達，城鄉(xiāng)一體化程度越高，漁民愿意進而轉產(chǎn)轉業(yè)的可能性也就越高?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僬f：

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

同時，本文引入轉產(chǎn)轉業(yè)補貼反映政策變量。資金缺乏是漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)難的重要原因，[21][22]轉產(chǎn)轉業(yè)補貼是加快漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的一項激勵措施，有助于降低漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的成本負擔，多種形式的轉產(chǎn)轉業(yè)補貼，可以減輕漁戶對捕撈的依賴性，提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿，對提高漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)行為的可能性具有積極作用?；谏鲜龇治?，提出如下假說：

假說5：轉產(chǎn)轉業(yè)補貼有利于提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為發(fā)生的可能性。

(二)模型構建

漁戶是否愿意轉產(chǎn)轉業(yè)以及是否轉產(chǎn)轉業(yè)是兩個二值選擇問題。按照認知行為理論，認知能力有助于強化行為，[17]提高漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿，促進漁戶轉產(chǎn)轉業(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)在關系，本文選用雙變量Probit模型來分析相關影響因素。

(1)

其中，Xi和Zi分別表示上述假說中言及的影響漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和轉產(chǎn)轉業(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，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，可以計算得到ρ10。根據(jù)最大似然法對ρ11、ρ10進行聯(lián)合估計，其對數(shù)似然函數(shù)如下：

lnφ(-αXi)}

(5)

式(4)和式(5)中φ(·)為累計標準正太分布函數(shù)，L為似然函數(shù)，φ2(·)為二元累計正太分布函數(shù)，該函數(shù)的期望值為0，方差為1，ρ為相關系數(shù)。

通過檢驗原假設“H0：ρ=0”來判斷是對兩個單獨的Probit模型分別進行估計，還是應該使用雙變量Probit模型。如果檢驗結果拒絕原假設，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

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國海洋大學管理學院調(diào)研團隊于2018年5—7月對山東省海洋漁戶進行的分層抽樣與隨機抽樣調(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)展狀況和調(diào)研可行性的基礎上，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

從漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的情況來看，大部分樣本漁戶已完成轉產(chǎn)轉業(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)。樣本漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)比例較高，這與山東省漁民轉產(chǎn)轉業(yè)的宏觀統(tǒng)計結果相一致。從漁民轉產(chǎn)轉業(yè)意愿來看，對于問題“如果能獲得相應的補償，你是否愿意放棄近海捕撈，轉產(chǎn)轉業(yè)，并履行上繳漁船相應的手續(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，大部分漁戶具有轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿，其中明確表明愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶已達到80%，這說明研究漁民轉產(chǎn)轉業(yè)問題，已存在迫切的需求基礎。

圖1 目標考察變量情況

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的情況看，有58.43%的漁民反映參加過當?shù)卣y(tǒng)一組織的技能培訓，另有41.57%的樣本漁戶從未參加過相關培訓活動，也未聽說過當?shù)卣欠裼薪M織與轉產(chǎn)轉業(yè)相關的培訓活動。

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，已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中捕撈時間超過15年的漁戶占總樣本的39.30%，未轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶捕撈時間超過15年的占63.35%，愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶中捕撈時間超過15年的占43.71%，不愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶中捕撈時間超過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)絡來看，有親戚朋友轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(yè)。其中，在已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，95.09%的漁戶反映自己周圍的親戚已轉產(chǎn)轉業(yè)，而在未轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，67.61%的漁戶反映自己周圍的親戚已轉產(chǎn)轉業(yè)。

(三)變量設置及描述性統(tǒng)計

被解釋變量和解釋變量的含義及描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 模型變量與描述性統(tǒng)計分析

四、實證分析

(一)模型估計結果

本文運用Stata14.0軟件對模型進行擬合，估計結果見表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)計水平上通過顯著性檢驗。ρ為0.288，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這說明，漁戶在轉產(chǎn)轉業(yè)意愿與轉產(chǎn)轉業(yè)行為之間存在一定的互補效應，即漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿對實施轉產(chǎn)轉業(yè)行為具有積極影響。原假設“H0：ρ=0”不成立，說明本文應該采用雙變量Probit模型進行參數(shù)估計。調(diào)查結果也顯示，在已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，84.56%的漁戶愿意轉產(chǎn)轉業(yè)，而在未轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，63.38%的漁戶愿意轉產(chǎn)轉業(yè)。由于雙變量Probit模型不是線性模型，本文估計了邊際效應。

表3 海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為影響因素的雙變量Probit模型估計結果

(二)模型估計結果分析

1、戶主基本特征的影響

戶主年齡對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為影響的估計系數(shù)均未通過顯著性檢驗，在進一步加入年齡的平方項后，系數(shù)仍未通過顯著性檢驗，這表明年齡對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的影響不明顯。戶主文化程度對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，這表明戶主文化程度對轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為影響不明顯，與預期假設不符。這可能與受訪戶主文化程度普遍偏低有關，漁民對轉產(chǎn)轉業(yè)的認知和行為控制能力有限。調(diào)查結果顯示，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，在已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，74.39%的戶主文化程度在初中及以下，在愿意轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(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，在已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，96.14%的戶主身體狀況良好；在愿意轉產(chǎn)轉業(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。

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

2、家庭特征

互聯(lián)網(wǎng)對漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為影響的估計系數(shù)為正，但顯著性未通過檢驗，表明互聯(lián)網(wǎng)對漁戶轉產(chǎn)轉業(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)絡帶來的信息便利。調(diào)查結果也顯示，近一半的家庭安裝網(wǎng)絡是為滿足子女網(wǎng)上學習的需求，漁民對網(wǎng)絡使用甚少。

恩格爾系數(shù)對漁戶轉產(chǎn)轉業(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，表明恩格爾系數(shù)越高，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿越強。恩格爾系數(shù)對轉產(chǎn)轉業(yè)行為的影響系數(shù)未通過顯著性檢驗，表明恩格爾系數(shù)對轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(yè)意愿上一般都有很高的期待，但該部分漁戶風險承受能力較弱，易受轉產(chǎn)轉業(yè)不確定性風險的影響，因而不會輕易作出轉產(chǎn)轉業(yè)決策。

捕撈時間對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿的估計系數(shù)未在統(tǒng)計上通過顯著性檢驗，對轉產(chǎn)轉業(yè)行為影響的估計系數(shù)顯著為負，表明捕撈時間對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿影響不明顯，但顯著降低了轉產(chǎn)轉業(yè)行為的可能性。捕撈時間對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的影響出現(xiàn)悖離，導致這種差異的原因在于：一方面，漁戶將大部分時間和精力用于近海捕撈業(yè)，缺乏轉產(chǎn)轉業(yè)的資金和技能；另一方面，長期“靠海吃?！钡纳a(chǎn)和生活習慣降低了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿。同時，轉產(chǎn)轉業(yè)的風險及較高的沉淀成本也降低了漁戶進行轉產(chǎn)轉業(yè)行為的可能性。調(diào)查結果顯示，在已轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶中，47.71%的樣本漁戶從事捕撈時間超過15年，而在未轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶中，74.65%的樣本漁戶捕撈時間超過15年，這進一步佐證了漁戶捕撈時間越長，轉產(chǎn)轉業(yè)的可能性越低。

社會網(wǎng)絡對轉產(chǎn)轉業(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，這表明社會網(wǎng)絡能夠提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的可能性，與預期假設相符。漁戶親朋好友已轉產(chǎn)轉業(yè)，不僅對該漁戶產(chǎn)生壓力，提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的主觀意愿，同時降低了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的交易成本，提升漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的控制能力。邊際效應結果顯示，與周圍沒有親朋好友轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶相比，有親朋好友轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶做出轉產(chǎn)轉業(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。交通便捷度對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為影響的估計系數(shù)均為負，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明交通越便捷，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的概率越高，與預期假設一致。無論是外出務工，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)機會也就更多。邊際效應結果顯示，距離每增加一個單位，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的概率降低2.40%。

企業(yè)對漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿影響的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，對轉產(chǎn)轉業(yè)行為影響的估計系數(shù)顯著為正，這表明本村有企業(yè)，漁戶做出轉產(chǎn)轉業(yè)行為的可能性更大。其原因在于，當前多數(shù)漁村為響應上級政府緩解漁業(yè)資源壓力、推動漁民轉產(chǎn)轉業(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制性，不少漁戶被迫轉產(chǎn)轉業(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)與生活習慣的雙重優(yōu)勢，有助于部分漁民實現(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。本村企業(yè)的邊際效應結果顯示，與沒有企業(yè)的漁村相比，有企業(yè)的漁村對轉產(chǎn)轉業(yè)行為概率的提升要高10.80%。

4、外部經(jīng)濟環(huán)境

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

第二、第三產(chǎn)業(yè)占比對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿影響的系數(shù)為正，在1%的顯著性水平上通過檢驗，但對轉產(chǎn)轉業(yè)行為影響的估計系數(shù)不顯著。這表明第二、第三產(chǎn)業(yè)占比越高，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿的概率越大，但對轉產(chǎn)轉業(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，擴大了漁業(yè)勞動力就業(yè)的蓄水池容量，增加了就業(yè)機會，因而漁戶轉產(chǎn)轉業(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，多數(shù)漁民因生活成本高而望而卻步。同時，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，這種結構的不匹配導致漁民難以進入現(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)公共服務差別，漁民進入正規(guī)工業(yè)部門就業(yè)的機會就更少，因而對漁民的吸納能力有限。即使?jié)O民能夠進入就業(yè)相對比較靈活的非正規(guī)第二、第三產(chǎn)業(yè)部門，但因為就業(yè)條件差、工資水平低、難以享受城鎮(zhèn)職工社會及醫(yī)療保險等原因，降低了漁民進入第二、第三產(chǎn)業(yè)的積極性。第二、第三產(chǎn)業(yè)占比的邊際效應顯示，第二、第三產(chǎn)業(yè)占比每提高一個百分點，漁戶轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(yè)補貼來表征。補貼對轉產(chǎn)轉業(yè)意愿影響的估計系數(shù)為正，且顯著性在1%水平下通過檢驗。補貼對轉產(chǎn)轉業(yè)行為的估計系數(shù)雖為正，但顯著性未通過檢驗，表明雖然補貼顯著提升了轉產(chǎn)轉業(yè)意愿，但對轉產(chǎn)轉業(yè)行為發(fā)生概率影響不明顯，補貼對轉產(chǎn)轉業(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，轉產(chǎn)轉業(yè)資金補助低是漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)難的主要障礙。[24]當前政府對轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶提供的補貼形式以資金為主，諸如減船補貼、就業(yè)補貼、項目扶持、低息貸款、減少稅費等，這些補貼顯著提高了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿。但由于補貼金額有限，理性漁戶面對高昂的退出成本，即使意愿提高，也不會輕易作出轉產(chǎn)轉業(yè)的行為決策。另一方面，轉產(chǎn)轉業(yè)補貼申報程序復雜，申報周期較長，不少漁民因為補貼少且程序繁瑣而放棄，因而降低了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)行為的概率。邊際效應結果顯示，與沒有享受補貼的漁戶相比，接受補貼的漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿要高18.1%。調(diào)查結果顯示，在愿意轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶中，69.23%的樣本漁戶了解轉產(chǎn)轉業(yè)補貼。當問及“補貼是否是推動轉產(chǎn)轉業(yè)的主要原因”時，僅30%漁戶回答是因為補貼的影響而作出轉產(chǎn)轉業(yè)決策的。在不愿意轉產(chǎn)轉業(yè)的漁戶中，僅有24.29%的漁戶了解補貼政策。

五、結論及對策

本文利用山東省5個地級市356個漁戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙變量Probit模型分析了海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的影響因素。結果表明，80.06%的樣本漁戶已實現(xiàn)轉產(chǎn)轉業(yè)，80.34%的樣本漁戶表示愿意轉產(chǎn)轉業(yè)，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿和行為之間高度正相關。進一步的回歸結果顯示，在戶主特征方面，僅技能培訓有助于提升轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的可能性；在家庭特征方面，技能培訓、社會網(wǎng)絡均顯著提高了轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的概率，但捕撈時間降低了漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)行為的概率；在村莊特征方面，漁村交通越便捷，漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)意愿和行為的概率越高，但漁村有企業(yè)僅提高了轉產(chǎn)轉業(yè)行為的概率；在宏觀經(jīng)濟環(huán)境特征方面，較高的人均GDP有助于提升漁戶轉產(chǎn)轉業(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產(chǎn)轉業(yè)的意愿；政策變量僅顯著提升了轉產(chǎn)轉業(yè)的意愿，對行為的影響不明顯。

本文深化了對海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)影響因素的認識，揭示了海洋漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的驅(qū)動機制?；诶碚撆c實證分析結果，提出以下對策建議；第一，引導漁民轉變思想觀念，幫助漁民改變對海洋的依賴，讓漁戶充分認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，充分發(fā)揮已轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶對未轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶的示范效應，提升捕撈漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)的信心；第四，實施“漁村振興”計劃，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，為轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會；第五，差異化對待從事捕撈業(yè)時間不同的漁戶，注重對從事捕撈時間久的漁戶進行認知引導、技能培訓和資金幫扶；第六，大力發(fā)展地方經(jīng)濟，提升地方人均GDP和第二、第三產(chǎn)業(yè)比重，為漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)營造良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境；第七，加大對轉產(chǎn)轉業(yè)漁戶的補貼力度，簡化補貼程序，切實提升補貼對漁戶轉產(chǎn)轉業(yè)所產(chǎn)生的積極效應。