一般来说，每个摊位都由一个人操作。大部分是男性，根据神秘购物者的猜测，47岁。使用的重量类型说明了摊位的正式性；数字重量更精确、更昂贵。表C.1:FeriasVariable中的鱼类供应商平均SD最小最大N每个摊位的供应商数量1.089 0.326 1 4 883比例女性鱼类供应商0.425 0.479 0 1 882年龄供应商47.438 10.126 19 75 876价格明显列出0.242 0.429 0 1 908重量类型0.262 0.440 0 1 848机械重量0.410 0.492 0 1 848数字重量0.308 0.462 0 1 848此表显示了鱼类的显著特征2015年9月，mysteryshoppers参观了摊位。变量“年龄供应商”不是直接询问的，而是神秘购物者猜测的。用于称重的重量类型代表了鱼摊的正式程度。表C.2描述了禁渔期内，费里亚摊位中不同类型鱼类的可用性。在一个典型的月份里，大约90%的摊位都可以买到鳕鱼，然而，由于禁令期间（以及我们的干预），只有26%的摊位有鳕鱼出售。市场中的鱼类种类主要取决于市场的纬度，即位于南部地区的市场与位于北部地区的摊位的鱼类种类略有不同。表C.2:Feria StallsFish中的鱼类可用性价格/单位（USD）价格/千克（USD）单位重量（kg）NHake 0.263 1.08 3.81 0.284 239鲳鱼0.684 5.27 4.99 1.057 621鲭鱼0.124 2.05 4.16 0.492 113Silverside 0.096 0.17 2.92 0.059 87鲑鱼0.139 7.53 9.22 0.816 126锯鳐鱼0.057 6.27 6.25 1.003 52Albacore 0.051。9.21 . 46Southern Hake 0.042 7.30 5.59 1.306 38此表显示了2015年9月feria摊位中不同鱼类类型的可用性和平均价格。

神秘购物者记录了所参观的每个鱼摊上出售的每种鱼的价格。每个摊位的售价是以单位、公斤或两者为基础的。使用这两种价格的比率来估计单一权重。长鳍金枪鱼是一种较大的鱼类（超过20公斤），仅以块（公斤）出售。C、 1.2渔民调查收集的数据2016年8月，对渔民进行了一轮调查。总共有231名谢尔曼接受了调查，询问了他们的工作、典型买家和购物行为。表C.3描述了调查中收集的主要变量。表C.3：渔民特征变量平均SD最小最大NFisherman船特征：船长（mts）8.52 3.11 6 24 227由电机驱动的船0.88 0.33 0 1 231玻璃纤维船0.57 0.50 0 1 228木船0.39 0.49 0 1 228工会参与：Caleta工会数量1.67 0.90 0 3 230工会成员0.82 0.38 0 1 230每周捕鱼天数：夏季5.01 1.47 1 7 226冬季2.25 1.14 0 7 227卡莱塔的船只数量：少于10 0.24 0.43 0 1 18910至30 0.22 0.41 0 1 18931至60 0.24 0.43 0 1 18961至100 0.12 0.32 0 1 189100多0.19 0.39 0 1 189卡莱塔捕获最多的三种鱼：鳕鱼0.56 0.50 0 1 2300锯鱼0.24 0.43 0 1 2300墨鱼0.24 0.43 0 1 2300鲳鱼0.13 0.34 0 1 230Bass 0.10 0.30 0 1230码头鱼类的普通买家：最终消费者0.58 0.49 0 1 230Feria供应商0.27 0.45 0 1 228中介0.60 0.49 0 1 227此表描述了2016年8月对231名渔民进行的渔民调查的回应。平均而言，在样本中包括的四个沿海地区的74个Caletas中，每个Caletas都调查了三名谢尔曼。

表格的最后一部分代表了鱼总是或大部分时间被soldto给这些类型买家的回答比例。C、 2平衡表表C.4显示了不同治疗组的相关特征平衡。这些变量包括市场的可观察特征、城市的社会经济特征以及神秘购物者到访当天的天气信息。第1、2、4和6列显示了不同治疗组这些变量的平均值和标准差。第3、5和7列比较了与对照组的差异及其p值。最后，在最后两列中还报告了联合点火试验。表C.5和C.6给出了相同的估计值，但按实施变化分解：可预测性和强度。表C.4：观察值的随机化平衡（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）可变控制信息活动实施。和信息营。平均平均差异平均差异指示器固定档位0.573 0.644 0.083 0.489-0.069 0.509 0.013（0.497）（0.484）[0.740]（0.501）[0.574]（0.501）[0.920]到最近Caleta的距离（kms）16.507 11.572 3.465 14.863-3.606 26.425 2.245（25.082）（9.503）[0.516]（22.626）[0.386]（29.036 7）[0.682]贫困率市政19.006 17.567-2.148 18.026-1.079 16.734-0.316（4.780）（3.313）[0.244]（5.483）[0.412]（7.549）[0.851]平均值。

月收入市政（USD）791.767 875.475 18.446 790.514-2.506 830.683 20.464（149.808）（172.858）[0.846]（140.334）[0.953]（139.251）[0.673]频率市政0.038 0.029-0.013**0.036-0.001 0.034-0.004（0.015）（0.002）[0.016]（0.015）[0.835]（0.009）[0.480]雨量指标0.290 0.133-0.124 0.178-0.114 0.142-0.122（0.456）（0.344）[0.455]（0.383）[0.318]（0.349）【0.301】平均温度（摄氏度）12.200 12.126 0.081 11.993-0.192 11.936-0.688（2.281）（2.087）【0.942】（2.021）【0.797】（2.196）【0.346】联合显著性统计0.609 1.094 0.816p值0.747 0.371 0.575此表报告了我们样本中各治疗臂的电路特征。第（1）、（2）、（4）和（6）列显示了对照组和治疗组的平均值和标准偏差。第（3）、（5）和（7）列显示了各特征对处理和地层固定效应的回归对处理的影响系数，包括电路层面的标准误差。p值在括号中报告。社会经济特征在市一级汇总。这些变量应解释为电路所在城市的特征。此外，此表还报告了神秘购物者访问不同电路当天的天气信息。最后，表的最后两行报告了各治疗组所有变量的联合显著性检验统计：F统计和p值。

***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1表C.5：随机化平衡：实施可预测性（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）可变控制信息活动实施：可预测的时间表实施：不可预测的时间表平均差异平均差异平均差异平均差异平均差异指标固定失速0.573 0.644 0.080 0 0 0.396-0.148 0.575 0.045（0.497）（0.484）[0.749]（0.490）[0.270]（0.495）[0.710距离最近的日历（kms）16.507 11.5723.822 17.286 1.704 20.487-4.926（25.082）（9.503）[0.479]（23.417）[0.678]（27.384）[0.333]贫困率市政19.006 17.567-2.173 17.130-1.739 17.890-0.075（4.780）（3.313）[0.240]（6.185）[0.212]（6.450）[0.960 Av。月收入市政（USD）791.767 875.475 18.828 809.457-1.068 801.805 9.235（149.808）（172.858）[0.843]（153.747）[0.981]（130.506）[0.834]频率市政0.038 0.029-0.013**0.036-0.002 0.035-0.001（0.015）（0.002）[0.015]（0.015）[0.648]（0.012 0.782]雨量指标0.290 0.133-0.126 0.117-0.158 0.202-0.080（0.456）（0.344）[0.446]（0.322）[0.162]（0.402）【0.488】平均温度（摄氏度）12.200 12.126 0.076 12.058-0.170 11.904-0.491（2.281）（2.087）【0.946】（2.057）【0.824】（2.107）【0.498】联合显著性统计0.609 1.954 1.717p值0.747 0.067 0.111此表报告了我们样本中包含的治疗臂的电路特征。第（1）、（2）、（4）和（6）列显示了对照组和治疗组的平均值和标准偏差。第（3）、（5）和（7）列显示了各特征参数和地层固定效应回归得出的处理系数，在电路层面上对标准误差进行聚类。括号中报告了p值。社会经济特征在市一级汇总。这些变量应解释为电路所在城市的特征。

此外，此表还报告了神秘购物者访问不同线路当天的天气信息。最后，联合显著性检验统计：表的最后两行报告了每个治疗组所有变量的F统计和P值。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1表C.6：随机化平衡：强制执行强度（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）可变控制信息活动强制执行：高强度强制执行：低强度平均差异平均差异平均差异平均差异指标固定失速0.573 0.644 0.098 0.372-0.164 0.591 0.039（0.497）（0.484）[0.696]（0.484）[0.211 0.492）[0.753]距离最近的日历（kms）16.507 11.572 4.009 16.224-5.30221.269 0.600（25.082）（9.503）[0.451]（23.309）[0.330]（27.292）[0.885]贫困率市政19.006 17.567-1.975 16.242-2.256 18.564 0.140（4.780）（3.313）[0.279]（7.011）[0.101]（5.576）[0.922]平均值。月收入市政（USD）791.767 875.475 17.128 821.315 23.237 792.779-8.734（149.808）（172.858）[0.857]（142.660）[0.587]（138.930）[0.840]频率市政0.038 0.029-0.013**0.036-0.000 0.035-0.003（0.015）（0.002）[0.014]（0.013）[0.973]（0.014）[0.547]雨量指标0.290 0.133-0.128 0.193-0.077 0.143-0.143（0.456）（0.344）[0.439]（0.396）[0.491]（0.350）【0.215】平均温度（摄氏度）12.200 12.126 0.050 12.127-0.192 11.853-0.447（2.281）（2.087）【0.964】（2.204）【0.799】（1.984）【0.545】联合显著性统计0.609 2.016 2.090p值0.747 0.058 0.049此表报告了我们样本中包含的各治疗臂的回路特征。第（1）、（2）、（4）和（6）列显示了对照组和治疗组的平均值和标准偏差。

第（3）、（5）和（7）列显示了各特征对处理和地层固定效应的回归得出的处理系数，以及电路级的聚类标准误差。p值在括号中报告。社会经济特征在市一级汇总。这些变量应解释为电路所在城市的特征。此外，此表还报告了神秘购物者访问不同电路当天的天气信息。最后，表的最后两行报告了各治疗组所有变量的联合显著性检验统计：F统计和p值。***p＜0.01，**p＜0.05，*p＜0.1C。3摊位退出更正我们的主要结果是基于神秘购物者在访问时从经营摊位收集的信息，这并不能说明“失踪”摊位不卖鳕鱼。为了纠正此问题，我们确定了干预前后每个电路/访问的平均暂停次数。这两个平均值之间的比较显示了每个电路中“缺失”暂停的数量。神秘购物者在治疗后的每一次访问中观察到的摊位数量，会根据计算出的缺失摊位数量增加。

TheWe允许缺失的暂停数为非整数，如果暂停数增加，则为负。添加的观察结果没有可用的鱼。19 20表C.7：处理对鳕鱼可用性的影响，纠正新鲜货摊（1）（2）的出口，任何可用的鳕鱼变量可见鳕鱼（新鲜可见、隐藏或冻结）面板A：仅主要规格信息活动-0.118**-0.115*（0.060）（0.065）仅强制执行-0.190**-0.141（0.082）（0.091）信息活动和强制执行-0.156*-0.130（0.084）（0.104）面板B：仅强制执行信息活动的可预测性变化-0.111*-0.121*（0.062）（0.064）按可预测的时间表强制执行-0.091-0.061（0.073）（0.087）不可预测计划的执行-0.246***-0.197**（0.089）（0.100）C组：仅执行频率的变化-0.113*-0.121*（0.062）（0.064）高强度执行-0.086-0.092（0.092）（0.101）低强度执行-0.184**-0.148（0.086）（0.095）干预期间控制中的Dep Var变化-0.17-0.28协变量是是基线控制是的，是1014 1014该表显示了与校正失速退出的每个处理的相互作用项Tc×P osttf相对应的系数。相对于前面给出的结果，观察次数增加的原因是，校正是通过添加“缺失”暂停来完成的（计算包括干预前后每个电路的暂停次数）。面板A描述了表3中所示的相同规格。面板B和C遵循与表5相同的规范。报告了概率回归边际效应。

由括号中的电路分类的稳健标准错误。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1如果“缺失”摊位的数量为负数：神秘购物者在治疗前的每次就诊中观察到的摊位数量会增加该数量。由于我们允许“缺失”暂停数为非整数，因此我们添加了一个均匀分布的随机噪波-0.5和0.5，然后，“缺失”数和噪波的和被舍入为最接近的整数。这种修正使展开式更能代表右（可能是非整数）数。C、 4长期影响稳定C.8：长期影响：2016年3月消费者报告的哈克购买量（外禁令期）（1）（2）（3）购买哈克的次数通常购买变量上月哈克仅购买了哈克信息活动-0.127-0.420*-0.116（0.100）（0.235）（0.095）强制执行仅0.017-0.107 0.090（0.075）（0.206）（0.067）信息活动和强制执行-0.016-0.198 0.017（0.077）（0.250）（0.074）平均Dep Var控制0.52 0.98 0.51N 3652 3630 3652此表显示了根据2016年3月收集的一轮调查，不同处理组对消费者报告的鳕鱼消费量的影响。第1列和第3列显示了Probit回归的边际影响。第2列显示了泊松回归的边际影响，因为依赖变量是计数数据。这些回归控制了购买其他类型鱼类的倾向和其他协变量。标准误差根据收集调查的回路进行聚类。

***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1表C.9：长期影响：2016年3月Ferias的黑麦可用性（禁售期外）（1）（2）新鲜，任何Hake可用变量可见Hake（新鲜可见、隐藏或冻结）信息活动仅0.000-0.009（0.104）（0.085）强制执行仅-0.095-0.077（0.063）（0.066）信息活动和强制执行-0.084-0.099（0.080）（0.085）平均Dep Var控制0.86 0.90N 754 754此表报告了干预六个月后各治疗组对Hake可用性的影响。每一次观察都对应于一个神秘购物者参观的一个摊位。2016年3月期间，电路被重新安装了两次。该表报告了包括协变量在内的概率回归的边际效应。稳健标准误差按电路进行聚类，电路是随机化的单位***p＜0.01，**p＜0.05，*p＜0.1C。5邻里之间的消费者流动表C.10显示了接受信息运动治疗的消费者的比例，这取决于他们接受调查的费里亚的位置。这张表中引人注目的事实是，在高饱和度的城市，接受信息运动的消费者比例很高，无论我们发现在feria购物的人是在治疗社区（78%）还是在对照社区（69%）。

因此，高信息运动饱和度是有效的治疗变量，在此基础上，费里亚多群岛的具体位置并不重要。表C.10:Feria Distributed Survey in Feria Distributed in Treated Neigh in Control Neightprop N Prop N nh高饱和市0.78 1114 0.69 389低饱和市0.57 559 0.17 825零饱和市0 0 0.00 1014总体0.71 1673 0.18 2228该表显示了家庭位于指定接收信息活动的社区。这些统计数据基于被调查消费者报告的家庭位置。在接受调查的受访家庭中，71%的受访家庭位于受访社区；剩下的29%是住在控制区的家庭中的消费者。此表说明了社区之间消费者的高流动性。事实上，在高饱和城市，接受治疗的消费者在这两个城市中的比例都较高，费利亚位于治疗和控制社区。C、 6替代定义信息运动治疗表C.11和C.12使用不同的信息运动治疗定义给出了主要结果：“信息运动”变量表示观察结果是否是由位于治疗社区的费利亚神秘购物者收集的，而与城市的饱和程度无关。

这一定义不包括指定接收信息的城市内邻里之间可能发生的信息溢出。表C.11：处理对黑麦可用性的影响（1）（2）新鲜，任何Hake可用变量可见Hake（新鲜可见、隐藏或冻结）信息活动仅-0.082-0.070（0.064）（0.071）仅强制执行-0.157**-0.101（0.079）（0.094）信息活动和强制执行-0.169**-0.121（0.079）（0.094）干预期间ControlMarkets中Dep Var的变化-0.21-0.36N 901此表报告了每个治疗组对可用性的影响非法鳕鱼。变量“信息活动”表示收集数据的区域是否位于指定接收信息活动的社区。报道了氦相互作用的边际效应Tc×P。稳健标准误差按电路进行聚类，并用括号表示***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1表C.12：强制执行策略对鳕鱼销售的影响（1）（2）变量新鲜鳕鱼任何鳕鱼面板A：强制执行时间表的可预测性变化仅-0.082-0.073（0.063）（0.071）强制执行可预测时间表-0.075-0.036（0.071）（0.089）强制执行不可预测时间表-0.223**-0.169*（0.088）（0.099）面板B：频率变化执法访问仅限信息活动-0.082-0.073（0.063）（0.071）高强度执法-0.045-0.049（0.087）（0.101）低强度执法-0.177**-0.140（0.086）（0.095）干预期间控制市场Dep Var的变化-0.21-0.36N 901 901此表报告了每个处理臂对非法鳕鱼可用性的影响。PanelA包括一个强度的虚拟值子处理，B组包括可预测性子处理的虚拟，但未显示这些系数。

每个回归控制干预前阶段的依赖变量、阶层固定效应和市政特征。变量“Info Campaign”表示收集数据的feria是否位于分配用于接收信息活动的IGHBorhood中。报道了氦相互作用的边际效应Tc×P。稳健的标准误差按电路进行聚类，并在论文中给出。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1D关于成本效益分析的更多详细信息第7节描述了每种治疗的成本效益分析。这些计算基于以下参数：-成本：实施强制执行的总成本为62900.25美元，分为固定成本7338.06美元和可变成本55562.19美元。固定成本包括管理人员工资、中央办公室协调等。可变成本包括实施强制执行所需的特定成本（即检查员的财务补偿、汽油等）。根据Sernapesca的信息，以一种不可预测的方式部署强制执行的成本比部署人员的可用性高出10%。通过计算每次就诊的（可变）成本，乘以新制度下的就诊次数，再加上固定成本，即可得出低强度实施的成本。开展宣传活动的总成本为16213.53美元，其中包括在经过治疗的社区印刷和分发传单、海报和信件。-鱼类销售减少：第5节所述禁令期间出售鳕鱼的估计影响被转化为“保存”的鱼类数量本练习考虑到每个摊位有25个鳕鱼可用，每个费利亚有2.57个鱼类摊位。每个电路每周运行5天，影响考虑到9月的最后三周。

执法处理涉及83个电路，而26个电路位于指定接收高度饱和信息活动的市政当局。