改革开放以来，随着海洋捕捞技术的不断提高，我国海洋捕捞能力急速提升。1978—2018年，全国海洋捕捞产量由308.16万吨增长到1044.46万吨，增长了两倍多。2018年，海洋捕捞业总产值达2228.76亿元，占渔业总产值的17.39%。^[1]然而，近年来，过度捕捞导致近海渔业资源持续减少，海洋生态环境遭到破坏，近海生态环境承载力急剧下降。^[2][3][4]与此同时，海洋渔业管理制度也发生根本变化，200海里专属经济区制度的实行及我国分别与日本、韩国、越南等签署渔业协定，使得海洋渔业开始由领海外自由捕捞向专属经济区过渡，大批渔船被迫撤出传统作业渔场，渔民的捕捞空间被大大压缩，大量渔民面临“无渔可捕”的尴尬境地，^[5][6]需要转产转业。在此情境下，加快推进渔民转产转业、提升渔民可持续生存能力已成为当前社会关注的重要议题。

面临资源环境与制度规制的双重压力，我国已采取措施并颁布了相关政策，旨在扭转近海捕捞能力过剩，恢复渔业资源，保障渔民生存利益。2019年的中央一号文件明确提出要降低近海捕捞强度。2019年颁布的《关于创新体制机制推进农业绿色发展的意见》指出，实施海洋渔业资源总量管理，不断压减海洋捕捞强度，持续推动渔民转产转业。然而，尽管上述政策在推动渔民转产转业方面起到一定的积极作用，但效果不佳，^[7]仍有大批渔民未转产转业。

一、文献综述

在渔民转产转业问题研究方面，学术界已积累了较多的研究成果。多数研究指出，渔业资源的流动性导致渔业产权不明晰，由此引发的过度捕捞严重威胁到渔业资源的可持续利用，这也是渔民转产转业的根本原因。在产权不明晰的背景下，只要将渔业资源作为共有财产而非私有财产，渔业资源的无效率使用及过度捕捞问题就不可避免。^[8]国外学者研究认为，渔具限制、许可证限制、减船、配额等措施是解决海洋过度捕捞的有效工具，^[9]也是推动渔民转产转业的间接方式。北美、欧洲实施渔船回购计划，减少捕捞渔船数量，实现渔业可持续发展。^[10]韩国在实施许可证限制、渔具限制、封闭近海捕捞区域等措施仍然难以遏制海洋渔业资源下降的情况下，实施了渔船回购计划，^[11]以期推动渔民转产转业。

也有学者基于经验数据对渔民转产转业的驱动因素进行了实证分析。Manning et al.借助计量模型，研究了市场结构对渔业资源开发的影响，认为农产品价格上涨对捕捞业劳动力分配的影响具有不确定性，一方面降低了捕捞业劳动力的劳动价值，另一方面通过收入效应降低了渔民离开捕捞业的意愿。^[12]Rahman & Schmidlin研究发现，气旋、洪水、海岸侵蚀等自然灾害促使渔民转产转业，文化程度对渔民是否从事捕捞业影响不明显，但环境变化对四十岁以下的渔民从事捕捞业具有显著影响。^[13]此外，尽管技能是导致渔民收入差距的主要因素，但渔民是否转产转业取决于非金钱因素。^[14]国内不少学者对渔民转产转业的动因进行了考察，其中，经济因素是影响渔业劳动力转移的主要因素。^[15]朱晓莉等从渔民个体和家庭两方面实证分析了上海淀山湖地区渔民转产转业的影响因素，发现年龄和受教育程度与渔民转产转业呈正相关关系，从事渔业的时间和渔业收入占家庭总收入的比与渔民转产转业呈负相关关系。^[16]

可以看出，现有文献主要从国内外宏观环境变化的视角，对渔民转产转业的行为展开分析，未考虑转产转业意愿对转产转业行为的影响，更缺乏基于经验数据对渔户转产转业的驱动机制进行系统深入探究。渔民转产转业是一个复杂的系统工程，推动渔民转产转业事关渔民家庭利益及海洋渔业高质量发展的大局。现实中，为什么一些渔户尚未转产转业？哪些因素是驱动渔户转产转业意愿和行为的关键变量？为什么有些渔户转产转业意愿较强但未弃捕上岸？如何推动渔户转产转业？所有这些，目前尚未有文献进行系统研究。

本文的贡献在于：第一，深入沿海渔户调查并整理微观数据，真实、细致地反映了已转产转业渔户、未转产转业渔户、愿意转产转业渔户、不愿意转产转业渔户的微观特征。第二，基于渔户视角展开研究更具有现实意义。在调研中发现，一个家庭一旦有一个劳动力转产转业，其他劳动力会采取随从策略，从而实现整个家庭转产转业，即渔民转产转业以户为单位。第三，将渔户转产转业意愿和行为纳入统一研究框架，充分考虑意愿对行为的影响，准确识别渔户转产转业意愿和行为的关键影响因子，揭示渔户转产转业的驱动机制。在调研中同时发现，即使渔户转产转业意愿强烈，但最终是否真正转产转业，则需在渔户意愿基础上综合考虑多方面的影响因素。鉴于OLS回归等单方程模型难以完整地考察这些因素，本文基于意愿和行为双变量Probit模型构建渔户转产转业的驱动机制模型，以期为更有效地推动渔户转产转业提供经验依据。

二、研究假设与模型构建 (一) 研究假设

渔业按水域可以分为海洋渔业和淡水渔业。由于本文的研究对象是海洋渔业，因此渔户指海洋渔户。海洋渔户转产转业是指以缓解近海过度捕捞和持续改善渔户家庭福利为目标，引导18—65周岁之间的劳动力从近海捕捞业转向海水养殖业、水产品加工业、流通业、服务业等行业，最终实现整个渔户家庭退捕上岸的行为。

海洋渔户转产转业的决策行为是其在权衡转产转业成本、收益、风险等因素的基础上作出的理性选择。根据计划行为理论，人的行为是其深思熟虑后作出的结果，行为意向与实际行动之间存在高度的相关性。^[17]实际行动是个体的行为态度、主观规范和控制认知三个变量共同作用的结果。其中，行为态度是个体对执行某种行为的积极或消极的评价，主要来源于个体预期执行某种行为的结果。主观规范是个体感知到的周围人、组织、制度对他施行或不施行某种行为所造成的压力，主要包括法律法规、市场制度、组织制度等。控制认知是指个体感知到的施行某种行为的能力，是推动或阻碍执行某种行为的因素。当个体感觉拥有的资源与机会越多，控制信念越坚定，行为控制认知也就越强。因此，个体的行为态度、主观规范越积极，感知到的行为控制力越强，执行某种行为的意识就越强，最终执行某种行为的可能性就越大。^[17]渔户转产转业行为亦是如此，当渔户对转产转业态度和主观规范越积极，感知到的控制力越强，转产转业意识就越强，从而越有可能实施转产转业行为。

本文主要从户主基本特征、家庭特征、村庄特征、宏观经济环境和政策变量等五个方面提出渔户转产转业意愿和行为的驱动机制假说。对于转产转业的行为，我们通过询问渔户“家庭是否已完成转产转业”，并根据渔户的回答“是或者否”判断渔户家庭是否已完成转产转业。对于转产转业的意愿，本文在问卷中分别设置了不愿意转产转业的原因和愿意转产转业的原因。其中，不愿意转产转业的原因包括“难以获得稳定的非农就业机会”“政府给予的转产转业补贴较少”“政府给予的渔船报废补贴低于渔船成本”“转产转业成本太高”“习惯了渔村/海边的生活”“其他原因”等六个方面。愿意转产转业的原因包括“城市完善的公共服务”“从事非农的收入较高”“渔业资源少，收入低”“政府对转产转业有补贴”“年龄因素(身体原因)”“捕捞业太累”“船体损坏”等七个方面。我们根据渔户对转产转业意愿原因的选择，判断渔户是否愿意转产转业。本文对转产转业意愿及其行为的区分是通过入户调研时询问渔民是否已经转产转业及其对应的原因进行的。

户主特征变量主要考虑其文化程度、年龄、健康状况和技能培训四个变量。文化程度反映的是人力资本存量，文化程度与个体对事物的认知能力成正比。^[18]户主的文化程度越高，对转产转业的认知能力越强，接受新技术、适应新行业的能力也就越强，因而采取转产转业的意愿和行为的可能性就更大。随着户主年龄增大，劳动能力减弱，渔民转产转业意愿通常会增强。但同时，随着年龄的增长，多数渔民思想又普遍趋于保守，“恋海情节”严重，转产转业意愿显著降低。受两种相反作用的影响，年龄对转产转业意愿和行为的影响尚不确定。海洋捕捞对身体素质要求较高，身体状况较差的渔民更能感知到继续从事捕捞业所受到的能力限制，因而转产转业的意愿和行为的可能性越大。技能培训有助于提升户主非农就业技能，^[19]降低渔户转产转业成本，进而提升转产转业意愿和行为的概率。基于上述分析，提出如下假说：

假说1：户主文化程度高，渔户转产转业意愿和行为概率较大。渔民年龄对转产转业意愿和行为的可能性具有不确定性。户主健康状况越好，渔户转产转业的意愿和行为可能性越低。技能培训有助于渔户转产转业意愿和行为的发生。

本文引入是否有互联网、捕捞时间、恩格尔系数、社会网络等四个家庭特征变量。互联网作为新的移动社交媒体会影响渔民的行为观念、生活状态，不仅为渔户了解政府转产转业政策提供便捷平台，也有利于形成非农迁移的“网络效应”，^[20]增加渔民就业机会，进而提高渔户转产转业意愿和行为的可能性。以是否有亲戚转产转业为表征的社会网络，反映了渔户周围已转渔户所产生的“示范效应”。被动接受决策型渔户易受周围已转渔户形成的压力影响。同时，社会网络的“示范效应”也有利于渔民获取转产转业的相关信息，提高对转产转业风险、成本的认知和把控，进而提升渔户转产转业意愿和决策行为的概率。一般而言，传统渔民将大部分时间和精力用于近海捕捞生产，缺少时间学习其他领域的相关技能，这在一定程度上抑制了渔户转产转业的意愿，进而降低了转产转业的可能性。恩格尔系数反映了渔户家庭生活中食品支出总额占消费总支出的比重，该系数越高，表示渔户生活水平越低。为提高家庭生活水平，转产转业的意愿会更高，因而转产转业行为的可能性更大。基于上述分析，提出如下假说：

假说2：互联网、社会网络有利于提升渔户转产转业的意愿和行为的概率。捕捞时间越长，渔户越不愿意转产转业，其进行转产转业的可能性也就越低。恩格尔系数越高的渔户，其转产转业的意愿和行为的可能性较高。

本文引入本村与乡镇的距离和本村是否有企业两个村庄特征变量。一般而言，村庄距离乡镇越近，交通越便捷，劳动要素流动性越强，就越有助于降低渔民跨地域转移的交易成本。同时，本村距离乡镇越近，渔民获取企业就业机会的可能性就越大，这在一定程度上会增加渔户转产转业的意愿和行为的概率。农村拥有企业，不仅为渔户提供就地就业机会，而且为本地渔户入社分红提供便利，进而提高渔户转产转业的意愿和行为的可能性。基于上述分析，提出如下假说：

假说3：村庄距离乡镇越远，渔户转产转业的意愿和行为的可能性越小。村庄拥有企业正向影响渔户转产转业的意愿和行为发生的概率。

本文引入第二、第三产业占比和人均GDP两个反映外部经济环境的变量。第二、第三产业是农业富余劳动力转移的主要方向。发达的第二、第三产业可从两个维度影响渔户转产转业：一是扩大劳动力蓄水池的容量，为渔民提供更多的就业机会；二是完善的公共服务，为渔户转产转业提供强有力的保障。两者均可提高渔户转产转业意愿和行为发生的概率。人均GDP反映了整个宏观经济运行状况，人均GDP越高，则表明地方经济越发达，城乡一体化程度越高，渔民愿意进而转产转业的可能性也就越高。基于上述分析，提出如下假说：

假说4：第二、第三产业占比和人均GDP越高的地区，渔户转产转业的意愿和实施转产转业行为的可能性也越高。

同时，本文引入转产转业补贴反映政策变量。资金缺乏是渔户转产转业难的重要原因，^[21][22]转产转业补贴是加快渔户转产转业的一项激励措施，有助于降低渔户转产转业的成本负担，多种形式的转产转业补贴，可以减轻渔户对捕捞的依赖性，提升渔户转产转业的意愿，对提高渔户转产转业行为的可能性具有积极作用。基于上述分析，提出如下假说：

假说5：转产转业补贴有利于提升渔户转产转业意愿和行为发生的可能性。

(二) 模型构建

渔户是否愿意转产转业以及是否转产转业是两个二值选择问题。按照认知行为理论，认知能力有助于强化行为，^[17]提高渔户转产转业意愿，促进渔户转产转业行为的发生。鉴于双变量Probit模型可以较好地处理意愿和行为的内在关系，本文选用双变量Probit模型来分析相关影响因素。

本文根据调查问卷的结果，将渔户对转产转业的意愿和是否已经转产转业进行两两组合，产生四种结果，即“愿意转产转业，已转产转业”“愿意转产转业，未转产转业”“不愿意转产转业，已转产转业”和“不愿意转产转业，未转产转业”。这里分别用虚拟变量D_i和S_i表示渔户i的以上两种行为，设D_i=1表示“愿意转产转业”，D_i=0表示“不愿意转产转业”，S_i=1表示“已转产转业”，S_i=0表示“未转产转业”，那么以上观测变量D_i和S_i两两配对的可能结果可表示为(1，1)、(1，0)、(0，1)和(0，0)。意愿和行为的形成要经历一个渐进的变化过程，用D_i^*和S_i^*两个不可观测的潜变量分别表示渔户对转产转业的意愿和行为的变化，其表达式如下：

$ \left\{ \begin{array}{l} D_i^* = \alpha {X_i} + {\varepsilon _i}\\ S_i^* = \beta {Z_i} + {\mu _i} \end{array} \right. $

(1)

其中，X_i和Z_i分别表示上述假说中言及的影响渔户转产转业意愿和转产转业行为的自变量向量，α和β是待估系数向量，ε_i和μ_i为误差项，假定ε_i和μ_i服从联合正态分布，即：

$ \left( \begin{array}{l} {\varepsilon _i}\\ {\mu _i} \end{array} \right) \sim N\left\{ {\left( \begin{array}{l} 0\\ 0 \end{array} \right), \left( \begin{array}{l} 1\rho \\ \rho 1 \end{array} \right)} \right\} $

(2)

其中，ρ是ε_i和μ_i的相关系数。D_i^*>0，表示渔户对转产转业的意愿为正，即愿意转产转业；同理，S_i^*>0表示渔户已经转产转业。那么D_i^*和D_i、S_i^*和S_i的关系可以由以下方程决定：

$ {D_i} = \left\{ \begin{array}{l} 1, {\rm{若}}D_i^* > 0\\ 0, {\rm{其他}} \end{array} \right.\;\;\;{S_i} = \left\{ \begin{array}{l} 1, {\rm{若}}S_i^* > 0\\ 0, {\rm{其他}} \end{array} \right. $

(3)

其中，两个方程的唯一联系是扰动项ε_i和μ_i的相关性。若ρ=0，则式(3)方程等价于两个单独的Probit模型。若ρ≠0，则D_i^*和S_i^*之间存在相关性，可利用双变量Probit模型对D_i和S_i的取值概率进行最大似然估计。若ρ>0，D_i和S_i之间存在互补效应；若ρ < 0，D_i和S_i之间存在替代效应。以ρ₁₁为例，具体计算过程如下：

$ \begin{array}{l} {\rho _{11}} = p({D_i} = 1, {S_i} = 1) = p(D_i^* > 0, \mathit{S}_i^* > 0) = p({\varepsilon _1} > - \alpha \;{X_i}, {\varepsilon _2} > - \beta \;{Z_i})\\ \;\;\;\;\;\begin{array}{*{20}{l}} { = p({\varepsilon _1} < - \alpha \;{X_i}, {\varepsilon _2} < - \beta \;{Z_i}) = \varphi (\alpha \;{X_i}, \beta \;{Z_i}, \rho )} \end{array} \end{array} $

(4)

同理，可以计算得到ρ₁₀。根据最大似然法对ρ₁₁、ρ₁₀进行联合估计，其对数似然函数如下：

$ \begin{array}{l} \;\;\;\;\;\;\;\ln L\sum\limits_{i = 1}^N {\left\{ {{D_i}{S_i}\ln {\varphi _2}\left( {\alpha \;{X_i};\beta \;{Z_i};\rho } \right) + {D_i}\left( {1 - {S_i}} \right)\ln \left[ {\varphi \left( {\alpha \;{X_i}} \right) - {\varphi _2}\left( {\alpha \;{X_i};\varphi \;{Z_i};\rho } \right)} \right] + \left( {1 - {D_i}} \right)} \right.} \\ \left. {\ln \varphi \left( { - \alpha \;{X_i}} \right)} \right\} \end{array} $

(5)

式(4)和式(5)中φ(·)为累计标准正太分布函数，L为似然函数，φ₂(·)为二元累计正太分布函数，该函数的期望值为0，方差为1，ρ为相关系数。

通过检验原假设“H₀：ρ=0”来判断是对两个单独的Probit模型分别进行估计，还是应该使用双变量Probit模型。如果检验结果拒绝原假设，则有必要使用双变量Probit模型。

三、数据来源与描述性统计 (一) 数据来源

本文数据来源于中国海洋大学管理学院调研团队于2018年5—7月对山东省海洋渔户进行的分层抽样与随机抽样调查。山东省是渔业大省，海岸线长3000多公里，约占全国海岸线的1/6，位居全国第二位。具体抽样过程如下：首先，在综合考虑海洋渔业发展水平的基础上，课题组选取青岛、威海、烟台、日照和潍坊5市形成一级抽样框。其次，在考虑市域内部海洋渔业发展状况和调研可行性的基础上，抽选青岛市的崂山区和即墨区，烟台市的长岛县和蓬莱市，威海的荣成市，日照的东港区，潍坊的寿光市作为二级抽样单元。第三，在每个区(县、市)随机选取2—3个乡镇，每个乡镇选取2—5个行政村庄，在每个村庄随机抽取20—30个能够代表所在区域整体特征的渔户。在调研过程中，课题组采取入户访谈、村庄街头调查等面对面的方式建立起调查者与被调查者之间的信任，通过调查者与户主或与了解家中情况的成员之间的交流或者直接询问的方式获取答案，最终取得完整的调查问卷。根据研究计划，本次调研共采访了400个渔户，基于本文的研究需要，剔除不具有代表性的无效问卷，共获得有效问卷356份，问卷有效率为89%。

(二) 样本基本特征

从渔民转产转业的情况来看，大部分样本渔户已完成转产转业，占样本总数的80.06%，仅19.94%的渔户仍从事近海捕捞业(见图 1)。样本渔户转产转业比例较高，这与山东省渔民转产转业的宏观统计结果相一致。从渔民转产转业意愿来看，对于问题“如果能获得相应的补偿，你是否愿意放弃近海捕捞，转产转业，并履行上缴渔船相应的手续”，调查表明，80.34%的样本渔户选择了“愿意”，仅有19.66%的渔户选择“不愿意”(见图 1)。从图 1可以看出，大部分渔户具有转产转业的意愿，其中明确表明愿意转产转业的渔户已达到80%，这说明研究渔民转产转业问题，已存在迫切的需求基础。

从样本年龄分布来看，45—59岁的样本占比最大，为65.45%；60—65岁的样本占比为14.04%；44岁以下的户主占比为20.51%。从受教育程度来看，教育水平为初中的样本占比最高，为62.64%，其次为高中/中专，为22.47%，小学及以下、大专及以上的样本分别占总样本的12.36%和2.53%。从身体状况来看，自我判断身体状况为优和良的样本占总样本的比重分别高达60.11%和36.24%，而身体状况为中和差的样本占比较低，分别为3.09%和0.56%。从是否参与技能培训的情况看，有58.43%的渔民反映参加过当地政府统一组织的技能培训，另有41.57%的样本渔户从未参加过相关培训活动，也未听说过当地政府是否有组织与转产转业相关的培训活动。

从样本渔户家庭基本特征来看，在所调查的样本渔户中，91.57%的渔户已安装互联网，基本实现全覆盖。从各家庭的恩格尔系数来看，小康及以上的占比为95.51%，温饱及以下的仅占4.49%。在捕捞时间方面，从事捕捞1—5年的渔户样本占样本总量的14.04%，5—10年的渔户样本占比为23.31%，10—15年的为18.54%，15年以上的占比最高，为44.10%。其中，已转产转业渔户中捕捞时间超过15年的渔户占总样本的39.30%，未转产转业的渔户捕捞时间超过15年的占63.35%，愿意转产转业的渔户中捕捞时间超过15年的占43.71%，不愿意转产转业的渔户中捕捞时间超过15年的占45.71%。

① 根据联合国世界卫生组织提出的新年龄划分标准(44岁以下为青年人，45—59岁为中年人，60—74岁为年轻老年人，75—89岁为老年人，90岁以上为长寿老人)及我国对劳动力的定义(18—65周岁以下)，将渔民年龄段划分为年轻人(44岁以下)、中年人(45—59岁)、老年人(60—65岁)三个年龄段进行分析。

② 依据联合国根据恩格尔系数的大小，对世界各国的生活水平做出的划分标准，依据样本渔户的恩格尔系数对渔户划分为五类：小于0.3(最富裕)、0.3—0.4(富裕)、0.4—0.5(小康)、0.5—0.6(温饱)、大于0.6(贫困)。

从社会网络来看，有亲戚朋友转产转业的渔户占样本总量的87.64%，仅有12.36%的渔户反映自己周围的亲戚朋友未转产转业。其中，在已转产转业渔户中，95.09%的渔户反映自己周围的亲戚已转产转业，而在未转产转业渔户中，67.61%的渔户反映自己周围的亲戚已转产转业。

(三) 变量设置及描述性统计

被解释变量和解释变量的含义及描述性统计结果见表 2。

四、实证分析 (一) 模型估计结果

本文运用Stata14.0软件对模型进行拟合，估计结果见表 3。由表 3可以看出，对数似然值为-227.089，卡方值为4.260，P值为0.049，模型在1%的统计水平上通过显著性检验。ρ为0.288，在1%的统计水平上显著。这说明，渔户在转产转业意愿与转产转业行为之间存在一定的互补效应，即渔户转产转业意愿对实施转产转业行为具有积极影响。原假设“H₀：ρ=0”不成立，说明本文应该采用双变量Probit模型进行参数估计。调查结果也显示，在已转产转业渔户中，84.56%的渔户愿意转产转业，而在未转产转业渔户中，63.38%的渔户愿意转产转业。由于双变量Probit模型不是线性模型，本文估计了边际效应。

(二) 模型估计结果分析 1、户主基本特征的影响

户主年龄对转产转业意愿和行为影响的估计系数均未通过显著性检验，在进一步加入年龄的平方项后，系数仍未通过显著性检验，这表明年龄对转产转业意愿和行为的影响不明显。户主文化程度对转产转业意愿和行为的估计系数为正，但未通过显著性检验，这表明户主文化程度对转产转业的意愿和行为影响不明显，与预期假设不符。这可能与受访户主文化程度普遍偏低有关，渔民对转产转业的认知和行为控制能力有限。调查结果显示，74.72%的受访户主文化程度在初中及以下，仅26.28%的受访户主文化程度在高中及以上。其中，在已转产转业渔户中，74.39%的户主文化程度在初中及以下，在愿意转产转业渔户中，72.03%的户主文化程度在初中及以下。

户主健康水平对渔户转产转业意愿和行为影响也不显著，表明户主健康与否并非是渔户转产转业的重要考量，在总体样本中，身体状况为良和优的户主占到96.34%，其中，在已转产转业渔户中，96.14%的户主身体状况良好；在愿意转产转业渔户中，96.50%的户主身体状况良好，身体状况较差的户主占比较小。

技能培训对渔户转产转业的意愿和行为影响的估计系数均为正，且在1%的统计水平上通过显著性检验，这表明接受技能培训会显著提升渔户转产转业的意愿和行为的概率，与预期相符。技能培训有助于提升户主非农就业技能，降低渔户转产转业成本，进而提升转产转业意愿和行为的概率。边际效应结果显示，与未参加过培训的户主相比，参加过技能培训的渔户转产转业的意愿和决策行为要高出21.40%。调查结果也显示，在已转产转业渔户中，63.51%的户主参加过技能培训，在愿意转产转业的渔户中，65.73%的户主参加过技能培训。

2、家庭特征

互联网对渔户转产转业意愿和行为影响的估计系数为正，但显著性未通过检验，表明互联网对渔户转产转业的影响不显著。原因可能在于，尽管88.48%的样本渔户安装了互联网，但渔民文化程度较低，难以充分利用网络带来的信息便利。调查结果也显示，近一半的家庭安装网络是为满足子女网上学习的需求，渔民对网络使用甚少。

恩格尔系数对渔户转产转业的意愿影响系数为正，且在10%的水平上通过显著性检验，表明恩格尔系数越高，渔户转产转业意愿越强。恩格尔系数对转产转业行为的影响系数未通过显著性检验，表明恩格尔系数对转产转业行为的影响不明显。原因可能在于，恩格尔系数越高，表明渔户家庭生活水平越低，而生活水平较低的渔户在转产转业意愿上一般都有很高的期待，但该部分渔户风险承受能力较弱，易受转产转业不确定性风险的影响，因而不会轻易作出转产转业决策。

捕捞时间对转产转业意愿的估计系数未在统计上通过显著性检验，对转产转业行为影响的估计系数显著为负，表明捕捞时间对转产转业意愿影响不明显，但显著降低了转产转业行为的可能性。捕捞时间对转产转业意愿和行为的影响出现悖离，导致这种差异的原因在于：一方面，渔户将大部分时间和精力用于近海捕捞业，缺乏转产转业的资金和技能；另一方面，长期“靠海吃海”的生产和生活习惯降低了渔户转产转业的意愿。同时，转产转业的风险及较高的沉淀成本也降低了渔户进行转产转业行为的可能性。调查结果显示，在已转产转业的渔户中，47.71%的样本渔户从事捕捞时间超过15年，而在未转产转业的渔户中，74.65%的样本渔户捕捞时间超过15年，这进一步佐证了渔户捕捞时间越长，转产转业的可能性越低。

社会网络对转产转业意愿和行为的影响系数为正，且在1%的水平上通过显著性检验，这表明社会网络能够提升渔户转产转业意愿和行为的可能性，与预期假设相符。渔户亲朋好友已转产转业，不仅对该渔户产生压力，提升渔户转产转业的主观意愿，同时降低了渔户转产转业的交易成本，提升渔户转产转业的控制能力。边际效应结果显示，与周围没有亲朋好友转产转业的渔户相比，有亲朋好友转产转业的渔户做出转产转业行为的可能性高20.80%。

3、村庄特征

交通便捷度用本村距乡镇的距离衡量。交通便捷度对转产转业意愿和行为影响的估计系数均为负，且在1%的水平下通过显著性检验，表明交通越便捷，渔户转产转业意愿和行为的概率越高，与预期假设一致。无论是外出务工，还是选择从事渔家乐等自主创业行为，距乡镇越近，信息获取越便捷，就业机会也就更多。边际效应结果显示，距离每增加一个单位，渔户转产转业意愿和行为的概率降低2.40%。

企业对渔户转产转业意愿影响的估计系数为正，但未通过显著性检验，对转产转业行为影响的估计系数显著为正，这表明本村有企业，渔户做出转产转业行为的可能性更大。其原因在于，当前多数渔村为响应上级政府缓解渔业资源压力、推动渔民转产转业的号召，要求渔户集体退出捕捞业，这其中带有行政命令和强制性，不少渔户被迫转产转业。不容置否，水产品加工、养殖等渔村企业，具有吸纳劳动力和保留海洋生产与生活习惯的双重优势，有助于部分渔民实现再就业。然而，课题组在调研中发现，渔村企业多以水产品养殖为主，渔民主要以打零工的形式就业，稳定性差，工资水平低，渔民参与意愿不强。本村企业的边际效应结果显示，与没有企业的渔村相比，有企业的渔村对转产转业行为概率的提升要高10.80%。

4、外部经济环境

人均GDP对渔民转产转业意愿和行为影响的估计系数均为正，且在1%的显著性水平上通过检验。人均GDP越高，表明宏观经济环境越好，越能够显著提升渔户转产转业意愿和行为的可能性，与预期假设相符。人均GDP的边际效应显示，人均GDP每提高1个百分点，渔户转产转业的概率就会提升36.50%。

第二、第三产业占比对转产转业意愿影响的系数为正，在1%的显著性水平上通过检验，但对转产转业行为影响的估计系数不显著。这表明第二、第三产业占比越高，渔户转产转业意愿的概率越大，但对转产转业行为的影响不明显。造成这种意愿和行为不一致的原因在于，第二产业和第三产业是农村劳动力转移的主要方向。^[23]一方面，随着第二、第三产业的发展，扩大了渔业劳动力就业的蓄水池容量，增加了就业机会，因而渔户转产转业的意愿显著提高；另一方面，第二、第三产业大多距离渔村较远，多数渔民因生活成本高而望而却步。同时，现代正规第二、第三产业部门对劳动力的素质要求较高，而渔民文化程度普遍较低，这种结构的不匹配导致渔民难以进入现代正规工业部门就业，加之由于户籍制度引起的就业歧视和城乡公共服务差别，渔民进入正规工业部门就业的机会就更少，因而对渔民的吸纳能力有限。即使渔民能够进入就业相对比较灵活的非正规第二、第三产业部门，但因为就业条件差、工资水平低、难以享受城镇职工社会及医疗保险等原因，降低了渔民进入第二、第三产业的积极性。第二、第三产业占比的边际效应显示，第二、第三产业占比每提高一个百分点，渔户转产转业意愿会提高33.00%。

5、政策变量

政策变量以渔户是否享有转产转业补贴来表征。补贴对转产转业意愿影响的估计系数为正，且显著性在1%水平下通过检验。补贴对转产转业行为的估计系数虽为正，但显著性未通过检验，表明虽然补贴显著提升了转产转业意愿，但对转产转业行为发生概率影响不明显，补贴对转产转业意愿和行为的影响存在悖离。造成这种意愿和行为不一致的原因在于：一方面，转产转业资金补助低是渔户转产转业难的主要障碍。^[24]当前政府对转产转业渔户提供的补贴形式以资金为主，诸如减船补贴、就业补贴、项目扶持、低息贷款、减少税费等，这些补贴显著提高了渔户转产转业的意愿。但由于补贴金额有限，理性渔户面对高昂的退出成本，即使意愿提高，也不会轻易作出转产转业的行为决策。另一方面，转产转业补贴申报程序复杂，申报周期较长，不少渔民因为补贴少且程序繁琐而放弃，因而降低了渔户转产转业行为的概率。边际效应结果显示，与没有享受补贴的渔户相比，接受补贴的渔户转产转业的意愿要高18.1%。调查结果显示，在愿意转产转业渔户中，69.23%的样本渔户了解转产转业补贴。当问及“补贴是否是推动转产转业的主要原因”时，仅30%渔户回答是因为补贴的影响而作出转产转业决策的。在不愿意转产转业的渔户中，仅有24.29%的渔户了解补贴政策。

五、结论及对策

本文利用山东省5个地级市356个渔户调查数据，运用双变量Probit模型分析了海洋渔户转产转业意愿和行为的影响因素。结果表明，80.06%的样本渔户已实现转产转业，80.34%的样本渔户表示愿意转产转业，渔户转产转业的意愿和行为之间高度正相关。进一步的回归结果显示，在户主特征方面，仅技能培训有助于提升转产转业意愿和行为的可能性；在家庭特征方面，技能培训、社会网络均显著提高了转产转业意愿和行为的概率，但捕捞时间降低了渔户转产转业行为的概率；在村庄特征方面，渔村交通越便捷，渔户转产转业意愿和行为的概率越高，但渔村有企业仅提高了转产转业行为的概率；在宏观经济环境特征方面，较高的人均GDP有助于提升渔户转产转业意愿和行为的可能性，但第二、第三产业占比仅提高了渔户转产转业的意愿；政策变量仅显著提升了转产转业的意愿，对行为的影响不明显。

本文深化了对海洋渔户转产转业影响因素的认识，揭示了海洋渔户转产转业的驱动机制。基于理论与实证分析结果，提出以下对策建议；第一，引导渔民转变思想观念，帮助渔民改变对海洋的依赖，让渔户充分认识到从事其他非捕捞行业的发展前景；第二，加大渔民技能培训的力度，提升渔民从事其他行业的技能，拓宽渔民就业的渠道；第三，搭建渔户间信息交流的平台，拓展渔户的社会网络，充分发挥已转产转业渔户对未转产转业渔户的示范效应，提升捕捞渔户转产转业的信心；第四，实施“渔村振兴”计划，完善渔村交通条件，鼓励渔户自主创业或发展渔村集体经济，为转产转业渔户提供更多的非农就业机会；第五，差异化对待从事捕捞业时间不同的渔户，注重对从事捕捞时间久的渔户进行认知引导、技能培训和资金帮扶；第六，大力发展地方经济，提升地方人均GDP和第二、第三产业比重，为渔户转产转业营造良好的宏观经济环境；第七，加大对转产转业渔户的补贴力度，简化补贴程序，切实提升补贴对渔户转产转业所产生的积极效应。