- Bước 1: Lượng mật trung bình thu được trong 1 năm là: 500 x 2 = 1000 (lít)
- Bước 2: Tính tổng doanh thu trung bình trong 1 năm là:
DT = ×P Q
DT = 1000 x 200 = 200000 (nghìn đồng) - Bước 3: Xác định tổng chi phí nuôi trong 1 năm:
CP CPi= ×70
CP = 120 x 70 = 8400 (nghìn đồng) - Bước 4: Giá trị do rừng ngập mặn mang lại là:
( ) 0, 2
GT = DT CP− ×
GT = (200000 – 8400) x 0,2 = 38.320 (nghìn đồng)
3.2.3.Giá trị phòng hộ
Theo kết quả điều tra từ uỷ ban nhân dân xã, do đê biển ở đây nằm toàn bộ phía trong vùng có rừng ngập mặn nên khi có bão xảy ra cũng không bị xói lở và hàng năm họ không phải tốn chi phí để tu bổ đê. Đê biển
không bị nguy hại, khi có gió bão hay nước dâng, toàn bộ nguồn lợi phía trong đê được bảo vệ, đời sống người dân được đảm bảo.
Vì vậy có thể nói rừng ngập mặn có giá trị phòng hộ vô cùng to lớn. Giá trị này được tính như sau:
Giá trị phòng hộ = giá trị bảo vệ đê biển + giá trị thuỷ sản của vùng bị mất khi không có rừng
- Giá trị đê: Với chiều dài khoảng 2100 m, đê ở đây đã được xây dựng với kinh phí 2,9 tỷ (Nguồn số liệu của UBND xã Phù Long)
Giả sử khi không có rừng, đê biển nơi đây sẽ bị tàn phá hoàn toàn và toàn bộ giá trị thủy sản của vùng cũng bị mất hoàn toàn.
Tổng giá trị thuỷ sản bị mất (gồm: giá trị thủy sản khai thác bãi triều và giá trị thủy sản trong các đầm nuôi) là:
TS = 207.352.806 (nghìn đồng) (kết quả đã được tính toán ở trên)
Giá trị bảo vệ đê biển là: 2900000 (nghìn đồng) Vậy giá trị phòng hộ là:
207.352.806 + 2900000 = 210.252.806 (nghìn đồng)
3.2.4. Giá trị lựa chọn
Sau khi tiến hành điều tra, ta có:
Trong số những người được phỏng vấn có 8% không sẵn lòng chi trả cho quỹ bảo tồn tài nguyên thiên nhiên nhằm duy trì chúng phục vụ cho sử dụng ở hiện tại. Tuy nhiên những người không sẵn lòng chi trả không có nghĩa là họ không nhận thức được vai trò của rừng ngập mặn. Lý do không đóng góp của họ là họ cho rằng số tiền của họ sẽ bị sử dụng lãng phí và sẽ không kịp để phục hồi được tài nguyên để sử dụng ở hiện tại.
Đối với hộ sẵn lòng chi trả, mức WTP được lựa chọn nhiều nhất là 100.000 đồng chiếm tỷ lệ 8%. Kết quả điều tra được thể hiện ở bảng sau:
Bảng 13: Mức sẵn lòng chi trả của người dân cho quỹ 1
WTP (nghìn đồng) Số lượng (người) Tỷ lệ (%) 0 10 20 30 50 60 100 4 12 6 8 10 6 4 8% 24% 12% 16% 20% 12% 8%
Nguồn: Tính toán của tác giả
* Xây dựng mô hình hồi quy mức sẵn lòng chi trả cho quỹ 1 (WTP1)
Mô hình hồi quy có dạng như sau:
WTP1 = β1 + ∑βjXji + ui
Trong đó: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
i: chỉ số quan sát j: chỉ số của các biến β1: hệ số chặn
βj: hệ số hồi quy của biến trong mô hình Xji: giá trị của quan sát thứ i
Ui: yếu tố ngẫu nhiên
Các biến có thể ảnh hưởng tới WTP1 trong đề tài này là: tuổi (T), giới tính (GT), trình độ học vấn (HV), nghề nghiệp (NN), thu nhập (TN). Như vậy mô hình có thể được viết như sau:
WTP1 = β1 + β2Ti + β3GTi + β4HVi + β5NNi + β6TNi + ui (*)
Trong các biến có ảnh hưởng đến WTP có 3 biến là biến chất lượng, đó là : giới tính (GT), trình độ học vấn (HV), nghề nghiệp (NN). Để lượng hóa được biến chất lượng, trong phân tích hồi quy người ta sử dụng biến
giả. Biến giả được sử dụng trong mô hình hồi quy giống như biến số lượng thông thường. Các biến được đưa vào trong mô hình như sau:
+ GTi = 1 nếu người trả lời phỏng vấn là nam hoặc: 0 nếu người trả lời phỏng vấn là nữ
+ HVi = 0 nếu người trả lời phỏng vấn có trình độ từ cấp 2 trở xuống hoặc: 1 nếu người trả lời phỏng vấn có trình độ hết cấp 3
hoặc: 2 nếu người trả lời phỏng vấn có trình độ từ cao đẳng trở lên
+ NNi = 1 nếu người trả lời phỏng vấn có nghề nghiệp liên quan đến nguồn lợi của rừng
hoặc: 0 nếu người trả lời phỏng vấn có nghề nghiệp không liên quan đến nguồn lợi của rừng.
* Ước lượng các hệ số hồi quy
Dùng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS) để hồi quy các hệ số trong phương trình (*). Đề tài sử dụng phần mềm MFIT3 để ước lượng.
Vậy mô hình hồi quy thu được là:
WTP1 = 3,83 + 4,37 T + 12,12 GT + 4,17 HV + 0,266 NN + 0,002 TN
(nghìn đồng)
Qua bảng hồi quy trên có được WTP1 trung bình là 27,333 (nghìn
đồng).
Vậy tại thời điểm phỏng vấn giá trị lựa chọn của rừng Phù Long là:
OV = WTP1 trung bình x Tổng số hộ dân trong vùng = 27,333 x 480
= 13.119,84 (nghìn đồng)
* Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố tới WTP1
Để biết sự ảnh hưởng của các biến đưa vào mô hình tới WTP1, ta tiến hành kiểm định cặp giả thiết sau:
H0: βj = 0 hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê H : β ≠ 0 hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê
- Nếu α > p thì bác bỏ H0, chấp nhận H1
- Nếu α < p thì chưa có đủ cơ sở bác bỏ H0 (với p-value = [Prob] và α = 0,05)
Ảnh hưởng của tuổi tới WTP1: Với β2 = 4,37 > 0, p-value = 0,005 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Như vậy khi các nhân tố khác không đổi, nếu tuổi của người tham gia phỏng vấn tăng thêm 1 năm thì
mức WTP tăng 4,37nghìn đồng. Do đó tuổi có ảnh hưởng thuận tới WTP1.
Điều này có thể giải thích là khi tuổi càng cao, nhận thức của người dân về giá trị của nguồn lợi càng càng cao. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Ảnh hưởng của giới tính tới WTP1: Với β3 = 12,12 > 0, p-value = 0,194 > α nên hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê. Do đó chưa thể khẳng định giới tính có ảnh hưởng tới WTP hay không. Điều này có thể do sai số khi lấy mẫu vì tỷ lệ nam nữ tham gia phỏng vấn chênh lệch nhau và không phản ánh đúng tỷ lệ nam nữ hiện tại của địa phương.
Ảnh hưởng của trình độ học vấn tới WTP1: Với β4 = 4,17 > 0, p-value = 0,018 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đây là ảnh hưởng cùng chiều. Cụ thể khi các nhân tố khác không đổi, nếu trình độ học vấn của người được điều tra tăng thêm 1 bậc thì WTP sẽ tăng thêm 4,17 nghìn đồng. Điều này có thể giải thích khi trình độ học vấn của người dân được nâng cao, họ càng nhận thức được vai trò của rừng ngập mặn đối với cuộc sống của bản thân cũng như cộng đồng. Do đó họ sẵn sàng chi trả nhiều hơn cho việc bảo tồn rừng.
Ảnh hưởng của nghề nghiệp tới WTP1: Với β5 = 0,266 > 0, p-value = 0,007 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đây là ảnh hưởng thuận và những người có thu nhập gắn liền với rừng ngập mặn sẽ sẵn sàng chi trả cao hơn 0,266 nghìn đồng so với những người không có thu nhập liên quan đến rừng. Bởi lẽ những người có nguồn thu nhập liên quan đến rừng sẽ
nhận thức được tầm quan trọng của rừng đối với sự phát triển kinh tế của vùng và hơn cả là với cuộc sống của chính bản thân họ.
Ảnh hưởng của thu nhập tới WTP1: Với β6 = 0,002 > 0, p-value = 0,002 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê và đây là ảnh hưởng cùng chiều. Nếu thu nhập của người dân tăng thêm 1000 đồng thì WTP 1 sẽ tăng thêm 2 nghìn đồng. Có thể nói khi thu nhập càng tăng thì sự sẵn lòng chi trả càng lớn. Điều này có thể được giải thích khi thu nhập của họ tăng thì ngoài việc chi tiêu đảm bảo cho cuộc sống hàng ngày, họ có thể chi trả cho các việc khác nữa. Song cũng có thể hiểu theo cách khác rằng những người có thu nhập cao ở địa phương đa phần là do khai thác, sử dụng nguồn tài nguyên biển. Chính nguồn tài nguyên đó đã giúp cho cuộc sống của gia đình họ được nâng cao. Do đó họ đánh giá cao hoạt động bảo tồn rừng và vì vậy họ sẵn sàng đóng góp cho quỹ bảo tồn.
Ngoải ra:
+ R2 = 0,9014 tức là các biến độc lập giải thích được 90,14 % sự biến động của biến phụ thuộc (WTP1)
+ Hệ số chặn bằng 3,83 chứng tỏ: nếu T, GT, HV, NN, TN đều bằng 0 thì WTP vẫn giữ ở mức 3,83 (nghìnđồng). Điều này chứng tỏ vẫn có những nhân tố khác chi phối WTP mà đề tài chưa xét.
2. Giá trị để lại (BV)
Sau khi tiến hành điều tra ta thấy:
* Mức sẵn lòng chi trả cho quỹ 2 (WTP2)
Trong số 50 phiếu thu được thì tất cả người dân đều sẵn lòng chi trả cho quỹ 2 với mức thấp nhất là 10000 đồng, mức đóng góp cao nhất là 100000 đồng
Bảng 14: Mức sẵn lòng chi trả của người dân cho quỹ 2 Mức WTP (nghìn đồng) Số lượng (người) Tỷ lệ (%) 10 20 30 50 60 100 20 8 8 4 6 4 40% 16% 16% 8% 12% 8%
Nguồn: Tính toán của tác giả
* Xây dựng mô hình hồi quy mức sẵn lòng chi trả cho quỹ 2 (WTP2)
Mô hình hồi quy có dạng như sau:
WTP2 = β1 + ∑βjXji + ui
Trong đó:
i: chỉ số quan sát j: chỉ số của các biến β1: hệ số chặn
βj: hệ số hồi quy của biến trong mô hình Xji: giá trị của quan sát thứ i
Ui: yếu tố ngẫu nhiên
Các biến có thể ảnh hưởng tới WTP2 trong đề tài này là: tuổi (T), giới tính (GT), trình độ học vấn (HV), nghề nghiệp (NN), thu nhập (TN). Như vậy mô hình có thể được viết như sau:
WTP2 = β1 + β2Ti + β3GTi + β4HVi + β5NNi + β6TNi + ui
(Các biến chất lượng được quy định như phần tính giá trị lựa chọn)
* Ước lượng các hệ số hồi quy
Dùng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) để ước lượng các hệ số hồi quy của mô hình trên. Đề tài cũng sử dụng phần mềm MFIT3 để hồi quy
WTP2 = 14,79 + 16,35 T + 6,84 GT + 3,44 HV + 12,32 NN + 0,003 TN (nghìn đồng)
Qua bảng hồi quy trên thu được giá trị trung bình của WTP2 là: 29,600 (nghìn đồng)
Vậy tại thời điểm tính toán, giá trị để lại của rừng Phù Long là:
BV = WTP2 x Tổng số hộ dân trong vùng = 29,600 x 480 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
= 14.208 (nghìn đồng)
* Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến WTP2
Để biết sự ảnh hưởng của các biến đưa vào mô hình tới WTP1, ta tiến hành kiểm định cặp giả thiết sau:
H0: βj = 0 hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê H1: βj ≠ 0 hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê
- Nếu α > p thì bác bỏ H0, chấp nhận H1
- Nếu α < p thì chưa có đủ cơ sở bác bỏ H0 (với p-value = [Prob] và α = 0,05)
Ảnh hưởng của tuổi đến WTP2: Với β2 = 16,35 > 0, p-value = 0,005 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Như vậy khi các nhân tố khác không đổi, nếu tuổi của người tham gia phỏng vấn tăng thêm 1 năm thì mức WTP tăng 16,35 (nghìn đồng). Do đó tuổi có ảnh hưởng thuận tới WTP1. Điều này có thể giải thích là khi tuổi càng cao, nhận thức của người dân về giá trị của nguồn lợi càng cao. Họ mong muốn bảo tồn nguồn tài nguyên này để cho con cháu sau này được hưởng lợi. Vì vậy sự sẵn lòng chi trả cho quỹ này sẽ càng cao hơn.
Ảnh hưởng của giới tính đến WTP2: Với β3 = 6,84 > 0, p-value = 0,351 > α nên hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê. Do đó chưa có đủ cơ sở để bác bỏ Ho . Điều này có thể do sai số khi lấy mẫu vì tỷ lệ nam nữ tham gia phỏng vấn chênh lệch nhau và không phản ánh đúng tỷ lệ nam nữ hiện tại của địa phương.
Ảnh hưởng của trình độ học vấn tới WTP2: Với β4 = 3,44 > 0, p-value = 0,035 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đây là ảnh hưởng cùng chiều. Cụ thể khi các nhân tố khác không đổi, nếu trình độ học vấn của người được điều tra tăng thêm 1 bậc thì WTP sẽ tăng thêm 3,44 (nghìn đồng). Điều này có thể giải thích khi trình độ học vấn của người dân được nâng cao, họ càng nhận thức được vai trò của rừng ngập mặn đối với cuộc sống của bản thân cũng như cộng đồng và con cháu của họ sau này. Do đó họ sẵn sàng chi trả nhiều hơn cho việc bảo tồn rừng.
Ảnh hưởng của nghề nghiệp tới WTP2: Với β5 = 12,32 > 0, p-value = 0,001 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đây là ảnh hưởng thuận và những người có thu nhập gắn liền với rừng ngập mặn sẽ sẵn sàng chi trả cao hơn 12,32 (nghìn đồng) so với những người không có thu nhập liên quan đến rừng. Bởi lẽ những người có nguồn thu nhập liên quan đến rừng sẽ nhận thức được tầm quan trọng của rừng đối với sự phát triển kinh tế của vùng và hơn cả là với cuộc sống của chính bản thân họ và gia đình họ.
Ảnh hưởng của thu nhập tới WTP2: Với β6 = 0,003 > 0, p-value = 0,034 < α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê và đây là ảnh hưởng cùng chiều. Nếu thu nhập của người dân tăng thêm 1000 đồng thì WTP 1 sẽ tăng thêm 3,1 (nghìn đồng). Có thể nói khi thu nhập càng tăng thì sự sẵn lòng chi trả càng lớn. Điều này có thể được giải thích khi thu nhập của họ tăng thì ngoài việc chi tiêu đảm bảo cho cuộc sống hàng ngày, họ có thể chi trả cho các việc khác nữa. Song cũng có thể hiểu theo cách khác rằng những người có thu nhập cao ở địa phương đa phần là do khai thác, sử dụng nguồn tài nguyên biển. Chính nguồn tài nguyên đó đã giúp cho cuộc sống của gia đình họ được nâng cao. Do đó họ đánh giá cao hoạt động bảo tồn rừng và vì vậy họ sẵn sàng đóng góp cho quỹ bảo tồn.
Ngoài ra:
+ Hệ số chặn bằng 14,79 chứng tỏ: nếu T, GT, HV, NN, TN đều bằng 0 thì WTP vẫn giữ ở mức 14,79 (nghìn đồng). Điều này chứng tỏ vẫn có những nhân tố khác chi phối WTP mà đề tài chưa xét.
Nhận xét chung về kết quả điều tra của 2 giá trị
- Do hạn chế về mặt thời gian và kỹ thuật nên cỡ mẫu điều tra chưa đủ lớn, do vậy sai số trong quá trình điều tra là không hề tránh khỏi.
- Đối tượng điều tra chưa thích hợp, chưa phỏng vấn được nhiều người sinh sống có nghề nghiệp liên quan đến nguồn lợi nên giá trị lựa chọn và giá trị để lại còn hạn chế.
- Mô hình hồi quy đã dự đoán và đưa vào phân tích các nhân tố có thể ảnh hưởng tới câu trả lời của người được phỏng vấn. Dẫu vậy đó mới chỉ là một số biến đại diện cho đặc điểm kinh tế - xã hội của người được phỏng vấn chứ chưa phản ánh được hết tất cả các đặc điểm khác.
- Tuy cuộc điều tra còn nhiều hạn chế nhưng kết quả thu được từ mô hình hồi quy là đáng tin cậy. Hệ số R2 ở cả hai mô hình đều khá lớn (90,14% và 82,56%). Kết quả này đã phần nào phản ánh được mức sẵn lòng chi trả của người dân đối với việc bảo tồn, duy trì và phát triển rừng ngập mặn Phù Long.
3. Giá trị tồn tại (EV)
Cụ thể với rừng ngập mặn Phù Long, giá trị này sẽ được xác định dựa trên tổng các luồng vốn đầu tư trung bình trong và ngoài nước / năm.
Theo báo cáo của ủy ban nhân dân xã Phù Long ta có được số liệu về các nguồn tài trợ của tổ chức trong và ngoài nước như sau:
Bảng 15: Nguồn tài trợ của các tổ chức trong và ngoài nước