Như ta đã biết sản xuất nông nghiệp là một ngành sản xuất chịu tác động của nhiều loại rủi ro, đặc biệt những rủi ro thuộc nhóm rủi ro sản xuất và rủi ro thị trường. Mặc dù các nông hộ đã có một số cách ứng phó đối với rủi ro, tuy nhiên những phương án này còn tương đối thụ động và chỉ có tác dụng khắc phục, ứng phó nhất thời. Kết quả là lợi nhuận của các nông hộ vẫn bị tổn thất. Do đó, đề tài nghiên cứu đề xuất 2 gói bảo hiểm nông nghiệp là bảo hiểm giá bán và bảo hiểm sản lượng để đo lường mức độ sẵn lòng tham gia bảo hiểm nông nghiệp của các nông hộ.
Theo kết quả khảo sát cho thấy, 34,2% hộ quyết định tham gia bảo hiểm giá, con số này chưa đến 50% tổng số nông hộ, đa số các nông hộ rất không sẵn lòng và không sẵn lòng tham gia bảo hiềm giá. Nguyên nhân là do các nông hộ chưa hiểu rõ về bảo hiểm nông nghiệp và không có lòng tin vào công ty bảo hiểm, thêm vào đó một số nông hộ cho rằng với quy mô sản xuất tương đối nhỏ cũng không nhất thiết tham gia bảo hiểm. Mặc dù giá sản lượng đầu ra có nhiều biến động, nhưng một số nông hộ vẫn e ngại phải bỏ ra một mức phí ban đầu để đảm bảo mức sàn giá bán đầu ra.
Bảng 4.18: MỨC ĐỘ THAM GIA BẢO HIỂM NÔNG NGHIỆP CỦA NÔNG HỘ Bảo hiểm giá Bảo hiểm sản lƣợng Tần số (ngƣời) Tỷ lệ (%) Tần số (ngƣời) Tỷ lệ (%)
Quyết định tham gia bảo hiểm 172 34,2 108 21,5
Mức độ sẵn lòng tham gia bảo hiểm
Rất không sẵn lòng 175 34,9 170 33,8
Không sẵn lòng 156 31,0 225 44,7
Trung bình 10 1,9 17 3,4
Sẵn lòng 100 19,9 73 14,5
Rất sẵn lòng 62 12,3 18 3,6
Nguồn: Số liệu điều tra của tác giảvà nhóm nghiên cứu, 2012
Đối với bảo hiểm sản lượng, tỷ lệ nông hộ tham gia còn thấp hơn cả bảo hiểm về giá, cụ thể có 21,5% nông hộ đồng ý tham gia vào loại hình bảo hiểm này. Như ta đã biết, với đặc điểm khí hậu tự nhiên vùng ĐBSCL có nhiều thuận lợi và được
- 58 -
ưu đãi để phát triển sản xuất nông nghiệp. Do đó, ngoài ngành chăn nuôi và nuôi trồng thủy sản bị tác động dịch bệnh có thể dẫn đến sản lượng nuôi giảm mạnh thì ngành trồng trọt rất ít khi có hiện tượng mất mùa dẫn đến lỗ, vì vậy phần lớn các nông hộ trồng trọt không tham gia vào gói bảo hiểm sản lượng.
Qua kết quả khảo sát cùng với phương pháp Ước tính mức WTP trung bình (mức sẵn lòng chi trả) của nông hộ khi tham gia bảo hiểm nông nghiệp như đã được đề xuất ở phương pháp nghiên cứu. Kết quả về mức sẵn lòng chi trả của nông hộ tham gia bảo hiểm nông nghiệp như sau:
Bảng 4.19: MỨC SẴN LÕNG CHI TRẢ CỦA NÔNG HỘ THAM GIA VÀO BẢO HIỂM NÔNG NGHIỆP
Loại hình
Bảo hiểm giá sản phẩm Bảo hiểm sản lƣợng Mức giá đƣợc bảo hiểm (đ/kg) Mức phí bình quân (đ/kg) ĐVT Mức phí bình quân
Chăn nuôi heo 48.000 181 Đồng/con 27.119 Trồng lúa 5.500 173 Đồng/1000m2
8.667 Trồng thanh long 10.000 181 Đồng/1000m2
95.833 Nuôi tôm 210.000đ/30con/kg 752 Đồng/1000m2 272.932
Nguồn: Số liệu điều tra của tác giả và nhóm nghiên cứu, 2012
Bảo hiểm giá sản phẩm: Đối với loại hình chăn nuôi heo nông hộ sẵn lòng tham gia với mức phí bảo hiểm là 48.000đ/kg. Các nông hộ sẵn lòng chi trả với nhiều mức phí khác nhau, tuy nhiên mức sẵn lòng chi trả bình quân của nông hộ chăn nuôi heo là 181đ/kg. Tương tự, nông hộ trồng lúa tham gia bảo hiểm với mức sẵn lòng chi trả bình quân là 173đ/kg để bảo hiểm giá lúa bán ra với mức 5.500đ/kg. Đối với nông hộ trồng thanh long, để bảo hiểm thanh long bán ra với mức 10.000đ/kg, nông hộ đồng ý tham gia bảo hiểm giá với mức chi trả bình quân 181đ/kg. Riêng các nông hộ nuôi tôm, mức sẵn lòng chi trả bình quân của họ là 752đ/kg để bảo hiểm 30con/kg sẽ được tiêu thụ với giá 210.000đ.
Bảo hiểm sản lượng: Nông hộ chăn nuôi heo tham gia vào loại hiểm sản lượng nhằm mục đích được bảo đảm trong một đợt sản xuất không bị lỗ vốn, mức chi trả bình quân của nông hộ là 27.119đ/con. Đối với loại hình nuôi tôm, nông hộ đồng ý tham gia với mức sẵn lòng chi trả bình quân là 272.932đ/1000m2. Theo kết quả khảo sát cho thấy, hai loại hình sản xuất chăn nuôi heo và nuôi tôm thì tỷ lệ nông hộ tham gia vào bảo hiểm sản lượng nhiều hơn bảo hiểm về giá. Nguyên nhân là do các nông
hộ sản xuất ở hai loại hình này thường xuyên gặp rủi ro dịch bệnh, có nhiều trường hợp gây tổn thất nặng về sản lượng. Ngược lại, loại hình trồng trọt phù hợp với điều khí hậu tự nhiên vùng ĐBSCL, ít gặp rủi ro gây tổn thất lớn cho nên tầng số nông hộ tham gia loại bảo hiểm này ít hơn bảo hiểm giá. Bên cạnh đó, nông hộ trồng lúa sẵn lòng tham gia bảo hiểm sản lượng với mức chi trả bình quân là 8.667đ/1000m2
, và nông hộ trồng thanh long sẵn lòng chi trả với mức chi trả bình quân là 95.833đ/1000m2 công để được bảo hiểm sản lượng.
4.3. CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ SẢN XUẤT CỦA NÔNG HỘ
Qua kết quả cho thấy cả 2 mô hình hồi quy được đề xuất tương đối phù hợp với mức ý nghĩa 5%. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình 1 là 0,296 có ý nghĩa khoảng 29,6% hiệu quả sản xuất của nông hộ được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Song song đó, mô hình 2 khi được thay thế bởi biến tổng số rủi ro cho các biến rủi ro sản xuất, rủi ro thị trường và rủi ro tài chính thì R2
hiệu chỉnh của mô hình 2 là 0,300 có ý nghĩa 30% hiệu quả sản xuất của nông hộ được giải thích bởi các biến độc của mô hình.
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Dựa vào kết quả phân tích cho thấy giá trị sig của cả 2 mô hình rất nhỏ (sig.= 0,000) nên cả 2 mô hình là thích hợp và được sử dụng. Giá trị Durbin-Watson ở mô hình 1 là 1,743 cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả sản xuất của nông hộ tuy có tác động đến nhau nhưng không đáng kể, ta có thể bỏ qua hiện tượng tự tương quan. Đặc biệt các giá trị VIF của các biến nhỏ hơn nhiều so với 10, do đó ta có thể kết luận rằng các biến trong mô hình 1 không có hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến. Đối với mô hình 2 thì giá trị Durbin-Watson là 1,745 cũng cho thấy rằng các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả sản xuất của nông hộ tuy có tác động đến nhau nhưng không đáng kể, ta có thể bỏ qua hiện tượng tự tương quan. Và đặc biệt các giá trị VIF của các biến dao động 1,089 đến 1,225. Do đó, có thể kết luận rằng các biến trong mô hình 2 không có hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến.
Trong mô hình 1, có tất cả 7 biến được đưa vào mô hình, nhưng có 2 biến HOCVAN và biến KINHNGHIEM có hệ số sig. > 0,1 vì vậy 2 biến bị loại khỏi mô
- 60 -
TSLN = 0,639 - 0,113SORRSX - 0,126SORRTT - 0,117SORRTC + 0,0004TCP - 0,01KINHNGHIEM
Trong mô hình 2, có tất cả 5 biến được đưa vào mô hình, tương tự như mô hình 1 cũng có 2 biến HOCVAN VÀ biến KINHNGHIEM có hệ số sig. > 0,1 vì vậy 2 biến bị loại khỏi mô hình do không có ý nghĩa về mặt thống kê.
TSLN = 0,637 – 0,119TSRR+ 0,0004TCP + 0,01KINHNGHIEM
Bảng 4.20: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH HỒI QUY CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ SẢN XUẤT CỦA NÔNG HỘ
Nhân tố ảnh hƣởng Mô hình 1 Mô hình 2
Hệ số B VIF Hệ số B VIF
Hằng số 0,639*** - 0,639*** -
TSRR: Tổng số rủi ro - - -0,119*** 1,225
SORRSX: Số rủi ro sản xuất -0,113*** 1,564 - - SORRTT: Số rủi ro thị trường -0,126*** 1,149 - - SORTC: Số rủi ro tài chính -0,117*** 1,168 - - TCP: Tổng chi phí đầu tư 0,0004*** 1.418 0,0004*** 1,186 HOCVAN: Trình độ học vấn của chủ hộ 0,006 1,095 0,006 - KINHNGHIEM: Kinh nghiệm sản xuất 0,010*** 1,104 0,010*** - TAPHUAN: Tham gia tập huấn 0,049 1,229 0,046 1,150
R2 hiệu chỉnh 0,296 0,300
Sig, F 0,000 0,000
Durbin-Watson 1,743 1,745
Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính từ số liệu điều tra thực tế, 2012 Ghi chú: *: Mức ý nghĩa 10%; **: Mức ý nghĩa 5%; ***: Mức ý nghĩa 1%
Giải thích phƣơng trình hồi quy
Mô hình 1
Qua kết hồi quy cho thấy, phần lớn các biến điều có ý nghĩa với hệ số đúng như kỳ vọng ban đầu, ngoại trừ biến HOCVAN và biến TAPHUAN. Cụ thể, biến SORSX mang hệ số âm với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1% điều này đúng với kỳ vọng ban đầu, nếu nông hộ gặp thêm 1 rủi ro thuộc nhóm rủi ro sản xuất sẽ tác động sẽ làm giảm 0,113 lần tỷ suất lợi nhuận của nông hộ. Tương tư, ta cũng có biến SORRTT và biến SORRTC mang hệ số âm với mức ý nghĩa dưới 1%. Điều này, chứng tỏa các nông hộ tham gia sản xuất nông nghiệp ở các vùng được khảo sát nói riêng và vùng ĐBSCL nói chung, chịu tác động khá lớn bởi các rủi như dịch bệnh, thời tiết xấu, sự bất ổn của giá cả đầu vào đầu ra, thiếu vốn sản xuất...
Song song đó, các biến liên quan đến đặc điểm cá nhân của nông hộ cũng tác động đến tỷ suất lợi nhuận mà các hộ đạt được. Như biến KINHNGHIEM có hệ số dương cũng với ý nghĩa dưới 1% đúng như kỳ vọng ban đầu, nếu hộ nào tham gia vào sản xuất nông nghiệp với thời gian càng lâu sẽ có nhiều kinh nghiệm, càng am hiểu về đặc điểm của loại hình sản xuất từ đó với kinh nghiệm của mà họ có thể hạn chế được những rủi ro và khắc phục những có khó khăn, nâng cao năng suất sản phẩm. Cụ thể, nếu nông hộ có thêm 1 năm kinh nghiệm sẽ làm tăng tỷ suất lợi nhuận lên 0,01 lần.
Ngoài ra, biến TCP cũng có hệ số mang giá trị dương nhưng với mức ý nghĩa là 6,4%, đúng như kỳ vọng ban đầu. Vì chi phí bỏ ra càng nhiều điều này thể hiện được qui mô và diện tích sản xuất nông nghiệp của hộ càng lớn, tổng chi phí đầu tư lớn nếu không những biến cố bất thường thì chắc chắn sẽ đạt lợi nhuận hay nói cách khác là tỷ suất lợi nhuận cao hơn.
Như trên đã đề cập, mô hình có một vài biến không có ý nghĩa thống kê như biến HOCVAN, theo kỳ ban đầu thì biến này có kỳ vọng dương, chủ hộ có học vấn càng cao thì tỷ lợi nhuận đạt được càng lớn. Nhưng thực tế, biến HOCVAN không có ý nghĩa điều này có thể giải thích việc sản xuất các loại nông nghiệp ở vùng khảo sát hiệu quả cao phụ thuộc nhiều vào kinh nghiệm sản xuất. Tuy nhiên, theo kết quả khảo sát phần lớn các chủ hộ có trình độ cao điều những chủ hộ trẻ tuổi, mặc dù có nhiều hiểu biết, cũng như việc tiếp cận nắm bắt các thông tin nhanh hơn, nhưng họ vẫn thiếu kinh nghiệm trong hoạt động sản xuất nông nghiệp.
Cùng với biến HOCVAN, biến TAPHUAN cũng không có ý nghĩa thống kê, là do hầu hết các nông hộ vùng ĐBSCL luôn sản xuất theo thói quen, và gặp khuôn. Mặt dù, một số nông hộ có tham tập huấn tuy nhiên với tâm lý bất an hay hiệu ứng đám đông mà họ không không thực hiện những quy trình, và những hình thức sản xuất cải tiến như đã được phổ biến ở các buổi tập huấn.
Mô hình 2
Mục tiêu tác giả xây dựng mô hình này là để so sánh việc nông hộ chịu tác động của từng loại rủi và mức độ tác động của nhiều rủi ro cùng một lúc đến nông hộ khác nhau như thế nào. Qua kết quả hồi quy, biến TSRR mang hệ số âm, với mức ý nghĩa dưới 1% đúng như kỳ vọng ban đầu. Nếu việc sản xuất của nông hô
- 62 -
rủi ro thị trường hay rui ro tài chính thì làm giảm 0,119 lần tỷ suất lợi nhuận. Ta thấy mức tác động của biến TSRR ở mô hình này lớn hơn mức tác động của biến SORRSX (0,113) và biến SORRTC (0,117), tuy nhiên lại nhỏ hơn mức tác động của biến SORRTT (0,26). Mặc dù, biến TSRR là bao gồm tất cả những rủi ro mà nông hộ gặp phải trong một vụ (đợt) sản xuất, tuy nhiên nếu so sánh với mức độ tác động riêng lẻ của từng loại rủi thì con số này không cao hơn nhiều và thậm chí là thấp hơn. Điều này có thể giải thích là do hiện tượng trúng mùa mất giá, mất mùa thì được giá mà nông dân thường xuyên phải đối mặt hiện nay. Tương tự mô hình 1, thì các biến như biến TCP và biến KINHNGHIEM cũng mang hệ số dương với mức ý nghĩa dưới 1%, và biến HOCVAN, TAPHUAN không có ý nghĩa thống kê.
4.4. CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH THAM GIA BẢO HIỂM NÔNG NGHIỆP CỦA NÔNG HỘ
Như đã trình bày ở phương pháp nghiên cứu, tác giả sử dụng mô hình probit để ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia bảo hiểm nông nghiệp của các nông hộ vùng ĐBSCL. Biến phụ thuộc ở mô hình này là quyết định tham gia bảo hiểm nông nghiệp (có và không tham gia bảo hiểm nông nghiệp). Các biến giải thích là biến tổng số rủi ro mà nông hộ gặp phải trong một vụ (đợt) sản xuất (TSRR), biến kinh nghiệm sản xuất của chủ hộ (KINHNGHIEM), biến tồng chi phí đầu tư của nông hộ (TCP). Biến TAPHUAN, và cuối cùng là biến trình độ học vấn của chủ hộ (HOCVAN). Qua kết quả mô hình, ngoại trừ biến KINHNGHIEM, thì biến còn lại điều có ý nghĩa dưới mức 5%, ảnh hưởng đến quyết định tham gia bảo hiểm nông nghiệp của nông hộ.
Biến TSRR: Dựa vào kết quả phân tích cho thấy biến TSRR tương quan thuận với với quyết định tham gia bảo hiểm nông nghiệp của nông hộ, với mức ý nghĩa dưới 1%. Cụ thể, nếu nông hộ gặp thêm một rủi ro trong sản xuất thì xác suất tham gia bảo hiểm nông nghiệp của hộ thêm 18,21%. Điều này dễ hiểu, vì càng gặp nhiều rủi ro tác động sẽ làm giảm lợi nhuận của nông hộ, thậm chí mất cả vốn đầu tư ban đầu. Do đó, nông hộ càng có nhu cầu được bảo vệc và đảm bảo để an tâm sản xuất, và được bồi thường một phần nào đó khi bị tác động bởi những rủi ro.
Biến TCP: Kết quả ước lượng bằng mô hình probit cho thấy, biến TCP cũng có ý nghĩa thống kê với mức dưới 1%, tuy nhiên biến mang tượng quan nghịch và không đúng như kỳ vọng ban đầu. Theo như kỳ vọng, tác giả cho rằng biến mang
tương quan thuận, vì nếu chí phí đầu tư ban đầu của nông hộ càng lớn khi gặp bắt chắc sẽ gây ra tổn thất nặng nề, điều này là nhân tố thúc đẩy nông hộ quyết định tham gia bảo hiểm. Tuy nhiên theo thực tế kết quả khảo sát, đa số các nông hộ cho rằng chi phí đầu tư ban đầu đã quá lớn so với tình hình kinh tế của hộ. Do đó, các nông hộ không muốn phải bỏ ra khoảng chi phí nào nữa, đặc biệt là khi sản xuất thật sự gặp rủi ro mới thu hồi lại được.
Biến TAPHUAN: Để đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia bảo hiểm nông nghiệm của nông hộ thì không thể thiếu biến TAPHUAN, biến nhận giá trị 1 nếu nông hộ có tham gia bất kỳ buổi tập huấn nào, và ngược lại là 0. Đúng như kỳ vọng ban đầu, biến mang tương quan thuận và với mức ý nghĩa là