Theo quyết định số 2114/QĐ-BTC của Bộ Tài Chính ban hành ngày 24/8/2012, Quyết định sửa đổi, bổ sung một số điều của Quy tắc, biểu phí và mức trách nhiệm bảo hiểm nông nghiệp ban hành kèm theo Quyết định số 3035/QĐ-BTC ngày 16/12/2011 của Bộ trưởng Bộ Tài chính.
- Chủ hợp đồng bảo hiểm: Là người được bảo hiểm và/hoặc đại diện do người được bảo hiểm ủy quyền, được sự chấp thuận của Ủy ban nhân dân xã Đại diện cho người được bảo hiểm có thể là cán bộ chính quyền xã, người đứng đầu các tổ chức hội xã, nghề nghiệp trong xã.
- Người được bảo hiểm: Là hộ nông dân hoặc tổ chức nuôi thương phẩm tôm sú, tôm chân trắng.
- Doanh nghiệp bảo hiểm: Là doanh nghiệp bảo hiểm phi nhân thọ được phép triển khai thí điểm bảo hiểm nông nghiệp.
- Cơ sở nuôi trồng: Là ao, hồ, đầm, đìa, lồng, bè tại các xã tham gia bảo hiểm. Cơ sở nuôi trồng phải được Ủy ban nhân dân xã xác nhận về vị trí và diện tích/thể tích.
- Đối tượng được bảo hiểm: Là tôm sú, tôm chân trắng (tôm) được nuôi trồng thương phẩm tại các cơ sở nuôi trồng.
- Dịch bệnh: Bệnh đốm trắng, bệnh đầu vàng, bệnh teo và hoại tử gan tụy (đối với tôm sú); bệnh đốm trắng, bệnh đầu vàng, bệnh hội chứng Taura, bệnh teo và hoại tử gan tụy (đối với tôm chân trắng). Các dịch bệnh trên tôm được xác nhận và công bố bởi cơ quan chức năng có thẩm quyền.
- Thiên tai: Là bão, lũ, lụt, hạn hán, rét đậm, rét hại, sương giá, xâm nhập mặn, sóng thần theo quy định của Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn được công bố bởi cơ quan chức năng có thẩm quyền.
- Số tiền bồi thường: Là một khoản tiền bằng Đồng Việt Nam mà doanh nghiệp bảo hiểm phải trả cho người được bảo hiểm để bồi thường các cơ sở nuôi trồng của họ bị thiệt hại do các nguyên nhân trong phạm vi bảo hiểm được quy định. Khi xảy ra sự kiện bảo hiểm, DNBH sẽ chi trả cho người được bảo hiểm số tiền bồi thường được tính theo công thức sau:
Số tiền bồi thường = (TL thiệt hại được BH x Số tiền BH) x (100% – Mức khấu trừ) Trong đó: Mức khấu trừ được tính là 30% của số tiền bồi thường trên từng cơ sở nuôi trồng bị thiệt hại do các nguyên nhân trong phạm vi bảo hiểm mà người được bảo hiểm phải tự gánh chịu.
Bảng 1.3. Tỷ lệ thiệt hại được bảo hiểm cho tôm thẻ chân trắng
Ngày nuôi
Tỷ lệ thiệt hại
được bảo hiểm (%) Ngày nuôi
Tỷ lệ thiệt hại được bảo hiểm (%) Dịch bệnh Thiên tai Dịch bệnh Thiên tai
10 – 13 0 10 47 – 49 38 38 11 – 13 17 17 50 – 52 25 44 14 – 16 18 18 53 – 55 20 50 17 – 19 19 19 56 – 58 15 56 20 – 22 21 21 59 – 61 0 62 23 – 25 22 22 62 – 64 0 68 26 – 28 24 24 65 – 67 0 74 29 – 31 25 25 68 – 70 0 80 32 – 34 26 26 71 – 73 0 86 35 – 37 29 29 74 – 76 0 92 38 – 40 32 32 77 – 79 0 98 41 – 43 34 34 80 0 100 44 – 46 36 36
Bảng 1.4. Tỷ lệ thiệt hại được bảo hiểm cho tôm sú
Ngày nuôi
Tỷ lệ thiệt hại
được bảo hiểm (%) Ngày nuôi Được bảo hiểm (%)Tỷ lệ thiệt hại Dịch bệnh Thiên tai Dịch bệnh Thiên tai
1 – 10 0 14 70 – 74 33 39 11 – 19 15 15 75 – 79 28 44 20 – 29 16 16 80 – 84 23 49 30 – 34 17 17 85 – 89 17 54 35 – 39 18 18 90 – 94 15 60 40 – 44 20 20 95 – 99 13 66 45 – 49 22 22 100 – 104 10 73 50 – 54 24 24 105 – 109 7 79 55 – 59 27 27 110 – 114 6 86 60 – 64 31 31 115 – 119 3 93 65 – 69 35 35 120 2 100
Bảng 1.5. Tỷ lệ thiệt hại được bảo hiểm cho cá tra
Ngày nuôi
Tỷ lệ thiệt hại
được bảo hiểm (%) Ngày nuôi
Tỷ lệ thiệt hại Được bảo hiểm (%) Dịch bệnh Thiên tai Dịch bệnh Thiên tai
1 – 10 0 14 91 – 97 28 28 11 – 13 8 8 98 – 104 30 30 14 – 20 9 9 105 – 111 32 32 21 – 27 10 10 112 – 118 34 34 28 – 34 12 12 119 – 125 35 35 35 – 41 13 13 126 – 132 36 36 42 – 48 14 14 133 – 139 8 46 49 – 55 16 16 140 – 146 0 56 56 – 62 18 18 147 – 153 0 66 63 – 69 20 20 154 – 160 0 77 70 – 76 22 22 161 – 167 0 88 77 – 83 25 25 168 – 174 0 98 84 – 90 27 27 175 – 182 0 100
2.4. Lý thuyết về mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sẵn lòng tham gia và mức sẵn lòng chi trả BHNTTCT của các hộ nuôi
2.4.1. Mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sẵn lòng tham gia BHNTTCT
Trong hồi quy Logit, biến phụ thuộc Y hoặc bằng 0 hoặc bằng 1. Y = 1 khi hộ gia đình quyết định sẵn lòng tham gia BHNTTCT; Y = 0 khi hộ gia đình quyết định không sẵn lòng tham gia BHNTTCT, với các xác suất tương ứng p và (1-p).
1 = 0 1 xacsuat p Y xacsuat p Xác suất: p =[0,1]
- Xác suất xảy ra: Pr(Y = 1) = p
- Xác suất không xảy ra: Pr(Y = 0) = 1 – p
Theo Gujarati và Porter (2009), hàm được thể hiện như sau: Pi = E(Y = 1| Zi = B1 + B2Xi) Pi: Khả năng xảy ra hiện tượng/sự việc; Zi = B1+B2Xi;
Zi: là yếu tố tác động tới quyết định sẵn lòng tham gia BHNTTCT của hộ, nhận giá trị từ âm vô cùng tới dương vô cùng và được thể hiện bởi phương trình:
Trong mô hình ước lượng quyết định của hộ gia đình sẵn lòng tham gia BHNTTCT, biến phụ thuộc là biến nhị phân Y. Khi đó hàm Logit được thể hiện trực tiếp dưới dạng.
Y = b0 + b1X1 + b2X2 + b3X3 + b4X4 + b5X5 + ….+ bnXn + u Trong đó:
Y: Là biến nhị phân phụ thuộc khả năng hộ gia đình có quyết định sẵn lòng tham gia BHNTTCT hay không, với 1 là “có”, 0 là “không”;
X1 –Xn: Các biến giải thích;
b0-bn: Hệ số tương ứng của các biến giải thích; u: Sai số (error term).
Mô hình này tác giả dùng để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sẵn lòng tham gia BHNTTCT của các hộ nuôi trên địa bàn phường Ninh Giang, thị xã Ninh Hòa, tỉnh Khánh Hòa.
2.4.2. Mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến mức sẵn lòng chi trả BHNTTCT (WTP)
Khái niệm về mức sẵn lòng chi trả theo lý thuyết marketing, Breidert (2005) cho rằng khi mua sắm một sản phẩm, khách hàng sẵn sàng chi trả bao nhiêu phụ thuộc vào giá trị kinh tế nhận được và mức độ hữu dụng của sản phẩm. Hai giá trị xác định mức giá của một người sẵn lòng chấp nhận là mức giá tối đa và mức giá hạn chế. Tùy thuộc vào nhận định của khách hàng khi mua sản phẩm là dự định mua không có sản phẩm thay thế thì để có được độ hữu dụng của sản phẩm, khách hàng sẵn sàng chi trả khoản tiền cao nhất là mức giá hạn chế; hoặc sản phẩm thay thế của sản phẩm dự định mua có giá trị kinh tế thấp hơn mức hữu dụng thì mức giá cao nhất khách hàng chấp nhận chi trả bằng với giá trị kinh tế của sản phẩm thay thế là mức giá tối đa. Mức sẵn lòng chi trả được định nghĩa là mức giá cao nhất của một cá nhân sẵn sàng chấp nhận chi trả cho một hàng hóa hoặc dịch vụ.
Theo lý thuyết kinh tế học, sự bằng lòng chi trả của mỗi cá nhân (đối với một mặt hàng) cho thấy giá trị tiền tệ mà người đó định ra cho mặt hàng đó. Ngược lại, giá trị tiền tệ cũng cho thấy sức hút của mặt hàng đó với mỗi cá nhân. Mức sẵn lòng chi trả có thể được đo lường thông qua thay đổi thặng dư tiêu dùng. Tổng mức sẵn lòng chi trả (WTP) chính là phần diện tích bên dưới đường cầu, được giới hạn bởi mức sản lượng tiêu dùng tương ứng với mức giá trên thị trường.
Nếu chúng ta muốn ước lượng WTP của cá nhân đối với một loại hàng hóa thì ước lượng tốt nhất ban đầu về lợi ích phải là ước lượng về sức tiêu thụ (của khách hàng) đối với loại hàng hóa đó. Theo Phùng Thanh Bình (2006) thì công thức xác định tổng mức sẵn lòng chi trả là:
Tổng mức sẵn lòng chi trả = Số lượng cầu x giá thị trường + thặng dư tiêu dùng.
Hình 2.1. Tổng mức sẵn lòng chi trả
Phương pháp hồi quy được sử dụng để đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến WTP cho BHNTTCT của các hộ nuôi trên địa bàn phường Ninh Giang như: tuổi, thu nhập, trình độ học vấn, nghề nghiệp, giới tính, nhân khẩu gia đình… có ảnh hưởng như thế nào đến mức sẵn lòng chi trả của các hộ nuôi tại địa phương. Xác định mức sẵn lòng chi trả của các hộ nuôi nhằm nâng cao thu nhập cho người nuôi, đưa ra các giải pháp để thu hút người nuôi tham gia chi trả BHNTTCT.
Mô hình được sử dụng là mô hình hồi quy tuyến tính có dạng: WTP = bo + b1 X1 + b2X2 + b3X3+ b4 X4 + …+ Ui
Trong đó:
WTP : mức sẵn lòng chi trả của người dân Bo : Hệ số tự do của mô hình
b1 – bi : Hệ số hồi quy X1 – Xi : Các biến giải thích Ui : Sai số ngẫu nhiên
Lý do sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bởi các vấn đề kinh tế – xã hội được nghiên cứu đều chịu sự chi phối của nhiều yếu tố khác nhau nên dạng mô hình này được chọn là hợp lý.
Việc xem xét ảnh hưởng của các yếu tố tới WTP sẽ cho ta biết được nhân tố nào ảnh hưởng nhiều nhất, nhân tố nào ảnh hường ít nhất, nhân tố nào không ảnh hưởng.
Từ đó có thể phân tích, đánh giá được thực trạng vấn đề nghiên cứu và đưa ra các đề xuất trong việc thu hút người dân tham gia BHNTTCT trên địa bàn phường Ninh Giang, thị xã Ninh Hòa, tỉnh Khánh Hòa.
2.5. Các nghiên cứu trong nước và ngoài nước liên quan2.5.1. Các nghiên cứu tại nước ngoài 2.5.1. Các nghiên cứu tại nước ngoài
Cho đến nay, trên thế giới nói chung và các nước trong khu vực nói riêng, các chính phủ, các tổ chức quốc tế, các nhà nghiên cứu và những người quan tâm đến lĩnh vực dịch vụ bảo hiểm cây trồng, vật nuôi đã có nhiều công trình nghiên cứu về vấn đề này. Trong hàng chục năm nay, các tổ chức quốc tế, đặc biệt là Ngân hàng Thế giới và Tổ chức lương nông của Liên Hợp Quốc đã có rất nhiều đánh giá nghiên cứu, tổ chức các dự án tài trợ cho bảo hiểm cây trồng, vật nuôi ở nhiều nước kém, đang phát triển.
Smith và Baquet (1996) xem xét nhu cầu sản phẩm bảo hiểm đa rủi ro của các trang trại lúa mì tại Montana (Hoa Kỳ). Với việc sử dụng lý thuyết độ thỏa dụng kỳ vọng, hai tác giả chỉ ra rằng: vốn vay, trình độ học vấn, thái độ đối với rủi ro của người điều hành nông trại và nếu nông trại từng phải nhận trợ cấp do thiên tai là các yếu tố thúc đẩy nông trại tham gia bảo hiểm. Điều đặc biệt trong nghiên cứu này là mức phí bảo hiểm không ảnh hưởng đến quyết định bảo hiểm.
Tác giả Juan H. Cabas, Akssell J. Leiva, and Alfons Weersink (2008) với nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sẵn lòng tham gia bảo hiểm cây trồng của người dân “Modeling Exit and Entry of Farmers in a Crop Insurance Program”. Khác với các nghiên cứu trước đây là tập trung vào tổng cầu, tác giả phân tích các yếu tố cụ thể. Ngoài ra, các phương pháp tiếp cận trong nghiên cứu còn phân biệt giữa các biến giá cả và năng suất hơn là tổng lợi nhuận và do đó có thể để chứng minh rằng các biến giá là đặc biệt quan trọng đối với mức sẵn lòng tham gia của người dân với bảo hiểm cây trồng.
Tác giả John Ulimwengu và Prabuddha Sanyal (2011) với nghiên cứu về mức sẵn lòng chi trả của người dân về chương trình bảo hiểm nông nghiệp. “Joint Estimation of Farmers’ Stated Willingness to Pay for Agricultural Services”. Bằng việc sử dụng mô hình đa biến probit, tác giả đã chỉ ra rằng tiếp cận với dịch vụ khuyến nông có xu hướng làm giảm mức độ sẵn sàng tham gia BHNN của hộ gia đình. Việc tiếp cận với thị trường đóng một vai trò quan trọng, những hộ nông dân sẵn sàng tham gia nếu thị trường có sẵn hơn những hộ nông dân không được tiếp cận với thị trường. Quyền sở hữu sử dụng đất cũng ảnh hưởng đến mức sẵn lòng tham gia của người dân,
kích thước sử dụng đất càng lớn thì mức độ sẵn lòng tham gia BHNN của người dân càng cao.
Một nghiên cứu của Oyinbo và cộng sự (2013) về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sẵn lòng tham gia BHNN của người dân tại Thủ đô Negeria “Determinants of Crop Farmers Participation in Agricultural Insurance in the Federal Capital Territory, Abuja, Nigeria”. Tác giả đã sử dụng phương pháp chọn mẫu và bảng câu hỏi cho 120 hộ nông dân, dữ liệu thu thập được phân tích bằng phương pháp thống kê mô tả và mô hình hồi quy logit. Kết quả chỉ ra rằng, các yếu tố như độ tuổi, trình độ học vấn, quy mô trang trại và tiếp cận tín dụng là các biến quan trọng có ảnh hưởng đến khả năng tham gia của nông dân đến chương trình bảo hiểm nông nghiệp.
2.5.2. Các nghiên cứu trong nước
Phạm Lê Thông (2006) đo lường mức sẵn lòng trả của nông hộ cho chương trình bảo hiểm giá lúa, được thực hiện với 300 hộ nông dân tại hai huyện Ô Môn và Thốt Nốt tỉnh Cần Thơ. Nghiên cứu phân tích mô hình hồi qui probit đa biến cho thấy yếu tố thu nhập hộ gia đình, mức phí bảo hiểm, diện tích đất canh tác, trình độ học vấn, giới tính và kinh nghiệm trồng lúa ảnh hưởng nhiều đến quyết định tham gia bảo hiểm. Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2012) nghiên cứu về nhu cầu tham gia bảo hiểm nông nghiệp của nông hộ trồng thanh long huyện Chợ Gạo, tỉnh Tiền Giang. Số liệu nghiên cứu được thu thập bằng phỏng vấn trực tiếp 132 hộ trồng thanh long ở huyện Chợ Gạo. Phương pháp tạo dựng thị trường CVM (Contigent Valuation Method) được sử dụng để đánh giá mức độ sẵn sàng tham gia bảo hiểm nông nghiệp của nông hộ (WTP - Willingness to pay). Bên cạnh đó mô hình hồi quy probit được sử dụng để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến nhu cầu tham gia bảo hiểm nông nghiệp của hộ trồng thanh long. Kết quả nghiên cứu cho thấy, tỷ lệ hộ trồng thanh long tham gia bảo hiểm giá khá cao trong khi tỷ lệ hộ tham gia bảo hiểm sản lượng lại rất hạn chế. Các nhân tố ảnh hưởng tích cực đến nhu cầu tham gia bảo hiểm nông nghiệp của hộ trồng thanh long là trình độ học vấn của chủ hộ, diện tích trồng, tập huấn kỹ thuật, tham gia hội đoàn thể, chi phí đầu tư/1.000m2 và tổng số rủi ro nông nghiệp của nông hộ.
Phan Đình Khôi và Quách Vũ Hiệp (2014) phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia bảo hiểm nuôi tôm của các hộ là đối tượng được tham gia chương trình thí điểm bảo hiểm nuôi tôm ở tỉnh Bạc Liêu. Kết quả chỉ ra rằng có mối tương quan thuận giữa làm việc tại địa phương và tiếp cận thông tin bảo hiểm, diện tích ao
nuôi với quyết định tham gia bảo hiểm của nông hộ. Ngoài ra, kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy yếu tố trình độ học vấn càng cao có xu hướng ít tham gia vào loại hình bảo hiểm này. Ngoài ra, nghiên cứu cũng cho thấy các đặc điểm của hộ như yếu tố giới tính, tập huấn, kinhh nghiệm, vay vốn, và chi phí sản xuất không có ý nghĩa thống kê trong quyết định sẵn lòng tham gia bảo hiểm tôm nuôi.
Tác giả Nguyễn Bá Huân (2015) đã có bài nghiên cứu về “Mức sẵn lòng chi trả