برآورد ارزش تفریحی کاخ سردار ماکو و تعیین عوامل موثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

کاخ سردار ماکو در شهرستان ماکو و در استان آذربایجان غربی قرار گرفته و به دلیل دارا بودن جاذبه‌های توریستی و قرار گرفتن در مسیر جاده ترانزیتی ترکیه و اروپا یکی از آثار تاریخی مهم کشور به شمار می‌آید. هدف این مقاله برآورد ارزش تفریحی کاخ‌سردار با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط می‌باشد. برای این منظور پرسشنامه‌ای تدوین و به وسیله‌ی 180 نفر به طور تصادفی در سال 1387 تکمیل گردید. نتایج نشان داد که حدود 68 درصد افراد مبلغ پیشنهادی را می‌پذیرند و براساس الگوی برآورد شده، میانگین تمایل‌به‌پرداخت افراد 8437 ریال به ازای هر بازدید برآورد گردید. یافته‌های این مقاله می‌تواند راهنمای مناسبی برای سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان میراث فرهنگی کشور در جهت تعیین بهای مناسب بلیط و تأمین مالی هزینه‌های ارائه خدمات و بازسازی این اثر باشد.

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

1. آمار مربوط به تعداد بازدیدکنندگان از کاخ از مسئولین آن اخذ شدند.

منابع

ـ خداوردیزاده، محمد، حیاتی، باب الله و کاووسی کلاشمی، محمد (1387): "برآورد ارزش تفرجی روستای توریستی کندوان آذربایجان شرقی با استفاده از ارزش‌گذاری مشروط"، مجله علوم محیطی، دانشگاه شهید بهشتی، جلد 5، شماره 4، 43-52.

ـ عسگری، علی و نادر، مهرگان (1380): "برآورد تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان میراث تاریخی تفریحی با استفاده از ارزش‌گذاری مشروط: نمونه گنج نامه همدان"، پ‍ژوهشهای اقتصادی، دانشگاه تربیت مدرس، سال اول، شماره دوم.

ـ مجابی، سید محمد و سید مسعود، منوری (1384): "ارزشگذاری اقتصادی پارکهای پردیسان و لویزان"، فصلنامه علوم محیطی، جلد 2،  شماره 7،  63-71.

ـ مولائی، مرتضی، یزدانی، سعید، شرزه‌ای، غلامعلی و A. Caparros Gus (1388): "برآورد ارزش حفاظتی اکوسیستم جنگلی ارسباران با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط"؛ اقتصاد و کشاورزی، جلد 3، شماره 2، 64-37.

ـ مولائی، مرتضی، شرزه‌ای، غلامعلی و یزدانی، سعید (1389): "تاثیر روش‌های استخراج اطلاعات از پرسشنامه بر مقدار تمایل به پرداخت در ارزش‌گذاری مشروط (مطالعه موردی: اکوسیستم جنگلی ارسباران)"، تحقیقات اقتصادی، شماره 90.

Amirnejad, H., Khalilian, S. and Assareh M.­ H. (2006); "Estimating the existence value of north forests of Iran by using a contingent valuation method", Ecological Economics, 58: 665-675.

Bateman, I., Lovett, A. and Brainard, J. (2003); "Applied Environmental Economics: A GIS Approach to Cost-Benefit Analysis", Cambridge University Press, First Publish.

Bateman, I. J., Langford, I. H., Turner, R. K., Willis, K. G. and Garrod G. D. (1995); "Elicitation and Truncation Affects in Contingent Valuation Studies", Ecological Economics, Vol. 12: 161-179.

Boyle, K. J. and Bishop R.C., (1988); "Welfare Measurement Using Contingent Valuation, A Comparison of Techniques", American Journal of Agricultural Economics, Vol. 70: 20-28.

Haneman, W. M., (1994); "Valuing environment through contingent valuation", Journal of Economic Perspectives, 8:19-43.

Hanemann, M., Loomis, J. and Kanninen, B., (1991); "Statistical Efficiency of Double-Bounded Dichotomous Choice Contingent Valuation", American Journal of Agricultural Economics, November, 1255-1263.

Hanemann, W. M., (1984); "Welfare Evaluation in Contingent Valuation Experiments with Discrete Responses", American Journal of Agricultural Economics, Vol. 66: 332-341.

Johansson, P. O., Kristrom, B. and Maler K. G., (1989); "Welfare Evaluations in Contingent Valuation", American Journal of Agricultural Economics, Vol. 71: 1055-1056.

Khodaverdizadeh, M., Kavousi, M., Hayati, B. and Molaei, M., (2009); "Estimation of Recreation Value and Determining the Factors Effective in Visitor's WTP for Saint Stepanus Church Using the Heckman Two-Stage and Contingent Valuation Methods", World Applied Science Journal, 6(6): 808-817.

Lee, C. and Han, S., (2002); "Estimating the use and preservation values of national parks tourism resources using a contingent valuation method", Tourism Management, 23: 531-540.

Mourato, S., Kontoleon, A. and Danchev, A., (2002); "Preserving cultural heritage in transition economies: A contingent valuation study of Bulgarian monasteries", Edward Elger publishing Ltd Press.

Pagiola, S., (2001); "Valuing the Benefits of investments in cultural heritage: The historic core of split", Paper presented at the international conference on economic valuation of cultural heritage, Cagliari, 19–20 October.

Park, T. and Loomis, J., (1996); "Joint Estimation of Contingent Valuation Survey Responses", Environmental and Resource Economics, Vol. 7:149-162.

Sellar, C., Chevas, J. P. and Stoll, J. R., (1986); "Specification of the Logit Model, the Case of Valuation of Nonmarket Goods", Journal of Environmental Economics and Management, Vol. 13:382-390.

White, P. C. L. and Lovett, J. C., (1999); "Public preferences and willingnss-to-pay for nature conservation in north York Moors National park, UK", Journal of Environmental Management, 55:1-13.

Willis, K.G., (1994); "Paying for Heritage: What Price for Durham Cathedral?", Journal of Environmental Planning and Management, Vol., 37, No.3.