长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响——以长江中下游为例_何羽丰.pdf

第32卷第2期2023年2月长江流域资源与环境esources and Environment in the Yangtze BasinVol32 No2Feb 2023长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响 以长江中下游为例何羽丰1，陈廷贵1，2*，刘子飞3，李琴4(1 上海海洋大学经济管理学院，上海 201306;2 长江水域生态保护战略研究中心，上海 201306;3 中国水产科学研究院，北京 100141;4 复旦大学发展研究院，上海 200433)摘要:长江流域禁捕补偿政策的实施使数十万捕捞渔民失去原有生计手段，有效识别渔户受到禁捕政策的外部冲击时生计能力的变化是帮助退捕渔户改善生计的前提。以安徽、江苏、湖北三省份退捕渔户为研究对象，构建适用于退捕渔户生计资本评价指标体系，从生计资本的总量、结构和流动性 3 个方面分析长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响。结果表明:(1)退捕渔户生计资本总指数显著提升，人力资本、物质资本、金融资本和社会资本指数均得到显著增长。(2)退捕渔户生计资本耦合协调度指数得到显著增长，生计资本结构总体由失调向协调转变。(3)退捕渔户生计资本表现出较高流动性，渔户群体贫富差距缩小。(4)不同地区间政策对生计资本产生的影响存在异质性。安徽省渔户各项生计资本指数及生计资本耦合协调度指数均得到显著提升，生计资本的流动性最高;江苏、湖北省渔户心理资本指数显著下降，退捕前后金融资本指数、生计资本总指数及生计资本耦合协调度指数无显著性差异。根据研究结果，禁捕补偿政策的实施对退捕渔户生计的可持续产生了积极影响，但渔户生计发展停滞，退捕地区的社会和谐稳定及渔户生计资本阶层的重新固化仍是十年禁渔需要持续关注的问题。关键词:长江禁捕补偿政策;生计资本指数;耦合协调度;流动性中图分类号:F323文献标识码:A文章编号:1004-8227(2023)02-0311-13DOI:10.11870/cjlyzyyhj202302007收稿日期:2022-03-31;修回日期:2022-07-07基金项目:国家自然科学基金项目(72173084);上海市哲学社会科学规划一般课题(2019BGL011)作者简介:何羽丰(1993)，男，博士研究生，主要研究方向为资源与环境经济 E-mail:*通讯作者 E-mail:为解决长江生态环境透支问题，国家提出以“生态优先、绿色发展”为核心理念的长江经济带发展战略。长江流域重点水域禁捕和建立补偿制度实施方案 规定，从 2021 年开始将对长江水生生物保护区全面禁止生产性捕捞，长江干流和重要支流实施十年禁捕。为保障退捕渔民生计，中央政府确定了“地方为主，中央奖补”的补偿机制，以现金补偿的方式对渔民网具、渔船、捕捞许可证等进行回收，各省市地方政府在此基础上根据自身情况制定相关政策配套措施1，2。继“退耕还林”“退牧还草”后，长江十年禁捕是国家为实现“退渔还水”而实施的又一项大型生态保护工程，同时也改变了数十万渔民原有生计方式。研究禁捕补偿政策对渔户生计产生的影响，对帮助渔户重建可持续生计具有重要意义。长江流域禁捕补偿政策作为一种政策性补偿制度，可以将其归类为生态补偿范畴3，所产生的影响主要体现在生态效益和经济效益两个方面46，渔户受政策影响所产生的生计能力变化是禁捕补偿政策产生经济效益的具体表现7，8。从可持续性角度出发，生计被认为是“由生活所需要的能力、资产以及行动组成”，英国国际发展署(DFID)2000 年建立的可持续生计分析框架是分析农户生计可持续性的重要工具912。作为可持续生计分析框架的重要部分，生计资本是农户生计可持续的直观体现13。基于可持续生计思想，已有研究在能源消费14、资源保护15，16、土地改革17 等领域，从农户生计资本变化视角出发分析了生态补偿政策对农户生计产生的影响，表明不同政策背景下农户生计资本变化具有差异。关于生态补偿政策对农户生计可持续性影响的研究虽然已经取得了许多颇具价值的成果积累，但已有研究仍存在两点不足。一是缺乏对生计资本结构变化分析。已有研究主要聚焦于政策实施前后生计资本总量的变化，缺乏对各项生计资本之间协调水平变化的进一步探讨。从可持续性科学出发，生计的可持续性不仅体现在生计资本总量的变化，还与各项生计资本之间的耦合协调性息息相关18。二是缺乏对农户生计资本流动特征的分析。基于福利经济学视角，生态补偿政策的实施往往伴随减贫效应，且不同政策所产生的效应具有差异1921。因此，生态补偿政策的有效性还体现在是否能够缩小区域内的贫富差距，实现社会公平和共同发展，从而维护社会稳定22。在长江禁捕补偿政策的实践中，禁捕补偿政策是否促进了退捕渔户的各项生计资本间的协调发展?是否会缩小退捕渔户之间的贫富差距?这些都是本研究所要进一步回答的问题。基于此，本文以安徽、江苏、湖北三省退捕渔户为研究对象，基于可持续生计分析框架，构建一套适用于退捕渔户的生计资本评价指标体系，比较退捕前后生计资本总量变化状况。在此基础上，引入和构建退渔户生计资本的耦合协调度模型和相对流动性矩阵，进一步从结构和流动性两个方面分析禁捕补偿政策对渔户生计资本产生的影响，以期加强对长江禁捕补偿政策效应的进一步认识，并为相关部门制定科学有效的干预政策提供微观层面的理论依据。1数据来源与方法1.1数据来源本文以在全国率先完成退捕的湖北、江苏、安徽三省份退捕渔民为研究对象。课题组于 2020年 11 月 12 月及 2021 年 7 月 8 月在安徽省马鞍山市、江苏省靖江市及扬州市、湖北省秭归县、宜都市、石首市、洪湖市、赤壁市、武汉市江夏区，以半结构式访谈与问卷调查相结合的方法进行随机入户调研访谈。为最大程度上减小非政策因素对生计资本变化造成的干扰，入户调研内容主要为渔户退捕时间节点前后一年的各项生计资本状况，最终于安徽省获取有效问卷 212份，江苏省 62 份，湖北省 194 份，共获得有效问卷 465 份。1.2研究方法1.2.1生计资本评价指标体系构建生计资本指数是生计可持续性的量化体现，对生计资本评价多从自然、金融、物质、人力和社会资本 5 方面展开23。长江流域渔户拥有的自然资本主要为长江渔业资源，禁捕政策将渔户捕捞权回收，渔户失去原有自然资本，且耕地、林地、水域等自然资本拥有量极少，上岸渔民向非农化转型，因此未将自然资本纳入分析。渔户的心理资本可以提高其主观意志力和能动性，从而促进其他资本的发挥，提高渔户生计的可持续性，因此将心理资本纳入生计资本进行分析24，25。在对船网证回收给予一次性现金补偿的基础上，各地政府还在过渡期生活补助、社会保障、再就业技能培训、住房安置等多方面制定了相关配套措施。结合国内外已有研究度量生计资本评估指标方法26，27，本文以各项生计资本作为一级指标，并筛选主要受到禁捕政策影响的因素作为二级指标，构建退捕渔户生计资本评价指标体系(表 1)。1.2.2生计资本指数测度根据所构建的生计资本评价指标体系，测算各项生计资本指数。为保持退捕前后各评价指标量化值的相对差距不变，首先采用 Min-max 标准化方法对退捕前后评价指标的量化值进行均一化处理:Zijt=XijtXminXmaxXmin(1)式中:Xijt表示 t 期第 i 个渔户第 项生计资本的第 j 项指标的指标值;Xmax和 Xmin为所有评价对象中不同指标 j 的最大值和最小值;Zijt为标准化后的指标值。随后，将退捕前和退捕后渔户的生计资本个案合并，采用基于熵值法和变异系数法的组合赋权法测算各指标的组合权重。熵值法确定各项生计资本的指标权重:Pijt=ZijttiZijt(2)213长江流域资源与环境第 32 卷表 1生计资本评价指标体系Tab.1Evaluation system of livelihood capital index测量指标指标含义及得分赋值权重人力资本 H健康状况(H1)长期患病(1);经常患病(2);偶尔生病(3);很少生病(4);不生病(5)0228 2职业技能(H2)参加再就业培训状况:从未参加(1);很少(2);一般(3);较多(4);很多(5)0771 8物质资本 P住宅面积(P1)房屋建成面积(m2)0199 4家庭耐用品(P2)家庭耐用品拥有数量0089 5交通工具(P3)是否拥有汽车:是=1，否=00711 1金融资本 F家庭年收入(F1)家庭年收入(万元):F11(1);1F13(2);3 F15(3);5 F18(4);F18(5)0073 2存款(F2)家庭存款(万元):F21(1);1F25(2);5 F210(3);10 F215(4);F215(5)0185 9医保(F3)是否参加城乡居民医疗保险:是=1;否=00071 3贷款(F4)是否有贷款:是=1;否=00520 9养老(F5)是否有养老保险:是=1;否=00148 7社会资本 S亲友亲密度(S1)与亲戚朋友联系次数:很少(1);较少(2);一般(3);较多(4);很多(5)0188 5干部亲密度(S2)与村/社区干部联系次数:很少(1);较少(2);一般(3);较多(4);很多(5)0304 5社区亲密度(S3)参与村里(社区)活动的次数:S3=0(1);S3=12(2);S3=34(3);S3=56(4);S3 7(5)0507 0心理资本 PS当前生活幸福感(PS1)对当前生活状况的满意程度:非常不满意(1);比较不满意(2);一般(3);比较满意(4);非常满意(5)0311 7未来生计危机感(PS2)是否会因为担心自己失业而感到焦虑不安:经常会(1);有时候会(2);一般(3);基本不会(4);从来不会(5)0688 3ej=1lnrntiPijtlnPijt(3)dj=1ej(4)Gj=djjdj(5)式中:Ptij为 t 期第 项生计资本的第 j 个指标下第 i 个渔户的特征比重;ej为第 项生计资本中第 j 个指标的熵值;dj为 项生计资本的第 j个指标的信息效用值;Gj为 项生计资本各指标的权重;n 为渔户样本数;r 为数据期数;取值为 2。变异系数法确定各项生计资本的指标权重:Vj=jYj(6)Hj=VjiVj(7)式中:Vj为第 项生计资本的第 j 各指标的变异系数;j为各指标值的标准差;Yj为各指标值的均值;Hj为第 项生计资本中第 j 个指标权重。组合赋权法确定各项生计资本指标的组合权重:Wj=Gj+1Hj(8)式中:为均衡系数，本文取值为 0.5;Wj为组合赋权法得到的第 项生计资本中第 j 个评价指标权重。根据各指标的标准化值和组合权重，将合并后的生计资本重新进行个案拆分，采用综合指数法测算每个样本渔户退捕前和退捕后的各项生计资本指数:Sit=jZijt Wj(9)式中 Sit为第 i 个渔户 t 期的第 项生计资本指数。基于各项生计资本指数对生计资本总指数进行测算。为降低生计资本内生性带来的影响，使测算结果更符合生计资本构成对生计可持续性的作用效果，本研究摒弃以往研究中对五项生计资本进行简单加总平均的处理方法，借鉴 Liu 等28 通过计算生计资本五边形面积来表征生计资本总指数:313第 2 期何羽丰，等:长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响 以长江中下游为例Git=(Hit*Pit+Pit*Fit+Fit*Sit+Sit*PSit+PSit*Hit)*sin2(10)式中:Git为第 i 个渔户 t 时期的生计资本总指数;Hit、Pit、Fit、Sit和 PSit分别为第 i 个渔户 t时期的人力、物质、金融、社会和心理资本指数;为生计五边形中相邻生计资本所组成的夹角，为 72(360/5)。1.2.3生计资本耦合协调度测度本文把退捕渔户 5 项生计资本间的相互作用、彼此影响、协调发展的程度定义为生计资本的耦合协调度，并引入生计资本耦合协调度模型来评判生计资本间的耦合协调状态29。计算公式如下:Cit=5 5i=1Sit(5i=1Sit)515(11)Tit=iSit(12)Dit=CitTit(13)式中:Cit为第 i 个渔户 t 时期生计资本的耦合度;Tit为第 i 个渔户 t 时期生计资本的综合评价得分;i为待定系数，为各项生计资本在综合评价得分中所占的权重，本文认为五项生计资本同等重要，因此各 i取值均为 0.2。Dit为第 i 个渔户 t 时期生计资本耦合协调度。参照已有研究，将耦合协调度划分为十级30(表 2)。表 2耦合协调度等级划分标准Tab.2Coupling coordination degree levels序号区间等级10D009极度失调2009D019严重失调3019D029中度失调4029D039轻度失调5039D049濒临失调6049D059勉强协调7059D069初级协调8069D079中度协调9079D089良好协调10089D1优质协调1.2.4生计资本相对流动性测度将不同时期的渔户生计资本进行升序排列后，通过 5 等分分位数分组将退捕渔户划分为低等、中低等、中等、中高等和高等五个等级的生计资本组，构建退捕渔户生计资本流动矩阵考察生计资本相对位序的变化。P(x，y)=Pij(x，y)mm+(14)式中:Pij(x，y)表示渔户退捕前生计资本从第 i 等级(退捕前)转向第 j 等级(退捕后)的概率;m 是为按照生计资本水平从低到高排列的等级数;x、y 分别为退捕前后渔户的生计资本指数。选取卡方值、惯性率、相对流动比率和平均移动位次作为相对流动性参数(表 3)。表 3生计资本相对流动性参数测算Tab.3Livelihood capital relative mobility parameters measured参数名称参数公式含义及说明卡方值mi=1mj=1pij(x，y)1/m21/m表示生计资本实际转换矩阵与“完全流动性”转换矩阵的距离，该值越接近“完全流动性”情况下卡方值(此时为 0)，则流动性越高惯性率1mmi=1Pii表示退捕前后生计资本位序保持不变的渔户比，此值越小表示流动性越大相对流动比率jiPijijPij反映生计资本流动性的相对变动方向，相对变动比率大于 1 代表生计资本相对向上流动平均移动位次1m 1mi=1mj=1|i j|Pij反映生计资本移动级数的相对数，该值越大表示流动性越大2结果与分析2.1退捕渔户生计资本指数采用 Wilcoxon Signed ank Test 对退捕渔户生计资本指数进行差异性分析(SPSS20.0)，结果表明渔户的各项生计资本指数及生计资本总指数在退捕前后均具有显著差异(图 1)。生计资本总指数中位数由 0.102 显著提升至 0.221。从单项生计资本来看，人力资本指数提升幅度最大，指数中位数由 0.229 提升至 0.501。物质、金融和社会资本指数中位数分别由 0.106、0.258 和 0.374提升至 0.145、0.332 和 0.530;而心理资本指数中位数由 0.501 下降至 0.499。413长江流域资源与环境第 32 卷HC:人力资本，PC:物质资本，FC:金融资本，PSC:心理资本，SC:社会资本，TLC:生计资本;:P0.001，:P0.01，*:P0.05图 1禁捕前后生计资本指数差异图Fig.1Index of each capital in two periods具体至各省份，只有安徽省渔户生计资本总指数得到显著提升，其中位数由 0.051 提升至0.242，江苏省和湖北省在退捕前后生计资本总指数无显著差异。各省份间单项生计资本指数变化状况也有所不同。安徽省渔户 5 项生计资本在退捕后均得到了显著提升;江苏、湖北省渔户人力、物质、社会资本指数得到显著提升，心理资本指数 显 著 下 降，金 融 资 本 指 数 未 发 生 显 著变化。图 2 表明，退捕渔户生计资本特征发生了明显变化。总体来看，退捕前渔户生计资本特征表现为心理资本主导型。退捕后，心理资本指数略有下降，但生计资本 5 边形总体向外扩展，生计资本模式转变为总体均衡型。图 2生计资本五边形Fig.2Pentagon of livelihood capitals513第 2 期何羽丰，等:长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响 以长江中下游为例不同省份间生计资本特征变化有所不同。安徽省渔户退捕前社会资本指数最高，生计资本模式表现为社会资本主导型，退捕后生计资本五边形整体向外扩展，生计资本模式转变为人力社会资本主导型。江苏省和湖北省退捕前渔户生计资本模式均表现为心理资本主导型。退捕后，江苏省生计资本模式转变为物质资本主导型，而湖北省退捕渔户则表现为社会资本主导型。2.2退捕渔户生计资本的耦合协调度采用 Wilcoxon Signed ank Test 对退捕渔户生计资本的耦合协调度指数进行差异性分析(图3)，发现退捕后渔户生计资本的耦合协调度指数中位数由 0.493 显著提升至 0.597。其中，安徽省退捕渔户生计资本耦合协调度指数中位数由0.457 显著提升至 0.611;江苏、安徽省退捕渔户在退捕前后生计资本的耦合协调度指数无显著性差异。退捕渔户在各耦合协调等级的分布状况如图4 所示。总体来看，退捕渔户生计资本完成了由失调向协调的转变，渔户生计资本处于失调状态的比重由 52.91%下降至 24.74%。具体至各省份，安徽省退捕渔户生计资本协调水平上升明显，失调比例由退捕前的近 80%下降至 6.14%。江苏省渔户退捕前后在不同协调等级比重的分布 :P0.001图 3禁捕前后生计资本耦合协调度Fig.3Coupling coordination degree indexof livelihood capital in two periods较为均匀，但处于中级协调及以上水平的渔户比重由 25.8%上升至 37.1%。湖北省退捕渔户生计资本 协 调 水 平 下 降 较 为 明 显，协 调 比 例 由66.49%下降至 48.46%。图 4生计资本耦合协调度等级分布图Fig.4Distribution of fishermen on coupling coordination levels2.3退捕渔户生计资本的相对流动性退捕渔户的生计资本流动矩阵如图 5 所示。总体来看，低等生计资本组和中低等生计资本组表现出“低开高走”的流动性特征，低等生计资本组向上流动的比率高达 0.871，中低等生计资本组向上流动的比率为 0.549;中等及以上生计资本组流动性特征则表现为“高开低走”，中等生计资本组向下流动比率为 0.592，中高等生计资本613长江流域资源与环境第 32 卷15 表示不同生计资本组:1低等，2中低等，3中等，4中高等，5高等图 5生计资本流动性矩阵Fig.5Livelihood capital mobility matrix组向下流动比率为 0.634，高等生计资本组向下流动比率为 0.473。不同省份间渔户生计资本的相对流动性状况具有一定差异。安徽省低等和中低等生计资本组向上流动的比率分别为 0.833 和 0.524，其相对流动性特征表现为“低开高走”;中等及以上生计资本组向下流动的比率分别为 0.571、0.652 和0.605，流动特征表现为“高开低走”。江苏省低等生计资本组拥有较高的向上流动性，其余生计资本组相对流动性特征表现为“高开低走”。湖北省各生计资本组的相对流动性特征与安徽省相似。基于生计资本流动矩阵的测算的相对流动性参数结果如表 4 所示。总样本中，生计资本相对流动性的卡方值和惯性率分别为 1.348 和0.269，表明退捕渔户生计资本相对流动性水平较高。相对流动比率为 1.000，表明生计资本向上流动和向下流动的退捕渔户比重相等;生计资本的平均位次变动幅度为 1.742，说明多数退捕渔户生计资本的相对流动性表现为越级变迁。表 4相对流动性测度参数Tab.4elative mobility parameters指标名称总样本安徽江苏湖北卡方值1348125432341433惯性率0269024504040303相对流动比率1000087207031087平均移动位次1742189911711454不同地区间的相对流动性参数有较大差异。江苏省退捕渔户生计资本流动性的卡方值和惯性率最大，说明其生计资本整体流动性水平低于其余两个地区。安徽、江苏省退捕渔户生计资本的相对流动比率为 0.872 和 0.703，表明这两个地区退捕渔户的生计资本整体向下流动，而湖北省则整体向上流动。三地区渔户的平均移动位次从高到底依次为安徽(1.899)湖北(1.454)江苏(1.171)，说明安徽省渔户生计资本的流动性整体表现为越级变迁，而江苏省渔户的生计资本流动性则主要表现为邻近变迁，湖北省介于二者之间。713第 2 期何羽丰，等:长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响 以长江中下游为例3讨论3.1禁捕补偿政策对生计资本的影响总体来看，禁捕补偿政策的实施对渔户生计的可持续产生了积极影响，表现在其作用于生计资本的 增 长 效 应，补 偿 效 应 和 所 产 生 的 社 会效应。3.1.1禁捕补偿政策对生计资本的增长效应禁捕补偿政策对生计资本的增长效应体现在生计资本存量的提升，表现为人力资本、物质资本、金融资本和社会资本指数的显著增长。这得益于国家及各地方政府出台的一系列生计保障配套措施，主要集中在以下 4 个方面。一是作用于人力资本的智力补偿和就业帮扶。传统渔户职业技能单一，且长期的水上作业使其饱受风湿病、血吸虫病等职业疾病困扰。退捕后，各地政府积极为退捕渔户提供再就业培训服务及专场招聘会，促进渔户家庭生计策略向多元化转变，提升渔户的可持续生计能力1，31。随着工作环境的改善和劳动强度的降低，上岸渔户患病风险降低，身体健康状况得到改善，进一步提升了人力资本水平。二是作用于物质资本的住房安置和危房改造。安徽、江苏等地通过实施农村危房改造工程和集中搬迁安置工程为上岸渔户提供了可靠的住房保障，生活环境的改善促进了退捕渔民的物质需求，物质资本显著提升。三是作用于金融资本的社会保障和金融补贴，体现在渔民社会保障的完善和贷款需求的增加。调研发现，退捕前超过 60%的退捕渔户未参加城乡居民养老保险，参保意愿较弱。退捕后，各地政府通过代缴或补贴的方式鼓励退捕渔户参加城乡居民养老保险，政府补贴的激励作用增加了退捕渔户的参保需求32。多地政府还出台了一系列就业补贴措施及提供创业担保贷款，刺激了渔户贷款需求，退捕渔户的金融资本得到提升。四是作用于社会资本的集中管理和帮扶驿站。江苏，安徽多地对退捕上岸渔民采取社区集中化管理，渔户社会关系的同质性使社区内安置渔户的亲朋走动和人情往来次数增多。通过在社区内设置帮扶驿站，提供就业帮扶、政策咨询、技能培训等多项公共服务，加强了渔户与政府工作人员之间的关系，提升退捕渔户的社会资本。3.1.2禁捕补偿政策对生计资本的补偿效应禁捕补偿政策对生计资本的补偿效应体现在生计资本耦合协调度指数的显著提升，表现为生计资本模式由心理资本主导型向总体均衡型转变。退捕前，可观的捕捞收入和弹性的作业环境是渔户拥有较高心理资本的主要原因。但对渔业资源的过度依赖也造成了渔户生计资本的发展失衡，特别是人力资本的缺失始终为退捕渔户的生计短板。在过度捕捞、气候影响、政策冲击等不确定性背景下，脆弱性和不稳定性仍为渔民生计所面临的首要问题33，34。退捕后，政策冲击实现渔户的生计资本重组，渔户失去原有生计手段，家庭收入降低造成心理资本显著下降。但在多样化的补偿机制和政策激励下，其余生计资本的显著提升所产生的补偿效应使渔户原有生计资本结构得到优化，形成了各项生计资本间的协调发展，一定程度上增强了渔户的抗风险能力，有利于促进渔户生计的可持续性35。3.1.3禁捕补偿政策的社会效应禁捕补偿政策的社会效应体现在渔户群体贫富差距的缩小，表现为退捕前后生计资本较高流动性。渔民群体不断扩大的贫富差距一直影响地区和谐稳定的主要社会问题36，37，有学者认为，生态补偿政策能够缩小社会贫富差距，这一观点在本文得到了证实38，39。传统渔户家庭的捕捞收入为主要收入来源，作业工具存量和渔业技能水平差异是形成生计资本阶层分化的重要原因。禁捕补偿政策的实施改变渔户原有生计方式，受到政策冲击的“理性”渔户基于已有资本及偏好选择新的生计策略，从而打破原有生计资本的阶层分化。从动态视角(禁捕前后)来看，不同类型渔户生计资本的持续分化造成渔户生计资本的位序变换，形成了渔户生计资本的流动现象。根据研究结果，中低等、中低等生计资本组表现出较高的向上流动性，而中等及以上生计资本组则表现出较高的向下的流动性，说明禁捕补偿政策的实施缩小了渔户之间的生计资本差距。退捕后渔户职业技能水平趋同，也进一步增加了低生计资本组渔户向高等级跃迁的机会。3.2禁捕补偿对生计资本影响的异质性不同地区间渔户生计资本的变化差异表明各地禁捕补偿政策对退捕渔户生计资本的影响存在异质性，总体可以将其缘由归结为政策因素和渔民特征因素两个方面。813长江流域资源与环境第 32 卷3.2.1生计资本指数变化差异渔户作业类型及补偿政策的滞后性和补偿方式的差异性是导致各地生计资本指数变化存在差异的重要原因。与安徽省相比，江苏省和湖北省退捕渔户心理资本指数显著下降。从渔户特征来看，江苏、湖北两地退捕群体中存在众多兼业渔民，同时兼职种植、养殖等农业活动。相较于传统农耕作业，捕捞作业具有收益高、见效快等特点，因此多数兼业渔民开始逐渐把工作中心转向渔业，渔业收入成为家庭主要来源。作为理性经济人，在效益最大化原则驱动下，渔户将已有资本或通过贷款方式将资产投入至捕捞作业工具中以扩大作业规模，但同时也造成了已有农业资源荒废。退捕后，渔业收入来源被取缔，无证船只未纳入补偿范围闲置，部分渔户入不敷出，生活水平下降，而已有农业资源的荒废使渔户产生生计焦虑。根据参照依赖理论，当渔户以期望值为参照点时，期望值与现实状况的差距易使渔户对生活现状及政策产生负面情绪，心理资本显著下降。从政策实施来看，调研发现湖北省普遍存在补偿资金增补现象。由于退捕早期补偿标准的不明晰及政策出台的滞后性，造成了政府部门和退捕渔户间的政策信息不对称，导致部分渔民对政府资金用途产生误解，造成渔户的“获得感”减弱，心理资本指数降低40。此外，持有合法有效的捕捞许可证的有证渔民和无证的事实渔民之间的船网证回收补偿差异也是造成退捕渔户心理资本下降的原因之一。因此，在后续禁捕工作中，加强财政补助资金的专项监管，进一步做好政策宣传和政策解释或是十分必要的。在金融资本方面，虽然两地政府在退捕渔民社会保障方面均取得了积极成效，但金融资本指数在退捕前后无显著性差异。一是由于渔业收入被取缔导致家庭收入大幅降低。二是社会保障政策实施差异所致。相较于安徽省政府代缴的社保方式，湖北省部分地区则是以社保补贴的方式将资金直接发放至个人，这就导致了部分参保意愿较弱的渔户未将社保补贴使用未落至实处，相关政策无法取得预期效果。同时，部分综合素质偏低的渔户也极易滋生出“等靠要”的博弈心理。此时，充分发挥政府在政策实施过程中的主导作用则显得尤为重要。3.2.2生计资本结构变化差异渔户的资本特征差异和住房保障政策差异是影响各地生计资本结构变化差异性的重要因素。退捕前，安徽省渔户生计资本总体处于失调状态，缘于单一的生计活动及匮乏的人力、物质和金融资本。渔业活动是一种高强度的劳动作业方式，且具有周期性和季节性。在休渔期期间，受限于人力资本的渔户选择居家休养，这也增加了渔户间的相互走访机会。此时，渔户生计资本模式表现为社会资本主导型，但这种生计资本模式的形成是被动的，各项生计资本之间无法形成有效的耦合协调机制，容易造成其他资本的无形流失41。退捕后，禁捕补偿政策对退捕渔户人力资本的“优化重组”使其成为优势资本，在政府就业帮扶政策引导下，渔户优势生计资本更容易外显并被充分利用42，生计资本模式由社会资本主导型转变为人力社会资本主导型。人力资本是所有生计资本的基础43，其显著增长对渔户生计资本整体起到带动作用，生计资本结构水平因此由失调向协调转变。相比之下，湖北、江苏两地退捕渔民生计资本耦合协调度退捕前后无显著性差异。其中，江苏省退捕于户生计资本模式由心理资本主导型向物质资本主导型转变。据 2019 年中国渔业统计年鉴显示，江苏省渔户家庭年收入为 112 457.98元，在长江流域各省份中位列第二。已有研究表明，高收入个体往往拥有较高的生活质量和幸福指数44，这就形成了渔户心理资本在生计资本模式中的主导地位。退捕后，收入的大幅下降导致心理资本显著降低。同时，江苏省各地政府通过实施渔民上岸安居和农村住房改造工程促进了渔户物质资本的显著增长，物质资本优势得以显现。在补偿政策扶持下，江苏省渔户基于已有的资本积累更倾向于向自主经营型生计策略转型，这对物质资本也提出了更高要求45，生计资本模式向物质资本主导型转变。湖北省退捕渔户多为兼业渔户，退捕前收入来源更 加 多 元 且 稳 定，因 此 拥 有 较 高 的 幸 福感46，生计资本模式表现为心理资本主导型。退捕后，渔业收入来源被取缔造成心理资本显著下降。由于湖北地区并未出台住房安置和危房改造的相关政策，退捕渔户的各项生计资本增长幅度最低，固有社会资本优势得以显现，生计资本模式转变为社会资本主导型。但这种转变是被动的，渔户生计资本耦合协调度指数略有下降，失调占比提升。做好退捕渔户的住房保障，改善退913第 2 期何羽丰，等:长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响 以长江中下游为例捕渔户的生活环境，加强退捕地区金融资本建设，有利于实现渔户生计资本的协调发展。3.2.3生计资本的相对流动性变化差异渔户的基本特征及再就业意愿的差异性对各地生计资本的相对流动性产生了重要影响。调研发现，退捕前，与安徽、湖北省相比，江苏地区渔户家庭贫富差距更为悬殊。禁捕政策实施后，渔户生计资本在重组流动中的“马太效应”一定程度上推动了渔户原有资本的阶层固化47。此外，调研发现江苏省退捕渔民年龄普遍偏高，且自身家庭拥有较为丰富的资本积累，导致渔户再就业主观能动性较低，参加再就业培训意愿偏弱48。Barro 等49 指出，人力资本的差异是导致贫富差距的主要原因，而人力资本的改善能够促进贫富差距的缩小。由于江苏省退捕渔户人力资本指数增长幅度最小，因此其生计资本表现出了较低的相对流动性。为此，要避免补偿政策执行“一刀切”，应根据不同渔户群体因类施策，协调好高龄群体的社会保障和适龄劳动力的智力补偿间的资源分配，避免造成资源浪费，从而维护地区和谐稳定。4结论与展望长江“十年禁渔”是“为全局计、为子孙谋”的重要决策，是对“共抓大保护，不搞大开发”理念的深入贯彻落实，也是坚持“生态优先，绿色发展”道路的重大实践。本文以安徽、江苏、湖北三省份退捕渔户为研究对象，从生计资本的总量、结构和流动性 3 个方面分析了长江禁捕补偿政策对渔户生计的影响。结果表明:(1)退捕渔户生计资本总指数显著提升，人力资本、物质资本、金融资本和社会资本指数均得到显著增长。(2)退捕渔户生计资本耦合协调度指数得到显著增长，生计资本结构总体由失调向协调转变。(3)退捕渔户生计资本表现出较高流动性，渔户群体贫富差距缩小。(4)不同地区间政策对生计资本产生的影响存在异质性。安徽省渔户各项生计资本指数及生计资本耦合协调度指数均得到显著提升，生计资本的流动性最高;江苏、湖北省渔户心理资本指数显著下降，退捕前后金融资本指数、生计资本总指数及生计资本耦合协调度指数无显著性差异。根据研究结果，各地禁捕补偿政策对保障和推动退捕渔户的生计可持续总体产生了积极影响，但由于禁捕时间尚短，这种积极效应可能是短期的。十年禁渔期间需持续关注 3 个问题:(1)退捕渔户生计发展停滞。随着禁捕补偿政策红利的边际递减，渔户生计仍可能面临难以发展，甚至生计水平降低的困境。这可能会导致退捕渔户重操旧业，滋生偷捕偷钓行为，从而增大禁捕后期的监管难度。(2)退捕地区的社会和谐与稳定。虽然各地政府均为退捕渔户提供了大量的再就业培训机会和岗位，但渔户的生计转型通常具有一定周期性50。受传统生计习惯影响，部分再就业渔民往往难以适应强制性、规律性的工作环境，在生计转型过程中则会形成劳动力闲置。在生计转型期间，渔户生计主要依赖于原有资本积累及政府过渡性生活补助。当转型周期较长时，长期的资本消耗易使渔户对生活现状及政策产生负面情绪，不利于退捕地区的社会和谐与稳定。(3)渔户生计资本阶层的重新固化。短期来看，禁捕补偿政策一定程度上打破了原有渔户阶级分层。根据可持续生计分析框架，渔户受到政策冲击后生计资本发生变化，渔户会基于已有生计资本组合选择最佳生计策略并产生期望生计结果，这一结果又会反作用于生计资本而进入相对稳定状态51。在新一轮的资本流动过程中，如何有效防范阶层过度分化和相对贫困引发的一系列社会问题将成为决策者所面临的问题。随着数据可获取性的增强，本文的研究结论及禁捕补偿政策的长期效应在后续研究将做进一步探讨。参考文献:1刘子飞，韩杨 长江退捕渔民转产就业政策:目标、进展与建议 基于长江禁捕典型省域的调查J 农业经济问题，2021，(8):4251LIU Z F，HAN Y Policies on transferring fishermen s job onthe Yangtze iver:Target，progress and recommendations:In-vestigations on typical provinces with fishing ban in the Yangtzeiver J Issues in Agricultural Economy，2021，(8):42512庞洁，靳乐山 生态认知对长江流域渔民退捕意愿的影响研究 基于鄱阳湖区的调研数据J 长江流域资源与环境，2021，30(8):18701878PANG J，JIN L S Impact of ecological cognition on fishermen swillingness to quit fishery in the Yangtze iver Basin:An em-pirical study in the Poyang Lake areaJ esources and Envi-ronment in the Yangtze Basin，2021，30(8):187018783刘子飞，于法稳 长江流域渔民退捕生态补偿机制研究J 改革，2018(11):108116023长江流域资源与环境第 32 卷LIU Z F，YU F W esearch on ecological compensation mech-anism for the fish withdrawal from the fishermen of Yangtze iv-erJ eform，2018(11):1081164WESTMAN W E How much are nature s services worth?JScience，1977，197(4307):9609645COSTANZA，D AGE，DE GOOT，et al The valueof the world s ecosystem services and natural capitalJ Na-ture，1997，387(6630):2532606JAYACHANDAN S，DE LAAT J，LAMBIN E F，et al Cashfor carbon:A randomized trial of payments for ecosystem serv-ices to reduce deforestationJ Science，2017，357(6348):2672737SCOONES I Livelihoods perspectives and rural developmentJ The Journal of Peasant Studies，2009，36(1):1711968SMALL L A The sustainable rural livelihoods approach:A crit-ical review J evue Canadienne D tude