نوع مقاله: مقاله پژوهشی
چکیده
کلیدواژهها
1ـ مقدمه
آثار باستانی و توریستی نشاندهنده فرهنگ و باور یک ملت بوده و بهعنوان یک ثروت ملی محسوب میشوند. ارزشگذاری چنین مکانهایی میتواند نشاندهنده جایگاه مهم آنها در حفظ فرهنگ و اصالت آن کشور باشد. از طرفی وجود آثار باستانی، شرایط بسیار مناسبی را برای توسعه گردشگری و صنعت اکوتوریسم در کشور مهیا کرده است. با استفاده از فعالیتهای گردشگری و توجه به پتانسیل بالای آنها، میتوان به افزایش درآمد بخش دولتی و ایجاد رونق و توسعه در بخش خصوصی کمک کرد. بنابراین کشورها میکوشند با ارزشگذاری چنین منابعی، جاذبههای چشمگیر و مناظر دلگشا و دیدنی آثار باستانی خود را به دیگران معرفی کنند و از این راه مبالغ زیادی را در جهت رفاه مردم و آبادانی کشور خود بهدست آورند. به علاوه ایجاد جامعهای سالم و سازنده برای تداوم پیشرفت و توسعه اقتصادی نیاز به حفظ و توسعه و نگهداری تفرجگاهها و مناطق توریستی جهت جوابگویی به تقاضای روز افزون انسانها دارد (مجابی و منوری، 1384). طبیعی است بخشی از هزینههای این مسئله میبایستی توسط بازدیدکنندگان پرداخت شود که عموماً این هزینهها نشات گرفته از باورهای ذهنی افراد یا به عبارت دیگر تمایل به پرداخت آنهاست. لذا تجزیه و تحلیل عوامل موثر بر خواستههای مردم از نقطه نظر اقتصادی و اجتماعی میتواند به پیشبینی نیازها و کمبودهای مناطق گردشگری کمکهای قابل توجهی نماید.
مجموعه تاریخی کاخ سردار که مربوط به اواخر دوره قاجاریه است، مشتمل بر باغی نسبتا بزرگ و عمارتی مجلل میباشد. براساس اطلاعات اخذ شده از سازمان میراث فرهنگی، گردشگری و صنایع دستی استان آذربایجان غربی، این قصر در داخل محوطه باغی به مساحت 11 هکتار قرار دارد. مهمترین و مرکزیترین بخش کاخ، تالار آیینهکاری و گچبری شده حوضخانه است. این قصر به علت قرار گرفتن برسر جاده ترانزیتی ترکیه و اروپا اهمیت توریستی زیادی دارد و همین امر میتواند سبب جلب توجه مسافران و علاقمندان بناهای تاریخی شود. کاخ سردار به عنوان یکی از آثار با ارزش شهر و منطقه همواره مورد بازدید افراد داخلی و خارجی بوده و باغ و فضای اطراف آن مورد استفاده تفریحی مردم بومی منطقه است.
امروزه افزایش هزینهها از یک طرف و افزایش تعداد بازدیدکنندگان از طرف دیگر، هزینه ارائه خدمات، مراقبت، نگهداری و تعمیر را افزایش داده است. چون این آثار نیاز به مراقبت، حفاظت و نگهداری و ارائه خدمات مناسبی به بازدیدکنندگان در محل و در مسیر از جمله راه، پارکینک، خدمات بهداشتی، ایمنی و راهنما دارد، لذا بایستی هزینههای این خدمات از محل خاصی تأمین شود.
در حال حاضر این مکان دارای مبلغ ورودیه (4000 ریال) است که بخشی از هزینهها از این طریق تأمین میگردد و بخشی دیگر از هزینهها از بودجه عمومی دولت تأمین میشود؛ اما کیفیت خدمات ارائه شده به دلیل منابع مالی کم در سطح مطلوب نبوده و در بلند مدت ممکن است از جاذبه این محل برای جذب جهانگردان داخلی و خارجی بکاهد. بنابراین برای این که در این مکان امکانات و خدمات رفاهی و راهنمایی طوری باشد که همچنان جاذبه توریستی داشته باشد، نیاز است که بخشی از هزینه تأمین این امکانات و نگهداری از این آثار از بهرهمندان یعنی مردم گرفته شود. سوالی که در اینجا مطرح میگردد این است که چه مبلغی تعیین شود که هم مردم متقاضی بازدید از این مکان باشند و هم فشار بر بودجه عمومی دولت کاهش یابد. این مطالعه سعی دارد که ارزش تفریحی کاخ سردار را از دیدگاه بازدیدکنندگان با توجه به حداکثر تمایلبهپرداخت آنها برآورد نماید. این مسئله میتواند راهنمای مناسبی برای سیاستگذاران و برنامهریزان میراث فرهنگی کشور در جهت تعیین قیمت ورودیه مناسب برای بازدید از این مکان، تأمین بخشی از هزینههای ارائه خدمات توریستی و تفریحی و تعمیر و ایجاد زیرساختها و همچنین ارزیابی سیاستهای حفاظت و نگهداری از این نوع آثار باشد.
برای دستیابی به این هدف فرض میشود اول اینکه کاخ سردار دارای ارزش غیربازاری است؛ دوم اینکه افراد بازدیدکننده حاضر به پرداخت مبلغ مشخصی برای استفاده از این مکان هستند؛ و سوم اینکه افراد بازدیدکننده توانایی ارزشگذاری را دارند. بنابراین این مقاله درصدد پاسخگویی به سوالات زیر میباشد: ارزش تفریحی کاخ سردار چقدر است؟ عوامل موثر بر تمایلبهپرداخت کدامند؟ میزان تأثیر این عوامل چقدر است؟
از تفاوتهای این مطالعه با مطالعات قبلی انجام شده در داخل میتوان گفت در این مطالعه برای بدست آوردن میزان تمایل به پرداخت واقعی افراد، قیمتهای پیشنهادی بهصورت افزایشهای درصدی مبلغ ورودیه بوده است و به طور تصادفی برای هر قیمت پیشنهادی با چندین نفر مصاحبه شده است. به عبارت دیگر مطالعات، قبلی صورت گرفته بر اساس پرسشنامه دوگانه دوبعدی بوده، در صورتی که مطالعه حاضر بر اساس پرسشنامه دوگانه تک بعدی میباشد.
در ادامه مقاله ابتدا با مروری بر ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق به مطالعاتی که با استفاده از این روش و در این ارتباط انجام شده پرداخته میشود؛ سپس مبانی نظری و الگوهای تجربی روش ارزشگذاری مشروط که این مطالعه با استفاده از آن انجام گرفته، ارائه میشود. در نهایت، تجزیه و تحلیل و نتیجهگیری حاصل از این مطالعه ارائه میگردد.
2- پیشینه تحقیق
کاربرد تکنیکهای ارزشگذاری اقتصادی برای میراث فرهنگی پدیده نسبتاً جدیدی است. برای برآورد ارزش کالاهای زیستمحیطی مطالعات بسیار زیادی در دنیا و در داخل کشور صورت گرفته است که از این مطالعات میتوان به مطالعهی پارک و لومیس[1] (1996) در آمریکا؛ وایت و لووت[2] (1999) در انگلیس و لی و هان[3] (2002) در کره جنوبی و مولائی و همکاران (1388 و 1389) و امیرنژاد[4] و همکاران (2009) در ایران اشاره کرد.
اما تعداد مطالعات درباره ارزشگذاری آثار باستانی و بناهای تاریخی محدود
میباشد از این قبیل مطالعات میتوان به مطالعه ویلیس[5] (1994) اشاره کرد که متوسط تمایلبهپرداخت[6] سالیانه هر بازدیدکننده از کلیسای دورهام واقع در کشور انگیس را به روش ارزشگذاری مشروط، 5/31 پوند برآورد کرد. پاجیولا[7] (2001) با استفاده از روش ارزشگذاری مشروط[8] (CVM) میزان WTP هر یک از ساکنین بومی و توریستهای خارجی را جهت مرمت و نوسازی کاخ رومن واقع در شهر تاریخی اسپلیت را به ترتیب 170 و 45 دلار به ازای هر بازدید در هر سال به دست آورد. موراتو[9] و همکاران (2002) متوسط WTP سالیانه هر خانوار جهت حفاظت از 164 صومعه مسیحیان ارتدکس در بلغارستان را بین 1-6/0 دلار برآورد کردند. در داخل کشور نیز عسگری و مهرگان (1380) ارزش تفریحی گنجنامه همدان را با روش ارزشگذاری مشروط برای هر خانواده بهطور متوسط 1560 ریال بابت ورود به محوطه باستانی گنج نامه بهدست آوردند. همچنین خداوردیزاده و همکاران (1387) میانگین تمایلبهپرداخت را برای روستای کندوان 3905 ریال برای هر بازدیدکننده محاسبه کردند. خداوردیزاده [10]و همکاران (2009) ارزش بازدید از کلیسای سنتاستپانوس در نزدیکی شهر جلفا را با استفاده از ارزشگذاری مشروط انتها- بسته[11] و انتها- باز[12] بهترتیب 4034 و 4800 ریال در سال برآورد نمودند.
روشهای ارزشگذاری به دو گروه روشهای مبتنی بر دادههای ترجیحات آشکارشده[13] (روشهای غیرمستقیم[14]) و روشهای مبتنی بر دادههای ترجیحات اظهار شده (بیانشده)[15](روشهای مستقیم[16]) تقسیم میشوند. بهدلیل نبود بازار برای خدمات سیاحتی، تفریحی و گردشگری کاخسردار، روشهای ترجیحات آشکارشده (RP)، نمیتواند ارزش آنها را بهطور مستقیم برآورد نماید (باتمن[17] و همکاران، 2003). از طرف دیگر، روشهای ترجیحات بیان شده (SP) ارزش این خدمات را بهطور مستقیم از طریق پرسش از افراد برآورد میکنند.
یکی از مهمترین و شناختهشدهترین روشهای مبتنی بر دادههای ترجیحات اظهار شده، روش ارزشگذاری مشروط میباشد که بهعنوان یکی از روشهای استاندارد و انعطافپذیر برای برآورد ارزش کالاهای غیربازاری بهکار میرود (هانمن[18] و همکاران، 1991 و هانمن، 1994). در این روش مستقیماً از افراد در مورد میزان مبلغی که تمایلبهپرداخت برای استفاده یا حفاظت از کاخسردار دارند، سوال میشود. مبلغ حداکثر تمایلبهپرداخت بیانگر ارزشی است که افراد برای استفاده یا حفاظت از این میراث فرهنگی تعیین میکنند. واژهی مشروط در CVM به این دلیل است که در این روش برای کالاها و خدمات سیاحتی، تفریحی و گردشگری کاخسردار که بازاری برای آن وجود ندارد یک بازار فرضی ایجاد میشود. پس از ایجاد این بازار فرضی از طریق مصاحبه با پاسخدهندگان در مورد تمایلبهپرداخت آنها سوال میشود؛ از این طریق تمایلبهپرداخت افراد برآورد میگردد. تکنیک دیگر جهت برآورد ارزش این گونه کالاها در روش یادشده، پرسش در مورد حداکثر تمایل به پذیرش[19] مبلغی است که افراد تمایل به پذیرش آن در قبال از دست دادن آن کالا دارند، تا آثار نداشتن آن جبران شود.
برای برآورد تمایلبهپرداخت افراد از دادههای پرسشنامهی انتخاب دوتایی و از الگوی تفاضلی مطلوبیت[20] استفاده میشود (هانمن، 1984). در این الگو پاسخ افراد به سوالات انتخاب دوتایی (بلی یا خیر گفتن به پیشنهادها) از حداکثر کردن مطلوبیت توسط همان افراد بهدست میآید. تابع مطلوبیت غیرمستقیم هر فرد (V) بستگی به درآمد وی، خصوصیات فردی و کیفیت کالای تاریخی که ارزشگذاری میشود، دارد.
فرد زمانی حاضر به پرداخت برای بازدید از یک مکان تاریخی خواهد بود که مطلوبیت او زمانی که از آن بازدید میکند و مبلغی را بهعنوان ورودیه میپردازد از زمانی که تمایل ندارد مبلغی را برای آن بازدید بپردازد، بزرگتر باشد. به بیان ریاضی باید داشته باشیم (پارک و لومیس، 1996):
(1) |
|
(2) |
|
(3) |
|
(4) |
که صفر برای زمانی است که فرد از کاخ بازدید نمیکند و یک برای حالت عکس آن میباشد، B مبلغی است که فرد از درآمد خود (INC) کم کرده و بهعنوان ورودیه میپردازد و S خصوصیات فرد میباشد. در این الگو اجزای تصادفی که تابع مطلوبیت غیرمستقیم افراد را تحت تأثیر قرار میدهند با و نشان داده شدهاند. در نتیجه تفاضل مطلوبیت (dV) نیز تابعی از INC، S و B خواهد بود (پارک و لومیس، 1996):
(5) |
چنانچه تفاضل مطلوبیت (dV) بزرگتر از صفر باشد پاسخدهنده مطلوبیت خود را با «بلی گفتن» و موافقت با پرداختن مبلغی برای بازدید از کاخ، حداکثر میکند. در نتیجه برای هر پاسخدهنده با یک پاسخ صفر یا یک مواجه خواهیم بود. برای مثال، از هر فرد سوال میشود که برای بازدید از کاخ سردار حاضرید مبلغ B ریال بپردازید. پاسخ فرد به این سوال بلی یا خیر میباشد. همانطور که در بالا نیز به آن اشاره گردید عواملی که این پاسخ (بلی یا خیر) را تحت تاثیر قرار میدهند B، INC و S میباشند. در نتیجه با یک الگوی اقتصادسنجی که متغیر وابستهی آن صفر یا یک میباشد مواجه هستیم. برای برآورد الگوهای با متغیر وابستهی دوتایی از الگوهای لاجیت یا پروبیت استفاده میشود.
تخمین الگوهای انتخاب دوتایی
با این فرض که مبلغ پیشنهادی B ریال باشد، از پاسخدهنده سوال میشود که آیا مایلید مبلغ B ریال را برای بازدید از کاخ سردار بپردازید. احتمال این که فرد به این سوال جواب بلی یا خیر بدهد، از روابط زیر قابل محاسبه است (هانمن و همکاران، 1991):
(6) |
|
(7) |
که تابع توزیع آماری با بردار پارامترهای است. روابط (6) و (7) بهترتیب احتمال پاسخ مثبت و منفی به مبلغ پیشنهادی را نشان میدهند. چون حداکثر کردن مطلوبیت دلالت بر این دارد که:
(8) |
|
(9) |
تابع را میتوان بدین شکل تفسیر نمود که جواب بلی یا خیر به پیشنهاد از یک فرآیند حداکثر کردن مطلوبیت توسط پاسخدهنده بهدست آمده است، که در آن صورت تابع چگالی تجمعی[21] (cdf) حداکثر تمایلبهپرداخت را نشان خواهد داد (هانمن و همکاران، 1991). یکی از شکلهای تابعی مناسب برای ، تابع چگالی تجمعی خطی- لجستیک است (هانمن و همکاران، 1991):
(11) |
البته اگر از توزیع نرمال تبعیت کند، برای برآورد آن از الگوی پروبیت استفاده خواهد شد. این که کدام یک از الگوهای لاجیت یا پروبیت[22] انتخاب شود، تفاوتی در برآورد آنها نخواهد داشت و برای برآورد از روش حداکثر
درستنمایی[23](ML) استفاده میشود. چنانچه N پاسخدهنده وجود داشته باشد و مبلغ به فرد iام پیشنهاد شود، تابع لگاریتم درستنمایی برای پاسخهای بلی یا خیر را میتوان به شکل زیر نوشت (هانمن و همکاران، 1991):
(12) |
اگر پاسخدهنده به پیشنهاد ارائه شده جواب بلی بدهد و و در غیراینصورت و میباشد. مشتق تابع درستنمایی فوق نسبت به ، مقادیر پارامترها را بهدست میدهد:
(13) |
برآورد مقدار مورد انتظارWTP
بویل[24] و همکاران (1988) نشان دادند که میتوان مقدار مورد انتظار هر متغیر تصادفی پیوسته (x) مانند مبلغ تمایل به پرداخت را با استفاده از رابطهی (14) محاسبه نمود.
(14) |
که F(x) تابع توزیع تجمعی x میباشد. هانمن (1984) نشان داد که ارزش انتظاری هر متغیر تصادفی پیوسته غیرمنفی، مانند مبلغ تمایلبهپرداخت، میتواند بهصورت زیر نوشته شود:
(15) |
|
بهدلیل اینکه عبارت دوم طرف راست رابطه (14) () برای متغیرهای تصادفی پیوسته غیرمنفی برابر با صفر میباشد (بویل و همکاران، 1988) برای تعیین ارزش انتظاری با استفاده از تابع (15)، بایستی خصوصیات زیر برقرار باشند:
(16) |
و |
این شرایط نشان میدهد که سطح زیر منحنی تابع توزیع تجمعی دقیقا برابر یک میباشد.
چنانچه تابع توزیع تجمعی dV (تفاضل مطلوبیتهای غیرمستقیم)، که احتمال پذیرش مبلغ پیشنهادی را نیز نشان میدهد، بهصورت F(dV) تعریف گردد، برای برآورد مقدار مورد انتظار WTP در روشهای استخراج انتخاب دوتایی بایستی میانگین یا میانهی WTP محاسبه شود. میانگین تمایل به پرداخت با استفاده از محاسبهی انتگرال معین تابع توزیع تجمعی بهدست میآید (باتمن و همکاران، 1995).
(17) |
|
(18) |
انتگرال بیان شده در رابطه (18) را در سه بازه میتوان محاسبه نمود (باتمن و همکاران، 1995).
الف) بازهی اعداد غیرمنفی شکسته[25]: سلار[26] و همکاران (1986) اعتقاد دارند که انتگرال بایستی در بازهی اعدادی که مشاهده میشود، یعنی ، محاسبه گردد:
(19) |
ب) بازهی تمامی اعداد حقیقی: جوهانسون[27] و همکاران (1989) استدلال میکنند که اگر چه کمترین مبلغی که برای بهدست آوردن کالا پرداخته میشود، صفر و بیشترین مبلغ Bmax میباشد؛ اما افرادی هستند که تمایلبهپرداخت بیش از Bmaxدارند. بنابراین، بازهای که انتگرال (15) در آن محاسبه میشود بایستی از منفی بینهایت () تا مثبت بینهایت () باشد.
(20) |
ج) بازهی اعداد غیرمنفی شکسته نشده[28]: هانمن (1984) استدلال میکند که Bmaxنمیتواند بیانگر حداکثر تمایل بهپرداخت باشد و بازهی مثبت انتگرال در مثبت بینهایت () بایستی تعیین گردد. چنانچه انتگرال در بازهی صفر تا Bmaxمحاسبه شود، شرایط زیر برقرار خواهد شد (بویل و همکاران، 1988):
(21) |
و |
تحت شرایط ذکر شده در سه بازده نامبرده، خصوصیات تابع توزیع تجمعی، که در رابطهی (16) به آن اشاره شد، نقض میگردد. در نتیجه:
(22) |
این نتایج نشان میدهد که رابطهی (19) نمیتواند مقدار دقیق میانگین تمایلبهپرداخت را بیان کند. همچنین هانمن (1984) بیان میکند که تمایلبهپرداخت برآورد شده در بازهی صفر تا منفی بینهایت () نمیتواند تخمین خوبی از WTP باشد. در نتیجه، انتگرال باید در بازهی صفر تا مثبت بینهایت () محاسبه شود.
(23) |
اما هانمن (1984) بیان میکند که بایستی بهجای محاسبه انتگرال در بازهی صفر تا مثبت بینهایت، میانهی[29] تمایلبهپرداخت محاسبه و مورد استفاده قرار گیرد. چون میانهی تمایلبهپرداخت نسبت به دادههای پرت حساسیت کمتری دارد. این مقدار در الگوی لاجیت با استفاده از ضرایب معادله (11) میتواند به صورت (-a/b) محاسبه شود (هانمن، 1984). با توجه به استدلالهایی که تا به اینجا صورت گرفت، در مطالعه حاضر نیز میانهی تمایل به پرداخت محاسبه خواهد شد.
برای جمعآوری دادههای مقاله از طریق تکمیل پرسشنامه و مصاحبه رودرو با بازدیدکنندگان از کاخ سردار که درآمد مستقل داشتند، استفاده شد؛ تا این بازدیدکنندگان بتوانند به طور مستقل در مورد پرداخت مبلغ به عنوان تمایلبهپرداخت تصمیم بگیرند و در این زمینه اختیار کامل داشته باشند. تعداد نمونه مورد بررسی شامل 180 نفر بود که با استفاده از فرمول کوکران و اطلاعات حاصل از 30 پرسشنامه پیشآزمون شده به دست آمد. روش نمونهگیری مورد استفاده نیز نمونهگیری تصادفی ساده بوده است. باتوجه به اینکه این مکان دارای مبلغ ورودی به میزان 4000 ریال میباشد و فرض نیز بر این است که افراد بازدیدکننده با رضایت کامل این مبلغ را پرداخت کردهاند، برای دانستن میزان تمایل به پرداخت واقعی، این مبلغ ورودی بهصورت افزایش های10درصدی در نظر گرفته شد و به طور تصادفی برای هر قیمت پیشنهادی با 18 نفر مصاحبه شد. در نهایت 10 قیمت پیشنهادی و 180 پرسشنامه تکمیل شد. که 30 پرسشنامه به علت ناقص بودن اطلاعات حذف و در نهایت اطلاعات مربوط به 150 پرسشنامه مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.
3- تجزیه و تحلیل
در این قسمت ابتدا خصوصیات آماری ویژگیهای اقتصادی– اجتماعی پاسخگویان مورد تحلیل واقع شده است. مطابق جدول (1) ملاحظه میگردد که میانگین سن پاسخ دهندگان، 35 سال بوده که تقریباً قشر جوان جامعه را تشکیل میدهد. میانگین اندازه خانوار به تعداد 4 نفر و متوسط درآمد آنها 6000 هزار ریال میباشد. همچنین توزیع فراوانی سطح تحصیلات گردشگران بیانگر آن است که 37 درصد از پاسخ دهندگان (بیشترین فراوانی) دارای سطح تحصیلات در مقطع لیسانس و 6 درصد از آنها (کمترین فراوانی) دارای سطح سواد کمتر از دیپلم میباشند (جدول 2). همچنین توزیع فراوانی شغل پاسخ گویان موید آن است که بیشترین فراوانی با 3/43 درصد مربوط به شغل کارمندی و کمترین میزان مربوط به شغل کارگری و متخصصی میباشد (جدول 3).
جدول 1- آمار برخی متغیرهای مهم مورد مطالعه
متغیرها |
میانگین |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
سن(سال) |
35 |
61 |
17 |
02/9 |
اندازه خانوار(تعداد) |
4 |
10 |
1 |
6/1 |
درآمد(هزار ریال) |
6000 |
50000 |
800 |
5150 |
ماخذ: یافتههای مقاله
جدول2- توزیع فراوانی سطح آموزش و تحصیل پاسخوگویان
سطح سواد |
فوق لیسانس و بالاتر |
لیسانس |
فوق دیپلم |
دیپلم |
کمتر از دیپلم |
جمع |
فراوانی مطلق (نفر) |
11 |
56 |
20 |
54 |
9 |
150 |
فراوانی نسبی (درصد) |
3/7 |
3/37 |
3/13 |
36 |
6 |
100 |
مأخذ: یافته های مقاله
جدول 3- توزیع فراوانی شغل پاسخ گویان
شغل |
کارمند |
آزاد |
متخصص |
بازنشسته |
دانشجو |
کارگر |
موارد دیگر |
جمع |
فراوانی مطلق (نفر) |
65 |
40 |
7 |
10 |
8 |
7 |
13 |
150 |
فراوانی نسبی (درصد) |
3/43 |
6/26 |
6/4 |
6/6 |
3/5 |
6/4 |
6/8 |
100 |
مأخذ: یافته های مقاله
نتایج بررسی دیدگاه بازدیدکنندگان در خصوص تمایلبهپرداخت آنها برای ارزش تفریحی کاخ موید آن است که تنها 32 درصد (48 نفر) از افراد مبلغ پیشنهادی را نپذیرفتهاند و 68 درصد (102 نفر) از افراد تمایلبهپرداخت مبلغ پیشنهادی را دارند. بررسی دلایل نداشتن تمایلبهپرداخت نشان میدهد که 54 درصد (بیشترین فراوانی) از این افراد عنوان میکنند که دولت بایستی این مبلغ را بپردازد و تنها 19 درصد آنها عدم جذابیت کاخ را دلیل نداشتن تمایلبهپرداخت بیان میکنند (جدول 4).
جدول4- دلایل نداشتن تمایل به پرداخت
دلایل |
خانوادهها توانایی پرداخت ندارند |
دولت بایستی این مبلغ را بپردازد |
عدم جذابیت کاخ |
دلایل دیگر |
جمع |
فراوانی مطلق (نفر) |
10 |
26 |
9 |
3 |
48 |
فراوانی نسبی (درصد) |
20 |
54 |
19 |
6 |
100 |
ماخذ: یافتههای مقاله
در ادامه، کمبودها و مشکلات موجود در کاخسردار از دیدگاه گردشگران مورد بررسی قرار گرفت. توزیع فراوانی مسائل متفاوت در جدول (5) گزارش شده است. مطابق این جدول، گردشگران، عمدهترین مشکل کاخسردار را نبود راهنمای کاخ عنوان مینمایند و کمترین مشکل را مربوط به کمبود غذاخوری و محل اقامت با فراوانی نسبی 3/13 درصد عنوان میکنند.
جدول5- توزیع فراوانی کمبودها و مشکلات موجود در کاخ سردار ماکو از نظر گردشگران*
|
کمبود وسایل حمل ونقل |
کمبود خدمات بهداشتی |
نبود فضای پارکینگ |
عدم مرمت و نظارت دولت |
نبود راهنمای کاخ |
کمبود غذاخوری و محل اقامت |
فراوانی مطلق (نفر) |
26 |
35 |
40 |
60 |
70 |
20 |
فراوانی نسبی (درصد) |
3/17 |
3/23 |
6/26 |
40 |
6/46 |
3/13 |
مأخذ: یافتههای مقاله * برخی از افراد به چند گزینه پاسخ داده اند.
در گام بعدی الگوی لاجیت از طریق روش حداکثر درستنمایی مورد برازش قرار گرفت. برای بررسی وجود مشکل همخطی بین متغیرهای توضیحی از آزمون تجزیه مولفههای اصلی (PC)[30] استفاده گردید. با توجه به ضرایب ماتریس تجزیه واریانس بهدست آمده مشخص گردید که مشکل همخطی بین متغیرهای توضیحی مدل وجود ندارد. نظر به اینکه در الگوی لاجیت جهت شناسایی وجود واریانس ناهمسانی از روشهای مرسوم مانند وایت و بروچ-پاگان نمیتوان استفاده کرد، در مطالعه حاضر برای بررسی وجود ناهمسانی واریانس از آزمون پیشنهادی سن و مک کینون[31] (1984) تحت عنوان بهره گرفته شد. این آماره متکی به روش ضریب لاگرانژ (LM)[32] است و در آن یک رگرسیون تصنعی با استفاده از نتایج برآوردهای الگوی لاجیت یا پروبیت شکل گرفته که امکان آزمون ناهمسانی واریانس را فراهم مینماید. مقدار آماره در الگوی برازش شده برابر با 359/4 میباشد. از آنجا که مقدار بحرانی جدول با درجه آزادی 4 و سطح احتمال 5 درصد برابر 488/9 میباشد، لذا فرض وجود ناهمسانی واریانس در الگو رد میشود. جهت تعیین فرم تبعی مناسب، الگوی لاجیت مورد نظر به فرم توابع خطی و لگاریتمی برآورد شد. براساس نتایج حاصل از محاسبه مقادیر آماره ضریب تعیین مک فادن[33]، نسبت درستنمایی[34] و همچنین مطابقت دادن علامت متغیرهای توضیحی در الگوها با انتظارات قبلی، فرم تابعی خطی نسبت به فرم لگاریتمی ترجیح داده شد. در نتیجه، الگوی لاجیت به فرم خطی برازش گردیده و نتایج آن در جدول (6) گزارش شده است.
برای بررسی معنیداری کلی رگرسیون برآورد شده از آماره نسبت درستنمایی (LR) استفاده شد. مقدار این آماره با درجه آزادی 4 برابر با 83/14 میباشد. لذا کل الگوی برآورد شده از لحاظ آماری در سطح احتمال یک درصد معنیدار میباشد. مقادیر ضرایب تعیین استرلا[35]، مادالا[36]، کراگ-اوهلر[37] و مک فادن برای الگوی لاجیت برآورد شده به ترتیب برابر با 14/0، 13/0، 19/0 و 11/0 میباشد. درصد صحت پیشبینی الگوی برآورد شده نیز 8/72 درصد است و از آنجا که مقدار قابل قبول درصد پیشبینی صحیح برای الگوی لاجیت بیشتر از 70 درصد میباشد؛ مقدار درصد پیشبینی صحیح به دست آمده در این الگو رقم مطلوبی را نشان میدهد.
جدول6- نتایج حاصل از برآورد الگوی لاجیتبرایارزش تفریحی کاخ سردار
متغیرها |
ضریب |
آماره t |
کشش وزنی |
اثر نهایی |
عرض از مبدا |
13/5 |
42/2** |
41/1 |
- |
سن |
06/0- |
26/2-** |
58/0- |
01/0- |
جذابیت کاخ |
88/1 |
86/1*** |
49/0 |
39/0 |
اندازه خانوار |
42/0- |
63/2-* |
50/0- |
09/0- |
مبلغ پیشنهاد شده |
000369/0- |
72/1-*** |
63/0- |
000077/0- |
آماره آزمون درستنمایی |
83/14 |
کرگ-اوهلر R2 |
19/0 |
|
درصد صحت پیشبینی |
8/72 |
استرلا R2 |
14/0 |
|
مادالا R2 |
13/0 |
مک فادن R2 |
11/0 |
|
مأخذ: یافته های مقاله *، ** و ***: به ترتیب معنی داری در سطح 1و 5 و 10 درصد میباشند.
همانطور که جدول 6 نشان میدهد، ضریب برآورد شده از لحاظ آماری برای متغیر توضیحی سن در سطح 5 درصد، برای اندازهخانوار در سطح یک درصد و برای جذابیت کاخ و قیمتپیشنهادی در سطح 10 درصد، معنیدار میباشد. سن، قیمت پیشنهادی و اندازهخانوار دارای اثر منفی بر تمایلبهپرداخت بازدیدکنندگان از کاخ سردار میباشد. به طوری که افزایش آنها موجب کاهش تمایلبهپرداخت افراد و به تبع آن کاهش تعداد افراد بازدیدکننده میشود. جذابیت کاخ دارای اثر مثبت میباشد بهعبارت دیگر، افزایش جذابیت سبب افزایش تمایلبهپرداخت شده است. لازم به ذکر است که متغیر درآمد دارای علامت لازم بوده ولی به علت معنیدار نبودن، از معادله حذف شده است. دلیل معنیدار نبودن متغیر درآمد این است که بیشتر افراد بازدیدکننده بومی شهر ماکو بودند و هزینه زیادی را بابت بازدید از کاخسردار صرف نمیکردند. همچنین متغیر تحصیلات با وجود داشتن علامت لازم، ولی به دلیل غیرمعنیدار بودن و ایجاد همخطی شدید در معادله وارد نشدند.
در ادامه کشش وزنی متغیرهای توضیحی برآورد گردید. کشش وزنی مربوط به متغیر سن برابر 58/0- است که نشان میدهد با ثابت بودن سایر عوامل افزایش یک درصد در سن، احتمال تمایلبهپرداخت در بازدیدکننده را 58/0- درصد کاهش میدهد. مقادیر کشش مورد بررسی برای دو متغیر مستقل اندازه خانوار و مبلغ پیشنهاد شده به ترتیب برابر با 50/0- و 63/0- میباشد. در تفسیر این دو مقدار باید گفت با افزایش یک درصد متغیر اندازه خانوار احتمال پذیرش تمایلبهپرداخت بازدیدکننده را 50/0 درصد کاهش و نیز افزایش یک درصد در مبلغ پیشنهاد شده باعث کاهش 63/0 درصد احتمال پذیرش تمایلبهپرداخت میشود.
کشش وزنی متغیر موهومی جذابیت کاخسردار به دلیل ماهیت موهومی آن تفسیر نگردیده و اثر نهایی آن برای تحلیل مورد استفاده قرار گرفت. اثر نهایی متغیر جذابیت پارک نشان میدهد که با ثابت بودن سایر عوامل، احتمال پذیرش مبلغ پیشنهاد شده توسط افرادی که اعتقاد به جذاب بودن کاخ دارند نسبت به بقیه افراد 39/0 درصد زیاد میباشد. اثر نهایی مربوط به دو متغیر مستقل اندازه خانوار و سن نیز به ترتیب برابر 09/0- و 01/0- میباشد. به بیان دیگر با افزایش یک واحد متغیرهای مذکور احتمال پذیرش تمایلبهپرداخت توسط بازدیدکننده به ترتیب 09/0 و 01/0 درصد کاهش مییابد. اثر نهایی متغیر مبلغ پیشنهاد شده برابر 0000772/0- میباشد، یعنی افزایش ده هزار واحد متغیر فوق منجر به کاهش احتمال پذیرش تمایلبهپرداخت توسط بازدیدکنندگان به اندازه 772/0 درصد با ثابت بودن سایر عوامل میشود.
مطابق آنچه که در بخش مواد و روشها بیان شد، پس از برآورد پارامترهای الگوی لاجیت، مقدار تمایلبهپرداخت بازدیدکنندگان برآورد گردید. بر این اساس مقدار تمایلبهپرداخت کاخ سردار 8437 ریال به ازای هر بازدیدکننده به دست آمد. در نهایت ارزش تفریحی سالانه کاخسردار ماکو محاسبه گردید. بدین منظور، متوسط تعداد بازدیدکنندگان از این کاخ در طول یک سال (20000 نفر[38]) بدست آمده بود، در مقدار تمایلبهپرداخت برآورد شده (8437 ریال) ضرب گردید. در نتیجه، ارزش تفریحی سالانه کاخسردار برابر با 740/168 میلیون ریال بهدست آمد.
4- نتیجهگیری
در جریان مطالعه ملاحظه گردید که بازدیدکنندگان از مسائلی چون نبود راهنما برای معرفی کاخ، بسته بودن کاخ در ساعات وسط ظهر، نظافت نامناسب، برداشتن برخی آثار قبلی چون لباسهای سنتی اعتراض داشتند، لذا توصیه میشود مسئولین کاخ سردار به این امور توجه بیشتری داشته باشند. باتوجه به این که متغیر جذابیت کاخ سردار بر قبول ورودیه اثر مثبت دارد و از طرفی به دلیل اهمیت بالایی که مردم برای بازدید از این مکان دارند، میطلبد که برنامهریزان و مسئولین به این مورد توجه بیشتر داشته و با گسترش و ایجاد امکانات مناسب برای خانوادهها زمینههای افزایش جذابیت آن را بالا ببرند. بزرگترین گلایهایی که بازدیدکنندگان داشتند عدم مرمت و بازسازی کاخ بوده است، به طوری که خیلیها دلیل نیامدن دوباره به اینجا را این مسئله میدانستند چون فکر میکردند کاخ در حال تخریب میباشد و ارزش دیدن نداشته باشد. لذا پیشنهاد میشود که بازسازی این اثر با توجه به تمایلبهپرداخت بالای بازدیدکنندگان در اولویت کاری مسئولین قرار گیرد. از آنجا که مقدار تمایلبهپرداخت بدست آمده، یعنی 8437 ریال بیشتر از دو برابر قیمت ورودیه یعنی 4000 ریال میباشد در نتیجه مسئولین میتوانند با افزایش قیمت ورودیه بخشی از هزینههای مربوط به بازسازی این مکان را تأمین نمایند.
[1]. Park & Loomis
[2]. White & Lovett,
[3]. Lee & Han
[4]. Amirnejad et. al
[5]. Willis
[6]. Willingness to Pay (WTP)
[7]. Pagiola
[8]. Contingent Valuation Model (CVM)
[9]. Mourato et. al.
[10]. Khodaverdizadeh et. al.
[11]. Close-ended
[12]. Open-ended
[13]. Revealed Preferences Methods
[14]. Indirect Methods
[15]. Stated Preferences Methods
[16]. Direct Methods
[17]. Bateman et. al.
[18]. Hanamann et. al.
[19]. Willingness to Accept
[20]. Utility Difference Model
[21]. Cumulative Density Function
[22]. Probit and Logit
[23]. Maximum Likelihood
[24]. Boyle et. al.
[25]. Non-negative, Truncated
[26]. Sellar et. al.
[27]. Johanson et. al.
[28]. Non-negative, Untruncated
[29]. Median
[30]. Principle Component
[31]. Daividsen & MacKinnon
[32]. Lagrange Multiplier
[33]. Mc Fadden R-Square
[34]. Likelihood Ratio
[35]. Estrella R-Square
[36]. Maddala R-Square
[37]. Cragg-Uhler