Skip to content

Walking Down the Aisle: “No Toilet, No Bride” Campaign in the Indian Marriage Market

Grandma Test

Judul Jurnal : No toilet no bride? Intrahousehold bargaining in male-skewed marriage markets in India

Penulis : Yaniv Stopnitzky

Tahun : 2017

Publisher : Elsevier B.V

Jurnal : Journal of Development Economics

Diulas oleh : Zulfandi Yahya

Pendahuluan:

Kaum wanita ditindas oleh budaya diskriminasi yang kental di daerah pedalaman Haryana — sebuah negara bagian di India Utara — sehingga menghasilkan sex ratio paling timpang di Negara India (Sensus India, 2011). Haryana, seperti kebanyakan India bagian utara, dicirikan oleh norma-norma budaya yang berpihak pada anak laki-laki, yang menghasilkan sejumlah bentuk umum perilaku rumah tangga yang digabungkan dapat menyebabkan sex ratio yang bias (Sen, 1992). Misalnya, di sebagian besar India utara, orang tua memberikan perawatan pasca-kelahiran yang berbeda untuk anak laki-laki dan perempuan (Gupta, 1987), berinvestasi secara khusus pada janin laki-laki (Bharadwaj dan Leah, 2013), dan/atau menggugurkan janin perempuan secara selektif (Arnold et al. , 2002; Qian, 2008). Selanjutnya, jika perempuan bertahan hidup sampai dewasa, mereka menghadapi banyak kendala akibat perbedaan gender dalam kemampuan mereka untuk bepergian, mencari pelayanan kesehatan, dan bekerja di luar rumah (Eswaran et al., 2013; Anderson and Ray, 2010).

Masih dalam konteks pedesaan India, sebagian besar orang kekurangan akses terhadap sanitasi dan harus buang air besar di tempat terbuka (World Bank, 2015). Dalam survei rumah tangga yang dilakukan di Madhya Pradesh, misalnya, 80% responden melaporkan bahwa tempat utama untuk buang air besar adalah ladang, semak-semak, sungai, dan ruang publik lainnya (Patil, 2010). Akses terhadap sanitasi yang buruk ini sangat merugikan bagi perempuan. Padahal, bagi perempuan, toilet pribadi memberikan manfaat yang signifikan dalam hal martabat pribadi dan keamanan fisik (WSP, 2010).

Di tengah kondisi diskriminasi gender dan buruknya sanitasi ini, muncul suatu kampanye sanitasi yang dikenal sebagai “No Toilet, No Bride” diprakarsai oleh otoritas negara bagian Haryana pada tahun 2005. Kampanye pemasaran sosial mendorong keluarga gadis usia pernikahan untuk menuntut keluarga calon pelamar membangun sebuah jamban sebelum menikah. Kampanye ini merupakan bagian dari Total Sanitation Campaign (TSC) di India, sebuah inisiatif nasional dari Pemerintah India yang tujuan utamanya adalah untuk memastikan akses dan penggunaan fasilitas sanitasi di daerah pedesaan. Jika melihat lebih detail, terdapat dinding desa dicat dengan pesan: “Saya tidak akan mengizinkan putri saya menikah di rumah tanpa toilet.” Inisiatif ini dengan demikian menekankan hubungan baru antara norma-norma sosial pada pasar pernikahan (marriage market) dan akses terhadap sanitasi.

Marriage market di India Utara pada dasarnya dibentuk oleh norma-norma sosial seperti patrilokalitas dan endogami kasta. Adapun proses negosiasi pernikahan terstruktur oleh fenomena perjodohan dan mahar. Berikut merupakan tiga penjelasan penting terkait marriage market di India.

  1. Eksogami Patrilokal (Patrilocal Exogamy)

Aspek kunci dari pernikahan di India utara adalah praktik eksogami patrilokal/virilokal, yaitu migrasi pengantin baru keluar dari rumah tangga mereka dan ke kediaman keluarga suami mereka yang terletak di luar kampung halaman pengantin wanita (Gould, 1961). Sebagai contoh, data dari survei PGIRCS 1994 di negara bagian Uttar Pradesh dan Karnataka menunjukkan bahwa 90% pengantin pendatang berasal dari desa yang terletak dalam jarak 67 kilometer dari desa yang diteliti (Bloch et al., 2004). Dalam studi mereka tentang bagaimana eksogami desa berfungsi sebagai bentuk jaminan terhadap spatially correlated risk. Rosenzweig dan Stark (1989) menemukan bahwa jarak rata-rata antar dua rumah tangga yang dihubungkan melalui pernikahan di pedalaman India adalah sekitar 30 kilometer.

  1. Endogami Kasta (Caste Endogamy)

Fitur penting kedua dari marriage matching di India adalah endogami kasta, yaitu praktik menikahi pasangan dari dalam kasta sendiri. Misalnya, Banerjee et al. (2013) menemukan bahwa 74% responden dari Benggala Barat tidak setuju terhadap perkawinan beda kasta, serta mencatat bahwa praktik endogami kasta begitu meluas sehingga iklan baris perkawinan, yang umum di surat kabar India, sering mengelompokkan daftar berdasarkan kasta. Terlebih lagi, individu bahkan bersedia untuk mengorbankan manfaat substansial dalam hal kecantikan pasangan, pendidikan, dan/atau kekayaan agar dapat menikah dengan kasta yang sama.

  1. Ketimpangan sex ratio di India

Di India, khususnya di negara bagian utara, terdapat sejarah kelam terkait fenomena “the missing women”, yaitu perempuan yang hilang dari populasi karena sex ratio yang timpang. Misalnya, di bawah pemerintahan Inggris pada abad ke-19, pejabat sensus mencatat bahwa rendahnya rasio perbandingan populasi perempuan dibandingkan laki-laki di India Utara dan pejabat Inggris mencurigai Rajput, klan utara yang besar, melakukan pembunuhan bayi perempuan (Chakraborty dan Kim, 2010). Jika di masa lalu banyak ketimpangan sex ratio yang dijelaskan oleh adanya pembunuhan bayi dan/atau pengabaian yang berbeda terhadap anak perempuan (Gupta, 1987), dalam beberapa dekade terakhir ini akibat adopsi teknologi ultrasound, amniosentesis, dan teknologi aborsi yang disediakan dokter telah mendorong ketimpangan sex ratio di antara populasi berusia muda.

Data dan Metodologi 

Sumber data utama untuk penelitian ini adalah dua periode data mikro rumah tangga dari Survei Fasilitas dan Rumah Tangga Tingkat Distrik (DLHS 2004, 2008), survei nasional yang dilaksanakan oleh Pemerintah India untuk melacak Program Kesehatan Reproduksi dan Anak nasional, dan tiga periode Survei Demografi dan Kesehatan (DHS 1992, 1998, 2005). Modul survei primer termasuk wawancara sampel yang representatif dari wanita pernah kawin dan mengumpulkan informasi rumah tangga tentang hasil kesehatan ibu dan anak, keluarga berencana dan kesehatan reproduksi, pemanfaatan layanan perawatan kesehatan, akses ke fasilitas kesehatan, dan pengetahuan kesehatan. Data DLHS membentuk crosssection berulang yang merepresentasikan tingkat distrik untuk 601 distrik di 34 negara bagian dan teritori India. Peneliti juga menggunakan dua periode survei terbaru, DLHS2 (2004) dan DLHS-3 (2008/9), yang menyediakan data sebelum periode proyek serta setelah tiga/empat tahun terekspos program. Data DHS digunakan untuk menguji kecenderungan kepemilikan toilet dan karakteristik rumah tangga sebelum program serta dalam analisis regresi di tingkat negara bagian; survei DHS 2005 dikeluarkan dari analisis persaingan pasar pernikahan karena pengenal distrik tidak tersedia untuk umum pada putaran survei tersebut.

Estimasi dimulai dengan spesifikasi difference-in-difference (DD), yang mengontrol secara eksplisit untuk perbedaan potensial dalam rumah tangga anak laki-laki yang dapat menikah dan anak laki-laki yang tidak dapat menikah. Peneliti memaparkan asumsi dan identifikasi yang diperlukan untuk analisis ini, mendiskusikan masalah yang belum terselesaikan, dan mengusulkan metode tambahan berdasarkan asumsi yang jauh lebih lemah. Secara khusus, peneliti kemudian menggunakan spesifikasi difference-in-difference-in-difference (DDD), yang menangkap perubahan perbedaan antara rumah tangga dengan dan tanpa anak laki-laki menikah dalam kepemilikan toilet pribadi setelah program dilaksanakan, menggunakan negara bagian India utara selain Haryana sebagai comparison group. Comparison group ini merupakan pilihan yang tepat untuk dibandingkan dengan Haryana karena kesamaan relatif mereka dalam hal preferensi anak laki-laki dan sex ratio dibandingkan dengan negara bagian India bagian selatan atau bagian paling timur India. Untuk alasan-alasan ini, faktor-faktor yang memediasi bargaining power dari perempuan atau keluarga mereka dan proses pasar pernikahan cenderung sebanding di seluruh rumah tangga treatment dan comparison group. Estimasi efek program No Toilet No Bride terbukti konsisten dan serupa besarnya di kedua spesifikasi DD dan DDD, meskipun didasarkan pada asumsi dan identifikasiyang berbeda, karena kedua spesifikasi memenuhi asumsi tren paralel, seperti dapat dilihat pada Figur 2 dan 3 diatas.

Tabel 1 dan 2 menyajikan ringkasan statistik tentang variabel penting untuk Haryana dan negara bagian perbandingan, dan untuk rumah tangga anak laki-laki yang dapat menikah dan rumah tangga anak laki-laki yang tidak dapat menikah, pada tahun 2004 dan 2008. Haryana secara substansial lebih kaya pada tahun 2004 daripada rata-rata negara bagian utara lainnya. Haryana juga memiliki cakupan kepemilikan toilet pribadi yang lebih tinggi di awal, pendidikan yang sedikit lebih baik, dan rasio jenis kelamin yang jauh lebih timpang. Perbedaan serupa ada antara rumah tangga dengan dan tanpa anak laki-laki yang dapat menikah. Rumah tangga dengan anak laki-laki yang berusia nikah rata-rata lebih besar daripada rumah tangga tanpa anak laki-laki yang berusia nikah, lebih kaya, lebih berpendidikan, dan memiliki kepemilikan toilet pribadi yang lebih tinggi. Semua perbedaan ini secara statistik signifikan pada tingkat 1% dan dengan demikian mendorong strategi identifikasi makalah ini, yang didasarkan pada differences-in-differences.

Untuk memperkirakan dampak kampanye Haryana No Toilet No Bride terhadap peningkatan kepemilikan toilet pribadi, peneliti menggunakan spesifikasi difference-in-difference (DD) yang membandingkan kepemilikan toilet pribadi antara rumah tangga Haryana dengan dan tanpa anak laki-laki usia pernikahan (marriageable boys atau disingkat mboys) sebelum dan sesudah paparan program. Analisis ini menyoroti motif inti yang mencari bukti empiris, yaitu bahwa No Toilet No Bride menargetkan perilaku rumah tangga dengan mboys pada khususnya. Peneliti menjalankan regresi dengan bentuk berikut:

Selain definisi utama mboys, saya menggunakan variabel mboys alternatif yaitu jumlah mboys dalam rumah tangga. Definisi alternatif ini mengeksplorasi apakah dampak program meningkat seiring dengan jumlah anak laki-laki yang dimiliki sebuah rumah tangga di pasar pernikahan. Spesifikasi DD mengontrol sifat time-invariant yang tidak teramati dari rumah tangga mboy dan non-mboy, serta tren sekuler di Haryana. Oleh karena itu, coefficient of interest β1 diidentifikasi dari perubahan kepemilikan toilet pribadi di antara rumah tangga mboy dari waktu ke waktu. Identifikasi yang konsisten dalam hal ini tergantung pada asumsi tren umum untuk rumah tangga mboy dan non-mboy, yaitu perubahan kepemilikan toilet pribadi yang diamati antara kedua kelompok rumah tangga ini akan sama jika tidak ada program. 

Satu kekhawatiran dengan pendekatan ini, yang akan membatalkan asumsi dasar, adalah bahwa kejutan yang tidak teramati di Haryana berkorelasi positif dengan kepemilikan toilet pribadi di rumah tangga mboy atau berkorelasi negatif dengan kepemilikan toilet pribadi di rumah tangga non-mboy. Misalnya, karena mboy rata-rata sedikit lebih kaya daripada rumah tangga tanpa mboy, setiap guncangan ekonomi yang secara berbeda mempengaruhi rumah tangga yang lebih kaya dapat mempengaruhi kepemilikan toilet pribadi juga. Peneliti mengatasi kekhawatiran tentang potensi endogenitas ini dengan menggunakan spesifikasi regresi triple differences (DDD), di mana tiga perbedaan yaitu rumah tangga dengan dan tanpa anak laki-laki yang berusia menikah, di Haryana dan comparison states, sebelum dan sesudah (tiga hingga empat tahun) paparan program. Peneliti meregresi variabel biner untuk toilet pribadi di rumah tangga i di Haryana atau status kontrol j pada waktu t dalam serangkaian interaksi dan fixed effects:

di mana mboy didefinisikan sebagai indikator dan pecahan, seperti dijelaskan di atas, j adalah biner untuk status perlakuan dan kontrol, dan ϵijt adalah istilah kesalahan khusus rumah tangga yang mungkin berkorelasi dalam state-year clusters. Kontrol fixed effects untuk faktor time-invariant yang tidak teramati pada tingkat keadaan dan faktor time-varying di kedua negara bagian. Istilah interaksi ganda memungkinkan hubungan antara anak laki-laki yang berusia menikah dan toilet pribadi yang lebih baik bervariasi antar negara bagian dan lintas waktu, selain menangkap tren waktu linier khusus negara bagian. Dalam persamaan ini, coefficient of interest yang utama adalah β1 pada triple interaction, yang menangkap perubahan efek anak laki-laki berusia menikah pada adopsi toilet pribadi di Haryana antara tahun 2004 dan 2008 relatif terhadap perubahan efek anak laki-laki yang berusia menikah pada adopsi toilet pribadi di negara bagian kontrol antara tahun 2004 dan 2008. Ini adalah periode di mana kampanye No Toilet No Bride kemungkinan menghasilkan tekanan sosial tambahan pada rumah tangga ini. Karena peneliti mengkondisikan state-year fixed effects, interaksi mboy-negara bagian, dan interaksi mboy-tahun, β1 diidentifikasi melalui perubahan spesifik Haryana dari waktu ke waktu dalam tingkat perbedaan kepemilikan toilet pribadi antara rumah tangga dengan dan tanpa anak laki-laki yang berusia menikah. Estimasi yang konsisten dari model probabilitas linier ini mensyaratkan bahwa E (ϵijt | X, δjt) = 0 , di mana X adalah vektor yang terdiri dari variabel mboy yang berinteraksi dengan Haryana dan year dummies, dan δjt mencerminkan state-year fixed effects. Ini mengasumsikan bahwa perubahan dalam perbedaan ini di seluruh negara bagian dan waktu adalah ortogonal terhadap determinan kepemilikan toilet pribadi yang tidak teramati.

Hasil Penelitian

Pengujian pertama prediksi ini menggunakan spesifikasi DD yang diberikan dalam Persamaan. (1); perkiraan disajikan pada Tabel 3. Perkiraan DD menunjukkan bahwa No Toilet No Bride telah meningkatkan investasi anak laki-laki di toilet pribadi antara 6,6 dan 6,8 poin persentase di atas rata-rata baseline 29%, yaitu program meningkatkan kepemilikan toilet pribadi sekitar 23%. Saat menggunakan variabel jumlah mboys yang memungkinkan program memiliki efek diferensial untuk jumlah mboys yang lebih besar, yang dilaporkan dalam kolom (3) dan (4), hasilnya konsisten dan setiap tambahan mboy meningkatkan kemungkinan kepemilikan toilet pribadi sebesar 4,5 persen. poin. Hasil ini tidak berubah dengan dimasukkannya variabel kontrol demografi dan sosial ekonomi yang berbeda secara sistematis di seluruh treatment dan control groups (seperti yang terlihat pada Tabel 3 dan 4). Namun, seperti yang disarankan sebelumnya, setiap perubahan dalam rumah tangga mboy, misalnya guncangan kekayaan, akan melanggar asumsi dasar dalam kerangka DD ini dan menghasilkan perkiraan yang tidak konsisten. Untuk alasan ini, analisis DDD lebih dipreferensikan karena mencakup sampel negara bagian yang jauh lebih besar dan memiliki preferensi putra yang mirip dengan Haryana. Tabel 4 menyajikan perkiraan DDD dari kampanye No Toilet No Bride tentang adopsi toilet pribadi. Secara khusus, ada perubahan 6,1 poin persentase dalam perbedaan dari waktu ke waktu antara Haryana dan rumah tangga kontrol dengan dan tanpa anak laki-laki yang berusia menikah di atas rata-rata baseline 0,29 untuk rumah tangga mboy di Haryana, yaitu peningkatan sebesar 21% di antara rumah tangga yang kemungkinan akan terpengaruh oleh tuntutan perempuan atau menginginkan sanitasi yang lebih baik.

Untuk mempelajari efek lintas-parsial tentang bagaimana ketidakseimbangan jenis kelamin di pasar pernikahan memediasi respon investasi pria terhadap No Toilet No Bride, peneliti menggunakan spesifikasi regresi (2) dalam dua sub-sampel, di mana satu terdiri dari rumah tangga di pasar pernikahan dengan kelebihan ketersediaan wanita dan satu dengan kekurangan ketersediaan wanita. Persamaan ini ditujukan untuk tujuan eksposisi, tetapi ini setara dengan interaksi indikator untuk sex ratio yang lebih besar atau lebih kecil dari kesatuan dengan interaksi dan fixed effects dari (2). Seperti sebelumnya, peneliti pertama-tama menyajikan perkiraan dari DD (menggunakan mboy/non-boy dan perlakuan pra/pasca) dan kemudian beralih ke analisis DDD yang lebih dipreferensikan. Tabel 5 dan 6 melaporkan perkiraan dari analisis ini. Untuk spesifikasi DD dan DDD, perbedaan selisihnya lebih besar dari perkiraan efek dari Tabel 4 dan signifikan pada tingkat satu persen. Ketika wanita berlimpah, perkiraan rata-rata treatment effect dari No Toilet No Bride berkisar antara tidak dapat dibedakan secara statistik dari nol dan 0,033 (dalam model DDD lengkap dengan kontrol). Sebaliknya, ketika wanita langka dan pasar pernikahan sangat kompetitif bagi pria, treatment effect berkisar antara 1,6 hingga 3,5 kali perkiraan efek di pasar pernikahan dengan wanita berlimpah. Perbedaan dalam estimasi titik ini besar dan signifikan secara statistik: dalam interaksi ganda mereka secara statistik berbeda satu sama lain pada tingkat 10 persen (prob > χ^2 =0.076 pada model tanpa kontrol dan 0,091 pada model dengan kontrol). Dalam spesifikasi DDD, perbedaannya signifikan secara statistik pada tingkat satu persen untuk kedua model dengan dan tanpa kontrol.

Hasil ini menunjukkan bahwa sex ratio yang timpang memediasi pengaruh dari kemampuan perempuan untuk mendapatkan toilet pribadi di pasar pernikahan. Ketika perempuan langka, mereka atau keluarga mereka dapat berhasil bernegosiasi untuk toilet pribadi, tetapi ketika jumlah perempuan berlimpah, laki-laki memiliki insentif yang lebih kecil untuk berinvestasi dan perempuan tidak dapat mengamankan toilet pribadi pada tingkat yang sama. Dalam pengertian ini, fenomena “the missing women” di pasar pernikahan tampaknya telah meningkatkan daya tawar di pihak pengantin wanita, tergantung pada kelangsungan hidup gadis itu hingga usia pernikahan. Akhirnya, hasil ini memberikan dukungan tambahan untuk hipotesis pasar pernikahan karena bukti adopsi toilet pribadi yang didorong pasar pernikahan mendukung kasus bahwa No Toilet No Bride memberikan tekanan yang tidak proporsional pada anak laki-laki yang berusia menikah.

Hasil empiris ini konsisten dengan beberapa interpretasi teoritis. Misalnya, program dapat dipahami dalam konteks transferable utility model dari pasar pernikahan dengan investasi pranikah, seperti dalam Chiappori et al. (2009), dengan pilihan investasi yang diputuskan oleh laki-laki atas apakah akan berinvestasi di toilet pribadi. Dalam kerangka ini, No Toilet No Bride dapat mengurangi biaya bagi wanita untuk mengekspresikan preferensi laten mereka pada jamban, sementara pria meningkatkan keinginan mereka di pasar pernikahan dengan berinvestasi di jamban. Seperti dalam model rumah tangga kolektif lainnya, sex ratio di pasar pernikahan bertindak sebagai faktor distribusi yang menggeser pembagian surplus pernikahan ke jenis kelamin yang lebih langka, dalam hal ini oleh perempuan yang memperoleh barang yang sangat mereka hargai. Namun, interpretasi program ini tidak terjawab, bagaimana tepatnya program tersebut dapat mengurangi biaya bagi perempuan untuk meminta toilet pribadi. Penjelasan yang paling mungkin tentang bagaimana program tersebut bekerja berfokus pada peran No Toilet No Bride dalam mengubah lingkungan tawar-menawar di pasar pernikahan. Secara khusus, program tersebut tampaknya telah bertindak sebagai coordination mechanism, yang mengubah penerimaan secara sosial untuk menuntut toilet pribadi dan dengan demikian memudahkan perempuan mana pun untuk meminta toilet pribadi dengan mengetahui bahwa perempuan lain akan melakukan hal yang sama. Memang, interpretasi ini didukung oleh bukti anekdot, seperti komentar (dikutip sebelumnya) oleh pendiri Sulabh International ketika dia berkata: “Program No Toilet No Bride adalah kudeta tak berdarah. Ketika saya mulai, itu adalah hal tabu dari segi budaya untuk berbicara tentang toilet. Sekarang berubah.” Bukti tambahan tentang pentingnya koordinasi sosial dalam mendorong penerimaan permintaan toilet dapat dilihat dalam kasus Anita Bai Narre dari Madhya Pradesh, yang memperoleh penghargaan moneter yang besar dari pers nasional, dan kunjungan dari presiden saat itu Pratibha Patil, setelah menolak untuk tinggal di rumah suami/mertuanya karena tidak adanya toilet pribadi (suami akhirnya membangun toilet pribadi untuknya dan dia kembali ke rumahnya).

Kesimpulan Paper ini berfokus pada natural policy experiment inovatif yang dikenal sebagai No Toilet No Bride, yang menyoroti hubungan antara toilet pribadi, di mana wanita memiliki preferensi kuat karena kekhawatiran tentang privasi dan keamanan, dan pasar pernikahan di negara bagian Haryana di wilayah Punjab yang bersejarah. Mengingat program tersebut telah mendorong keluarga anak perempuan untuk meminta toilet pribadi dari keluarga anak laki-laki sebelum menikah, program ini menimbulkan tekanan yang tidak proporsional untuk membangun toilet pribadi khususnya di antara rumah tangga yang anak laki-lakinya cukup umur untuk menikah dan sedang mencari pengantin. Peneliti menunjukkan bahwa rumah tangga laki-laki yang berusia menikah memang terpengaruh secara tidak proporsional oleh program, dan peneliti memperkirakan treatment effect dari No Toilet No Bride telah meningkatkan kepemilikan toilet pribadi sebesar 21% di atas rata-rata baseline di antara rumah tangga Haryana dengan anak laki-laki yang berusia menikah pada tahun 2004. Selain itu, perkiraan adopsi toilet pribadi di Haryana pasca perlakuan lebih besar di pasar pernikahan dengan kelangkaan wanita dibandingkan dengan pasar pernikahan dengan wanita yang lebih banyak daripada pria. Hasil ini konsisten terhadap hipotesis bersaing yang berfokus pada sesuatu selain tekanan pasar pernikahan. Secara khusus, peneliti telah menunjukkan (i) tidak ada bukti bahwa faktor-faktor yang tidak teramati yang berkorelasi dengan ukuran rumah tangga mendorong perkiraan peneliti, (ii) program tersebut tampaknya tidak mengubah preferensi toilet pribadi laki-laki di luar usia nikah, dan (iii) anak perempuan usia menikah tidak dapat memperoleh toilet pribadi jika tidak ada anak laki-laki seusia dalam rumah tangga (baik saudara laki-laki atau suami). Dengan demikian, program No Toilet No Bride tampaknya telah menyebabkan peningkatan yang signifikan dalam kepemilikan toilet pribadi di Haryana khususnya melalui tekanan pasar pernikahan yang dihasilkan oleh sex ratio yang bias laki-laki.

Comment

Leave a Reply

KANOPI FEB UI

Sekretariat Kanopi FEB UI Lantai 2 Student Centre Fakultas Ekonomi & Bisnis Universitas Indonesia Depok, 16424 – Indonesia

CONTACT US

Phone
+6281807160022

Email
executiveboard.kanopifebui@gmail.com

© kanopi-febui.org - 2021

MANAGED BY BIRO PUBLIKASI DAN INFORMASI

<