Tên biến Ký hiệu
WTP Tác động biên
Hệ số Robust
S.E dy/dx S.E
Mức giá được hỏi BID -0,03*** 0,01 -0,003*** 0,00
Đặc điểm nhân khẩu học
Giới tính GEN -0,33 0,38 -0,038 0,04 Tuổi AGE 0,01 0,02 0,001 0,00 Trình độ học vấn EDU 0,18*** 0,06 0,020*** 0,01 Số trẻ em trong hộ KID -0,22 0,31 -0,025 0,03 Thu nhập trung bình hàng tháng INC 0,21** 0,10 0,023** 0,01
Đặc điểm nguồn nước máy
Lượng nước sử dụng CON 0,10*** 0,04 0,011*** 0,00 Mức độ an toàn SAF -1,00*** 0,20 -0,114*** 0,01 Áp lực nước máy PRE -0,22* 0,12 -0,025** 0,01
Đặc điểm nhà ở và sức khỏe Nhà ở HOU 0,10 0,46 0,012 0,05 Tình trạng sức khỏe HEA -0,07 0,38 -0,008 0,04 Hằng số Cons 4,72 1,91 N 246 Log-likelihood -88
Wald Chi bình phương 73
Ghi chú:*, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy của mơ hình logit đối với mẫu khảo sát đã lắp đặt nước máy. Các biến độc lập BID, EDU, INC, CON, SAF và PRE có ý nghĩa thống kê tác động đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy.
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của hồi quy logit để cải thiện chất lượng nước máy
Tên biến VIF 1/VIF
AGE 9,81 0,10 PRE 9,65 0,10 SAF 9,49 0,11 INC 9,24 0,11 EDU 7,65 0,13 BID 5,26 0,19 CON 5,12 0,20 HOU 4,24 0,24 KID 2,07 0,48 GEN 1,95 0,51 HEA 1,89 0,53 VIF trung bình 6,03
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu khảo sát (2018) Bảng 4.5 thể hiện kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của hồi quy logit để cải thiện chất lượng nước máy. Hệ số VIF của các biến số đều nhỏ hơn 10 nên mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Do mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến và nghiên cứu đã dùng phương pháp ước lượng phương sai vững để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, nên các biến số có ý nghĩa thống kê ở Bảng 4.4 được giải thích như sau:
BID có hệ số α<0: khi mức giá được hỏi giảm một đơn vị tức là 1 nghìn đồng/hộ thì xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 0,3% ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
EDU có hệ số α>0: khi trình độ học vấn tăng một đơn vị tức là 1 năm đi học thì xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 2% ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
INC có hệ số α>0: khi thu nhập trung bình hàng tháng tăng một đơn vị tức là 1 triệu đồng/hộ/tháng thì xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 2,3% ở mức ý nghĩa 5%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
CON có hệ số α>0: khi lượng nước sử dụng tăng một đơn vị tức là 1 m3/hộ/tháng thì xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 1,1% ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
SAF có hệ số α<0: khi mức độ an toàn của nước máy đối với sức khỏe giảm một đơn vị thì xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 11,4% ở mức ý nghĩa 1%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
PRE có hệ số α<0: khi áp lực nước máy giảm một đơn vị thì xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy tăng 2,5% ở mức ý nghĩa 5%. Dấu của hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu.
Các biến độc lập GEN, AGE, KID, HOU, HEA không có ý nghĩa thống kê tác động đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy ở mức ý nghĩa 10%. Hay nói cách khác là khơng có sự khác biệt giữa nam và nữ đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy, tuổi không tác động đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy, số trẻ em trong hộ gia đình khơng tác động đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy, khơng có sự khác biệt giữa hộ có nhà ở kiên cố và hộ có nhà ở khơng kiên cố đến xác suất sẵn lòng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy, khơng có sự khác biệt giữa hộ có người bị bệnh và hộ khơng có người bị bệnh đến xác suất sẵn lịng chi trả để cải thiện chất lượng nước máy.
Từ công thức (3.7), MWTP để cải thiện chất lượng nước máy được tính như sau:
MWTP = 1
−𝑎1[ln(1 + e(α0 + α4*EDU + α6*INC + α7*CON – α8*SAF – α9*PRE))]
Giá trị trung bình của các biến số EDU, INC được trích từ Bảng 4.2; giá trị trung bình của các biến số CON, SAF, PRE được trích từ Bảng 4.3. Tính tốn giá trị MWTP được kết quả như sau:
MWTP = 1
0,03[ln(1 + e(4,72 + 0,18*8,33 + 0,21*5,95 + 0,1*9,92 – 1*4,93 – 0,22*5,04))] = 83,51 nghìn đồng/hộ.
Một hộ gia đình đã lắp đặt nước máy có MWTP là 83,51 nghìn đồng/hộ để cải thiện chất lượng nước máy dùng trong sinh hoạt. Trên địa bàn huyện Bình Đại có 21.906 hộ gia đình đã lắp đặt nước máy, tổng WTP để cải thiện chất lượng nước máy là 83,51 * 21.906 = 1.829.370 nghìn đồng.
4.3.2. Ước tính MWTP của hộ gia đình chưa lắp đặt nước máy để lắp đặt đường ống kết nối nước máy đường ống kết nối nước máy
Nghiên cứu ước tính MWTP và các nhân tố tác động đến WTP của hộ gia đình chưa lắp đặt nước máy để lắp đặt đường ống và giá 1 m3 nước máy. Hiện nay, trên địa bàn huyện Bình Đại cịn 43% số hộ gia đình chưa tiếp cận được nguồn nước máy. Vì vậy, ước tính MWTP để kết nối nước máy là cơ sở để các dịch vụ cung cấp nước sinh hoạt mở rộng vùng bao phủ cấp nước.
Bảng 4.6 thể hiện kết quả hồi quy của mơ hình logit đối với mẫu khảo sát chưa lắp đặt nước máy. Các biến độc lập BID, AGE, KID, INC, SAF và HEA có ý nghĩa thống kê tác động đến xác suất sẵn lòng chi trả để lắp đặt đường ống kết nối nước máy.