Nghiên cứu phát triển dịch vụ bảo hiểm cây lúa ở đồng bằng sông cửu long

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ -o0o - NGUYỄN VĂN TẠC NGHIÊN CỨU PHÁT TRIỂN DỊCH VỤ BẢO HIỂM CÂY LÚA Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ NÔNG NGHIỆP MÃ NGÀNH: 62620115 NĂM 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ -o0o - NGUYỄN VĂN TẠC MÃ SỐ NCS: P0816008 NGHIÊN CỨU PHÁT TRIỂN DỊCH VỤ BẢO HIỂM CÂY LÚA Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ NÔNG NGHIỆP MÃ NGÀNH: 62620115 HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS NGUYỄN TRI KHIÊM NĂM 2021 LỜI CẢM ƠN Trong q trình thực để hồn thành luận án, nhận nhiều quan tâm, hỗ trợ, giúp đỡ động viên quý báu nhiều người Tôi xin chân thành, trân trọng gửi lời cảm ơn sâu sắc đến: Giáo viên hướng dẫn PGS TS Nguyễn Tri Khiêm tận tình hướng dẫn giúp đỡ tơi suốt q trình thực hồn thành luận án Q Thầy/Cơ Khoa Kinh tế Khoa Sau đại học Trường Đại học Cần Thơ giảng dạy truyền đạt nhiều kinh nghiệm quý báu suốt trình học tập thực luận án Cảm ơn chân thành đến Hội Đồng Quản Trị, Ban Giám Hiệu, Anh/Chị phịng/ban q Thầy/Cơ khoa Trường Đại học Nam Cần Thơ, đặc biệt quý Thầy/Cô Khoa Kinh tế hỗ trợ chia sẻ nhiều kinh nghiệm hữu ích việc thực đề tài nghiên cứu khoa học Cảm ơn đến Ban lãnh đạo, Anh/Chị phòng Nơng nghiệp huyện nhiệt tình giúp đỡ tơi q trình tiếp cận vấn nơng hộ địa phương Ngồi ra, Tơi chân thành cảm ơn Lãnh đạo cơng ty bảo hiểm, đặc biệt anh Nguyên Giám đốc công ty Bảo Minh An Giang giúp đỡ nhiệt tình có nhiều ý kiến đóng góp quý báu cho luận án Cảm ơn Anh/Chị em sinh viên không ngại khó khăn, hỗ trợ giúp đỡ tơi trình thu thập liệu phục vụ cho luận án Cảm ơn gia đình, người thân, đặc biệt vợ, ba mẹ ủng hộ, động viên, giúp tơi suốt q trình học thực luận án Kính chúc q Thầy/Cơ, gia đình, bạn bè người dồi sức khỏe thành công sống Cần Thơ, ngày 25 tháng 10 năm 2021 Nghiên cứu sinh Nguyễn Văn Tạc i TÓM TẮT Nghiên cứu nhằm phát triển dịch vụ bảo hiểm lúa Đồng sông Cửu Long Luận án sử dụng liệu thu thập ngẫu nhiên từ 505 nông hộ trồng lúa tỉnh Hậu Giang, Sóc Trăng, An Giang Đồng Tháp liệu thứ cấp suất lúa tỉnh Nhằm đạt mục tiêu đề ra, luận án sử dụng phương pháp lý thuyết tin cậy Bayes để tính phí bảo hiểm lúa, phương pháp định giá ngẫu nhiên (CVM) xác định mức sẵn lịng trả phí bảo hiểm nông hộ yếu tố ảnh hưởng đến mức sẵn lòng trả Luận án sử dụng số liệu suất lúa vụ Đông Xuân giai đoạn 12 năm (20072018) xã tỉnh Hậu Giang, An Giang Sóc Trăng, áp dụng lý thuyết tin cậy Bayes, kết hợp thời gian-không gian liệu nhằm tăng hiệu ước tính thống kê phép tính linh hoạt khác để tính phí bảo hiểm số suất vùng cho lúa Đồng sông Cửu Long Các tiêu quan trọng hợp đồng bảo hiểm số suất vùng tính suất ngưỡng, mức bồi thường, tỷ lệ phí tỷ lệ phí thương mại Kết cho thấy tỷ lệ phí bảo hiểm phần lớn tương đồng huyện tỉnh có khác biệt tỉnh vùng Đồng sông Cửu Long Tỷ lệ phí bảo hiểm tỉnh An Giang (0,5%) thấp tỉnh thấp nhiều so với tỷ lệ phí áp dụng thí điểm bảo hiểm lúa Chính phủ (2,19%) Tỉnh Hậu Giang Sóc Trăng có tỷ lệ phí cao tỷ lệ phí An Giang, tỷ lệ phí huyện Phụng Hiệp, tỉnh Hậu Giang cao (2,1%) Phân loại rủi ro áp dụng tỷ lệ phí phù hợp cho vùng khác quan trọng Điều tạo công bằng, động lực cho người tham gia bảo hiểm tránh lựa chọn sai lầm từ tượng thông tin bất đối xứng bảo hiểm Nguồn liệu vấn trực tiếp 505 nơng hộ, có 463 nơng hộ trồng lúa tỉnh Hậu Giang, Sóc Trăng, An Giang Đồng Tháp đồng ý tham gia chương trình bảo hiểm giới thiệu Luận án kiểm tra phản ứng nông hộ mức phí bảo hiểm đầu tiên, kết cho thấy phản ứng phù hợp với lý thuyết cầu Phương pháp định giá ngẫu nhiên áp dụng dạng lựa chọn nhị phân kép để xác định mức sẵn lịng trả phí bảo hiểm yếu tố ảnh hưởng đến mức sẵn lịng trả nơng hộ Kết cho thấy 47,5% hộ trả lời đồng ý mức phí mức phí cao đề nghị, 17,1% cá nhân không đồng ý cho hai mức phí mức phí thứ hai đề nghị thấp 35,4% trường hợp khác Mức sẵn lịng trả trung bình ước tính 68.633đ/1.000m2/vụ mức phí ước tính tương đồng với kết số nghiên cứu trước Kết yếu tố ảnh hưởng đến mức sẵn lịng trả nơng hộ trồng lúa trình độ học vấn, chi phí sản xuất trung bình, đê bao, vay vốn, thu nhập khác thái độ rủi ro Từ kết tính phí bảo hiểm, tình hình sản xuất lúa thực trạng bảo hiểm lúa Đồng sông Cửu Long, luận án xác định vấn đề ảnh hưởng đến ii bảo hiểm lúa sau: (i) Hiện tượng thông tin bất đối xứng lựa chọn sai lầm bảo hiểm, (ii) rủi ro sản phẩm bảo hiểm số suất vùng, (iii) đặc điểm sản xuất cá nhân nông hộ, (iv) nhận thức nông hộ rủi ro bảo hiểm, (v) hỗ trợ từ Chính phủ Từ vấn đề trên, luận án đưa giải pháp để khắc phục nhằm góp phần phát triển dịch vụ bảo hiểm lúa Đồng sông Cửu Long thời gian tới iii ABSTRACT This study aims to develop a rice crop insurance service in the Mekong Delta The thesis uses data collected randomly from 505 rice farmers in provinces of Hau Giang, Soc Trang, An Giang, and Dong Thap and secondary data on rice yields of the provinces In order to achieve the set goals, the thesis uses the Bayes reliability method to calculate the rice insurance premium, the contingent valuation method (CVM) to determine the farmers' willingness to pay insurance premiums and factors affecting the willingness to pay The thesis used rice yield data of winter-spring crop in the 12-year period (20072018) of communes in Hau Giang, An Giang, and Soc Trang provinces, Bayes reliability theory approach, time-spatial integration of data to increase efficiency in statistical estimation, and other flexible calculations to for calculating area-yield index rice insurance in the Mekong Delta Key indicators of the area-yield index insurance contract have been calculated such as threshold yields, indemnity level, pure premium rate, and commercial premium rate The results show that the premium rates are largely similar across districts within the province but different between provinces in the Mekong Delta The estimated premium rate of An Giang province of 0.5% is the lowest among the provinces and much lower than the pilot rate of application of rice insurance by the Government (2.19%) Estimated premium rates of Hau Giang and Soc Trang were higher than those of An Giang, in which the highest premium rates in Phung Hiep district, Hau Giang province (2.1%) This implies that it is important to classify risks and apply the appropriate rates for different regions It creates fairness and motivation for insured farmers and avoids adverse selections from asymmetric information in insurance Direct interview data sources were 505 farmers, of which 463 rice farmers in four provinces of Hau Giang, Soc Trang, An Giang, and Dong Thap agreed to join the insurance program when they were introduced The thesis examines the response of the farmer to the first premiums, the results show that this response is consistent with demand theory The contingent valuation method is applied to determine the willingness to pay a premium and the factors that influence the farmer's willingness to pay Results show that 47.5% of respondents agreed with both the first premium and the next highest premium when asked, 17.1% of individuals disagree for both premium even though the second is recommended lower and 35.4% other cases The average willingness to pay was estimated to be 68.633 VND/1000m2/crop which is quite similar to the previous research results The factors that positively affected the willingness to pay of rice farmers in the Mekong Delta were education level, the average cost of production, dyke, borrowing, other income, and risk attitudes iv With the results of calculating insurance premiums, the situation of rice production, and the situation of rice insurance in the Mekong Delta, the thesis identifies problems affecting rice insurance as follows: (i) asymmetric information and adverse selections in insurance, (ii) basic risks of the area-yield index insurance product, (iii) individual and production characteristics of the farmer, (iv) farmer perceptions of risks and insurance, (v) support from the government With the results obtained from the practice of calculating the premium of areayield index rice insurance and insurance needs of rice farmers in the Mekong Delta provinces combined with the situation of rice production and the situation of rice insurance in the Mekong Delta in recent years, the thesis summarizes basic issues affecting rice insurance as follows: (i) asymmetric information and adverse selection in insurance, (ii) basic risks of the area-yield index insurance product, (iii) individual and production characteristics of the farmer, (iv) farmer perceptions of risks and insurance and (v) support from the government The thesis then proposed solutions to overcome in order to contribute to the development of rice insurance service in the Mekong Delta in the future v LỜI CAM ĐOAN Tôi tên Nguyễn Văn Tạc, NCS ngành Kinh Tế Nơng Nghiệp, khóa 2016 Tơi xin cam đoan luận án cơng trình nghiên cứu khoa học thực thân hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Tri Khiêm Các thông tin sử dụng tham khảo luận án thu thập từ nguồn đáng tin cậy, kiểm chứng, công bố rộng rãi tơi trích dẫn nguồn gốc rõ ràng phần danh mục Tài liệu tham khảo Các kết nghiên cứu trình bày luận án tơi thực cách nghiêm túc, trung thực không trùng lắp với đề tài khác công bố trước Tôi xin lấy danh dự uy tín thân để đảm bảo cho lời cam đoan Người hướng dẫn Cần thơ, ngày 25 tháng 10 năm 2021 Tác giả thực Nguyễn Tri Khiêm Nguyễn Văn Tạc vi MỤC LỤC Nội dung Trang Lời cảm ơn i Tóm tắt ii Abstract iv Lời cam đoan vi Mục lục vii Danh mục bảng x Danh mục hình xi Danh mục từ viết tắt xii Chương 1: GIỚI THIỆU 1.1 LÝ DO NGHIÊN CỨU 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 1.4 NỘI DUNG NGHIÊN CỨU 1.5 ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.5.1 Đối tượng nghiên cứu đối tượng khảo sát 1.5.2 Giới hạn nội dung nghiên cứu 1.5.3 Giới hạn vùng nghiên cứu 1.6 CẤU TRÚC CỦA LUẬN ÁN 1.7 NHỮNG ĐÓNG GÓP MỚI CỦA LUẬN ÁN 1.7.1 Về lý luận 1.7.2 Về thực tiễn Chương 2: TỔNG QUAN TÀI LIỆU 2.1 TỔNG QUAN VỀ BHNN 2.1.1 Khái niệm bảo hiểm nông nghiệp 2.1.2 Các loại rủi ro nông nghiệp 2.1.3 Bảo hiểm số bảo hiểm truyền thống 10 2.1.4 Bảo hiểm số suất vùng số thời tiết 12 2.2 CÁC NGHIÊN CỨU THIẾT KẾ VÀ TÍNH PHÍ BẢO HIỂM 13 2.3 MỨC SẴN LÒNG TRẢ VÀ CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG WTP .15 2.3.1 Các nghiên cứu mức sẵn lòng trả yếu tố ảnh hưởng WTP 15 2.3.2 Sự sẵn lịng trả bảo hiểm nơng hộ 18 2.4 CƠ SỞ LÝ THUYẾT 19 2.4.1 Các khái niệm 19 2.4.2 Lý thuyết rủi ro đo lường thái độ rủi ro 21 2.4.3 Lý thuyết lựa chọn nông hộ 27 vii 2.4.4 Lý thuyết thông tin bất đối xứng, lựa chọn sai lầm động lệch lạc BHNN 31 2.4.5 Lý thuyết cầu bảo hiểm 33 2.4.6 Các phương pháp tính phí bảo hiểm nơng nghiệp 35 2.4.7 Đo lường mức sẵn lòng trả (WTP) 41 2.5 TÓM TẮT CHƯƠNG 47 Chương 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 49 3.1 CÁCH TIẾP CẬN VÀ KHUNG NGHIÊN CỨU 49 3.2 PHƯƠNG PHÁP THU THẬP SỐ LIỆU 50 3.2.1 Số liệu sơ cấp 50 3.2.2 Số liệu thứ cấp 52 3.3 PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH SỐ LIỆU 52 3.3.1 Thống kê mô tả 52 3.3.2 Thiết kế tính phí sản phẩm BHCL 52 3.3.3 Phân tích cầu bảo hiểm nơng nghiệp 53 3.3.4 Đo lường thái độ rủi ro 62 3.4 TÓM TẮT CHƯƠNG 62 Chương 4: TỔNG QUAN VỀ ĐỊA BÀN NGHIÊN CỨU 64 4.1 TỔNG QUAN VỀ VÙNG ĐBSCL 64 4.1.1 Điều kiện tự nhiên 64 4.1.2 Tình hình kinh tế - xã hội ĐBSCL 65 4.2 TÌNH HÌNH SẢN XUẤT LÚA Ở ĐBSCL 67 4.2.1 Kết sản xuất lúa ĐBSCL giai đoạn 2014-2019 67 4.2.2 Tình hình sản xuất lúa tỉnh ĐBSCL 68 4.2.3 Định hướng sản xuất lúa ĐBSCL 72 4.3 TÌNH HÌNH TRIỂN KHAI BẢO HIỂM CÂY LÚA Ở ĐBSCL 76 4.3.1 Mơ tả chương trình BHCL 76 4.3.2 Tình hình cung sản phẩm bảo hiểm lúa 79 4.3.3 Tình hình tham gia bảo hiểm lúa 81 4.4 TÓM TẮT CHƯƠNG 86 Chương 5: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 88 5.1 CÁC ĐẶC ĐIỂM VÀ KẾT QUẢ SẢN XUẤT CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA TRÊN ĐỊA BÀN NGHIÊN CỨU 88 5.1.1 Đặc điểm nhân học nguồn lực nông hộ 88 5.1.2 Một số tiêu kết sản xuất lúa nông hộ 91 5.1.3 Các đặc điểm nhận thức rủi ro sản xuất nông nghiệp 92 5.1.4 Các đặc điểm tham gia chương trình BHCL 96 5.2 THIẾT KẾ VÀ TÍNH PHÍ BẢO HIỂM CÂY LÚA Ở ĐBSCL 100 5.2.1 Thu thập loại bỏ xu hướng suất lúa 100 5.2.2 Tính suất ngưỡng (TY) 101 viii Giả định Ông/Bà giới thiệu ngẫu nhiên mức phí bảo hiểm mức phí thể bảng Mức phí bảo hiểm Phí lần (thấp hơn) (đồng/1.000m2/vụ) 15.000 20.000 30.000 45.000 60.000 75.000 Phí (đồng/1.000m2/vụ) 20.000 30.000 45.000 60.000 75.000 90.000 Phí lần (cao hơn) (đồng/1.000m2/vụ) 30.000 45.000 60.000 75.000 90.000 105.000 Câu 47: Nếu phí bảo hiểm là: đồng/1.000m2/vụ, Ơng/Bà có sẵn lịng trả phí để tham gia bảo hiểm lúa cho vụ tới khơng? Có (Chuyển sang câu 48) Khơng (Chuyển sang câu 49) Câu 48 Nếu phí bảo hiểm cao là: đồng/1.000m2/vụ, Ơng/Bà có sẵn lịng trả phí để tham gia bảo hiểm lúa cho vụ tới khơng? Có (Chuyển sang câu 52) Không (Chuyển sang câu 52) Câu 49 Nếu phí bảo hiểm thấp là: đồng/1.000m2/vụ, Ơng/Bà có sẵn lịng trả phí để tham gia bảo hiểm lúa cho diện tích canh tác khơng? Có (Chuyển sang câu 52) Khơng (Chuyển sang câu 50) Câu 50 Nếu Ông/Bà KHÔNG ĐỒNG Ý sẵn lịng trả khoản phí bảo hiểm (ở câu 49) : đồng/1.000m 2/vụ, Ơng/Bà có sẵn lịng trả số tiền để tham gia bảo hiểm lúa cho vụ tới không? Có (Chuyển sang câu 51) Khơng (Chuyển sang câu 53) Câu 51 Nếu Ơng/Bà ĐỒNG Ý sẵn lịng trả mức phí bảo hiểm mới, xin Ơng/Bà cho biết số tiền sẵn lòng trả đồng/1.000m2/vụ Câu 52 Một lần nữa, Ơng/Bà vui lịng cho biết mức độ chắn với mức giá Hồn tồn chắn Chắc chắn Khơng Khơng chắn Hồn tồn khơng chắn Câu 53 Ơng/Bà vui lịng xếp hạng biện pháp sau theo thứ tự tác động đến việc sẵn lịng trả cho chương trình bảo hiểm lúa Biện pháp Cung cấp thông tin nhiều bảo hiểm lúa Hỗ trợ phí tham gia bảo hiểm Đơn giản hóa thủ tục (tham gia bồi thường) Hội thảo, tập huấn nghĩa vụ quyền lợi nhiều Khác (ghi rõ) Xếp hạng Câu 54 Ông/Bà có đề xuất cho chương trình bảo hiểm lúa thời gian tới (khoảng đề xuất có) XIN CHÂN THÀNH CẢM ƠN ÔNG/BÀ 146 Phụ lục 2: Mức đồng ý giải pháp ứng phó rủi ro nơng hộ Các giải pháp (1) Mức đồng ý (từ thấp đến cao) (2) (3) (4) (5) Áp dụng khoa học kỹ thuật để hạn chế dịch bệnh (phun thuốc sâu, dùng chất hóa học ) Chuẩn bị gieo sạ lại đầu vụ Thu hoạch sớm gần đến lúc thu hoạch Chuẩn bị bơm nước lũ/lụt Chờ dẫn, hỗ trợ quyền địa phương Ghi chú: (1) Hồn tồn không đồng ý = 1-2 điểm (3) Không biết = 5-6 điểm (4) Đồng ý = 7-8 điểm 147 (2) Không đồng ý = 3-4 điểm (5) Rất đồng ý = 9-10 điểm Phụ lục 3: Tính phí bảo hiểm Bảng 3.1: Phân tích xu hướng tuyến tính suất lúa huyện Tỉnh Huyện [1] Hậu Giang [2] Phụng Hiệp Vị Thủy Long Mỹ An Phú Thoại Sơn Châu phú Mỹ Tú Kế Sách Long Phú An Giang Sóc Trăng Xu hướng ước tính tốt nhất1 (Tạ/ha) [3] 1,4 0,9 1,9 -1,0 0,9 0,0 1,6 1,4 0,2 P-value (%) [4] 0,08 4,70 0,15 0,53 0,36 88,90 0,56 0,24 60,45 % xu hướng ước tính tốt có ý nghĩa thống kê cần loại bỏ [5] 15 15 15 15 15 15 15 15 15 Lượng xu hướng loại (Tạ/ha) [6] 0,2 0,1 0,3 0,1 0,2 0.2 - Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 Tính tốn cách sử dụng hàm MS Excel sau: Giả sử ô A1: A12 chứa liệu năm (ví dụ: số 2007, 2010,…, 2018) ô B1: B12 chứa liệu suất trung bình từ năm đến năm 12 Xu hướng tuyến tính, giả định tính C1, công thức sau: SLOPE(B1:B12; $A1:$A112) Giá trị t hai bên, giả định tính D1, tính bởi: C1/INDEX(LINEST(B1:B112; $A1:$A12; TRUE); 2) Cuối cùng, giá trị p tính: TDIST(ABS(D1); COUNT($A1:$A12)-2; 2) 148 Bảng 3.2: Minh họa loại bỏ xu hướng suất lúa xã Thạnh Hòa, huyện Phụng Hiệp Đơn vị: Tạ/ha Năm 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 Năng suất lúa xã 58.41 60.00 61.05 64.00 65.00 71.00 74.00 74.00 75.00 72.00 69.79 73.76 Sản lượng cộng thêm để loại bỏ xu hướng +2.40 +2.20 +2.00 +0.18 +0.16 +0.14 +0.12 +0.10 +0.80 +0.60 +0.40 +0.20 Năng suất không xu hướng xã 60.81 64.40 63.05 65.80 66.60 72.40 75.20 75.00 75.80 72.60 70.19 73.96 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 149 Bảng 3.3: Tính suất trung bình hệ số tin cậy suất dự kiến (Zpy) huyện Phụng Hiệp Năng suất sau loại bỏ xu hướng 0,2tạ/ha/năm Xã/thị trấn (ĐVBH) 2012 2013 2014 2015 2016 [2] 69.41 69.40 69.41 69.40 69.58 79.65 72.40 72.40 73.10 71.40 71.40 71.40 68.39 68.39 67.38 [3] 71.22 71.16 71.20 71.20 66.03 74.25 75.20 76.47 75.70 72.20 72.23 69.20 70.19 70.88 71.18 [4] 71.99 73.00 72.10 72.99 74.00 73.96 75.00 75.00 76.97 75.00 74.01 73.02 71.08 73.51 71.06 [5] 72.63 72.75 70.80 70.80 97.31 91.50 75.80 76.30 75.80 72.80 73.79 72.80 71.86 72.79 72.06 [6] 65.68 68.60 66.48 67.60 68.57 68.56 72.60 72.58 73.60 69.60 70.60 66.60 66.70 67.60 69.62 [1] T.trấn Cây Dương T.trấn Kinh Cùng Thị trấn Búng Tàu Xã Phụng Hiệp Xã Tân Long Xã Long Thạnh Xã Thạnh Hịa Xã Bình Thành Xã Tân Bình Xã Hịa An Xã Hòa Mỹ Xã Hiệp Hưng Xã Tân Phước Hưng Xã Phương Bình Xã Phương Phú 2017 2018 [7] [8] 64.94 67.61 67.65 70.44 64.89 67.56 64.85 67.51 65.89 68.60 65.79 68.50 70.19 73.96 66.67 69.30 67.44 70.04 71.88 72.77 69.80 69.51 67.25 70.02 66.80 69.55 67.07 69.83 65.94 68.65 Trung bình Phương sai mẫu NSTB (tạ/ha) Phương sai mẫu [9] 69.07 70.43 68.92 69.19 72.85 74.60 73.59 72.67 73.24 72.24 71.62 70.04 69.22 70.01 69.41 71.14 3.70 [10] 9.43 4.11 7.19 7.54 123.63 77.15 3.93 13.41 11.76 2.67 3.27 6.45 4.06 6.31 4.94 19.06 Tính hệ số tin cậy (Zpy) Đặt Xij suất lúa loại bỏ xu hướng xã i vào năm j, chúng thể cột [2] đến cột [8] Bảng 3.3 N = 15 số xã huyện; ni = số năm liệu suất lúa sử dụng n Xi = ni X= N i =1 N Var = E(s ( Var(m ( K = =1 X ijj N X i = 71,14 tạ/ha - NSTB huyện (Phần cột [9] Bảng 3.3) (X – X) = 3,7tạ/ha -Phương sai NSTB huyện (Phần cột [9] Bảng 3.3) N i=1 i Vari = suất trung bình xã - thể cột [9] Bảng 3.3 i ni ni 1 )) = N ) )= ( X ij j =1 phương sai NSTB xã i – cột [10] Bảng 3.3 TB phương sai NSTB huyện (Phần cột [10] Bảng 3.3) N Vari = 19, 06 i=1 max(Var - ( )) V ar( m ( )) E (s2 Xi ) E(s ( ni = 19, 51 )) , 0) =0, 98 Z py = ; 150 ni = 26, 0% ni + K Bảng 3.4 Hệ số tin cậy suất dự kiến huyện Tỉnh Hậu Giang An Giang Sóc Trăng Số xã/thị trấn Hệ số tin cậy Bayes (ĐVBH) suất dự kiến (Zpy) Phụng Hiệp 15 26,0% Vị Thủy 10 1,7% Long Mỹ 39,2% An Phú 14 77,2% 17 41,4% Thoại Sơn Châu phú 13 15,8% Mỹ Tú 60,5% Kế Sách 11 7,7% Long Phú 11 13,9% Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 Huyện Bảng 3.5: Chi phí tổn thất trung bình mức bồi thường 70% 90% vụ lúa Đông Xuân huyện Phụng Hiệp Các xã/thị trấn (Đơn vị bảo hiểm) Diện tích gieo xạ 2018 (ha) Năng suất dự kiến (Tạ/ha) [1] [2] Thị trấn Cây Dương 283 Thị trấn Kinh Cùng 739 Thị trấn Búng Tàu 232 Xã Phụng Hiệp 949 Xã Tân Long 774 Xã Long Thạnh 860 Xã Thạnh Hịa 1.730 Xã Bình Thành 1.529 Xã Tân Bình 2.628 Xã Hịa An 3.230 Xã Hịa Mỹ 3.046 Xã Hiệp Hưng 1.284 Xã Tân Phước Hưng 170 Xã Phương Bình 1.694 Xã Phương Phú 1.163 Chi phí tổn thất trung bình trọng số (WALC) Chi phí tổn thất trung bình (%) 70% IL 90% IL (ALC70%) (ALC90%) [3] [4] [5] 71.04 71.40 71.00 71.07 72.04 72.50 72.23 71.99 72.14 71.87 71.71 71.29 71.08 71.29 71.13 0.05 0.00 0.03 0.39 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.25 0.04 0.00 0.30 2.01 1.71 1.89 2.98 0.79 2.45 0.87 0.43 0.00 0.10 1.63 2.60 2.14 0.93 2.19 0.05 1,14 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 151 Bảng 3.6: Chi phí tổn thất vụ lúa Đông Xuân huyện Phụng Hiệp, Hậu Giang Các xã/thị trấn [1] Thị trấn Cây Dương Thị trấn Kinh Cùng Thị trấn Búng Tàu Xã Phụng Hiệp Xã Tân Long Xã Long Thạnh Xã Thạnh Hịa Xã Bình Thành Xã Tân Bình Xã Hịa An Xã Hịa Mỹ Xã Hiệp Hưng Xã Tân Phước Hưng Xã Phương Bình Xã Phương Phú TY (tạ/ha) Chi phí tổn thất lịch sử năm % [2] 2007 [3] 2008 [4] 63.93 64.26 63.90 63.96 64.83 65.25 65.01 64.79 64.92 64.69 64.54 64.16 63.97 64.16 64.02 22.7 15.3 22.5 25.9 0.0 19.4 6.5 0.0 0.0 1.2 19.6 24.6 22.6 0.8 25.0 1.4 4.0 0.0 9.6 7.1 3.5 0.9 4.0 0.0 0.0 0.0 4.5 2.8 9.9 0.0 2009 [5] 0.0 0.4 0.0 0.0 1.0 2.8 3.0 1.2 0.0 0.0 0.0 1.5 0.0 0.4 1.0 2010 [6] 2011 [7] 0.0 0.7 0.2 0.2 1.3 3.7 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.6 0.3 0.0 0.3 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2012 [8] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2013 [9] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 152 2014 [10] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2015 [11] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2016 [12] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2017 [13] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 2018 [14] 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 Bảng 3.7: Chi phí tổn thất trung bình trọng số vụ lúa Đơng Xuân huyện Tỉnh Huyện [1] [2] Phụng Hiệp Hậu Giang Vị Thủy Long Mỹ An Phú An Thoại sơn Giang Châu phú Mỹ Tú Sóc Trăng Kế Sách Long Phú Diện tích gieo xạ 2018 (ha) [3] 20.312 16.435 17.758 14.397 38.936 34.655 21.845 11.090 16.282 Chi phí tổn thất lịch sử trung bình trọng số năm (%) 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10] [11] [12] [13] [14] [15] 13.7 8.2 19.8 0.0 4.8 0.0 0.0 0.0 6.7 3.2 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 3.2 0.0 0.0 0.8 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.2 0.4 3.0 0.5 0.0 0.0 0.0 0.6 0.0 0.0 0.5 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 4.3 0.0 0.0 0.2 0.5 0.0 0.0 1.5 0.0 0.4 0.0 0.0 0.0 0.3 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.9 0.1 0.0 0.0 12.7 0.0 0.0 2.6 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 5.3 4.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 Bảng 3.8: Chi phí tổn thất giới hạn huyện tỉnh Hậu Giang, An Giang Sóc Trăng Tỉnh [1] Hậu Giang An Giang Sóc Trăng Huyện [2] Phụng Hiệp Vị Thủy Long Mỹ An Phú Thoại sơn Châu phú Mỹ Tú Kế Sách Long Phú Chi phí tổn thất lịch sử giới hạn qua năm (%) 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 LCC 90% 2007 2015 2016 2017 2018 [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10] [11] [12] [13] [14] [15] 2.9 2.5 0.0 0.9 0.5 0.0 0.2 4.8 3.9 2.9 2.5 0.0 0.0 0.5 0.0 0.0 0.0 3.9 2.9 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.2 0.0 0.0 0.8 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.2 0.4 3.0 0.5 0.0 0.0 0.0 0.5 0.0 0.0 0.5 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.9 0.0 0.0 0.2 0.5 0.0 0.0 1.5 0.0 0.4 0.0 0.0 0.0 0.3 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.9 0.1 0.0 0.0 4.8 0.0 0.0 2.5 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 4.8 3.9 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 0.0 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 153 Bảng 3.9: Tỷ lệ phí sở vụ lúa Đông Xuân huyện Tỉnh Huyện [1] [2] Phụng Hiệp Vị Thủy Long Mỹ An Phú Thoại sơn Châu phú Mỹ Tú Kế Sách Long Phú Hậu Giang An Giang Sóc Trăng Tỷ lệ Diện tích phí sở gieo xạ sản phẩm 2018 (PBR) (ha) (%) [3] 20.312 16.435 17.758 14.397 38.936 34.655 21.845 11.090 16.282 PBR trung bình trọng số tỉnh (%) Hệ số tin cậy tính phí (ZR) Tỷ lệ phí sở (BPR) (%) [5] 0,38 0,38 0,38 0,07 0,07 0,07 0,53 0,53 0,53 [6] 0,42 0,42 0,42 0,46 0,46 0,46 0,80 0,80 0,80 [7] 0,47 0,45 0,22 0,13 0,09 0,04 0,15 0,85 0,83 [4] 0,60 0,54 0,00 0,19 0,10 0,00 0,05 0,93 0,91 Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 Bảng 3.10: Chi phí vượt giới hạn (CEL) tỉnh Tỉnh CPTT TB giới hạn có trọng số (%) CPTT TB khơng giới hạn có trọng số (%) [1] [2] [3] Hậu Giang 0,38 1,41 1,03 An Giang 0,07 0,32 0,25 0,53 0,88 0,35 Sóc Trăng Chi phí vượt giới hạn (CEL) (%) Nguồn: Kết phân tích số liệu thu thập năm 2019 154 [4]= [3]- [2] Phụ Lục 4: Kết ước lượng _ (R) / / / / _/ _ / / / / / / / Statistics/Data Analysis 14.2 Copyright 1985-2015 StataCorp LLC StataCorp 4905 Lakeway Drive College Station, Texas 77845 USA Special Edition Notes: Unicode is supported; see help unicode_advice Maximum number of variables is set to 5000; see help set_maxvar use "D:\NC\Luanan\Dulieu.goc\2.2.21 dulieuDBSCL - 463 dta", clear sum hocvan knsx tvgđ dientich nangsuat cpsxtb debao giabantb tnhapkhac vayvon tietkiem dongthap Angiang soctrang tbthhai kn > tgbh Tđđvrr - - - - Variable | + hocvan | knsx | tvgđ | dientich | nangsuat | + cpsxtb | debao | giabantb | tnhapkhac | vayvon | + tietkiem | dongthap | Angiang | soctrang | tbthhai | + kntgbh | Tđđvrr | Obs Mean Std Dev Min Max 463 463 463 463 463 7.272138 28.39525 4.429806 21.7635 794.419 3.35675 12.28492 1.370269 29.5431 158.5971 1 198 15 62 10 334 1100 463 463 463 463 463 1.954177 7667387 5.086911 47.59343 3930886 4674945 4233646 4826722 67.1341 4889645 1.02 0 4.146 8.5 480 463 463 463 463 463 4838013 2721382 2051836 2267819 8833693 5002781 4455421 4042725 4192033 3213269 0 0 1 1 463 463 1425486 5853132 3499901 4932008 0 1 tab answer1 bid1, column nofreq | answer1 | + | | + Total | 20 30 19.05 80.95 21.43 78.57 100.00 100.00 Bid1 45 60 75 27.16 72.84 43.84 56.16 45.71 54.29 100.00 100.00 100.00 tab answer1 - - answer1 | + | | + Total | Freq Percent Cum 156 307 33.69 66.31 33.69 100.00 463 100.00 155 90 | + 50.70 | 49.30 | + 100.00 | Total 33.69 66.31 100.00 pwcorr hocvan knsx tvgđ dientich nangsuat cpsxtb debao giabantb tnhapkhac vayvon tietkiem dongthap Angiang soctrang tbthhai kntgbh Tđđvrr hocvan knsx tvgđ dientich nangsuat cpsxtb debao giabantb tnhapkhac vayvon tietkiem dongthap Angiang soctrang tbthhai kntgbh Tđđvrr | + | | | | | | | | | | | | | | | | | giabantb tnhapkhac vayvon tietkiem dongthap Angiang soctrang tbthhai kntgbh Tđđvrr | giabantb tnhapk~c + | 1.0000 | -0.0325 1.0000 | -0.0851 -0.0692 | 0.0238 0.2287 | -0.0791 0.0439 | -0.1981 -0.0509 | 0.2902 -0.0236 | -0.1083 0.0174 | -0.0474 -0.0273 | 0.0045 0.1399 - - - | + tbthhai | kntgbh | Tđđvrr | hocvan knsx tvgđ dientich nangsuat 1.0000 -0.1306 -0.0132 0.0446 0.1314 -0.0685 0.0097 -0.0245 0.0664 0.0283 0.1457 -0.0844 -0.0955 0.0806 0.0736 0.0664 0.0892 1.0000 -0.0181 -0.0645 0.0462 -0.1301 -0.0068 0.0295 0.0561 -0.0901 0.0713 -0.1320 -0.1332 0.1666 -0.0579 -0.1249 -0.0000 1.0000 0.0316 0.0348 -0.0433 0.0389 0.0203 0.1874 -0.0266 -0.0419 0.0349 -0.0736 -0.1060 -0.0186 -0.0333 0.0465 1.0000 -0.1802 0.1665 -0.0176 -0.0077 0.0109 0.2162 0.0956 0.3334 -0.0330 -0.1007 -0.0369 0.2003 0.0027 1.0000 0.0435 -0.0841 0.0209 -0.0121 -0.1099 0.0310 -0.3460 -0.0010 -0.0416 0.0569 -0.1237 0.0405 vayvon tietkiem dongthap 1.0000 -0.0889 0.1935 -0.0147 -0.1085 0.0307 0.2157 -0.0496 tbthhai kntgbh Tđđvrr 1.0000 -0.0636 0.0493 1.0000 -0.1082 1.0000 1.0000 0.0781 -0.1494 0.0227 -0.0926 0.0132 0.1745 1.0000 -0.3107 -0.3311 -0.0197 0.2226 -0.0566 cpsxtb debao 1.0000 -0.0320 0.0318 -0.0316 0.0445 -0.0170 0.0153 0.1444 0.1128 0.0741 0.0461 0.0317 1.0000 0.0392 0.0706 -0.0684 0.0639 0.1422 0.1285 -0.1038 0.0382 0.0788 0.1059 Angiang soctrang 1.0000 -0.2752 -0.0653 0.2824 0.0586 1.0000 -0.0925 -0.2208 0.0999 probit answer1 bid1 Iteration Iteration Iteration Iteration 0: 1: 2: 3: log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood = = = = -295.84783 -280.42301 -280.39725 -280.39725 Probit regression Number of obs LR chi2(1) Prob > chi2 Pseudo R2 Log likelihood = -280.39725 = = = = 463 30.90 0.0000 0.0522 - answer1 | + bid1 | _cons | Coef -.0139576 1.164061 Std Err .0025429 1506119 z -5.49 7.73 - 156 P>|z| 0.000 0.000 [95% Conf Interval] -.0189417 8688666 -.0089736 1.459255 doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 initial: log likelihood = - (could feasible: log likelihood = -5799.2291 rescale: log likelihood = -665.7073 rescale eq: log likelihood = -625.73756 Iteration 0: log likelihood = -625.73756 Iteration 1: log likelihood = -616.88247 Iteration 2: log likelihood = -612.82814 Iteration 3: log likelihood = -612.80798 Iteration 4: log likelihood = -612.80798 not be evaluated) Number of obs Wald chi2(0) Prob > chi2 = = = 463 Log likelihood = -612.80798 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + Beta | _cons | 68.63332 2.194346 31.28 0.000 64.33248 72.93416 + Sigma | _cons | 38.70108 2.226443 17.38 0.000 34.33733 43.06483 First-Bid Variable: bid1 Second-Bid Variable: bid2 First-Response Dummy Variable: answer1 Second-Response Dummy Variable: answer2 doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 hocvan knsx tvgđ dientich nangsuat cpsxtb debao giabantb tnhapkhac vayvon tietkiem dongth > ap Angiang soctrang tbthhai kntgbh Tđđvrr initial: log likelihood = - (could not be evaluated) feasible: log likelihood = -5799.2291 rescale: log likelihood = -665.7073 rescale eq: log likelihood = -625.73756 Iteration 0: log likelihood = -625.73756 Iteration 1: log likelihood = -603.54897 Iteration 2: log likelihood = -591.01334 Iteration 3: log likelihood = -590.94989 Iteration 4: log likelihood = -590.94976 Iteration 5: log likelihood = -590.94976 Number of obs = 463 Wald chi2(17) = 42.49 Log likelihood = -590.94976 Prob > chi2 = 0.0006 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + Beta | hocvan | 1.056936 6233526 1.70 0.090 -.1648126 2.278685 knsx | 0135849 1690869 0.08 0.936 -.3178193 3449891 tvgđ | -.5593046 1.509487 -0.37 0.711 -3.517845 2.399235 dientich | 0656876 0804182 0.82 0.414 -.0919291 2233043 nangsuat | 0180037 0142884 1.26 0.208 -.0100012 0460085 cpsxtb | -8.650974 4.573359 -1.89 0.059 -17.61459 3126447 debao | 8.49779 4.904769 1.73 0.083 -1.115381 18.11096 giabantb | 6.458561 4.676315 1.38 0.167 -2.706848 15.62397 tnhapkhac | 0979399 0319666 3.06 0.002 0352866 1605933 vayvon | 7.208978 4.349616 1.66 0.097 -1.316114 15.73407 tietkiem | -.0832352 4.318899 -0.02 0.985 -8.548122 8.381651 dongthap | 8.677606 6.584142 1.32 0.188 -4.227075 21.58229 Angiang | -2.661344 6.928455 -0.38 0.701 -16.24087 10.91818 soctrang | 5.777876 6.237662 0.93 0.354 -6.447717 18.00347 tbthhai | -.2694189 6.376827 -0.04 0.966 -12.76777 12.22893 kntgbh | 2002727 6.665051 0.03 0.976 -12.86299 13.26353 157 Tđđvrr | 10.75307 4.227399 2.54 _cons | 8.261703 30.41343 0.27 + Sigma | _cons | 36.10882 2.068956 17.45 First-Bid Variable: bid1 Second-Bid Variable: bid2 First-Response Dummy Variable: answer1 Second-Response Dummy Variable: answer2 0.011 0.786 2.467523 -51.34752 19.03862 67.87093 0.000 32.05374 40.1639 doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 hocvan cpsxtb debao tnhapkhac vayvon Tđđvrr initial: feasible: rescale: rescale eq: Iteration 0: Iteration 1: Iteration 2: Iteration 3: Iteration 4: log log log log log log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood = = = = = = = = = - -5799.2291 -665.7073 -625.73756 -625.73756 -601.40274 -595.86096 -595.83548 -595.83546 (could not be evaluated) Number of obs Wald chi2(6) Prob > chi2 Log likelihood = -595.83546 = = = 463 33.33 0.0000 Beta hocvan cpsxtb debao tnhapkhac vayvon Tđđvrr _cons | + | | | | | | | | + | | Coef .5991974 4.279358 4.704363 0309335 4.123268 4.100361 10.69468 z P>|z| [95% Conf Interval] 1.95 -1.68 1.79 3.06 1.86 2.57 5.06 0.051 0.092 0.074 0.002 0.063 0.010 0.000 -.0035881 -15.59501 -.8126651 0339209 -.4195573 2.519926 33.13289 2.345223 1.179771 17.6281 1551781 15.74336 18.59305 75.05527 _cons 36.60866 2.094971 17.47 First-Bid Variable: bid1 Second-Bid Variable: bid2 First-Response Dummy Variable: answer1 Second-Response Dummy Variable: answer2 summarize hocvan, meanonly scalar hocvan_m = r(mean) summarize cpsxtb, meanonly scalar cpsxtb_m = r(mean) summarize debao, meanonly scalar debao_m = r(mean) summarize tnhapkhac, meanonly scalar tnhapkhac_m = r(mean) summarize vayvon, meanonly scalar vayvon_m = r(mean) summarize Tđđvrr, meanonly scalar Tđđvrr_m = r(mean) 0.000 32.50259 40.71473 Sigma 1.170817 -7.207617 8.407717 0945495 7.6619 10.55649 54.09408 Std Err nlcom (WTP:(_b[_cons]+hocvan_m*_b[hocvan]+ debao_m*_b[debao]+ vayvon_m*_b[vayvon]+ cpsxtb_m*_b[cpsxtb]+tnhapkhac_m*_b[tnhap > khac]+Tđđvrr_m*_b[Tđđvrr])), noheader 158 | + WTP | - / _ Coef Std Err 68.66058 z 2.098823 / / / / / / / / / / / Statistics/Data Analysis 14.2 Special Edition 32.71 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 64.54696 72.7742 Copyright 1985-2015 StataCorp LLC StataCorp 4905 Lakeway Drive College Station, Texas 77845 USA 800-STATA-PC http://www.stata.com 979-696-4600 stata@stata.com 979-696-4601 (fax) Single-user Stata perpetual license: Serial number: 10699393 Licensed to: Andrey Notes: Unicode is supported; see help unicode_advice Maximum number of variables is set to 5000; see help set_maxvar use "D:\NC\Luanan\Dulieu.goc\15.10.20 dulieuAngiang.dta", clear doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 initial: feasible: rescale: rescale eq: Iteration 0: Iteration 1: Iteration 2: Iteration 3: Iteration 4: Iteration 5: log log log log log log log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood = = = = = = = = = = - -1017.9556 -143.43415 -140.50334 -140.50334 -134.36711 -132.83208 -132.81457 -132.81452 -132.81452 (could not be evaluated) Number of obs Wald chi2(0) Prob > chi2 Log likelihood = -132.81452 = = = 95 Beta Sigma | + | _cons | + | _cons | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 61.18286 4.680533 13.07 0.000 52.00919 70.35654 38.68926 4.879 7.93 0.000 29.12659 - 48.25192 First-Bid Variable: Second-Bid Variable: First-Response Dummy Variable: Second-Response Dummy Variable: bid1 bid2 answer1 answer2 159 use "D:\NC\Luanan\Dulieu.goc\15.10.20 dulieuHaugiang.dta", clear doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 initial: feasible: rescale: rescale eq: Iteration 0: Iteration 1: Iteration 2: Iteration 3: Iteration 4: log log log log log log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood = = = = = = = = = - -1717.064 -183.99942 -181.84418 -181.84418 -176.6804 -176.03611 -176.0358 -176.0358 (could not be evaluated) Log likelihood = -176.0358 | Coef Std Err z + Beta | _cons | 68.57248 4.753221 14.43 + S igma | 45.78326 5.491043 8.34 _cons | First-Bid Variable: bid1 Second-Bid Variable: bid2 First-Response Dummy Variable: answer1 Second-Response Dummy Variable: answer2 Number of obs Wald chi2(0) Prob > chi2 = = = 137 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 59.25634 77.88862 0.000 35.02101 56.54551 use "D:\NC\Luanan\Dulieu.goc\15.10.20 dulieuSoctrang.dta", clear doubleb bid1 bid2 answer1 answer2 initial: feasible: rescale: rescale eq: Iteration 0: Iteration 1: Iteration 2: Iteration 3: Iteration 4: log log log log log log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood = = = = = = = = = - -1299.6404 -153.48201 -138.83282 -138.83282 -136.57828 -136.48024 -136.47995 -136.47995 (could not be evaluated) Number of obs Wald chi2(0) Prob > chi2 Log likelihood = -136.47995 = = = 105 Beta S igma | + | _cons | + | _cons | Coef 69.66515 Std Err 4.241161 34.69501 3.9649 First-Bid Variable: bid1 Second-Bid Variable: bid2 First-Response Dummy Variable: answer1 Second-Response Dummy Variable: answer2 z P>|z| [95% Conf Interval] 16.43 0.000 61.35262 77.97767 8.75 0.000 26.92395 42.46608 160