長江中上游流域重點(diǎn)水域禁捕補(bǔ)償政策滿意度及影響因素研究

楊楊 ，李金榮，陳廷貴

（1.上海海洋大學(xué)海洋文化與法律學(xué)院，上海 201306；2.長江水域生態(tài)保護(hù)戰(zhàn)略研究中心，上海 201306；3.上海海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海 201306）

引言

長江是中華民族的母親河、生命河，擁有十分豐富的淡水漁業(yè)資源。長期以來，受攔河筑壩、水域污染、過度捕撈等高強(qiáng)度人類活動(dòng)的影響，生物完整性指數(shù)到了最差的“無魚”等級，形成了漁民越捕越窮、資源越捕越少、生態(tài)越捕越糟的惡性循環(huán)。2018年中央一號文件提出“建立長江流域重點(diǎn)水域禁捕補(bǔ)償制度”，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、財(cái)政部、人力資源社會(huì)保障部聯(lián)合印發(fā)《長江流域重點(diǎn)水域禁捕和建立補(bǔ)償制度實(shí)施方案》和《關(guān)于做好退捕漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)和生活保障相關(guān)工作的通知》，明確要求“到2020 年長江流域重點(diǎn)水域?qū)崿F(xiàn)常年禁捕”，對禁捕退捕工作作出明確部署和要求。長江十年禁捕是保護(hù)長江生態(tài)環(huán)境，落實(shí)“共抓大保護(hù)、不搞大開發(fā)”，為全局計(jì)、為子孫謀的重大決策。2020 年長江流域332 個(gè)水生生物保護(hù)區(qū)率先實(shí)現(xiàn)全面禁捕，2021 年“一江兩湖七河”全面禁漁，十年禁捕關(guān)系到23 萬漁民的上岸安置、社會(huì)保障和轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)問題，退捕漁民的利益需求與補(bǔ)償政策的利益供給之間的差異，表現(xiàn)為退捕漁民對政策的滿意度[1]。退捕漁民對補(bǔ)償政策的滿意度如何？在哪些政策方面需要進(jìn)一步細(xì)化？這些問題的回答是打好退捕持久戰(zhàn)的難點(diǎn)和關(guān)鍵。本文從家庭稟賦、政策認(rèn)知、政策執(zhí)行三個(gè)維度構(gòu)建偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型，探討禁捕補(bǔ)償政策滿意度及其影響因素和影響路徑，為優(yōu)化長江流域重點(diǎn)水域禁捕補(bǔ)償政策、實(shí)現(xiàn)漁民“退得出、穩(wěn)得住、能小康”提供理論支撐。

1 理論分析框架

費(fèi)耐爾最早提出顧客滿意度指數(shù)（CSI），后來滿意度逐漸被應(yīng)用到政府政策的績效評估上，國內(nèi)多位學(xué)者探討了精準(zhǔn)扶貧[2]、生態(tài)移民[3]、征地補(bǔ)償[4]等政策背景下的農(nóng)戶滿意度。政策滿意度作為心理感知與評判的重要方式，能夠直接和綜合地反映參與者的主觀福利感知。退捕漁民作為長江流域禁捕政策實(shí)施的直接利益主體，本文將禁捕補(bǔ)償政策滿意度界定為退捕漁民自身利益需求與禁捕補(bǔ)償政策的利益供給之間的差異，并從家庭稟賦、政策認(rèn)知、政策執(zhí)行三個(gè)方面研究禁捕補(bǔ)償政策滿意度。

1.1 家庭稟賦

家庭稟賦是衡量家庭發(fā)展能力強(qiáng)弱的重要指標(biāo)，也是影響家庭發(fā)展能力的主要因素[5]。家庭稟賦是指家庭成員和整個(gè)家庭在發(fā)展中所擁有的天然及后天形成的所有資源和能力的總和，主要包括家庭人力資本、家庭自然資本、家庭經(jīng)濟(jì)資本及家庭社會(huì)資本四個(gè)方面[6]。謝晉等運(yùn)用典型相關(guān)模型從農(nóng)戶生計(jì)稟賦的視角研究影響農(nóng)戶、兼業(yè)經(jīng)營戶及非農(nóng)經(jīng)營戶參與農(nóng)田保護(hù)補(bǔ)償政策的主要因素，研究表明農(nóng)戶的家庭自然資本及家庭物質(zhì)資本正向影響農(nóng)戶生產(chǎn)積極性，家庭社會(huì)資本正向影響兼業(yè)經(jīng)營戶對政策實(shí)施的滿意程度，非農(nóng)經(jīng)營戶中金融資本與政策滿意度密切相關(guān)[7]。陳廷貴等運(yùn)用多元Logistic 回歸模型提出家庭規(guī)模、捕撈收入對漁民退捕意愿具有負(fù)向影響，受教育水平對漁民退出捕撈行業(yè)的影響未通過顯著性檢驗(yàn)[8]。羅萬云等提出家庭稟賦與農(nóng)民沙化土地治理滿意度顯著正相關(guān)并存在性別、教育程度和家庭結(jié)構(gòu)的差異[9]?；谝陨涎芯?，本文提出如下假設(shè)：

H1：家庭稟賦對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

家庭人力資本是家庭稟賦的基本要素，體現(xiàn)一個(gè)家庭的知識(shí)、能力和健康狀況，一般用家庭規(guī)模、平均受教育水平及平均健康程度來反映人力資本的質(zhì)量和數(shù)量[10,11]；一般而言，受教育水平較高，身體素質(zhì)較好的漁民，能夠盡快適應(yīng)退捕后生活，對禁捕補(bǔ)償政策具有較高的滿意度。家庭自然資本可分為無形的公共資本和有形可分的直接用于生產(chǎn)的資本及生態(tài)服務(wù)[12]，一般用家庭擁有的耕地、林地面積及耕地、林地的土地質(zhì)量衡量家庭自然資本。對漁民而言，耕地與水域是最重要的自然資本，擁有較少的耕地及水域面積的漁民，對禁捕補(bǔ)償政策具有較低的滿意度。家庭經(jīng)濟(jì)資本是用以維持家庭生活的基本生產(chǎn)資料及基礎(chǔ)設(shè)施，經(jīng)濟(jì)資本可以用牲畜價(jià)值、收入、家庭住房情況以及其他固定資產(chǎn)四個(gè)指標(biāo)表示[13]，擁有較多經(jīng)濟(jì)資本的家庭對天然水域捕撈活動(dòng)的依賴程度較低，更愿意退出捕撈業(yè)從事其他行業(yè)，對禁捕補(bǔ)償政策有較高的滿意度。家庭社會(huì)資本是家庭與外界聯(lián)系的橋梁，是家庭在發(fā)展過程中能夠借助的各種社會(huì)資源，一般選取是否是村委成員、鄰里關(guān)系、親戚關(guān)系等作為衡量指標(biāo)[13,14]；家庭社會(huì)資本水平越高，與外界的聯(lián)系越頻繁，越容易獲得社會(huì)支持的漁民，對禁捕補(bǔ)償政策滿意度越高。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：家庭人力資本對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

H1b：家庭自然資本對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

H1c：家庭經(jīng)濟(jì)資本對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

H1d：家庭社會(huì)資本對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

1.2 政策認(rèn)知

政策認(rèn)知作為檢驗(yàn)政策效果以及政策滿意度的影響因素被國內(nèi)外學(xué)者廣泛采用。政策認(rèn)知是人們對政府出臺(tái)的某項(xiàng)政策，了解程度以及對政策的制定、執(zhí)行及實(shí)施效果的認(rèn)識(shí)與評價(jià)[15]。嚴(yán)立冬等提出農(nóng)戶對項(xiàng)目的認(rèn)知越深刻，滿意度越高[16]。周升強(qiáng)等認(rèn)為獎(jiǎng)補(bǔ)發(fā)放的及時(shí)性及對成本上升的彌補(bǔ)效果會(huì)對農(nóng)牧戶獎(jiǎng)補(bǔ)政策滿意度有顯著影響[1]。高名資等認(rèn)為農(nóng)民對土地確權(quán)政策的了解程度越高，對土地確權(quán)工作的滿意度就越高[17]。畢夢琳等認(rèn)為家庭稟賦對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)效益認(rèn)知有顯著影響[18]?；谝陨涎芯浚疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：政策認(rèn)知對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

H3：家庭稟賦通過政策認(rèn)知對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

1.3 政策執(zhí)行

政策執(zhí)行是政策目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要環(huán)節(jié)，是為實(shí)現(xiàn)預(yù)期的政策目標(biāo)，綜合運(yùn)用各種手段，采取一定的方法將政策方案付諸實(shí)施的一系列政策活動(dòng)。余亮亮等分析了政策執(zhí)行過程中耕地保護(hù)補(bǔ)償賬務(wù)的公開程度、補(bǔ)償資金的監(jiān)督管理、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)、補(bǔ)償資金分配等因素對耕地保護(hù)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償政策滿意度的影響[19]。周升強(qiáng)等基于滿意度理論和行為博弈論理論，運(yùn)用有序Probit 模型實(shí)證分析了政府監(jiān)管對農(nóng)牧民禁牧政策滿意度具有顯著影響，政府貫徹執(zhí)行禁牧政策的力度越大，農(nóng)牧民對禁牧政策的滿意度越高[20]?；谝陨涎芯浚疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H4：政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著影響。

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源及變量選取

本文選取“一江兩湖七河”中赤水河和長江洪湖段退捕漁民作為調(diào)研對象。赤水河是長江上游支流中唯一沒有水壩阻隔的河流，是長江上游珍稀特有魚類國家級自然保護(hù)區(qū)，赤水河貴州段漁民退捕上岸轉(zhuǎn)產(chǎn)是長江流域漁民全體轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的首個(gè)案例。洪湖自然保護(hù)區(qū)是長江大保護(hù)背景下實(shí)現(xiàn)退捕的第一批自然保護(hù)區(qū)，是國家決心建立綠色發(fā)展的長江經(jīng)濟(jì)帶的重要“先行者”和“見證者”。調(diào)研組先后于2019 年1月和2019 年7 月分別赴貴州赤水市、仁懷縣和習(xí)水縣10 個(gè)漁村及湖北省洪湖市7 個(gè)漁村開展實(shí)地調(diào)研。根據(jù)當(dāng)?shù)貪O政部門提供的退捕漁民名冊，采取隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行一對一訪談，兩次實(shí)地調(diào)研共收集問卷255 份，調(diào)查對象為禁捕政策實(shí)施后退出捕撈行業(yè)的戶主及配偶，剔除問卷信息存在自相矛盾及信息不完整的樣本，共得到233 份有效問卷，問卷有效率為91.37%。

表1 為受訪漁民的基本情況。受訪退捕漁民中，男性占87.44%，90%的退捕漁民年齡在40 歲以上，92%的受訪漁民學(xué)歷水平在初中及以下，67%以上的退捕漁民健康狀況良好，86%的退捕漁民捕撈年限在10 年以上，大多數(shù)退捕漁民擁有捕撈許可證并購買了農(nóng)村合作醫(yī)療，只有50%的漁民購買了養(yǎng)老保險(xiǎn)。表2 為禁捕補(bǔ)償政策滿意度量表，從滿意度的平均值來看，退捕漁民對禁捕補(bǔ)償政策的滿意度介于“不滿意”和“一般”之間，更接近于“不滿意”?？赡艿脑蛞环矫媸峭瞬稘O民常年水上作業(yè)，缺少漁業(yè)捕撈以外的生產(chǎn)技能，加上漁民年齡普遍偏大，受教育水平普遍偏低，退捕后轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)難度大，很多退捕漁民處于待業(yè)或未就業(yè)狀態(tài)；另一方面是政府頒布的禁捕補(bǔ)償政策執(zhí)行力度和宣傳力度不夠，補(bǔ)償資金發(fā)放不到位，漁民對禁捕補(bǔ)償?shù)南嚓P(guān)政策了解較少。

表1 受訪漁民基本情況

表2 禁捕補(bǔ)償政策滿意度量表及描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 禁捕補(bǔ)償政策滿意度模型選擇

結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model，SEM）能夠?qū)Ω鞣N因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別、估計(jì)和檢驗(yàn)，它整合了因素分析和路徑分析兩種統(tǒng)計(jì)方法，同時(shí)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ桶娘@變量、潛變量、干擾項(xiàng)與誤差項(xiàng)間的關(guān)系，屬于多變量統(tǒng)計(jì)。結(jié)構(gòu)方程模型包括基于極大似然估計(jì)的協(xié)方差分析（Covariance-based SEM，CBSEM）和基于偏最小二乘法的分析方法（Partial Least Squares SEM，PLS-SEM），PLS-SEM 是最大化解析獨(dú)立潛變量變異的因果模型分析方法，被有些學(xué)者譽(yù)為研究的“原子彈”[21]。本文在研究退捕漁民禁捕補(bǔ)償政策滿意度時(shí)，滿意度、政策認(rèn)知等指標(biāo)無法直接觀察，故選取一系列可進(jìn)行直接觀察的變量對其進(jìn)行測量。當(dāng)前，國內(nèi)對禁捕補(bǔ)償政策滿意度研究尚處于探索階段，在模型指標(biāo)的選取上具有一定的主觀性，引入偏最小二結(jié)構(gòu)模型，能緩解單個(gè)內(nèi)生變量回歸分析存在的內(nèi)生性和多重共線性問題，可同時(shí)處理多個(gè)因變量，進(jìn)而得到影響禁捕補(bǔ)償政策滿意度的主要因素和關(guān)鍵路徑。PLS-SEM 包括測量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分，測量模型探討了潛在變量與觀察變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型探討了潛在外生變量和潛在內(nèi)生變量之間的因果關(guān)系。以下三個(gè)方程式為結(jié)構(gòu)方程模型的表達(dá)式：

測量模型方程式：

結(jié)構(gòu)模型方程式：

式中，ξ表示外生潛變量；η表示內(nèi)生潛變量；ΛX、ΛY分別表示觀察變量（X、Y）的權(quán)重（因素負(fù)荷量）；β表示潛在內(nèi)生變量之間的關(guān)系矩陣；Γ 表示外生潛變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系矩陣；ε和δ分別表示外生顯變量和內(nèi)生顯變量的誤差項(xiàng)；ζ表示內(nèi)生構(gòu)面的殘差項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 禁捕補(bǔ)償政策滿意度影響因素分析

禁捕補(bǔ)償政策滿意度影響因素分析需要借助測量模型，在利用SmartPLS 軟件對測量模型分析時(shí)，會(huì)同時(shí)產(chǎn)生權(quán)重值和因子負(fù)荷值。一般情況下，形成型測量模型用權(quán)重值解釋，反映型測量模型用負(fù)荷值解釋。

3.1.1 形成型測量模型分析

形成型指標(biāo)對測量模型的共線性要求較高，可以用方差膨脹因子（VIF）評估變量的多重共線性問題，通常VIF 值不大于3.3，表3 中所有形成型指標(biāo)的VIF 都小于3.3，模型的共線性在可接受的范圍內(nèi)。從權(quán)重來看，人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、自然資本所有指標(biāo)的權(quán)重都大于0.2，除了自然資本中“擁有的水域面積（MC2）”指標(biāo)沒有通過顯著性檢驗(yàn)以外，其他指標(biāo)均通過顯著性檢驗(yàn)。因此，禁捕補(bǔ)償政策滿意度主要受“受教育程度”“家庭勞動(dòng)力人口數(shù)”“禁捕后年收入”“家庭耐用品價(jià)值”“耕地面積”“與親戚朋友的聯(lián)系次數(shù)”等因素影響。

表3 形成型測量模型的指標(biāo)、權(quán)重與t值

3.1.2 反映型測量模型分析

表4 是反映型測量模型的因子負(fù)荷值、信度與效度。從Bootstrapping 的設(shè)定抽樣5000 次的計(jì)算結(jié)果看，除了“鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府定期召開退捕工作會(huì)議”指標(biāo)的因子負(fù)荷值小于0.7 外，其他反映型指標(biāo)的負(fù)荷值都在0.8 以上，并且均通過顯著性檢驗(yàn)?？死拾凸禂?shù)（Cronbach’s α）和組合信度（Composite Reliability，CR）是分析模型效度的常用方法，政策執(zhí)行和政策滿意度的克朗巴哈系數(shù)都大于0.6，政策認(rèn)知的克朗巴哈系數(shù)為0.472?？赡艿脑蛟谟?，一方面退捕漁民的年齡偏大、受教育水平偏低，缺少從事其他行業(yè)的技能，打漁觀念根深蒂固；另一方面，當(dāng)?shù)卣畬﹂L江十年禁捕的宣傳力度小，許多退捕漁民對禁捕補(bǔ)償政策不夠了解。平均變異萃取量（Average Variance Extracted，AVE）和區(qū)別效度（Discriminative Validity）是衡量偏最小二乘結(jié)構(gòu)模型效度的方法。政策執(zhí)行、政策認(rèn)知及禁捕補(bǔ)償政策滿意度的平均變異萃取量大于閾值0.5，并且平方根大于該潛變量與其他潛變量相關(guān)系數(shù)的絕對值（表5），表明該量表具有較佳的區(qū)別效度。因此，從因子負(fù)荷量上看，影響禁捕補(bǔ)償政策的主要因素是“漁民對禁捕補(bǔ)償政策的了解程度”“實(shí)施禁捕政策的必要程度”“補(bǔ)償資金的透明化”“補(bǔ)償資金的按時(shí)發(fā)放程度”“家庭收入的穩(wěn)定性”“家庭生活水平的變化”等。

表4 反映型測量模型的負(fù)荷值、信度與效度

表5 區(qū)別效度表

3.2 禁捕補(bǔ)償政策滿意度路徑分析

3.2.1 路徑系數(shù)分析

應(yīng)用SmartPLS 軟件執(zhí)行“PLS Algorithm”和“Bootstrapping”算法可以對禁捕補(bǔ)償滿意度的路徑進(jìn)行分析。路徑系數(shù)可以反映結(jié)構(gòu)模型中潛在變量的因果關(guān)系，潛在變量的因果關(guān)系估計(jì)值如表6 和圖1 所示。家庭稟賦是由人力資本、自然資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本構(gòu)成的形成型潛變量，人力資本對家庭稟賦產(chǎn)生負(fù)向影響，但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)。自然資本對家庭稟賦的影響也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是漁民在長江干流等天然水域進(jìn)行捕撈，大部分漁民退捕后失去主要的經(jīng)濟(jì)來源。經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本對家庭稟賦的路徑系數(shù)分別是0.485 和0.731，社會(huì)資本對家庭稟賦的影響最大。家庭稟賦對禁捕政策滿意度的路徑系數(shù)為0.264，且通過顯著性檢驗(yàn)，家庭稟賦對政策滿意度具有顯著的正向影響，家庭發(fā)展能力越強(qiáng)，禁捕補(bǔ)償政策的滿意度越高。

圖1 禁捕補(bǔ)償政策滿意度路徑系數(shù)

表6 路徑系數(shù)表

政策認(rèn)知對禁捕補(bǔ)償政策滿意度的路徑系數(shù)為0.198，且在0.001 的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，政策認(rèn)知對禁捕補(bǔ)償政策滿意度具有顯著的正向影響。家庭稟賦對政策認(rèn)知的路徑系數(shù)為0.338，并通過了顯著性檢驗(yàn)，故家庭稟賦通過政策認(rèn)知間接影響禁捕補(bǔ)償政策滿意度，間接效應(yīng)為0.067，總效應(yīng)為0.331①間接效應(yīng)=（家庭稟賦→政策認(rèn)知）路徑系數(shù)×（政策認(rèn)知→政策滿意度）路徑系數(shù)=0.338×0.198=0.067；總效應(yīng)=直接效應(yīng)＋間接效應(yīng)=0.264+0.067=0.331。。由此可見，無法通過政策認(rèn)知完全解釋家庭稟賦對政策滿意度的影響，政策認(rèn)知在家庭稟賦和政策滿意度之間起部分中介效應(yīng)。

政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度的路徑系數(shù)為0.435，且在0.001 的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，政策執(zhí)行對政策滿意度具有顯著的正向影響，補(bǔ)償資金發(fā)放的越公開、越及時(shí)，漁民對禁捕補(bǔ)償政策的滿意度越高?？偟膩砜?，家庭稟賦，政策認(rèn)知和政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度均產(chǎn)生顯著的影響，其中，政策執(zhí)行對禁捕政策滿意度的影響最大。

3.2.2 結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)

多重判定系數(shù)（R2）能夠解釋模型的預(yù)測能力，一般而言，當(dāng)R2大于0.7 時(shí)具有較高的解釋能力，R2取值在0.33 左右時(shí)表示具有中度解釋能力，R2取值在0.19 左右時(shí)表示解釋能力較弱。家庭稟賦對模型的解釋力為0.992，政策認(rèn)知對模型的解釋力為0.115，家庭稟賦、政策認(rèn)知、政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度的整體解釋能力為0.485，即模型的具有中度解釋能力。模型擬合優(yōu)度（GOF）是偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程建模的全局?jǐn)M合方法，，一般而言，GOFsmall=0.1，GOFmedium=0.25，GOFlarge=0.36[22]。禁捕補(bǔ)償政策滿意度模型的GOF 為0.866，說明構(gòu)建的模型擬合度較好，通過了整體模型的適配度檢驗(yàn)。

4 研究結(jié)論和政策建議

4.1 研究結(jié)論

退捕漁民對禁捕補(bǔ)償政策是否滿意是長江十年禁捕工作成敗的關(guān)鍵，關(guān)系到禁捕工作能否有力有序地推進(jìn)。本研究從家庭稟賦、政策認(rèn)知、政策執(zhí)行三個(gè)方面研究禁捕補(bǔ)償政策滿意度。結(jié)果表明：①人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本、自然資本對家庭稟賦的因果關(guān)系符合形成型測量模型的條件，家庭稟賦、政策認(rèn)知、政策執(zhí)行的觀察變量的因子負(fù)荷量及三個(gè)潛變量之間的路徑系數(shù)符合反映型測量模型的要求。②從觀察變量對潛變量的權(quán)重或因素負(fù)荷量看，影響禁捕補(bǔ)償政策滿意度的主要因素是“受教育程度”“家庭勞動(dòng)力人口數(shù)”“禁捕后年收入”“家庭耐用品價(jià)值”“耕地面積”“與親戚朋友的聯(lián)系次數(shù)”“漁民對禁捕補(bǔ)償政策的了解程度”“實(shí)施禁捕政策的必要程度”“補(bǔ)償資金的透明化”“補(bǔ)償資金的按時(shí)發(fā)放程度”“家庭收入的穩(wěn)定性”“家庭生活水平的變化”等。③從路徑系數(shù)上看，社會(huì)資本、經(jīng)濟(jì)資本對家庭稟賦產(chǎn)生顯著的正向影響，人力資本、自然資本對家庭稟賦的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)，故拒絕原假設(shè)H1a、H1b。家庭稟賦、政策認(rèn)知和政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度的路徑系數(shù)分別是0.264、0.198 和0.435，即政策執(zhí)行對禁捕補(bǔ)償政策滿意度影響最大。

4.2 政策建議

4.2.1 探索多元化的禁捕補(bǔ)償制度

長江流域漁民結(jié)構(gòu)復(fù)雜，既有專業(yè)漁民、又有兼業(yè)漁民，既有合法持證漁民又有無證但一直從事捕撈行業(yè)的事實(shí)漁民，甚至還存在一本捕撈許可證帶多戶漁民的情況；同時(shí)，上岸漁船種類多樣，網(wǎng)具復(fù)雜，捕撈生產(chǎn)工具評估難度大，對漁船、漁網(wǎng)制定相應(yīng)的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)也較難。因此，在制定后續(xù)禁捕補(bǔ)償獎(jiǎng)補(bǔ)政策時(shí)，需要考慮漁區(qū)和漁民的實(shí)際情況，制定差別化的管理措施，補(bǔ)償資金向重點(diǎn)水域傾斜，統(tǒng)籌安排中央補(bǔ)助資金和地方資金，對退捕漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)、社會(huì)保障、職業(yè)技能培訓(xùn)資金優(yōu)先予以保障；補(bǔ)償方式可以從現(xiàn)金補(bǔ)償和實(shí)物補(bǔ)償?shù)取拜斞健毖a(bǔ)償，逐步向政策補(bǔ)償、技術(shù)補(bǔ)償、實(shí)物補(bǔ)償?shù)确绞竭^渡；根據(jù)漁船的類型、大小、規(guī)格開展評估并制定合理的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和補(bǔ)償金額。

4.2.2 確保按時(shí)發(fā)放補(bǔ)償資金，提高發(fā)放透明度和公開度

禁捕補(bǔ)償資金是否按時(shí)發(fā)放以及發(fā)放透明度和公開化程度，是影響政策滿意度的影響因素之一。禁捕退捕工作應(yīng)納入地方政府績效目標(biāo)、河湖長制考核、鄉(xiāng)村振興目標(biāo)考核，對于財(cái)力薄弱、資金配套能力不足、資金實(shí)際使用進(jìn)度較慢的退捕縣（區(qū)、市），要逐級壓實(shí)責(zé)任，持續(xù)加大資金投入和落實(shí)力度，及時(shí)撥付補(bǔ)償資金，防止出現(xiàn)“人等錢”現(xiàn)象。同時(shí)要充分利用“兩微九端”新媒體矩陣，擴(kuò)大宣傳覆蓋面，及時(shí)報(bào)道禁捕退捕工作進(jìn)展和動(dòng)態(tài)，增強(qiáng)群眾對長江禁捕退捕的認(rèn)知度和參與度。深入挖掘不等不靠、自力更生就業(yè)創(chuàng)業(yè)的漁民事跡，宣傳漁民依靠自己勞動(dòng)開始新生活的典型。

4.2.3 拓寬成人教育途徑，切實(shí)提高退捕漁民受教育水平

受教育程度是影響禁捕補(bǔ)償政策滿意度的重要影響因素。退捕漁民受教育程度普遍為初中及以下水平，生產(chǎn)技能主要以水產(chǎn)捕撈為主，較低的受教育程度不僅影響補(bǔ)償政策滿意度，更限制了漁民退出天然水域捕撈后的順利轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)。地方政府要加強(qiáng)宣傳和引導(dǎo)，積極拓寬成人教育途徑，尤其針對四十歲以下受教育程度偏低的退捕漁民，通過成人教育補(bǔ)貼政策適當(dāng)傾斜，引導(dǎo)退捕漁民積極參加成人教育。對于年齡偏大的退捕漁民，可以通過社區(qū)老年活動(dòng)中心的銀發(fā)項(xiàng)目，幫助老齡退捕漁民掌握基本的網(wǎng)絡(luò)訪問技能和電子產(chǎn)品使用方法等，有助于老年漁民及時(shí)了解退捕政策。

4.2.4 開展職業(yè)技能培訓(xùn)，開拓漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)渠道

要使?jié)O民“退得出、穩(wěn)得住、能小康”，不能過度依賴禁捕補(bǔ)償資金，長久之計(jì)是激發(fā)其勞動(dòng)致富內(nèi)生動(dòng)力，培養(yǎng)自我發(fā)展能力，開拓轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)路徑。退捕漁民具有年齡偏大、學(xué)歷偏低、技能單一、創(chuàng)業(yè)資源不足等群體特征，政府要積極穩(wěn)妥引導(dǎo)退捕漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)崗就業(yè)創(chuàng)業(yè)，重視漁民基本生活的保障。堅(jiān)持市場就業(yè)與政策幫扶就業(yè)相結(jié)合，通過發(fā)展產(chǎn)業(yè)、就業(yè)推介、自主創(chuàng)業(yè)、公益崗位等渠道，引導(dǎo)退捕漁民轉(zhuǎn)產(chǎn)安置。對于就業(yè)困難漁民，發(fā)揮公益崗位“以工作獲取救濟(jì)”的作用，加強(qiáng)引導(dǎo)和做好配套服務(wù)，對確實(shí)無法轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)的漁民實(shí)行政策性保障兜底。對于中青年漁民提供期限靈活、接地氣的“菜單式”創(chuàng)業(yè)技能培訓(xùn)，建立轉(zhuǎn)產(chǎn)創(chuàng)業(yè)獎(jiǎng)勵(lì)基金或在每年的就業(yè)資金中安排專用資金，支持創(chuàng)業(yè)漁民憑退捕安置協(xié)議書辦理小額低息或無息貸款，提高漁民就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力。