ĐÁNH GIÁ TỔN HẠI VÀ ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH GIẢM Ô NHIỄM NƯỚC THẢI XÍ NGHIỆP CHẾ BIẾN VÀ DỊCH VỤ CAO SU ĐĂK LĂK

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC NÔNG LÂM TP HỒ CHÍ MINH ĐÁNH GIÁ TỔN HẠI VÀ ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH GIẢM Ơ NHIỄM NƯỚC THẢI XÍ NGHIỆP CHẾ BIẾN VÀ DỊCH VỤ CAO SU - ĐĂK LĂK TRẦN BẢO YẾN KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐỂ NHẬN VĂN BẰNG CỬ NHÂN NGÀNH KINH TẾ TÀI NGUYÊN MÔI TRƯỜNG Thành phố Hồ Chí Minh Tháng 04/2010 Hội đồng chấm báo cáo khóa luận tốt nghiệp đại học khoa Kinh Tế, trường Đại Học Nơng Lâm Thành Phố Hồ Chí Minh xác nhận khóa luận “Đánh Giá Tổn Hại Và Đề Xuất Chính Sách Giảm Ơ Nhiễm Nước Thải Xí Nghiệp Chế Biến Và Dịch Vụ Cao Su Đăk Lăk” Trần Bảo Yến, sinh viên khóa 2006 – 2010, ngành Kinh Tế Tài Nguyên Môi Trường, bảo vệ thành công trước hội đồng vào ngày _ Đặng Minh Phương Người hướng dẫn _ Ngày tháng Chủ tịch hội đồng chấm báo cáo năm Thư ký hội đồng chấm báo cáo Ngày tháng năm Ngày tháng năm LỜI CẢM TẠ Khóa luận hoàn thành với tất nỗ lực thân Bên cạnh đó, kết động viên, giúp đỡ vật chất, tinh thần kiến thức nhiều cá nhân, tổ chức Để có kết ngày hơm xin: Gửi đến thầy TS Đặng Minh Phương lòng biết ơn chân thành Cảm ơn Thầy nhiệt tình giảng dạy, bảo, truyền đạt cho tơi kiến thức bổ ích, hướng dẫn tận tình suốt q trình thực khóa luận Cảm ơn Ban Giám Hiệu Trường ĐH Nông Lâm TP.HCM, Ban Chủ Nhiệm Khoa Kinh Tế, Thầy Cô giảng dạy, bạn lớp Kinh Tế Tài Nguyên Mơi Trường khóa 32 gắn bó với tơi suốt năm học vừa qua Cảm ơn anh chị, cô thuộc Sở Tài Nguyên Môi Trường tỉnh Đăk Lăk, Công ty Cổ phần Tư vấn Tài nguyên Mơi trường Trắc địa, Xí nghiệp Chế biến Dịch vụ Cao su Đăk Lăk nhiệt tình cung cấp số liệu hướng dẫn tận tình cho tơi hoàn thành nghiên cứu Xin cảm ơn giúp đỡ hộ gia đình địa bàn huyện Cư M’Gar, cô thuộc UBND huyện Cư M’Gar Sau cùng, để có ngày hơm tơi quên công ơn Bố Mẹ sinh thành, dưỡng dục, không ngại vất vả, hy sinh suốt thời gian qua để bước tiếp đường mà chọn Xin cảm ơn tất người thân gia đình ln động viên ủng hộ cho Xin chân thành cảm ơn! TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2010 Sinh viên Trần Bảo Yến NỘI DUNG TÓM TẮT TRẦN BẢO YẾN Tháng 07 năm 2010 “Đánh Giá Tổn Hại Và Đề Xuất Chính Sách Giảm Ơ Nhiễm Nước Thải Xí Nghiệp Chế Biến Và Dịch Vụ Cao Su Đăk Lăk” TRẦN BẢO YẾN July 2010 “Evaluating Damage And Suggesting Policy To Reduce Liquid Waste Pollution At The Rubber Processing And Services Enterprise, Dak Lak Province” Khóa luận đánh giá tổn hại ô nhiễm nước thải sản xuất từ Xí Nghiệp Chế Biến Và Dịch Vụ Cao Su Đăk Lăk Bằng cách áp dụng phương pháp giá thị trường, phương pháp tài sản nguồn nhân lực, phương pháp giá hưởng thụ, phương pháp phân tích hồi qui khóa luận tính tổng giá trị tổn hại ô nhiễm nước thải sản xuất gây sức khoẻ người, giá trị đất đai, nguồn nước sử dụng tổn hại xã hội năm 2009 53,672906 tỷ đồng Đây kết tính tốn xã Ea Đrơng thuộc huyện Cư M’Gar nằm khu vực gần Xí Nghiệp Bên cạnh đó, khóa luận đề xuất cơng cụ thuế nước thải nhiễm Khố luận tính tốn mức thuế trường hợp 10.000 đồng/m3 nước thải nhiễm Kết giúp nhà phân tích sách tham khảo sở thực tiễn lý luận tìm sách phương pháp xử lý lượng nước thải chế biến mủ cao su Đăk Lăk nói riêng tỉnh khác nói chung MỤC LỤC Trang Danh mục chữ viết tắt viii Danh mục bảng ix Danh mục hình x Danh mục phụ lục xi CHƯƠNG MỞ ĐẦU 1.1 Sự cần thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.2.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Phạm vi nội dung nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi địa bàn nghiên cứu 1.3.3 Phạm vi đối tượng nghiên cứu 1.3.4 Phạm vi thời gian nghiên cứu 1.4 Bố cục đề tài CHƯƠNG TỔNG QUAN 2.1 Tổng quan tài liệu nghiên cứu 2.2 Tổng quan huyện Cư MGar 2.2.1 Vị trí địa lý 2.2.2 Địa hình, địa mạo 2.2.3 Khí tượng 2.2.4 Thuỷ văn 2.2.5 Thực trạng phát triển kinh tế 2.2.6 Thực trạng phát triển xã hội 10 2.2.7 Dân số, lao động, việc làm thu nhập 11 2.2.8 Đánh giá chung thực trạng phát triển KTXH gây áp lực đến đất đai12 v 2.3 Tổng quan Xí nghiệp Chế biến Dịch vụ Cao su 13 2.3.1 Giới thiệu sơ lược 13 2.3.2 Hoạt động sản xuất 14 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Cơ sở lý luận 15 15 3.1.1 Sự ô nhiễm môi trường nước 16 3.1.2 Nước thải 17 3.2 Các cơng cụ sách quản lý môi trường 22 3.3 Các công cụ kinh tế áp dụng Việt Nam 25 3.4 Phương pháp nghiên cứu 29 3.4.1 Phương pháp thu thập thông tin 29 3.4.2 Phương pháp thống kê mô tả 30 3.4.3 Phương pháp đánh giá tổn hại ô nhiễm môi trường 30 3.4.4 Phương pháp kinh tế lượng 35 3.4.5 Phương pháp xử lý số liệu 35 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1 Thực trạng môi trường khu vực nghiên cứu 36 36 4.1.1 Mơi trường khơng khí 36 4.1.2 Mơi trường nước mặt 37 4.1.3 Môi trường rác thải 38 4.2 Hiện trạng nước thải ô nhiễm 4.2.3 Nguyên nhân nước thải gây mùi hôi thối 4.3 Mức độ hiểu biết ô nhiễm người dân 38 41 46 4.3.1 Thu nhập 46 4.3.2 Trình độ học vấn 46 4.3.3 Nhận xét người dân mức độ ô nhiễm mùi hôi 47 4.3.4 Nhận xét người dân tác động mùi hôi nước thải 47 4.3.5 Sự lựa chọn nơi 48 4.4 Ước tính mức thiệt hại ô nhiễm nước thải gây 49 4.4.1 Thiệt hại sức khoẻ dân cư khu vực 49 4.4.2 Thiệt hại nguồn nước sử dụng vi 54 4.4.3 Thiệt hại giá trị đất đai 55 4.4.4 Xác định tổng tổn hại mùi hôi gây 59 4.5 Xác định đường tổng chi phí chi phí biên XLNT Xí nghiệp 59 4.6 Phân tích hiệu việc thu phí BVMT việc xả thải môi trường 61 4.7 Đề xuất sách 63 4.7.1 Thuế 63 4.7.2 Tiêu chuẩn vận hành 65 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 67 5.1 Kết luận 67 5.2 Kiến nghị 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO 70 PHỤ LỤC vii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT TP BMT Thành phố Buôn Ma Thuột UBND Ủy Ban Nhân Dân TCVN Tiêu chuẩn Việt Nam r Suất chiết khấu VNĐ Việt Nam đồng GTSX Giá trị sản xuất ĐVT Đơn vị tính XLNT Xử lý nước thải BVMT Bảo vệ môi trường HTXLNT Hệ thống xử lý nước thải CNH-HĐH Cơng nghiệp hóa - Hiện đại hóa TTCN Tiểu thủ cơng nghiệp viii DANH MỤC CÁC BẢNG Trang Bảng 2.1 Phân Bố Sử Dụng Đất Trên Địa Bàn Huyện Cư M’Gar Bảng 2.2 Diện Tích Các Cây Trồng Chính Của Huyện Cư M’Gar GĐ 2005- 2009 Bảng 2.3 Giá Trị Sản Xuất Lâm Nghiệp Trên Địa Bàn Huyện Cư M’Gar Bảng 3.1 Mức Độ Ô Nhiễm Và Nồng Độ Giới Hạn Cho Phép 20 Bảng 3.2 Giá Trị Giới Hạn Thông Số Và Nồng Độ Các Chất Ô Nhiễm Trong Nước Thải 22 Bảng 3.3 Mức Phí BVMT Đối Với Nước Thải Công Nghiệp Tại Việt Nam 26 Bảng 4.1 Kết Quả Phân Tích Nước Mặt 37 Bảng 4.2 Nồng Độ Các Chất Ô Nhiễm Trong Nước Thải Sản Xuất 42 Bảng 4.3 Nồng Độ Các Chất Có Trong Nước Thải Sau Xử Lý 45 Bảng 4.4 Nhận Xét Của Người Dân Về Mức Độ Mùi Hôi 47 Bảng 4.5 Ảnh Hưởng Của Mùi Hôi Nước Thải 48 Bảng 4.6 Ý Kiến Hộ Về Lựa Chọn Nơi Ở Mới 48 Bảng 4.7 Tình Hình Sức Khỏe Của Người Dân 49 Bảng 4.8 Tỷ Lệ 70 Hộ Dân Bị Mắc Bệnh Trong Năm 2009 50 Bảng 4.9 Tổng Hợp Số Ngày Không Lao Động Của Các Hộ Trong Năm 2009 51 Bảng 4.10 Thơng Số Ước Lượng Của Mơ Hình Chi Phí Sức Khỏe Với Các Nhân Tố Ảnh Hưởng 52 Bảng 4.11.Thơng Số Ước Lượng Của Mơ Hình Giá Đất Với Nhân Tố Ảnh Hưởng 55 Bảng 4.12 Các Tổn Hại Do Xí Nghiệp Gây Ra 59 Bảng 4.13 Kết Quả Ước Lượng Hồi Quy 59 Bảng 4.14 Lệ Phí Thu Theo Nghị Định 67 Đối Với Lượng Nước Thải 62 ix DANH MỤC CÁC HÌNH Trang Hình 3.1 Xác Định Mức Thu Phí BVMT Đối Với Nước Thải Cơng Nghiệp 27 Hình 3.2 Nguyên Tắc Xác Định Mức Thuế Tối Ưu 28 Hình 4.1 Biểu Đồ Biểu Hiện Mùi Hơi Trong Ngày 40 Hình 4.2 Hình Ảnh Cơ Giáo Phản Ứng Lại Mùi Hôi Thối Khi Đang Dạy Học 41 Hình 4.3 Dây Chuyền Sơ Chế Mủ Ly Tâm Và Mủ Skim 41 Hình 4.4 Dây Chuyền Sơ Chế Mủ Cốm Từ Nguyên Liệu Mủ Nước 41 Hình 4.5 Dây Chuyền Sơ Chế Mủ Cốm Từ Nguyên Liệu Mủ Tạp 42 Hình 4.6 Hình Ảnh Hồ Chứa Nước Thải 44 Hình 4.7 Biểu Đồ Thu Nhập Bình Quân/Tháng Của Các Hộ Điều Tra Năm 2009 45 Hình 4.8 Biểu Đồ Biểu Hiện Trình Độ Học Vấn Các Hộ Điều Tra 46 Hình 4.9 Biểu Đồ Tỷ Lệ Các Bệnh Liên Quan Đến Mùi Hơi Nước Thải 50 Hình 4.10 Đồ Thị Của Đường Chi Phí Sức Khỏe 53 Hình 4.11 Đồ Thị Của Đừơng Cầu Giá Đất 57 Hình 4.12 Đường Chi Phí Xử Lý Ơ Nhiễm Biên 60 Hình 4.13 Biểu Đồ So Sánh Tổng Chi Phí XLNT-Phí BVMT Đối Với Nước Thải 63 Hình 4.14 Xác Định Mức Thuế Tối Ưu 64 x - Phân tích hệ số co giãn: thông tin quan trọng nhà lãnh đạo giảm tăng khoảng cách đến nơi phát thải, thu nhập, tuổi người dân 1% cho họ biết phí tổn hại sức khỏe tăng giảm phần trăm Độ co giãn xác định qua công thức: ε = ΔY ΔX * a X Y a Hàm phí tổn hại sức khỏe ước lượng theo dạng log – log, độ co giãn phí tổn hại sức khỏe theo khoảng cách đến nơi phát, thu nhập, tuổi người dân hệ số ước lượng β1, β2, β3 β2=1,08 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (khoảng cách, tuổi người dân) không thay đổi, thu nhập tăng lên hay giảm 1% phí tổn hại sức khỏe tăng hay giảm 1,08% β3= 0,73 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (khoảng cách, thu nhập người dân) không thay đổi, tuổi tăng lên hay giảm 1% phí tổn hại sức khỏe tăng hay giảm 0,73% - Tác động biên yếu tố đến phí tổn hại sức khỏe: Khác với hệ số co giãn cho biết thay đổi tương đối, mức tác động biên cho ta biết số tuyệt đối: phí tổn hại sức khỏe tăng giảm ngàn đồng yếu tố xét đến tăng giảm đơn vị Đối với hàm phí tổn hại sức khỏe dạng Cobb Douglas, hệ số co giãn không thay đổi mức tác động biên khác Để đơn giản, ta tính mức tác động biên nhân tố giá trị trung bình sau: Tác động biên biến X2: ∂Y Y 332,1 = β2* = 1,08* = 0,02 Con số 16.837,4 ∂X X2 cho thấy mức trung bình thu nhập trên, thu nhập tăng lên 1000 đồng phí tổn hại sức khỏe tăng lên 20 đồng điều kiện nhân tố khác không thay đổi Tác động biên biến X3: ∂Y 332,1 Y = β 2* = 0,73* = 4,9 Con số cho 49,1 ∂X X3 thấy mức trung bình tuổi trên, tuổi tăng lên 1đơn vị phí tổn hại sức khỏe tăng lên 4900 đồng điều kiện nhân tố khác không thay đổi Phụ lục 3: Kết Xuất, Phân Tích Mơ Hình Và Kiểm Định Sự Vi Phạm Giả Thuyết Của Hàm Giá Đất - Kết xuất mơ hình Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 05/26/10 Time: 23:12 Sample: 70 Included observations: 70 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X1) LOG(X2) LOG(X3) LOG(X4) LOG(X5) LOG(X6) LOG(X7) -1,260110 0.228481 0.091924 0.165582 -0.170343 -0.117017 0.164911 0.139639 0.432174 0.063749 0.042440 0.074031 0.024031 0.052443 0.033744 0.059875 11.52801 3.584073 2.165970 2.236647 -2.927200 -2.231312 4.887118 2.332155 0.0000 0.0007 0.0342 0.0289 0.0048 0.0293 0.0000 0.0230 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.807764 0.797351 0.132556 1.089413 46.37428 1.907309 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 5.010345 0.413735 -1.096408 -0.839437 87.17028 0.000000 - Bảng giá trị thống kê mô tả biến mơ hình hàm giá đất Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Observations Y 164.1734 149.6000 396.0000 75.68000 77.21071 1.406305 4.268051 27.76297 0.000001 70 X1 2.371429 2.000000 4.000000 1.000000 0.995227 0.181545 2.006481 3.263504 0.195587 70 X2 113.1429 90.00000 300.0000 40.00000 66.14746 1.438924 4.253284 28.73712 0.000001 70 X3 2.657143 3.000000 4.000000 1.000000 0.882777 -0.294327 2.423041 1.981568 0.371285 70 X4 327.2143 270.0000 850.0000 30.00000 236.4129 0.745348 2.315565 7.847662 0.019765 70 X5 824.6943 500.0000 870.0000 250.0000 172.2210 0.563190 2.782861 3.837983 0.146755 70 X6 8.357143 5.000000 30.00000 2.000000 9.984097 1.688296 3.949492 35.88349 0.000000 70 X7 2.714286 3.000000 4.000000 1.000000 0.919087 -0.308508 2.312572 2.488689 0.288130 70 - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến Biến LnY LnX1 LnX2 LnX3 LnX4 LnX5 LnX6 LnX7 LnY 1.000 0.753 0.691 0.758 -0.504 -0.075 0.775 0.713 LnX1 0.753 1.000 0.648 0.718 -0.371 0.072 0.761 0.652 LnX2 0.691 0.648 1.000 0.516 -0.317 -0.107 0.589 0.462 LnX3 0.758 0.718 0.516 1.000 -0.125 0.072 0.684 0.725 LnX4 -0.504 -0.371 -0.317 -0.125 1.000 0.008 -0.508 -0.215 LnX5 -0.075 0.072 -0.107 0.072 0.008 1.000 0.018 -0.063 LnX6 0.775 0.761 0.589 0.684 -0.508 0.018 1.000 0.567 LnX7 0.713 0.652 0.462 0.725 -0.215 -0.063 0.567 1.000 Tất hệ số tương quan cặp biến giải thích nhỏ 0,8 Điều chứng tỏ khơng có mối quan hệ biến giải thích, tức mơ hình khơng tồn tượng đa cộng tuyến - Kiểm tra tượng phương sai không đồng Kiểm tra tượng phương sai khơng đồng ta có: n*R2 = 15.162 có xác suất P-value tương ứng 0.367 > 0,05 => Chấp nhận giả thiết H0 (khơng có tượng phương sai không đồng đều) White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 1.086191 15.16191 Probability Probability 0.389954 0.367177 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/26/10 Time: 23:41 Sample: 70 Included observations: 70 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X1) (LOG(X1))^2 LOG(X2) (LOG(X2))^2 LOG(X3) (LOG(X3))^2 LOG(X4) (LOG(X4))^2 LOG(X5) (LOG(X5))^2 LOG(X6) (LOG(X6))^2 LOG(X7) (LOG(X7))^2 0.412167 -0.037567 0.031383 -0.089536 0.010492 -0.023006 0.018433 0.018620 -0.001084 -0.092397 0.007337 0.047668 -0.005738 0.057893 -0.059582 1.789505 0.115363 0.077102 0.228268 0.023994 0.067732 0.046957 0.104344 0.009600 0.516622 0.041630 0.100458 0.021170 0.054777 0.038076 0.230324 -0.325637 0.407035 -0.392239 0.437281 -0.339669 0.392558 0.120945 -0.112940 -0.178849 0.176242 0.474501 -0.271054 1.056873 -1.564815 0.8187 0.7459 0.6856 0.6964 0.6636 0.7354 0.6962 0.9042 0.9105 0.8587 0.8608 0.6370 0.7874 0.2952 0.1234 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.216599 0.017187 0.046732 0.120116 123.5471 2.019244 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.015563 0.047139 -3.101346 -2.619526 1.086191 0.389954 - Kiểm tra tượng tự tương quan Từ kết xuất mơ hình hồi quy gốc ta có trị số Durbin Waston d = 1.907309 kết xuất kiểm tra tượng tương quan theo LM ta có LM = 0,041 P-value = 0,839 > 0,05 => Chấp nhận H0 nghĩa khơng có tượng tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.035904 0.041177 Probability Probability 0.850343 0.839196 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/26/10 Time: 23:44 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X1) LOG(X2) LOG(X3) LOG(X4) LOG(X5) LOG(X6) LOG(X7) RESID(-1) -0.010340 0.000782 0.000103 0.000526 2.69E-05 0.001605 -0.000979 0.000213 0.024986 0.438979 0.064383 0.042777 0.074665 0.024220 0.053530 0.034400 0.060357 0.131865 -0.023554 0.012139 0.002406 0.007051 0.001111 0.029980 -0.028458 0.003530 0.189484 0.9813 0.9904 0.9981 0.9944 0.9991 0.9762 0.9774 0.9972 0.8503 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000588 -0.130482 0.133599 1.088772 46.39487 1.956119 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 1.34E-15 0.125653 -1.068425 -0.779333 0.004488 1.000000 - Phân tích hệ số co giãn β1= 0,23 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (diện tích đất, tình trạng giao thơng, khoảng cách đến xí nghiệp, khoảng cách đến khu tiện nghi, độ rộng mặt tiền, vị trí miếng đất) khơng thay đổi, tình hình an ninh trật tự tăng lên hay giảm 1% giá đất tăng hay giảm 0,23% β2=0,09 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (tình hình an ninh trật tự, tình trạng giao thơng, khoảng cách đến xí nghiệp, khoảng cách đến khu tiện nghi, độ rộng mặt tiền, vị trí miếng đất) khơng thay đổi, diện tích đất tăng lên hay giảm 1% giá đất tăng hay giảm 0,09% β3= 0,16 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (tình hình an ninh trật tự, diện tích đất, khoảng cách đến xí nghiệp, khoảng cách đến khu tiện nghi, độ rộng mặt tiền, vị trí miếng đất) khơng thay đổi, tình trạng giao thơng tăng lên hay giảm 1% giá đất tăng hay giảm 0,16% β5= -0,12 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (tình hình an ninh trật tự, diện tích đất, tình trạng giao thơng, khoảng cách đến xí nghiệp, độ rộng mặt tiền, vị trí miếng đất) không thay đổi, khoảng cách đến khu tiện nghi tăng lên hay giảm 1% giá đất giảm hay tăng 0,12% β6= 0,16 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (tình hình an ninh trật tự, diện tích đất, tình trạng giao thơng, khoảng cách đến xí nghiệp, khoảng cách đến khu tiện nghi, vị trí miếng đất) khơng thay đổi, độ rộng mặt tiền tăng lên hay giảm 1% giá đất tăng hay giảm 0,16% β7= 0,14 có nghĩa điều kiện yếu tố khác (tình hình an ninh trật tự, diện tích đất, tình trạng giao thơng, khoảng cách đến xí nghiệp, khoảng cách đến khu tiện nghi, độ rộng mặt tiền) khơng thay đổi, vị trí miếng đất tăng lên hay giảm 1% giá đất tăng hay giảm 0,14% - Tác động biên yếu tố đến phí tổn hại sức khỏe Tác động biên biến X1: 164 ∂Y Y = 0,23 * = 11,7 Con số cho = β 1* 3,2 ∂X X1 thấy mức trung bình tình hình an ninh trật tự trên, tình hình an ninh tăng lên 1đơn vị làm tăng giá đất lên 11,7 triệu đồng/m2 điều kiện nhân tố khác không thay đổi Tác động biên biến X2: 164 ∂Y Y = β 2* = 0,09 * = 0,13 Con số cho 113 ∂X X2 thấy mức trung bình diện tích đất trên, diện tích đất tăng lên 1m2 giá đất tăng lên 0,13 triệu đồng/ m2 điều kiện nhân tố khác không thay đổi Tác động biên biến X3: 164 ∂Y Y = β 3* = 0,16 * = 7,7 Con số cho 3,4 ∂X X3 thấy mức trung bình tình trạng giao thơng trên, tình trạng giao thơng tăng lên 1đơn vị giá đất tăng lên 7,7 triệu đồng/ m2 điều kiện nhân tố khác không thay đổi Tác động biên biến X5: 164 ∂Y Y = β 5* = -0,12 * = -0,02 Con số 824 ∂X X5 cho thấy mức trung bình khoảng cách đến khu tiện nghi trên, khoảng cách đến khu tiện nghi tăng lên 1m giá đất giảm xuống 0,02 triệu đồng/m2 điều kiện nhân tố khác không thay đổi Tác động biên biến X6: 164 ∂Y Y = β 3* = 0,16 * = 3,1 Con số cho 8,3 ∂X X6 thấy mức trung bình độ rộng mặt tiền trên, độ rộng mặt tiền tăng lên 1m giá đất tăng lên 3,1triệu đồng/m2 điều kiện yếu tố khác không đổi Tác động biên biến X7: 164 ∂Y Y = β 7* = 0,14 * = 8,5 Con số cho 2,7 ∂X X7 thấy mức trung bình vị trí miếng đất trên, vị trí miếng đất tăng lên 1đơn vị giá đất tăng lên 8,5 triệu đồng/m2 điều kiện nhân tố khác không đổi Phụ lục 4: Kết Xuất, Phân Tích Mơ Hình Và Kiểm Định Sự Vi Phạm Giả Thuyết Của Hàm Tổng Chi Phí XLNT - Kết xuất mơ hình Dependent Variable: LOG(TC) Method: Least Squares Date: 06/19/10 Time: 17:18 Sample: 32 Included observations: 32 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(W) 3.019803 0.765427 0.126187 0.017588 44.39445 32.14777 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.971791 0.970850 0.064098 0.123258 43.54142 0.230461 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 9.642212 0.375431 -2.596339 -2.504730 1033.479 0.000000 - Kiểm tra tượng tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 41.14764 23.87635 Probability Probability 0.000000 0.000007 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/19/10 Time: 17:22 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(W) RESID(-1) RESID(-2) -0.060996 0.008892 0.930807 -0.034607 0.068366 0.009561 0.188381 0.200818 -0.892206 0.929985 4.941085 -0.172330 0.3799 0.3603 0.0000 0.8644 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.746136 0.718936 0.033429 0.031291 65.47672 1.801443 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 1.56E-15 0.063056 -3.842295 -3.659078 27.43176 0.000000 Theo kết ước lượng mơ hình hồi quy ta có d = 0,2304 < 1,27 = dL => Bác bỏ giả thiết H0 (khơng có tượng tự tương quan), chấp nhận H1 (có tượng tự tương quan) với mức ý nghĩa 1% Vậy mơ hình có tượng tự tương quan - Khắc phục tượng tự tương quan Dependent Variable: LOG(TC) Method: Least Squares Date: 06/19/10 Time: 17:19 Sample(adjusted): 32 Included observations: 31 after adjusting endpoints Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(W) AR(1) 2.901256 0.830582 0.151391 0.250800 0.031321 0.067678 20.13523 20.35950 13.01335 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.994629 0.994245 0.028246 0.022340 68.16110 1.945164 Inverted AR Roots Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 9.656762 0.372352 -4.203942 -4.065169 2592.604 0.000000 88 Qua kết phân tích Eview ta có hàm hồi quy: LnTC = 2,901256+ 0,830582* lnW + [AR(1) = 0,151391] - Kiểm tra tượng tự tương quan Theo kết ước lượng mơ hình hiệu chỉnh hồi quy ta có trị thống kê d = 1,945164>1,45 = dU => Chấp nhận giả thiết H0 (khơng có tượng tự tương quan), bác bỏ giả thiết H1 (có tượng tự tương quan) với mức ý nghĩa 1% Vậy mơ hình khơng có tượng tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.010650 0.025376 Probability Probability 0.989411 0.987392 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/19/10 Time: 17:20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(W) AR(1) RESID(-1) RESID(-2) 0.010824 -0.001173 -0.005736 0.028521 0.015832 0.271219 0.033532 0.081060 0.213623 0.210710 0.039909 -0.034994 -0.070758 0.133509 0.075139 0.9685 0.9724 0.9441 0.8948 0.9407 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000819 -0.152902 0.029301 0.022322 68.17379 1.990045 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -1.75E-09 0.027289 -4.075729 -3.844440 0.005325 0.999939 - Kiểm tra tượng phương sai không đồng Wstat= 0,165 p-value = 0,920 > α = 1% nên chấp nhận giả thiết H0, mơ hình khơng xảy tượng phương sai không đồng White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 0.075258 0.165751 Probability Probability 0.927691 0.920466 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/19/10 Time: 17:21 Sample: 32 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(W) (LOG(W))^2 -0.009614 0.002613 -0.000162 0.055548 0.015317 0.001050 -0.173076 0.170614 -0.154516 0.8638 0.8658 0.8783 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.005347 -0.065700 0.002463 0.000170 143.7873 2.147645 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.000721 0.002386 -9.083050 -8.944277 0.075258 0.927691 Phụ lục 5: Kết Quả Phân Tích Chất Lượng Khơng Khí Thơng số Đơn vị tính K1 K2 K3 K4 K5 K6 K7 K8 K9 K10 K11 TCVN 5937 2005 Kết thử nghiệm Bụi mg/m 0,12 0,14 0,21 0,19 0,37 0,45 0,33 0,15 0,21 0,11 0,12 0,14 SO2 mg/m3 0,035 0,041 0,56 0,31 0,055 0,047 0,040 0,023 0,034 0,032 0,038 0,05 NO2 0,023 0,031 0,029 0,030 0,24 0,28 0,022 0,019 0,023 0,012 0,015 0,04 1,1 1,3 1,7 1,6 1,1 1,6 2,4 1,1 1,9 1,3 1,5 - CO mg/m mg/m VOCs mg/m 2,1 2,7 3,0 3,4 2,8 3,1 2,7 - - - - NH3 mg/m3 - - - - 0,87 0,61 0,71 - - 0,53 0,68 H2S mg/m3 - - - - 0,98 0,69 0,92 - - 0,82 0,72 0,20 (*) 0,042 (*) Ghi chú: (*) TCVN 5938:2005 Chất lượng khơng khí - Nồng độ tối đa cho phép số chất độc hại khơng khí xung quanh K1: Đầu xưởng ly tâm mủ cao su, K2: Cuối xưởng ly tâm mủ cao su, K3: Đầu xưởng Skim, K4: Cuối xưởng Skim, K5: Đầu phân xưởng mủ cốm, K6: Cuối phân xưởng mủ cốm, K7: Khu vực lò sấy, K8: Trung tâm quản lý chất lượng, K9: Văn phòng Xí nghiệp, K10: Vườn nhân giống, K11: Đội Nông trường Cuốc Đăng Phụ lục 6: Tổng Chi Phí Xử Lý Nước Thải Của Xí Nghiệp Quy Mơ Xử Lý 2500-4000 1500-2500 1000-1500 Fk-1,n-k,α => bác bỏ giả thuyết H0 F tính < Fk-1,n-k,α => chấp nhận giả thuyết H0 Trong đó: k số biến độc lập, n số mẫu quan sát α mức ý nghĩa Hiện tượng phương sai không đồng Hiện tượng phương sai không đồng tượng sai số ứng với giá trị biến độc lập khác (phương sai không số) Để kiểm tra tượng ta tiến hành kiểm định White Đặt giả thuyết H0: khơng có tượng phương sai khơng đồng H1: có tượng phương sai khơng đồng Tính trị thống kê White Statistics Wstat = n*R2phụ ∼ χ2k,α =>có thể chấp nhận H0 Như mơ hình khơng có tượng phương sai khơng đồng Hiện tượng tự tương quan Hiện tựơng tượng mà số hạng sai số mẫu quan sát cụ thể tổng thể có quan hệ tuyến tính với hay nhiều số hạng sai số mẫu quan sát khác tổng thể Chúng ta tiến hành kiểm định Durbin – Watson để kiểm tra mơ hình có tượng tự tương quan không ? Đặt giả thuyết H0 : khơng có tượng tự tương quan dương (ρ>0) H0 *: khơng có tượng tự tương quan dương (ρ