As shown in Table 2, the average co

As shown in Table 2, the average coping costs of a non-piped
water household is three-fold the coping costs of a piped water

Household Demand for Improved Water Services
295
household. The ﬁgures in the table are average costs for a household,
for example, the average pumping cost for a piped water household is
16,000 VND. Coping costs include pumping, treatment, storage and
purchase costs. However, a household may have pumping costs but
may not purchase water. The average coping costs were calculated
based on the proportion of households with different kinds of costs.
4.2
Determinants of WTP of Households
A household’s WTP for an improvement in water services would
be a function of the proposed change in the attributes of the services
and of all other factors which inﬂuence the household’s valuation of that
change (Whittington et al. 2002). We hypothesize that the probability
of responding “yes” to a proposed improvement in water services is a
function of three factors: (a) respondent and household characteristics,
(b) perceptions of water problems, and (c) coping activities. The
descriptions of these explanatory variables are presented below.
The ﬁrst category of the explanatory variables encompasses
household size, number of children living with the family, composite
income, and ownership of refrigerators (fridges). Those below 12 years
old are deﬁned as children in this study. This variable may have a
positive or negative effect on the “yes” response depending on the
household’s affordability for substitute expenses such as the children’s
education and food.
The composite income, as shown in Table 3, includes both
household income and the bid, and has the same sign as income. The
variable ‘fridge’ was used for non-piped water households to identify
those that could easily pay the connection fee. The scenario was that
the respondent faced two bids: a one-time payment connection fee
and a monthly bill. In the welfare measurement, connection fees were
amortized and added up with the monthly bills. However, in reality,
a “yes” response depends on how large the connection fee is which
reﬂects the household’s affordability to make the one-time payment.
We captured the latter by using a proxy—ownership of a fridge. We
chose education level and gender of respondents as representative

296 Economics of Environmental Management in Vietnam
variables. Age was not included because the respondents made
decisions for the whole family, not just for themselves as individuals.
The second group of explanatory variables relates how
respondents perceive their water usage in terms of health effects, water
outage, and water pressure. The third group of variables concerns the
coping activities of respondent households in treating water service
problems. For non-piped water households, the variable ‘tank’ was not
applied because there was a high level of homogeneity in the sense that
most of the respondents owned a tank. The location of the house (loca)
was a dummy variable, and referred to two main areas in HCMC: the
groundwater in Area 1 which was aluminous at different levels and
the groundwater in Area 2 which was non-aluminous. We expected
households in Area 1 (which included Districts 6, 7, 8, 11, Nha Be, and
Binh Chanh) to be more willing to pay for the project scenario. The
variable for sanitation (sanit) was included since if waste discharge
goes to a septic tank, it may affect the quality of water in a private well
through the endosmosis process.
We used the binary discrete choice models (see section 3.2.2)
separately for piped and non-piped water households. The results are
presented in Table 3. Given the null hypothesis that parameter β of
the composite income and αi of other exogenous variables are equal to
zero, we used the chi-square table for 11 degrees of freedom at the 95%
conﬁdence interval (which has a value of 19.67) to reject the hypothesis.
The signs of the coefﬁcients of both piped and non-piped water models
all made sense, except for the health variable. In this case, answers to
the questions on perceptions of the health effects of piped water were
not homogeneous. In the case of non-piped water, the health effects
were more perceptible.
For piped water households, four coefﬁcients—for hhsize, nchild,
press and composite income—were statistically signiﬁcant at the 99%
level of conﬁdence. The coefﬁcient gender was statistically signiﬁcant
at the 95% conﬁdence level. The probability of a “yes” thus increased
with increases in household size, composite income, and the incidence
of male respondents. It decreased when water pressure (press) was

As shown in Table 2, the average coping costs of a non-piped
water household is three-fold the coping costs of a piped water
 
Household Demand for Improved Water Services
295
household. The ﬁgures in the table are average costs for a household,
for example, the average pumping cost for a piped water household is
16,000 VND. Coping costs include pumping, treatment, storage and
purchase costs. However, a household may have pumping costs but
may not purchase water. The average coping costs were calculated
based on the proportion of households with different kinds of costs.
4.2
Determinants of WTP of Households
 A household’s WTP for an improvement in water services would
be a function of the proposed change in the attributes of the services
and of all other factors which inﬂuence the household’s valuation of that
change (Whittington et al. 2002). We hypothesize that the probability
of responding “yes” to a proposed improvement in water services is a
function of three factors: (a) respondent and household characteristics,
(b) perceptions of water problems, and (c) coping activities. The
descriptions of these explanatory variables are presented below.
 The ﬁrst category of the explanatory variables encompasses
household size, number of children living with the family, composite
income, and ownership of refrigerators (fridges). Those below 12 years
old are deﬁned as children in this study. This variable may have a
positive or negative effect on the “yes” response depending on the
household’s affordability for substitute expenses such as the children’s
education and food.
 The composite income, as shown in Table 3, includes both
household income and the bid, and has the same sign as income. The
variable ‘fridge’ was used for non-piped water households to identify
those that could easily pay the connection fee. The scenario was that
the respondent faced two bids: a one-time payment connection fee
and a monthly bill. In the welfare measurement, connection fees were
amortized and added up with the monthly bills. However, in reality,
a “yes” response depends on how large the connection fee is which
reﬂects the household’s affordability to make the one-time payment.
We captured the latter by using a proxy—ownership of a fridge. We
chose education level and gender of respondents as representative
 
296 Economics of Environmental Management in Vietnam
variables. Age was not included because the respondents made
decisions for the whole family, not just for themselves as individuals.
 The second group of explanatory variables relates how
respondents perceive their water usage in terms of health effects, water
outage, and water pressure. The third group of variables concerns the
coping activities of respondent households in treating water service
problems. For non-piped water households, the variable ‘tank’ was not
applied because there was a high level of homogeneity in the sense that
most of the respondents owned a tank. The location of the house (loca)
was a dummy variable, and referred to two main areas in HCMC: the
groundwater in Area 1 which was aluminous at different levels and
the groundwater in Area 2 which was non-aluminous. We expected
households in Area 1 (which included Districts 6, 7, 8, 11, Nha Be, and
Binh Chanh) to be more willing to pay for the project scenario. The
variable for sanitation (sanit) was included since if waste discharge
goes to a septic tank, it may affect the quality of water in a private well
through the endosmosis process.
 We used the binary discrete choice models (see section 3.2.2)
separately for piped and non-piped water households. The results are
presented in Table 3. Given the null hypothesis that parameter β of
the composite income and αi of other exogenous variables are equal to
zero, we used the chi-square table for 11 degrees of freedom at the 95%
conﬁdence interval (which has a value of 19.67) to reject the hypothesis.
The signs of the coefﬁcients of both piped and non-piped water models
all made sense, except for the health variable. In this case, answers to
the questions on perceptions of the health effects of piped water were
not homogeneous. In the case of non-piped water, the health effects
were more perceptible.
 For piped water households, four coefﬁcients—for hhsize, nchild,
press and composite income—were statistically signiﬁcant at the 99%
level of conﬁdence. The coefﬁcient gender was statistically signiﬁcant
at the 95% conﬁdence level. The probability of a “yes” thus increased
with increases in household size, composite income, and the incidence
of male respondents. It decreased when water pressure (press) was

0/5000

Từ: -

Sang: -

Kết quả (Việt) 1: [Sao chép]

Sao chép!

Như thể hiện trong bảng 2, các chi phí trung bình đối phó của một phòng không lamhộ gia đình nước là three-fold các chi phí đối phó của một nước piped Hộ gia đình nhu cầu cho các dịch vụ được cải thiện nước295hộ gia đình. ﬁgures trong bảng là các chi phí trung bình cho một hộ gia đình,Ví dụ, là bơm chi phí cho một hộ gia đình đường ống nước là16.000 VND. Chi phí đối phó bao gồm bơm, xử lý, lưu trữ vàmua chi phí. Tuy nhiên, một hộ gia đình có thể có bơm chi phí nhưngcó thể không mua nước. Chi phí trung bình đối phó đã tính toánDựa trên tỷ lệ hộ gia đình với loại khác nhau của chi phí.4.2Yếu tố quyết định WTP của hộ gia đình Một hộ gia đình WTP cho một sự cải tiến trong các dịch vụ nước nàolà một chức năng của sự thay đổi được đề xuất trong thuộc tính của các dịch vụvà của tất cả các yếu tố đó inﬂuence xác định giá trị của hộ gia đình trong đóthay đổi (Whittington et al. năm 2002). Chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng xác suấttrong trả lời "có" một cải tiến được đề xuất trong nước, Dịch vụ là mộtchức năng của ba yếu tố: (a) người đăng và hộ gia đình đặc điểm,(b) nhận thức của vấn đề nước, và (c) đối phó các hoạt động. CácMô tả của các biến này giải thích được trình bày dưới đây. Các thể loại chính của các biến giải thích bao gồmCỡ hộ, số lượng trẻ em sống với gia đình, tổng hợpthu nhập, và quyền sở hữu của tủ lạnh (tủ lạnh). Những người dưới 12 tuổicũ là deﬁned như các trẻ em trong nghiên cứu này. Biến này có thể có mộttích cực hay tiêu cực có hiệu lực ngày trả lời "có" tùy thuộc vào cáckhả năng chi trả của hộ gia đình cho thay thế chi phí như trẻ emgiáo dục và thực phẩm. Thu nhập tổng hợp, như thể hiện trong bảng 3, bao gồm cả haithu nhập và giá thầu, và có dấu hiệu tương tự như thu nhập. Cácbiến 'tủ lạnh' được sử dụng cho hộ gia đình không đường ống nước để xác địnhnhững người có thể dễ dàng trả phí kết nối. Các kịch bản là màcác thắc phải đối mặt với hai giá thầu: một khoản phí kết nối một thời gian thanh toánvà một hóa đơn hàng tháng. Trong đo đạc phúc lợi, lệ phí kết nốibình và thêm vào với các hóa đơn hàng tháng. Tuy nhiên, trong thực tế,một trả lời "có" phụ thuộc vào làm thế nào lớn các chi phí kết nối là màreﬂects khả năng chi trả của các hộ gia đình để thực hiện thanh toán một thời gian.Chúng tôi bắt sau này bằng cách sử dụng một proxy — quyền sở hữu của một tủ lạnh. Chúng tôichọn trình độ học vấn và giới tính của người trả lời như là đại diện 296 kinh tế quản lý môi trường tại Việt Nambiến. Tuổi đã không được bao gồm bởi vì những người trả lời thực hiệnquyết định cho cả gia đình, không chỉ cho mình như là cá nhân. Nhóm thứ hai của giải thích biến liên quan như thế nàongười trả lời nhận thức của việc sử dụng nước trong điều khoản của ảnh hưởng sức khỏe, nướcCúp, và áp lực nước. Nhóm thứ ba của mối quan tâm biến cácđối phó các hoạt động của hộ gia đình bị trong điều trị nước Dịch vụvấn đề. Đối với hộ gia đình không đường ống nước, biến 'tank' là khôngáp dụng bởi vì có là một mức độ cao của tính đồng nhất trong ý nghĩa đóHầu hết những người trả lời thuộc sở hữu một chiếc xe tăng. Vị trí của ngôi nhà (loca)là một biến giả, và giới thiệu đến hai lĩnh vực chính tại TP. Hồ Chí Minh: CácCác nước ngầm trong khu vực 1 là lộn ở các cấp độ khác nhau vànước ngầm trong khu vực 2 được phòng không lộn. Chúng tôi dự kiếnhộ gia đình trong khu vực 1 (mà bao gồm các huyện 6, 7, 8, 11, CTCP, vàBình Chánh) phải sẵn sàng để trả tiền cho các kịch bản dự án. Cácbiến cho vệ sinh (ph) đã được bao gồm từ nếu lãng phí xảđi vào một bể tự hoại, nó có thể ảnh hưởng đến chất lượng nước trong một tư nhânthông qua quá trình endosmosis. Chúng tôi sử dụng các mô hình lựa chọn nhị phân rời rạc (xem phần 3.2.2)một cách riêng biệt cho đường ống và phòng không đường ống nước hộ. Kết quả làtrình bày trong bảng 3. Đưa ra giả thuyết null đó β tham số củaTổng hợp thu nhập và αi của các biến ngoại sinh là tương đương vớiZero, chúng tôi sử dụng bảng chi-vuông cho 11 bậc tự do lúc 95%khoảng thời gian conﬁdence (trong đó có một giá trị của 19,67) để từ chối các giả thuyết.Các dấu hiệu của coefﬁcients cả hai mô hình đường ống và phòng không đường ống nướcTất cả được thực hiện ý thức, ngoại trừ biến sức khỏe. Trong trường hợp này, câu trả lời chocâu hỏi về nhận thức của những ảnh hưởng sức khỏe đường ống nước đãkhông đồng nhất. Trong trường hợp phòng không đường ống nước, những ảnh hưởng sức khỏeđã hơn thể nhận. Cho đường ống nước hộ, bốn coefﬁcients-cho hhsize, nchild,báo chí và hỗn hợp thu nhập — đã là thống kê signiﬁcant lúc 99%mức độ conﬁdence. Giới tính coefﬁcient là thống kê signiﬁcantở mức conﬁdence 95%. Xác suất của một "có" do đó tăngvới tăng trong mỗi hộ, hỗn hợp thu nhập, và tỷ lệngười trả lời tỷ. Nó giảm khi áp lực nước (báo chí)

đang được dịch, vui lòng đợi..

Kết quả (Việt) 2:[Sao chép]

Sao chép!

Như thể hiện trong Bảng 2, các chi phí đối phó trung bình của một người không đường ống
nhà nước là gấp ba lần chi phí đối phó của một đường ống nước Nhu cầu gia cho Cải thiện dịch vụ cấp nước 295 hộ gia đình. Các gures fi trong bảng là chi phí trung bình cho một hộ gia đình, ví dụ, chi phí bơm trung bình cho một hộ gia đình nước máy là 16.000 đồng. Chi phí đối phó bao gồm bơm, xử lý, lưu trữ và chi phí mua hàng. Tuy nhiên, một hộ có thể có chi phí bơm nhưng có thể không mua nước. Các chi phí đối phó trung bình được tính toán dựa trên tỷ lệ hộ có các loại khác nhau của chi phí. 4.2 Các yếu tố ảnh của WTP của hộ gia đình WTP của một hộ gia đình cho một sự cải tiến các dịch vụ nước sẽ là một chức năng của sự thay đổi được đề xuất trong các thuộc tính của các dịch vụ và của tất cả các yếu tố khác mà trong fl ảnh hướng xác định giá trị mà các hộ gia đình thay đổi (Whittington et al. 2002). Chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng xác suất của phản ứng "có" cho một cải tiến đề xuất các dịch vụ nước là một chức năng của ba yếu tố: (a) đơn và hộ gia đình đặc, (b) quan điểm về vấn đề nước, và (c) các hoạt động ứng phó. Các mô tả của các biến giải thích được trình bày dưới đây. Các loại fi đầu tiên của các biến giải thích bao gồm quy mô hộ, số trẻ em sống chung với gia đình, composite thu nhập, và quyền sở hữu của tủ lạnh (tủ lạnh). Những người dưới 12 năm tuổi là định nghĩa là trẻ em trong nghiên cứu này. Biến này có thể có một tác động tích cực hoặc tiêu cực đến "có" phản ứng phụ thuộc vào khả năng chi trả của hộ gia đình cho các chi phí thay thế như các trẻ em học và thực phẩm. Thu nhập hỗn hợp, như thể hiện trong Bảng 3, bao gồm cả thu nhập hộ gia đình và dự thầu, có dấu hiệu tương tự như thu nhập. Các biến 'tủ lạnh' đã được sử dụng cho các hộ gia đình nước ngoài bằng đường ống để xác định những người có thể dễ dàng trả phí kết nối. Kịch bản là bị đơn phải đối mặt với hai hồ sơ dự thầu: một lần phí kết nối thanh toán và hóa đơn hàng tháng. Trong phép đo phúc lợi, chi phí kết nối đã được trả dần và thêm lên với các hóa đơn hàng tháng. Tuy nhiên, trong thực tế, "có" phản ứng phụ thuộc vào độ lớn của chi phí kết nối được mà lại các dự fl khả năng chi trả của hộ gia đình để thực hiện thanh toán một lần. Chúng tôi bị bắt sau này bằng cách sử dụng một proxy-quyền sở hữu của một tủ lạnh. Chúng tôi đã chọn mức độ giáo dục và giới tính của người trả lời làm đại diện 296 Kinh tế học về quản lý môi trường ở Việt Nam biến. Tuổi không được bao gồm bởi vì người trả lời đã quyết định cho cả gia đình, không chỉ cho bản thân như cá nhân. Nhóm thứ hai của biến giải thích có liên quan như thế nào trả lời nhận thức sử dụng nước của họ về ảnh hưởng sức khỏe, nước cúp, và áp lực nước. Nhóm thứ ba của các biến liên quan đến các hoạt động đối phó của các hộ gia đình được phỏng vấn trong điều trị dịch vụ nước vấn đề. Đối với hộ gia đình nước ngoài bằng đường ống, các biến 'xe tăng' đã không được áp dụng vì đã có một mức độ cao của tính đồng nhất trong ý nghĩa rằng hầu hết những người được hỏi sở hữu một chiếc xe tăng. Vị trí của ngôi nhà (Loca) là một biến giả, và gọi hai khu vực chính ở TPHCM: các nguồn nước ngầm ở khu vực 1 mà là phèn ở các cấp độ khác nhau và nước ngầm ở khu vực 2 mà là phi phèn. Chúng tôi dự kiến các hộ gia đình trong khu vực 1 (trong đó bao gồm các huyện 6, 7, 8, 11, Nhà Bè, và Bình Chánh) để sẵn sàng hơn để trả tiền cho các kịch bản dự án. Các biến cho vệ sinh (Sanit) đã được bao gồm vì nếu xả thải đi vào bể tự hoại, nó có thể ảnh hưởng đến chất lượng của nước trong giếng tư nhân thông qua quá trình thẩm thấu. Chúng tôi sử dụng các mô hình lựa chọn rời rạc nhị phân (xem phần 3.2.2) một cách riêng biệt cho hộ gia đình nước tập trung và phi tập trung. Các kết quả được trình bày trong Bảng 3. Với giả thuyết rằng β tham số của thu nhập hỗn hợp và αi của các biến ngoại sinh khác bằng không, chúng tôi sử dụng các chi-square bảng cho 11 bậc tự do ở 95% khoảng thời gian con fi dence (mà có giá trị là 19,67) để bác bỏ giả thiết. Những dấu hiệu của Các hệ coef fi của cả hai mô hình nước tập trung và không cấp nước tập trung tất cả các ý nghĩa, ngoại trừ biến sức khỏe. Trong trường hợp này, câu trả lời cho các câu hỏi về nhận thức của các tác hại của nước tập trung là không đồng nhất. Trong trường hợp nước không cấp nước tập trung, ảnh hưởng sức khỏe đã cảm nhận được nhiều hơn nữa. Đối với hộ gia đình nước máy, bốn coef cients-cho fi hhsize, nchild, báo chí và composite thu nhập là trọng yếu về mặt thống kê không thể fi ở 99% mức của con fi dence. Các coef fi cient giới là trọng yếu về mặt thống kê không thể fi tại con fi mức dence 95%. Xác suất của một "yes" do đó tăng với sự gia tăng quy mô hộ, thu nhập hỗn hợp, và tỷ lệ người được hỏi là nam giới. Nó giảm khi áp lực nước (báo chí) là

đang được dịch, vui lòng đợi..

Kết quả (Việt) 3:[Sao chép]

Sao chép!

đang được dịch, vui lòng đợi..

Các ngôn ngữ khác

Hỗ trợ công cụ dịch thuật: Albania, Amharic, Anh, Armenia, Azerbaijan, Ba Lan, Ba Tư, Bantu, Basque, Belarus, Bengal, Bosnia, Bulgaria, Bồ Đào Nha, Catalan, Cebuano, Chichewa, Corsi, Creole (Haiti), Croatia, Do Thái, Estonia, Filipino, Frisia, Gael Scotland, Galicia, George, Gujarat, Hausa, Hawaii, Hindi, Hmong, Hungary, Hy Lạp, Hà Lan, Hà Lan (Nam Phi), Hàn, Iceland, Igbo, Ireland, Java, Kannada, Kazakh, Khmer, Kinyarwanda, Klingon, Kurd, Kyrgyz, Latinh, Latvia, Litva, Luxembourg, Lào, Macedonia, Malagasy, Malayalam, Malta, Maori, Marathi, Myanmar, Mã Lai, Mông Cổ, Na Uy, Nepal, Nga, Nhật, Odia (Oriya), Pashto, Pháp, Phát hiện ngôn ngữ, Phần Lan, Punjab, Quốc tế ngữ, Rumani, Samoa, Serbia, Sesotho, Shona, Sindhi, Sinhala, Slovak, Slovenia, Somali, Sunda, Swahili, Séc, Tajik, Tamil, Tatar, Telugu, Thái, Thổ Nhĩ Kỳ, Thụy Điển, Tiếng Indonesia, Tiếng Ý, Trung, Trung (Phồn thể), Turkmen, Tây Ban Nha, Ukraina, Urdu, Uyghur, Uzbek, Việt, Xứ Wales, Yiddish, Yoruba, Zulu, Đan Mạch, Đức, Ả Rập, dịch ngôn ngữ.