引言

长江是中华民族的母亲河、生命河，拥有十分丰富的淡水渔业资源。长期以来，受拦河筑坝、水域污染、过度捕捞等高强度人类活动的影响，生物完整性指数到了最差的“无鱼”等级，形成了渔民越捕越穷、资源越捕越少、生态越捕越糟的恶性循环。2018年中央一号文件提出“建立长江流域重点水域禁捕补偿制度”，农业农村部、财政部、人力资源社会保障部联合印发《长江流域重点水域禁捕和建立补偿制度实施方案》和《关于做好退捕渔民转产转业和生活保障相关工作的通知》，明确要求“到2020年长江流域重点水域实现常年禁捕”，对禁捕退捕工作作出明确部署和要求。长江十年禁捕是保护长江生态环境，落实“共抓大保护、不搞大开发”，为全局计、为子孙谋的重大决策。2020年长江流域332个水生生物保护区率先实现全面禁捕，2021年“一江两湖七河”全面禁渔，十年禁捕关系到23万渔民的上岸安置、社会保障和转产转业问题，退捕渔民的利益需求与补偿政策的利益供给之间的差异，表现为退捕渔民对政策的满意度^[1]。退捕渔民对补偿政策的满意度如何？在哪些政策方面需要进一步细化？这些问题的回答是打好退捕持久战的难点和关键。本文从家庭禀赋、政策认知、政策执行三个维度构建偏最小二乘结构方程模型，探讨禁捕补偿政策满意度及其影响因素和影响路径，为优化长江流域重点水域禁捕补偿政策、实现渔民“退得出、稳得住、能小康”提供理论支撑。

1 理论分析框架

费耐尔最早提出顾客满意度指数（CSI），后来满意度逐渐被应用到政府政策的绩效评估上，国内多位学者探讨了精准扶贫^[2]、生态移民^[3]、征地补偿^[4]等政策背景下的农户满意度。政策满意度作为心理感知与评判的重要方式，能够直接和综合地反映参与者的主观福利感知。退捕渔民作为长江流域禁捕政策实施的直接利益主体，本文将禁捕补偿政策满意度界定为退捕渔民自身利益需求与禁捕补偿政策的利益供给之间的差异，并从家庭禀赋、政策认知、政策执行三个方面研究禁捕补偿政策满意度。

1.1 家庭禀赋

家庭禀赋是衡量家庭发展能力强弱的重要指标，也是影响家庭发展能力的主要因素^[5]。家庭禀赋是指家庭成员和整个家庭在发展中所拥有的天然及后天形成的所有资源和能力的总和，主要包括家庭人力资本、家庭自然资本、家庭经济资本及家庭社会资本四个方面^[6]。谢晋等运用典型相关模型从农户生计禀赋的视角研究影响农户、兼业经营户及非农经营户参与农田保护补偿政策的主要因素，研究表明农户的家庭自然资本及家庭物质资本正向影响农户生产积极性，家庭社会资本正向影响兼业经营户对政策实施的满意程度，非农经营户中金融资本与政策满意度密切相关^[7]。陈廷贵等运用多元Logistic回归模型提出家庭规模、捕捞收入对渔民退捕意愿具有负向影响，受教育水平对渔民退出捕捞行业的影响未通过显著性检验^[8]。罗万云等提出家庭禀赋与农民沙化土地治理满意度显著正相关并存在性别、教育程度和家庭结构的差异^[9]。基于以上研究，本文提出如下假设：

H1：家庭禀赋对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

家庭人力资本是家庭禀赋的基本要素，体现一个家庭的知识、能力和健康状况，一般用家庭规模、平均受教育水平及平均健康程度来反映人力资本的质量和数量^{[10, 11]}；一般而言，受教育水平较高，身体素质较好的渔民，能够尽快适应退捕后生活，对禁捕补偿政策具有较高的满意度。家庭自然资本可分为无形的公共资本和有形可分的直接用于生产的资本及生态服务^[12]，一般用家庭拥有的耕地、林地面积及耕地、林地的土地质量衡量家庭自然资本。对渔民而言，耕地与水域是最重要的自然资本，拥有较少的耕地及水域面积的渔民，对禁捕补偿政策具有较低的满意度。家庭经济资本是用以维持家庭生活的基本生产资料及基础设施，经济资本可以用牲畜价值、收入、家庭住房情况以及其他固定资产四个指标表示^[13]，拥有较多经济资本的家庭对天然水域捕捞活动的依赖程度较低，更愿意退出捕捞业从事其他行业，对禁捕补偿政策有较高的满意度。家庭社会资本是家庭与外界联系的桥梁，是家庭在发展过程中能够借助的各种社会资源，一般选取是否是村委成员、邻里关系、亲戚关系等作为衡量指标^{[13, 14]}；家庭社会资本水平越高，与外界的联系越频繁，越容易获得社会支持的渔民，对禁捕补偿政策满意度越高。据此，本文提出如下假设：

H1a：家庭人力资本对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

H1b：家庭自然资本对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。,

H1c：家庭经济资本对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

H1d：家庭社会资本对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

1.2 政策认知

政策认知作为检验政策效果以及政策满意度的影响因素被国内外学者广泛采用。政策认知是人们对政府出台的某项政策，了解程度以及对政策的制定、执行及实施效果的认识与评价^[15]。严立冬等提出农户对项目的认知越深刻，满意度越高^[16]。周升强等认为奖补发放的及时性及对成本上升的弥补效果会对农牧户奖补政策满意度有显著影响^[1]。高名资等认为农民对土地确权政策的了解程度越高，对土地确权工作的满意度就越高^[17]。毕梦琳等认为家庭禀赋对农户生态农业效益认知有显著影响^[18]。基于以上研究，本文提出如下假设：

H2：政策认知对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

H3：家庭禀赋通过政策认知对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

1.3 政策执行

政策执行是政策目标实现的重要环节，是为实现预期的政策目标，综合运用各种手段，采取一定的方法将政策方案付诸实施的一系列政策活动。余亮亮等分析了政策执行过程中耕地保护补偿账务的公开程度、补偿资金的监督管理、补偿标准、补偿资金分配等因素对耕地保护经济补偿政策满意度的影响^[19]。周升强等基于满意度理论和行为博弈论理论，运用有序Probit模型实证分析了政府监管对农牧民禁牧政策满意度具有显著影响，政府贯彻执行禁牧政策的力度越大，农牧民对禁牧政策的满意度越高^[20]。基于以上研究，本文提出以下假设：

H4：政策执行对禁捕补偿政策满意度具有显著影响。

2 数据来源、变量选取与模型选择 2.1 数据来源及变量选取

本文选取“一江两湖七河”中赤水河和长江洪湖段退捕渔民作为调研对象。赤水河是长江上游支流中唯一没有水坝阻隔的河流，是长江上游珍稀特有鱼类国家级自然保护区，赤水河贵州段渔民退捕上岸转产是长江流域渔民全体转产转业的首个案例。洪湖自然保护区是长江大保护背景下实现退捕的第一批自然保护区，是国家决心建立绿色发展的长江经济带的重要“先行者”和“见证者”。调研组先后于2019年1月和2019年7月分别赴贵州赤水市、仁怀县和习水县10个渔村及湖北省洪湖市7个渔村开展实地调研。根据当地渔政部门提供的退捕渔民名册，采取随机抽样的方法进行一对一访谈，两次实地调研共收集问卷255份，调查对象为禁捕政策实施后退出捕捞行业的户主及配偶，剔除问卷信息存在自相矛盾及信息不完整的样本，共得到233份有效问卷，问卷有效率为91.37%。

表 1为受访渔民的基本情况。受访退捕渔民中，男性占87.44%，90% 的退捕渔民年龄在40岁以上，92% 的受访渔民学历水平在初中及以下，67% 以上的退捕渔民健康状况良好，86% 的退捕渔民捕捞年限在10年以上，大多数退捕渔民拥有捕捞许可证并购买了农村合作医疗，只有50% 的渔民购买了养老保险。表 2为禁捕补偿政策满意度量表，从满意度的平均值来看，退捕渔民对禁捕补偿政策的满意度介于“不满意”和“一般”之间，更接近于“不满意”。可能的原因一方面是退捕渔民常年水上作业，缺少渔业捕捞以外的生产技能，加上渔民年龄普遍偏大，受教育水平普遍偏低，退捕后转产转业难度大，很多退捕渔民处于待业或未就业状态；另一方面是政府颁布的禁捕补偿政策执行力度和宣传力度不够，补偿资金发放不到位，渔民对禁捕补偿的相关政策了解较少。

2.2 禁捕补偿政策满意度模型选择

结构方程模型（Structural Equation Model，SEM）能够对各种因果关系进行识别、估计和检验，它整合了因素分析和路径分析两种统计方法，同时检验模型包含的显变量、潜变量、干扰项与误差项间的关系，属于多变量统计。结构方程模型包括基于极大似然估计的协方差分析（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是最大化解析独立潜变量变异的因果模型分析方法，被有些学者誉为研究的“原子弹” ^[21]。本文在研究退捕渔民禁捕补偿政策满意度时，满意度、政策认知等指标无法直接观察，故选取一系列可进行直接观察的变量对其进行测量。当前，国内对禁捕补偿政策满意度研究尚处于探索阶段，在模型指标的选取上具有一定的主观性，引入偏最小二结构模型，能缓解单个内生变量回归分析存在的内生性和多重共线性问题，可同时处理多个因变量，进而得到影响禁捕补偿政策满意度的主要因素和关键路径。PLS-SEM包括测量模型和结构模型两部分，测量模型探讨了潜在变量与观察变量之间的关系，结构模型探讨了潜在外生变量和潜在内生变量之间的因果关系。以下三个方程式为结构方程模型的表达式：

测量模型方程式：

结构模型方程式：

式中，ξ表示外生潜变量；η表示内生潜变量；Λ_X、Λ_Y分别表示观察变量（X、Y）的权重（因素负荷量）；β表示潜在内生变量之间的关系矩阵；Γ表示外生潜变量与内生潜变量之间的关系矩阵；ε和δ分别表示外生显变量和内生显变量的误差项；ζ表示内生构面的残差项。

3 实证结果分析 3.1 禁捕补偿政策满意度影响因素分析

禁捕补偿政策满意度影响因素分析需要借助测量模型，在利用SmartPLS软件对测量模型分析时，会同时产生权重值和因子负荷值。一般情况下，形成型测量模型用权重值解释，反映型测量模型用负荷值解释。

3.1.1 形成型测量模型分析

形成型指标对测量模型的共线性要求较高，可以用方差膨胀因子（VIF）评估变量的多重共线性问题，通常VIF值不大于3.3，表 3中所有形成型指标的VIF都小于3.3，模型的共线性在可接受的范围内。从权重来看，人力资本、经济资本、自然资本所有指标的权重都大于0.2，除了自然资本中“拥有的水域面积（MC2）”指标没有通过显著性检验以外，其他指标均通过显著性检验。因此，禁捕补偿政策满意度主要受“受教育程度”“家庭劳动力人口数”“禁捕后年收入”“家庭耐用品价值”“耕地面积”“与亲戚朋友的联系次数”等因素影响。

3.1.2 反映型测量模型分析

表 4是反映型测量模型的因子负荷值、信度与效度。从Bootstrapping的设定抽样5000次的计算结果看，除了“乡镇政府定期召开退捕工作会议”指标的因子负荷值小于0.7外，其他反映型指标的负荷值都在0.8以上，并且均通过显著性检验。克朗巴哈系数（Cronbach’s α）和组合信度（Composite Reliability，CR）是分析模型效度的常用方法，政策执行和政策满意度的克朗巴哈系数都大于0.6，政策认知的克朗巴哈系数为0.472。可能的原因在于，一方面退捕渔民的年龄偏大、受教育水平偏低，缺少从事其他行业的技能，打渔观念根深蒂固；另一方面，当地政府对长江十年禁捕的宣传力度小，许多退捕渔民对禁捕补偿政策不够了解。平均变异萃取量（Average Variance Extracted，AVE）和区别效度（Discriminative Validity）是衡量偏最小二乘结构模型效度的方法。政策执行、政策认知及禁捕补偿政策满意度的平均变异萃取量大于阈值0.5，并且平方根大于该潜变量与其他潜变量相关系数的绝对值（表 5），表明该量表具有较佳的区别效度。因此，从因子负荷量上看，影响禁捕补偿政策的主要因素是“渔民对禁捕补偿政策的了解程度”“实施禁捕政策的必要程度”“补偿资金的透明化”“补偿资金的按时发放程度”“家庭收入的稳定性”“家庭生活水平的变化”等。

3.2 禁捕补偿政策满意度路径分析 3.2.1 路径系数分析

应用SmartPLS软件执行“PLS Algorithm”和“Bootstrapping”算法可以对禁捕补偿满意度的路径进行分析。路径系数可以反映结构模型中潜在变量的因果关系，潜在变量的因果关系估计值如表 6和图 1所示。家庭禀赋是由人力资本、自然资本、经济资本和社会资本构成的形成型潜变量，人力资本对家庭禀赋产生负向影响，但是没有通过显著性检验。自然资本对家庭禀赋的影响也没有通过显著性检验，可能的原因是渔民在长江干流等天然水域进行捕捞，大部分渔民退捕后失去主要的经济来源。经济资本和社会资本对家庭禀赋的路径系数分别是0.485和0.731，社会资本对家庭禀赋的影响最大。家庭禀赋对禁捕政策满意度的路径系数为0.264，且通过显著性检验，家庭禀赋对政策满意度具有显著的正向影响，家庭发展能力越强，禁捕补偿政策的满意度越高。

政策认知对禁捕补偿政策满意度的路径系数为0.198，且在0.001的水平上通过显著性检验，政策认知对禁捕补偿政策满意度具有显著的正向影响。家庭禀赋对政策认知的路径系数为0.338，并通过了显著性检验，故家庭禀赋通过政策认知间接影响禁捕补偿政策满意度，间接效应为0.067，总效应为0.331 ^①。由此可见，无法通过政策认知完全解释家庭禀赋对政策满意度的影响，政策认知在家庭禀赋和政策满意度之间起部分中介效应。

① 间接效应=（家庭禀赋→政策认知）路径系数×（政策认知→政策满意度）路径系数=0.338× 0.198=0.067；总效应=直接效应+间接效应=0.264+0.067=0.331。

政策执行对禁捕补偿政策满意度的路径系数为0.435，且在0.001的水平上通过显著性检验，政策执行对政策满意度具有显著的正向影响，补偿资金发放的越公开、越及时，渔民对禁捕补偿政策的满意度越高。总的来看，家庭禀赋，政策认知和政策执行对禁捕补偿政策满意度均产生显著的影响，其中，政策执行对禁捕政策满意度的影响最大。

3.2.2 结构模型检验

多重判定系数（R²）能够解释模型的预测能力，一般而言，当R²大于0.7时具有较高的解释能力，R²取值在0.33左右时表示具有中度解释能力，R²取值在0.19左右时表示解释能力较弱。家庭禀赋对模型的解释力为0.992，政策认知对模型的解释力为0.115，家庭禀赋、政策认知、政策执行对禁捕补偿政策满意度的整体解释能力为0.485，即模型的具有中度解释能力。模型拟合优度（GOF）是偏最小二乘结构方程建模的全局拟合方法，，一般而言，GOF_small=0.1，GOF_medium=0.25，GOF_large=0.36^[22]。禁捕补偿政策满意度模型的GOF为0.866，说明构建的模型拟合度较好，通过了整体模型的适配度检验。

4 研究结论和政策建议 4.1 研究结论

退捕渔民对禁捕补偿政策是否满意是长江十年禁捕工作成败的关键，关系到禁捕工作能否有力有序地推进。本研究从家庭禀赋、政策认知、政策执行三个方面研究禁捕补偿政策满意度。结果表明：①人力资本、经济资本、社会资本、自然资本对家庭禀赋的因果关系符合形成型测量模型的条件，家庭禀赋、政策认知、政策执行的观察变量的因子负荷量及三个潜变量之间的路径系数符合反映型测量模型的要求。②从观察变量对潜变量的权重或因素负荷量看，影响禁捕补偿政策满意度的主要因素是“受教育程度”“家庭劳动力人口数”“禁捕后年收入”“家庭耐用品价值”“耕地面积”“与亲戚朋友的联系次数”“渔民对禁捕补偿政策的了解程度”“实施禁捕政策的必要程度”“补偿资金的透明化”“补偿资金的按时发放程度”“家庭收入的稳定性”“家庭生活水平的变化”等。③从路径系数上看，社会资本、经济资本对家庭禀赋产生显著的正向影响，人力资本、自然资本对家庭禀赋的影响没有通过显著性检验，故拒绝原假设H1a、H1b。家庭禀赋、政策认知和政策执行对禁捕补偿政策满意度的路径系数分别是0.264、0.198和0.435，即政策执行对禁捕补偿政策满意度影响最大。

4.2 政策建议 4.2.1 探索多元化的禁捕补偿制度

长江流域渔民结构复杂，既有专业渔民、又有兼业渔民，既有合法持证渔民又有无证但一直从事捕捞行业的事实渔民，甚至还存在一本捕捞许可证带多户渔民的情况；同时，上岸渔船种类多样，网具复杂，捕捞生产工具评估难度大，对渔船、渔网制定相应的补贴标准也较难。因此，在制定后续禁捕补偿奖补政策时，需要考虑渔区和渔民的实际情况，制定差别化的管理措施，补偿资金向重点水域倾斜，统筹安排中央补助资金和地方资金，对退捕渔民转产转业、社会保障、职业技能培训资金优先予以保障；补偿方式可以从现金补偿和实物补偿等“输血式”补偿，逐步向政策补偿、技术补偿、实物补偿等方式过渡；根据渔船的类型、大小、规格开展评估并制定合理的补偿标准和补偿金额。

4.2.2 确保按时发放补偿资金，提高发放透明度和公开度

禁捕补偿资金是否按时发放以及发放透明度和公开化程度，是影响政策满意度的影响因素之一。禁捕退捕工作应纳入地方政府绩效目标、河湖长制考核、乡村振兴目标考核，对于财力薄弱、资金配套能力不足、资金实际使用进度较慢的退捕县（区、市），要逐级压实责任，持续加大资金投入和落实力度，及时拨付补偿资金，防止出现“人等钱”现象。同时要充分利用“两微九端”新媒体矩阵，扩大宣传覆盖面，及时报道禁捕退捕工作进展和动态，增强群众对长江禁捕退捕的认知度和参与度。深入挖掘不等不靠、自力更生就业创业的渔民事迹，宣传渔民依靠自己劳动开始新生活的典型。

4.2.3 拓宽成人教育途径，切实提高退捕渔民受教育水平

受教育程度是影响禁捕补偿政策满意度的重要影响因素。退捕渔民受教育程度普遍为初中及以下水平，生产技能主要以水产捕捞为主，较低的受教育程度不仅影响补偿政策满意度，更限制了渔民退出天然水域捕捞后的顺利转产转业。地方政府要加强宣传和引导，积极拓宽成人教育途径，尤其针对四十岁以下受教育程度偏低的退捕渔民，通过成人教育补贴政策适当倾斜，引导退捕渔民积极参加成人教育。对于年龄偏大的退捕渔民，可以通过社区老年活动中心的银发项目，帮助老龄退捕渔民掌握基本的网络访问技能和电子产品使用方法等，有助于老年渔民及时了解退捕政策。

4.2.4 开展职业技能培训，开拓渔民转产转业渠道

要使渔民“退得出、稳得住、能小康”，不能过度依赖禁捕补偿资金，长久之计是激发其劳动致富内生动力，培养自我发展能力，开拓转产转业路径。退捕渔民具有年龄偏大、学历偏低、技能单一、创业资源不足等群体特征，政府要积极稳妥引导退捕渔民转产转岗就业创业，重视渔民基本生活的保障。坚持市场就业与政策帮扶就业相结合，通过发展产业、就业推介、自主创业、公益岗位等渠道，引导退捕渔民转产安置。对于就业困难渔民，发挥公益岗位“以工作获取救济”的作用，加强引导和做好配套服务，对确实无法转产转业的渔民实行政策性保障兜底。对于中青年渔民提供期限灵活、接地气的“菜单式”创业技能培训，建立转产创业奖励基金或在每年的就业资金中安排专用资金，支持创业渔民凭退捕安置协议书办理小额低息或无息贷款，提高渔民就业创业能力。