تحلیل ویژگی‌های فردی و انگیزه‌های رفتاری انجام فعالیت خیریه با رویکرد اقتصادی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه فردوسی مشهد

2 دانشگاه فردوسی مشهد

3 هیات علمی گروه اقتصاد دانشگاه فردوسی

چکیده

هدف این مقاله، بررسی ویژگی‌ها و انگیزه‌های فردی انجام فعالیت خیریه در شهر مشهد می‌باشد. این پژوهش، پیمایشی و ابزار گردآوری اطلاعات، پرسشنامه می‌باشد. حجم نمونه مناسب، 389 نفر بوده و تحلیل داده‌ها از طریق نرم‌افزار R صورت گرفته است. نتایج نشان داد زنان به‌طور میانگین بیش از مردان، تمایل به انجام رفتار خیریه دارند. همچنین، مالکان منازل مسکونی و ساکنان منزل پدری، بیش از دیگران بر این نوع رفتار تمرکز دارند. بین سن، اشتغال و هزینه (درآمد) ماهیانه و انجام امور خیریه رابطه معناداری مشاهده نشد. نتایج مدل لاجیت نشان داد ضرایب میانگین نوع‌دوستی، رضایت درونی و شأن اجتماعی، معنادار و مثبت است؛ بنابراین، این سه متغیر، احتمال انجام فعالیت خیریه را افزایش می‌دهند. همچنین افراد ساکن در مناطق درآمدی بالا، متوسط و پایین شهری، به ترتیب، از انگیزش‌های شأن اجتماعی، نوع‌دوستی و رضایت درونی بیش‌ترین تأثیر را خواهند پذیرفت. بر اساس نتایج برای گسترش امور خیریه، عوامل انگیزشی در میان طبقات مختلف جامعه مدنظر قرار گیرد.

کلیدواژه‌ها


1.‌ مقدمه

در اقتصاد، بر اساس «اصل عقلانیت»[1] فرض بر این است که افراد، همواره، سعی می‌کنند، بهترین تصمیم را بگیرند. اصل عقلانیت، بستری برای بررسی مدل‌های رفتاری فراهم می‌کند. در واقع، فرد دارای رفتار عقلانی، ترجیحات خویش را می‌داند و به دنبال حداکثر کردن منافع شخصی خویش است که حاکی از مطلوبیت ناشی از مصرف کالاها و خدمات است (داودی، 1385: 14).

در این راستا، در مواجهه با رفتار نوع‌دوستانه این سؤال مطرح می‌شود که چرا فردی که برای به دست آوردن درآمد و ثروت سخت تلاش می‌کند، به‌راحتی بخشی از منابع خود را برای فعالیت خیرخواهانه درنظرمی‌گیرد؟

همان‌طور که از تعریف مرسوم دانش اقتصاد برمی‌آید؛ «اقتصاد»، مطالعه انتخاب بهینه با درنظرگرفتن محدودیت‌هاست. این تعریف برای دانش اقتصاد، گستره‌ای فراتر از پیامدهای مالی تصمیم‌گیری‌های اقتصادی درنظر می‌گیرد. زمانی که «مصرف‌کنندگان[2]» می‌خواهند تصمیم بگیرند که تمام منابع مالی خود را صرف خرید کالا و خدمات کنند یا اینکه بخشی از آن را به سازمان‌های غیرانتفاعی اختصاص دهند. درواقع، برای تخصیص منابع محدود (کمیاب) خود تصمیم‌گیری می‌کنند.

زمانی که «مصرف‌کنندگان» تصمیم می‌گیرند بخشی از زمان خود را به‌ صورت داوطلبانه به فعالیت‌های غیرانتفاعی و نوع‌دوستانه اختصاص دهند و این زمان را صرف استراحت یا کار برای کسب درآمد نکنند، بازهم یک تصمیم اقتصادی اتخاذ می‌کنند؛ بنابراین، چنین نیست که دانش اقتصاد «رفتارهای نوع‌دوستانه[3]» را نپذیرد و آن‌ها را به ‌طور کامل، غیرعقلانی بداند و تعاملات نوع‌دوستانه را زیر مبحث اخلاق طبقه‌بندی کند؛ بلکه اقتصاد می‌تواند چنین تعاملاتی را نیز مورد مطالعه قرار دهد.

آدام اسمیت، پدر علم اقتصاد، در کتاب «نظریه احساسات اخلاقی»[4] می‌نویسد:«واضح است که انسان، هرقدر هم که خودخواه باشد، اصولی در ذاتش وجود دارند که او را به سرنوشت دیگران علاقه‌مند می‌کند؛ هرچند که در این کار چیزی جز لذت تماشا به‌دست نیاورد. می‌توان به دلسوزی یا ترحم اشاره کرد ـ ‌احساسی که ما از بدبختی دیگران درک می‌کنیم- چه خودمان آن را ببینیم و چه به‌شیوه‌ای بسیار ملموس آن را درک کنیم. اینکه ما اغلب از غم و اندوه دیگران اندوهگین می‌شویم، واقعیتی آشکار است که نیاز به اثبات ندارد.»[5]

موضوع کمک‌های خیریه در اقتصاد بخش عمومی حداقل از زمان مطالعه مارتین فلدستین[6] در سال 1971 به ‌عنوان حوزه مطالعاتی مهم و فعال مورد توجه اقتصاددانان قرارگرفته است. در بعد رفتاری جامعه نیز آمار نشان می‌دهد بخش غیرانتفاعی و فعالیت‌های خیرخواهانه در دهه‌های اخیر در دنیا توسعه قابل‌توجهی داشته است. به‌ عنوان نمونه، در آمریکا مردم بیش از دو درصد درآمدهای خود را صرف امور خیریه می‌کنند (اندرئونی و پاین[7]، 2013).

منابع مالی خیریه که با انگیزه نوع‌دوستی گردآوری می‌شود،‌ در اختیار مؤسسات غیرانتفاعی قرار می‌گیرد تا در راستای ایجاد منافع اجتماعی و اقتصادی هزینه گردد. مؤسسات غیرانتفاعی، نهادهایی هستند که مبنای تشکیل و اداره آن‌ها، انگیزه داوطلبانه مبتنی بر ایثار و نوع‌دوستی است، که این امر، کارایی بیش‌تر و هزینه‌های پایین‌تری را در پی دارد و آن‌ها را در برخی موارد نسبت به نهادهای خصوصی و بخش دولتی برتری داده تا جایی ‌که دانش اقتصاد به ارتقای بهره‌وری و توسعه علمی و عملی این بخش معطوف شده است (لیونز[8]، 2001).

استیگلیتز[9] (2009) معتقد است نیل به اهداف اقتصادی، نیازمند تعامل میان دولت، بازار و سایر مؤسسات شامل مؤسسات غیرانتفاعی است. وی تصریح می‌کند که این مؤسسات نقش مهمی در بخش کشاورزی، صنعت ساختمان و دیگر بخش‌ها ایفا می‌نمایند.

با توجه به تأکید بر اهمیت کمک‌های خیریه به عنوان زیربنای بخش غیرانتفاعی-که سهم مشخصی در اقتصاد برای ایجاد کالاهای عمومی و یا تولید کالاها و ارائه خدمات دارد- مسئله این است که چه عواملی بر رفتار خیرخواهانه به ‌عنوان یک تصمیم اقتصادی اتخاذ شده از سوی افراد تاثیر می‌گذارد؟ و افراد تحت تأثیر چه انگیزه‌هایی نسبت به انجام فعالیت خیریه اقدام می‌نمایند؟ پاسخ به این سؤالات و شناسایی این عوامل، در حوزه اقتصاد رفتاری قابل بررسی است. در واقع، در حوزه اقتصاد رفتاری است که با تبیین زیربنای روان‌شناختی واقع‌گرایانه‌تر، قدرت توضیحی اقتصاد در این زمینه را افزایش ‌‌می‌دهد (کامرر و لاونشتاین[10]، 2010).

 

2.‌ مروری بر ادبیات

مبانی نظری پیرامون بخش خیریه در دو سطح «مؤسسات خیریه» و «رفتار فردی» بسط یافته‌اند. همچنین، در سطح کلان اقتصادی مطالعات و پژوهش‌هایی به‌ منظور بررسی سهم بخش غیرانتفاعی و خیریه در اشتغال و تولید ناخالص داخلی کشورها انجام‌ شده است.

در سطح مؤسسات، پژوهش‌های اقتصادی بر توضیح چرایی تولید کالاها و خدمات مشخص (مانند کالاهای عمومی) توسط مؤسسات غیرانتفاعی به جای مؤسسات خصوصی و سازمان‌های دولتی متمرکز بوده و مؤسسات غیرانتفاعی توسط نظریه‌های «شکست بازار» و «دولت» توضیح داده‌ شده است. با توجه به این نظریات، بازار و دولت قادر به تولید مقدار کافی محصولات عمومی نیستند. کالاهای عمومی، کالاهایی هستند که کم‌ترین محدودیت در بهره بردن و استفاده از آنها وجود دارد؛ یعنی، مصرف‌کنندگان را نمی‌توان در مصرف این کالاها محروم کرد. افزون بر این، مصرف این کالاها توسط یک فرد بر مصرف فرد دیگر، تأثیر نمی‌گذارد؛ بنابراین، شرکت‌های خصوصی هیچ انگیزه‌ای برای تولید این کالاها ندارند. ازاین‌رو، «شکست بازار» رخ می‌دهد. شکست بازار به این معنا است که تخصیص کالا و خدمات در بازار آزاد کارآمد نیست و نیاز به مداخله وجود دارد و این، یکی از دلایل اصلی توضیح ضرورت دولت برای تأمین کالاهای عمومی است چنان‌که پس از وقوع بحران دهه 1930 و شکست نظام بازار، دولت‌ها همواره به عنوان هدایت کننده و کنترل کننده فعالیت‌های اقتصادی مطرح بوده‌اند. شکست دولت می‌تواند منجر به نارسایی و تخصیص ناکارآمد منابع شود؛ زیرا دولت به ‌منظور حداکثرسازی آراء، سطح کالاهای عمومی را تنظیم می‌کند.

یکی از انواع شکست بازار، وجود اطلاعات نامتقارن است که حتی با کالاهای خصوصی رخ می‌دهد که به ‌عنوان «شکست قرارداد» توصیف می‌شود(هانسمن[11]، 1980). استیگلیتز در مقدمه آثار خود بیان می‌کند که وجود اطلاعات ناکامل به دلیل اخلال در اطلاعات و انگیزه‌ها به عنوان دو رکن اساسی تعاملات اقتصادی، کارایی و پویایی نظام بازار را زیر سؤال می‌برد. برای کالاها یا خدماتی که کیفیت آنها اثبات‌ناشدنی است، مصرف‌کنندگان اطلاع دقیقی از کیفیت کالاها ندارند و بنگاه‌های اقتصادی، احتمالاً فرصت‌طلبی کرده و محصولات و خدمات باکیفیت پایین‌تر از تعهدات قراردادی یا بازاریابی را ارائه می‌کنند. هدف از این فرصت‌طلبی، به حداکثررساندن سود است. هدفی که برای سازمان‌های غیرانتفاعی با توجه به ممنوعیت‌توزیع سود موضوعیت ندارد؛ زیرا همان‌گونه که هانسمن(1996) و ویزبورد[12](1988) بیان می‌کنند، برای این سازمان‌ها، کیفیت محصولات یا خدماتی که ارائه می‌دهند، بیشتر اهمیت دارد تا حداکثرسازی سود. هانسمن(1980) این مؤسسات را قابل‌اعتمادتر از سازمان‌های سودمحور و بنگاه‌های اقتصادی می‌داند.

در سطح فردی،‌ با توجه به وجود اصل عقلانیت در علم اقتصاد و از سوی دیگر، ورود تعاملات نوع‌دوستانه در تصمیمات اقتصادی، اقتصاددانان نوع‌دوستی موردنظر اسمیت را در قالب کلی زیر وارد ادبیات اقتصادی نموده‌اند[13].

(1)

 

 

در اینجا  نمایانگر مصرف شخصی افراد و نمایانگر مطلوبیت سایر افراد است.

بر اساس نظریه «نئوکلاسیکی مطلوبیت» فرض بر این است که حداکثر‌سازی مطلوبیت افراد بر اساس مصرف فردی صورت می‌پذیرد. از آنجا که کمک‌های خیریه و رفتار خیرخواهانه منجر به ایجاد مطلوبیت دیگران می‌شود، با این نظریه قابل توضیح نیست، اقتصاددانان با ارائه نظریه‌های مختلف به دنبال توضیح این رفتار بوده‌اند. بر اساس نظرات اقتصاددانان، نوع‌دوستی عامل اصلی بروز رفتار خیرخواهانه است. اگرچه در قالب مدل‌های مختلفی با عنوان «نوع‌دوستی خالص»[14] و «نوع‌دوستی ناخالص»[15] بسط یافته است. در نوع‌دوستی خالص (اندرئونی[16]، 1988 و 1989 و برگستروم، بلام و واریان[17]، 1986) محصول نهایی امور خیریه به شکل کالای عمومی ظاهر شده؛ بنابراین تابع مطلوبیت فردی به‌ صورت زیر بیان می‌شود:

 (2)

 
در اینجا، G خروجی مؤسسات خیریه، در جامعه‌ای با n فرد شامل فرد i است:𝐺 =.

در این مدل، فرد i از G که مصرف دیگران را شامل می‌شود، مطلوبیت کسب می‌کند؛ این مدل به نوع‌دوستی خالص مشهور است. در این مدل، کمک فرد i در تولید G مشارکت می‌کند و از این طریق، مطلوبیت فرد افزایش می‌یابد. در واقع، درآمد فرد m به دو بخش «مصرف فرد؛ » و «کمک خیریه؛ » تخصیص می‌یابد.

وار[18](1982) و رابرتز[19](1984) نشان داده‌اند که به میزان کمک‌های دولت، کمک‌های داوطلبانه کاهش می‌یابد. این مطالعات مؤید مدل نوع‌دوستی خالص بوده است؛‌ اما یافته‌های برنهیم[20](1986) و اندرئونی (1988) میزان‌ جانشینی میان کمک‌های داوطلبانه و کمک‌های دولت را کم‌تر نشان ‌داده است. آبرام و اشمیتس[21](1978، 1984) و کلاتفلتر[22] (1985) نشان داده‌اند این میزان جانشینی جبری بسیار ناچیز است.

در مدل‌های نوع‌دوستی ناخالص (شامل مدل رضایت درونی[23]، کمک خیریه آشکار؛ یعنی، شأن اجتماعی) سایر انگیزه‌های افراد برای انجام فعالیت خیریه مورد بررسی قرار گرفته است.

در مدل نوع‌دوستی ناخالص فرض بر این بود که جانشینی کامل جبری بین منابع دولتی و کمک‌های خیریه در ایجاد کالاهای عمومی وجود دارد؛ به‌ نحوی‌ که منابع کالاهای عمومی از توزیع درآمد میان افراد جامعه مستقل است.

اندرئونی (1989) در پژوهش خود برای ورود به بحث مدل موردنظر و توضیح ماهیت رضایت درونی به تبلیغات صلیب سرخ آمریکا اشاره می‌کند که «اهدای خون، برای خود فرد اهداءکننده خوب است.» وی با فرض اینکه افراد بین کمک‌های فردی خود و منابع دولت بی‌تفاوت نیستند، نتیجه گرفته است توزیع درآمد به نفع افراد نوع‌دوست‌تر نسبت به افراد دیگر، منجر به افزایش مجموع منابع برای تولید کالاهای عمومی خواهد شد. تابع مطلوبیت مدل یاد شده؛ یعنی، مدل رضایت درونی به ‌صورت زیر است:

(3)

 

مدل رضایت درونی هر دو عامل نوع‌دوستی و خودخواهی را در خود دارد. در این مدل، افزون بر نوع‌دوستی (G)، مقدار مطلوبیتی که فرد از کمک کردن () به‌دست ‌می‌آورد، وارد تابع مطلوبیت می‌شود.

مدل کمک‌ خیریه آشکار (شأن ‌اجتماعی) که توسط گلیزر و کنراد[24](1996) ارائه‌ شده، تابع مطلوبیت شبیه تابع مطلوبیت مدل رضایت درونی است؛ اما مکانیزم کسب مطلوبیت در دو مدل متفاوت است. در مدل رضایت درونی، فرد مطلوبیت را بر اساس ازخودگذشتگی و مسئولیت اجتماعی کسب می‌کند؛ اما، در این مدل، مطلوبیت بر اساس ارتقای شأن اجتماعی و شهرت کسب می‌شود. در نتیجه، فرد کمک‌کننده، کمک غیرآشکار نخواهد کرد. به بیان گلیزر و کنراد، فرد با انجام رفتار خیریه به دنبال علامت‌دهی[25] در خصوص وضعیت خود است.

مدل کمک متقابل توسط کالم (2000)، ارائه ‌شده و در تلاش است رفتار خیرخواهانه را بر اساس انتظار از رفتار متقابل دیگران توضیح دهد. کمک متقابل سه جنبه اساسی دارد: 1) کمک متقابل متعادل[26]: هدف ایجاد عدالت در کمک‌ها و هدایاست؛ 2) دوستی متقابل[27]: در این حالت ممکن است، گیرنده کمک به دلیل علاقه عاطفی به اهداکننده، متقابلاً به وی هدیه می‌کند. یا اینکه فرد خیّر، هدیه فرد دیگر را به‌ دلیل خیرخواهی[28] می‌پذیرد و یا اینکه فرد خیّر، گیرنده کمک را دوست دارد (احساس متقابل)؛ 3) تداوم کمک متقابل[29]:‌ ممکن است کمک به ‌منظور دریافت ادامه‌دار در آینده انجام شود که در واقع، نوعی مبادله محسوب می‌شود تا اهداء؛ تابع مطلوبیت موردنظر در این مدل به ‌صورت زیر است.

(4)

 

در این مدل، فرد کمک‌کننده افزون بر کسب مطلوبیت حاصل از تغییر مصرف، از اهداء () و دریافت () مطلوبیت کسب می‌کند.

تاریخچه پژوهش‌های اقتصادی پیرامون موضوع کمک‌های داوطلبانه به نیمه دوم قرن بیستم برمی‌گردد. والوزین[30](1968، 1968) از اولین اقتصاددانانی بود که ارزش اقتصادی کمک داوطلبانه در آمریکا را مورد پژوهش قرار داد. ممکن است افراد برای کسب منافع شخصی به فعالیت داوطلبانه روی آورند، اما کسب منافع شخصی، صرفا یک جنبه موضوع است؛ جنبه مهم دیگر، پیوند کمک داوطلبانه با مفهوم نوع‌دوستی است (چین‌من و واندرس‌من[31]، 1999 و اولسون[32]، 1965).

نظریه اقتصادی نوع‌دوستی به این سؤال می‌پردازد که چگونه مطلوبیت دیگران وارد تابع مطلوبیت افراد می‌شود (هاف پنی[33]، 1999). محققان با رویکرد مطالعات بین‌رشته‌ای به دنبال پاسخ به سؤالات خود در این زمینه هستند (روز- آکرمن[34]، 1996).

مطالعات تجربی، ارتباط معنادار مثبت بین وضعیت اجتماعی- اقتصادی افراد و کار داوطلبانه را تأیید می‌کنند (اسمیت[35]، 1994) که با الگوی تخصیص زمان یاد شده در بالا ناسازگار می‌باشد. افرادی که دارای درآمد بالاتر و تحصیلات عالی (و در نتیجه، هزینه‌های فرصت بیش‌تری) هستند، احتمال دارد که داوطلبانه‌تر از دیگران رفتار کنند.

از لحاظ زمان صرف شده توسط داوطلبان، افزایش هزینه - فرصت برای داوطلب شدن، تأثیری بر رفتار داوطلبانه ندارد. جنبه‌های غیراقتصادی مانند عوامل اجتماعی و شبکه‌های اجتماعی نسبت به عوامل اقتصادی مانند درآمد تأثیر بیش‌تری بر تصمیم‌گیری دارد. عوامل روان‌شناختی بسیار مهم هستند (اسمیت، ویندمیجر و رایت[36]، 2015).

اندرئونی، گال، اسکولز و استراب[37] (1996) با استفاده از مدل رضایت درونی، رفتار خیریه اهدای پول و نیروی کار را با حجم نمونه 1000 خانوار در ایالات ‌متحده مورد تحلیل قرار داده‌اند. نتایج نشان داد ویژگی‌های فردی بر رفتار خیرخواهانه تأثیر دارد. افراد دارای درآمد و تحصیلات بیش‌تر و سنّ بالاتر، زمان و پول بیش‌تری را صرف امور خیر می‌کنند. زنان و افراد دارای کودکان زیر 3 سال کم‌تر کمک خیریه انجام می‌دهند و افراد سفیدپوست کم‌تر فعالیت خیریه انجام می‌دهند.

    بائر، بردمن و اشمیت[38] (2013) با استفاده از مدل اقتصادسنجی پروبیت دومتغیره و بر پایه مدل نظری رضایت درونی، رابطه بین مشارکت افراد از حیث اختصاص زمان و پول را با لحاظ ویژگی‌های فردی و همچنین، متغیرهای سطح کشورها در حجم نمونه 22756 نفر از 22 کشور اروپایی، مورد تحلیل قرار داده‌اند. یافته‌ها نشان داد با افزایش هزینه- فرصت زمان، گرایش افراد به کمک مالی نسبت به تخصیص زمان، بیش‌تر می‌شود. افزون بر این، پاسخ‌دهندگان بیکار، نسبت به افرادی که بیش از 45 ساعت در هفته کار می‌کنند، کم‌تر در امور خیر در هردو بعد کمک مالی و اختصاص زمان، مشارکت دارند.زنان نیز کم‌تر از مردان در فعالیت خیرخواهانه مشارکت دارند. زنانی که در رده سنّی  46-65 سال هستند؛ بیش‌تر در انجام امور خیریه مشارکت می‌کنند و زنان در محدوده سنی 16 - 25 سالگی، کم‌تر در فعالیت‌های داوطلبانه مشارکت دارند. افراد با تحصیلات عالیه بیش‌تر فعالیت خیریه انجام می‌دهند. درآمد با کمک رابطه U شکل معکوس دارد؛ به این معنا که احتمال کمک مالی با درآمد افزایش می‌یابد؛ اما، پس از رسیدن درآمد به سطح مشخصی، کاهش پیدا می‌کند. فقیرترین و ثروتمندترین افراد، کم‌تر تمایل به کمک دارند. مهاجران، افراد غیرمذهبی و خانوارهایی با کودکان از سن صفر تا پنج‌سالگی کم‌تر تمایل به فعالیت خیریه دارند.
کیچن و دالتون[39] (1990) عوامل مؤثر بر کمک خیریه را در کانادا با داده‌های مربوط به هزینه‌های خانوار 1982 و 1986 مورد بررسی قرار داد. این مطالعه دو مدل را ارزیابی کرد، یکی با متغیر وابسته «مجموع مشارکت در امر خیر» و دیگری «کمک‌های افراد مذهبی». مدل توبیت[40] با متغیرهای توضیحی هزینه کمک مالی، درآمد، ثروت و سن. تمامی عوامل به‌جز هزینه کمک مالی، ارتباط مثبتی با مشارکت عمومی و مشارکت‌های مذهبی دارند.
یاو[41](2015) عوامل مؤثر بر امور خیریه و رابطه بین آن‌ها را با استفاده از مدل لاجیت دومتغیره و چندمتغیره در ایالات ‌متحده امریکا تحلیل کرده است. متغیرهای وابسته وقوع و تکرار کمک داوطلبانه در سال قبل از سال مطالعه و متغیرهای توضیحی شامل درآمد، وضعیت تأهل، سن، مذهب، وابستگی سیاسی، وضعیت فرزندان، اشتغال، موقعیت اجتماعی و وضعیت مسکونی است. در هر دو مورد وقوع و تکرار فعالیت خیریه، پاسخ‌دهندگان دارای درآمد بیش‌تر، متأهل، مذهبی و شرایط اجتماعی بالاتر، کمک بیش‌تری می‌کنند. 
در تابع وقوع کمک، نتایج نشان داد افرادی که فرزندان کم‌تری دارند، بیش‌تر کمک می‌کنند. در تخصیص زمان، افراد مسن‌تر کم‌تر در فعالیت‌های داوطلبانه شرکت می‌کنند. علاوه بر این، عضویت در احزاب سیاسی تأثیر قابل‌توجهی بر فعالیت داوطلبانه دارد. کمک مالی و تخصیص زمان از درآمد، سن، وضعیت تأهل، مذهب، وضعیت فرزند، عامل سیاسی و موقعیت اجتماعی تأثیر می‌پذیرد، و سایر متغیرهای مستقل دیگر معنا‌دار نبوده‌اند.
چامپ[42](2009) عوامل مؤثر بر کمک خیریه از جمله ویژگی‌های فردی (سن، جنس، درآمد، تحصیلات وسطح زندگی)، نگرش نسبت به نوع‌دوستی و نگرش نسبت به سازمان‌های خیریه را مورد بررسی قرار داده است. نتایج نشان داد ویژگی‌های فردی بر رفتار خیریه تأثیر نمی‌گذارد؛ البته افراد مسن‌تر تمایل به پرداخت پول بیش‌تری دارند. جنسیت، درآمد، تحصیلات و محیط زندگی رفتارهای خیریه را تحت تأثیر قرار نمی‌دهد.
ساسمن، شارما و آلتر[43](2015) تحت شرایط آزمایشگاهی که در آن شرکت‌کنندگان شامل 401 نفر بودند، دریافته‌اند افرادی که کمک را عملی غیرمعمول و غیرتکراری می‌دانستند، بیش از کسانی که از کمک درک فعالیت مستمر و قابل تکرار داشتند، فعالیت خیریه انجام می‌دهند.

نمایر و هندی[44](2017) با استفاده از روش پیمایشی و مصاحبه با 1011 نفر شهروند بالای 15 سال در استرالیا، بروز رفتار خیریه و عوامل مؤثر بر آن را در بازه زمانی یک‌سال مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد انگیزه‌های ذهنی نظیر همدردی صرفاً بر تمایل به رفتار خیریه تأثیر دارد و بر میزان کمک خیریه تأثیر ندارد. همچنین ابراز تقاضا و درخواست بیش‌ترین تأثیر را بر تمایل به کمک خیریه داشته است.

 

3.‌ روش تحقیق

3-1. معرفی الگویلاجیت مرکب

در اقتصاد خرد، انتخاب بر اساس حداکثرسازی مطلوبیت انجام می‌شود. در مدل‌های گسسته تعیین انتخاب‌های افراد از طریق اختصاص یـک تـابع مطلوبیـت بـرای هـر فـرد، صورت می‌پذیرد. قسمتی از این تابع مطلوبیت مشخص و قابل مشاهده است؛ ولی بخش دیگری از عوامل موثر بر انتخاب فرد غیرقابل مشاهده است و این مطلب، اساس نظریه «مطلوبیت تصادفی» است که توسط مک فـادن[45](1974) مورد توجه قرار گرفته است. تابع مطلوبیت فرد n برای انتخاب گزینه i، دو جزء خواهد داشت.

 (5)

 

 

کــه جزء مشاهده‌پذیر تــابع خطــی از متغیــرهــای توضــیحی است: .

فـرد زمانی گزینه i را انتخاب می‌کند که مطلوبیت ناشی از انتخاب این گزینه، از مطلوبیت انتخاب سایر گزینه‌ها بیش‌تر باشد، یعنی:

 (6)

 

U متغیری تصادفی است؛ بنابراین باید مشخص شود که بـا چـه احتمـالی مطلوبیت گزینه i بیش‌تر از سایر گزینه‌ها خواهد بـود؛ یـا بـه عبـارت دیگر، بـا چـه احتمـالی فـرد گزینـه i را انتخـاب می‌کند؟

(7)

 

 

 

عبارت تصادفی است و تابع توزیع دارد که آن را با f() نشان می‌دهیم. با توجه به اینکه مقدار معین است، برای به دست آوردن احتمال انتخاب افراد، باید تابع توزیع  مشخص باشد. برای مثال اگر دارای توزیع مقدار حدی نوع یک[46] و کوواریانس بین  ها صفر باشد، آنگاه مدل لاجیت عادی است.

(8)

 

                                                   COV(

 

توزیع تجمعی این تابع عبارت است از:

(9)

 

ازآنجا که n تصمیم‌گیرنده وجود دارد و  ها مستقل هستند، توزیع تجمعی این احتمال برابر است با حاصل‌ضرب توزیع تجمعی فردی.

(10)

 

به ‌عبارت ‌دیگر، احتمال انتخاب i توسط فرد n مشروط به مقدار معینروی همههای ممکن بدست می‌آید. اما در عمل معلوم نیست؛ بنابراین احتمال انتخاب انتگرالی از روی همه مقادیر  خواهد بود که با چگالی مربوط به خود وزن می‌گیرد.

(11)

 

که می‌توان آن را به‌صورت زیر و احتمال انتخاب لاجیت نوشت:                   

اگر مطلوبیت نسبت به پارامترها تابع خطی  بوده، و تمام ویژگی‌های مؤثر بر مطلوبیت قابل‌مشاهده است؛ بنابراین مدل لاجیت به لاجیت معمولی تبدیل می‌شود.

(12)

 

در عمل ممکن است برخی از ویژگی‌های افراد و انتخاب‌ها غیرقابل‌مشاهده باشند و بر این اساس مدل لاجیت مرکب[47] برای تخمین پارامترهای مربوط به متغیرهای مؤثر بر تصمیم افراد، مطرح می‌شود. این الگو سه محدودیت الگوی لاجیت عادی را با درنظر گرفتن تنوع سلیقه تصادفی، الگوی جانشینی نامحدود و همبستگی بین عوامل مشاهده نشده طی زمان، رفع می‌کند. از طرفی الگوی لاجیت مرکب برخلاف الگوی پروبیت تنها به توزیع‌های نرمال محدود نیست و هر الگوی مطلوبیت تصادفی[48] را می‌توان با مدل لاجیت مرکب تقریب زد (مک فادن و ترین، 2000).

(13)

 

در این رابطهتابع لاجیت است که قبلاً به دست آمد و اگر مطلوبیت برحسب  خطی باشد،‌ آنگاه .

تابع مطلوبیت از مجموعه عوامل قابل‌مشاهده و غیرقابل‌مشاهده تأثیر می‌پذیرد و عوامل غیرقابل مشاهده می‌توانند در پنهان شوند؛ بنابراین می‌توان برای استخراج آن‌ها ازالگوی لاجیت مرکب با جزء خطا[49]استفاده کرد. در این الگو فرض می‌شود:

(14)

 

که در آن بردار متغیرهای قابل ‌مشاهده،  بردار متغیرهای پنهان،بردار ضرایب ثابت،  بردار اجزاء تصادفی با میانگین صفر و  اجزاء اخلال IID باارزش بی‌نهایت.  ها اجزاء خطا هستند که به همراه  بخش تصادفی مطلوبیت را تشکیل می‌دهند. بدیهی است که در لاجیت معمولی  صفر است؛ بنابراین بخش غیرقابل مشاهده مطلوبیت عبارت است از:

(15)

 

 

همانطور که گفته شد، این روش، مدلی انعطاف پذیر و تعمیم یافته از مدل لاجیت معمولی است که امکان لحاظ کردن ویژگی‌های هر فرد را در مدل فراهم می‌سازد و می‌توان از آن برای استخراج و تحلیل ترجیحات افراد استفاده کرد؛ بنابراین با توجه به شناختی که از این مدل حاصل شد، مدل لاجیت مرکب برای تحلیل انگیزه‌های رفتاری فعالیت خیریه در این مطالعه مورد استفاده قرار گرفته است.

مدل مرجع در این تحقیق، مدل مطلوبیت ناشی از عوامل انگیزشی مؤثر بر رفتار خیریه است. مدل کلی تابع مطلوبیت به ‌صورت زیر است.

(16)

 

 

4. برآورد مدل و تجزیه و تحلیل داده‌ها

در این پژوهش به ‌منظور جمع‌آوری اطلاعات از روش پیمایش و ابزار پرسش‌نامه استفاده ‌شده اسـت. پرسش‌نامه به ‌عنوان یکی از متداول‌ترین ابزار جمع‌آوری اطلاعات در تحقیقات پیمایشی است. در تحقیقات توصیفی و نیـز تحقیقاتی که از گستره جغرافیایی زیادی برخوردار باشد یا افراد جامعه آماری و نمونه آن زیاد باشـند، معمولاً از روش پرسش‌نامه‌ای استفاده می‌شود (حافظ‌نیا، 1387). جامعه آماری در این تحقیق شهر مشهد است و تعیین نمونه و گردآوری داده‌ها بر این اساس انجام خواهد شد.

پرسش‌نامه طراحی‌شده شامل دو بخش اصلی شامل انگیزه‌ها و ادراک نسبت به رفتار خیریه و ویژگی‌های فردی پرسش‌شونده است. در بخش اول مشخصات و ویژگی‌های فردی از قبیل سن، جنس، تحصیلات و... مورد سؤال قرار می‌گیرد که در معادله (14) در بردار x جای گرفته‌اند، و در بخش دوم سؤالاتی درباره ادراک و عامل انگیزش فعالیت خیریه مطرح می‌شود که در بردار z معادله فوق قرار دارند و در این تحقیق به پیروی از مبانی نظری سه نوع عامل انگیزش در کمک خیریه افراد، که در بخش مبانی نظری بیان ‌شده‌اند، مورد آزمون قرار می‌گیرند. برای این منظور در طول تحقیق، معیارهای تعیین‌کننده هر یک از این انگیزه‌ها شناسایی خواهد شد و متناسب با آن‌ها گویه‌های مناسبی طراحی ‌و در پرسش‌نامه جای‌ می‌گیرد.

بدین‌ترتیب پرسش‌نامه علاوه بر ویژگی‌های فردی، ما را قادر خواهد ساخت که سه متغیر برای اندازه‌گیری هر یک از انگیزه‌ها، بر اساس گویه‌های مرتبط با هر عامل انگیزشی، استخراج نماییم. این متغیرها به همراه متغیرهای مربوط به ویژگی‌های فردی با استفاده از مدل لاجیت مرکب که توضیح داده شد، مورد تجزیه‌وتحلیل قرارگرفته و بر این اساس فرضیه‌های تحقیق آزمون خواهد شد.

این مقاله قصد دارد تأثیر ویژگی‌های فردی را بر بروز رفتار خیریه مورد بررسی قرار دهد. بدین منظور تعداد 389 پرسشنامه میان افراد مختلف در سطح شهر مشهد توزیع و پس از تکمیل به مرحله استخراج داده رسید. داده‌های استخراج‌شده از پرسشنامه‌ها، با استفاده از نرم‌افزار R مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند. این تحقیق به دنبال بررسی این موضوع است که آیا جنسیت،‌ سن، شغل، درآمد و وضعیت سکونت(مالکیت) بر انجام رفتار خیریه تأثیرگذارند؟ و اینکه کدام‌یک از عوامل انگیزشی فردی (نوع‌دوستی، رضایت درونی و شأن ‌اجتماعی) احتمال انجام فعالیت خیرخواهانه را افزایش می‌دهد.

 

جدول 1. فراوانی و درصد فراوانی متغیرها

متغیر

سطوح متغیر

فراوانی

درصد

جنسیت

زن

166

7/42

مرد

223

3/57

وضعیت تأهل

مجرد

91

4/23

متأهل

292

1/75

مطلقه

6

5/1

سطح تحصیلات

بی‌سواد

3

8/0

سیکل

74

19

دیپلم

129

2/33

کاردانی

67

2/17

کارشناسی

82

21

کارشناسی ارشد

31

8

دکتری

3

8/0

اشتغال

بدون شغل

25

4/6

شاغل

364

6/93

نوع شغل

آزاد

229

9/62

دولتی

69

19

بازنشسته

13

6/3

خانه‌دار

53

6/14

وضعیت محل سکونت

ملکی

176

2/45

پدری

67

2/17

استیجاری

144

37

اداری

2

5/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

در جدول (1) روشن است که 43 درصد پاسخ‌گویان زنان و ۵۷ درصد دیگر نیز مردان هستند. در جدول (2) مشاهده می‌شود که بر اساس نتایج آزمون خی-دو، مقدار احتمال[50] کمتر از 05/0 است؛ بنابراین رابطه میان جنسیت و انجام امور خیریه معنادار است و میزان انجام امور خیریه شهروندان بین زنان و مردان متفاوت است. همچنین میانگین انجام امور خیریه در میان زنان (32/2) بیش از مردان (63/1) است.

بر اساس جدول (1)، در متغیر سطح تحصیلات، بیش‌ترین فراوانی (129 نفر) مربوط به افراد با تحصیلات دیپلم بوده است. تعداد 206 نفر دارای تحصیلات دیپلم و کمتر (53 درصد) و 183 نفر(47 درصد) دارای تحصیلات بیش از دیپلم بوده‌اند. نتایج آزمون در جدول (2) نشان می‌دهد که مقدار احتمال کمتر از 05/0 بوده است؛ بنابراین رابطه میان سطح تحصیلات و انجام امور خیریه معنادار است.

بر اساس جدول (1)، حدود 6 درصد پاسخ‌گویان بدون شغل و 94 درصد دیگر شاغل هستند. همچنین، از بین افراد شاغل، 63 درصد در شغل آزاد، ۱۹ درصد دولتی، ۴ درصد بازنشسته و ۱۵ درصد نیز خانه‌دار هستند. در جدول (2) نتایج آزمون درست‌نمایی نشان می‌دهد که مقدار احتمال بیش‌تر از 05/0 بوده است؛ بنابراین رابطه میان اشتغال و تمایل به انجام امور خیریه معنادار نیست.

مطابق نتایج داده‌های استخراج‌ شده، 45 درصد پاسخگویان در خانه ملکی، ۱۷ درصد پدری، ۳۷ درصد استیجاری و کمتر از یک درصد در خانه اداری سکونت دارند. نتایج آزمون درست‌نمایی نشان می‌دهد که مقدار احتمال کمتر از 05/0 بوده است؛ بنابراین می‌توان گفت میزان انجام امور خیریه شهروندان در وضعیت سکونت آن‌ها متفاوت است. بر اساس آزمون آنالیز واریانس (ANOVA) میانگین انجام امور خیریه شهروندان دارای منازل ملکی (24/2) بیش‌تر از استیجاری(73/1) و بیش‌تر از پدری(58/1) است.

 

جدول 2. مقایسه انجام امور خیریه و جنسیت، شغل و وضعیت سکونت شهروندان

نوع متغیر

آماره

درجه آزادی

مقدار احتمال

همبستگی کرامر

(Cramer’sV)

جنسیت

(χ2)75/9

1

002/0

156/0

سطح تحصیلات

(LR)73/32

6

000/0

247/0

اشتغال

(LR)053/7

4

133/0

127/0

نوع سکونت

(LR)936/9

3

025/0

155/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جهت بررسی رابطه سن افراد، و درآمد(هزینه) ماهیانه با انجام امور خیریه از ضریب همبستگی اسپیرمن استفاده ‌شده است که نتیجه آن در جدول (3) ارائه می‌گردد. نتایج جدول (3) نشان می‌دهد که میزان همبستگی بین دو متغیر سن افراد و انجام امور خیریه 213/0 بوده؛ اما این میزان همبستگی درسطح 95 درصد اطمینان، ازلحاظ آماری معنادار نیست؛ بنابراین می‌توان گفت بین سن پاسخگویان و میزان انجام امور خیریه توسط آن‌ها رابطه مستقیم وجود ندارد.

به دلیل عدم آمادگی افراد برای اعلام میزان درآمد، در این تحقیق، میزان هزینه ماهیانه جایگزین درآمد ماهیانه شده است. برای بررسی رابطه انجام امور خیریه شهروندان و هزینه‌ ماهیانه افراد، نیز از ضریب همبستگی اسپیرمن استفاده‌ شده است که نتیجه آن در جدول (3) ارائه می‌گردد. بر این اساس مشخص است که میزان همبستگی بین دو متغیر 004/0 بوده و این میزان درسطح 95 درصد اطمینان، ازلحاظ آماری معنادار نیست؛ بنابراین می‌توان گفت بین هزینه‌ ماهیانه پاسخگویان و میزان انجام امور خیریه توسط آن‌ها رابطه مستقیم وجود ندارد.

 

جدول 3. رابطه بین انجام امور خیریه و سن وهزینه(درآمد) ماهیانه شهروندان

متغیر

ضریب اسپیرمن

درجه آزادی

مقدار احتمال

سن افراد

213/0

389

063/0

میزان درآمد ماهیانه

004/0

389

944/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جدول (4) آمار توصیفی متغیرهای مرتبط باانگیزه‌های فعالیت خیرخواهانه را به تفکیک نشان می‌دهد.

 

جدول 4. آمار توصیفی متغیرهای مرتبط باانگیزه‌های فعالیت خیرخواهانه

متغیر

میانگین

انحراف معیار

مینیمم

ماکسیمم

نوع‌دوستی

81/3

721/0

1

5

رضایت درونی

88/3

649/0

1

5

شأن اجتماعی

62/2

542/0

1

33/4

منبع: یافته‌های تحقیق

 

در بخش آمار استنباطی و به ‌منظور بررسی و آزمون سنجش تأثیر هر یک از عوامل انگیزش فردی بر فعالیت خیرخواهانه از رگرسیون لاجیت،استفاده کردیم و به‌منظور برآورد مدل لاجیت از روش درست‌نمایی بیشینه[51]استفاده نموده و برای شبیهسازی درست‌نمایی بیشینه 1000 بار نمونهگیری به روش هالتون انجام ‌شده است. پس از بررسی توزیع‌های مختلف بهترین توزیع برای ضرایب تصادفی یعنی توزیع نرمال انتخاب شد.

 

جدول 5. نتایج رگرسیونی لاجیت

متغیر

ضرایب متغیر

انحراف استاندارد خطا

آماره z

مقدار احتمال

عرض از مبدأ

26/1

349/0

62/3

000/0

میانگین نوع‌دوستی

096/0

0201/0

93/4

000/0

میانگین رضایت درونی

573/0

0585/0

78/9

000/0

میانگین شأن اجتماعی

233/0

0236/0

89/9

000/0

انحراف معیار نوع‌دوستی

906/0

0939/0

65/9

000/0

انحراف معیار رضایت درونی

482/2

165/0

04/15

000/0

انحراف معیار شأن اجتماعی

200/0

0151/0

22/13

000/0

کفایت مدل

R2 مکفادن

آماره خی-دو (χ2)

مقداراحتمال

166/0

6724/27

966/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

نتایج کفایت مدل نشان می‌دهد که مدل به‌ خوبی برازش شده؛ زیرا مقدار احتمال آزمون کفایت مدل معنادار نبوده است. از طرفی ضرایب میانگین نوع‌دوستی، میانگین رضایت درونی و میانگین شأن اجتماعی، معنادار و مثبت است.

مقدار آماره z (93/4) نشان می‌دهد که متغیر مستقل میانگین نوع‌دوستی،در سطح 95 درصد اطمینان، از لحاظ آماری معنادار است. قدرمطلق این آماره بیشتر از 96/1، مقدار احتمال کمتر از 5 درصد،‌ و ضریب این متغیر(096/0) مثبت است.

متغیر مستقل میانگین رضایت درونی، درسطح 95 درصد اطمینان، از لحاظ آماری معنادار است. قدر مطلق آماره z  (78/9) بیش‌تر از 96/1، مقدار احتمال کم‌تر از 5 درصد و ضریب این متغیر(573/0) مثبت بوده است.

متغیر مستقل میانگین شأن اجتماعیدرسطح 95 درصد اطمینان، از لحاظ آماری معنادار است. قدر مطلق آماره z (89/9) بیشتر از 96/1، مقدار احتمال کمتر از 5 درصد و ضریب این متغیر(233/0) مثبت بوده است؛ بنابراین ضرایب میانگین نشان می‌دهد که به طور متوسط تمامی متغیرها باعث افزایش انجام امور خیریه خواهند شد. ازاین‌رو، می‌توان گفت که نوع‌دوستی، رضایت درونی و شأن اجتماعی احتمال انجام فعالیت خیریه را افزایش می‌دهد.

با توجه به معنادار بودن پارامتر میانگین و انحراف معیار برای تمامی متغیرها، با استفاده از پارامترهای برآورد شده می‌توان میزان احتمال تاثیرگذاری هریک از متغیرهای مستقل را به دست آورد. نتایج نشان می‌دهد افراد خیر، به ترتیب با احتمال 54/0، 59/0 و 88/0 تحت تأثیر نوع دوستی، رضایت درونی و شأن اجتماعی قرار دارند.

به عبارت دیگر، علاوه براینکه افراد در قبال دیگران مسئولیت‌پذیر بوده و رفع مشکلات دیگران را واجب می‌دانند، خود را در قبال فعالیت خیریه، منتفع دانسته و ضمن داشتن رضایت خاطر از کمک به دیگران و کسب مطلوبیت از این طریق، احساس مؤثر بودن دارند. همچنین نیاز به تکریم و تقدیر مادی و معنوی جامعه در قبال کمک خیریه تاثیری مستقیم و معنا‌دار بر احتمال انجام فعالیت خیریه دارد.

 

جدول 6. نتایج رگرسیونی لاجیت (به تفکیک مناطق شهری)

مناطق درآمدی بالا

متغیر

ضرایب متغیر

انحراف استاندارد خطا

آماره z

مقدار احتمال

عرض از مبدأ

798/0

693/0

15/1

2495/0

میانگین نوع‌دوستی

0349/0

0542/0

46/6

000/0

میانگین رضایت درونی

207/1

0916/0

18/13

000/0

میانگین شأن اجتماعی

887/0

0691/0

85/11

000/0

انحراف معیار نوع‌دوستی

274/1

157/0

13/8

000/0

انحراف معیار رضایت درونی

608/0

0909/0

69/6

000/0

انحراف معیار شأن اجتماعی

027/0

0084/0

19/3

001/0

R2 مکفادن

آماره خی-دو (χ2)

مقدار احتمال

186/0

398/41

8810/0

مناطق درآمدی متوسط

متغیر

ضرایب متغیر

انحراف استاندارد خطا

آماره z

مقدار احتمال

عرض از مبدأ

86/14

78/7

909/1

0562/0

میانگین نوع‌دوستی

77/15

62/4

409/3

000/0

میانگین رضایت درونی

14/3

465/0

755/6

000/0

میانگین شأن اجتماعی

95/1

415/0

72/4

000/0

انحراف معیار نوع‌دوستی

723/17

86/7

255/2

024/0

انحراف معیار رضایت درونی

1821/0

027/5

036/0

971/0

انحراف معیار شأن اجتماعی

22/36

047/4

95/8

000/0

R2 مکفادن

آماره خی- دو (χ2)

مقدار احتمال

077/0

22/47

304/0

مناطق درآمدی پایین

متغیر

ضرایب متغیر

انحراف استاندارد خطا

آماره z

مقدار احتمال

عرض از مبدأ

903/0

504/0

79/1

073/0

میانگین نوع‌دوستی

037/0

333/0

111/0

01/0

میانگین رضایت درونی

043/0

267/0

164/0

039/0

میانگین شأن اجتماعی

611/0

0388/0

71/15

000/0­­

انحراف معیار نوع‌دوستی

097/0

662/1

0586/0

953/0

انحراف معیار رضایت درونی

686/0

092/0

0745/0

000/0

انحراف معیار شأن اجتماعی

205/0

898/0

228/0

819/0

R2 مکفادن

آماره خی-دو (χ2)

مقدار احتمال

073/0

                        23/49                      

237/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

شاخص R2 مکفادن برای مدل‌های مناطق درآمدی بالا، متوسط و پایین شهر مشهد به ترتیب برابر 186/0، 077/0 و 073/0 بوده است؛ بنابراین، می‌توان گفت سطح منطقه شهری به لحاظ طبقه اجتماعی نیز بر رابطه متغیرهای مورد بررسی تاثیرگذار است. به عبارت دیگر، می‌توان گفت توان پیش‌بینی احتمال انجام فعالیت خیریه به وسیله متغیرهای نوع‌دوستی، رضایت درونی و شأن اجتماعی در مناطق بالای درآمدی بسیار بیش‌تر از مناطق متوسط و سطح پایین است. بر اساس یافته‌های تحقیق،‌ انگیزه آشکارسازی در مناطق بالا، متوسط و پایین شهر مشهد، به ترتیب برای 100 درصد، 52 درصد و 100 درصد  افراد انگیزه مثبت انجام فعالیت خیریه محسوب می‌شود. انگیزه رضایت درونی در مناطق بالا، متوسط و پایین شهر به ترتیب برای 98 درصد، 100 درصد و 52 درصد افراد انگیزه مثبت انجام فعالیت خیریه محسوب می‌شود. انگیزه نوع‌دوستی در مناطق بالا، متوسط و پایین شهر به ترتیب برای 51 درصد، 81 درصد و 65 درصد افراد انگیزه مثبت انجام فعالیت خیریه محسوب می‌شود.

 

5.‌ نتیجه‌گیری و پیشنهادها

امروزه تعاملات نوع‌دوستانه، ذیل اخلاق طبقه‌بندی نمی‌شود و دانش اقتصاد می‌تواند چنین تعاملاتی را تحلیل نموده و سیاست‌گذاری کند. منشأ ادبیات نظری مرتبط با موضوع نوع‌دوستی و فعالیت خیریه، به نظریات آدام اسمیت برمی‌گردد که اشاره به علاقه‌مندی انسان به سرنوشت دیگران داشته است. گزارش‌های موجود در خصوص فعالیت خیرخواهانه،‌ نشان می‌دهد که این فعالیت‌ها علاوه بر رفع نیازهای فردی دیگران، در شاخص‌های کلان اقتصادی نظیر اشتغال و تولید ناخالص داخلی تأثیر به سزایی دارد.

همچنین نوسانات و ادوار تجاری تأثیر کمتری بر شاخص‌های اقتصادی در این بخش نسبت به سایر بخش‌های اقتصاد می‌گذارد. بخشی از مطالعات انجام‌شده در اقتصاد خیریه، معطوف بر تحلیل رابطه ویژگی‌های فردی و انگیزه‌های رفتاری با فعالیت خیریه است.

این مقاله با هدف بررسی ارتباط بین این ویژگی‌ها و انگیزه‌ها با انجام فعالیت خیریه انجام گرفت. در این مقاله سه مدل اصلی انگیزه‌های رفتاری تحت عنوان نوع‌دوستی، رضایت درونی و آشکارسازی (شأن اجتماعی) معرفی شد. در ادامه ضمن تحلیل رابطه جنسیت،‌ سن، سطح تحصیلات، شغل، درآمد و وضعیت سکونت (مالکیت) بر انجام رفتار خیریه، انگیزه‌های رفتاری افراد منتج از سه مدل معرفی شده، با استفاده از روش لاجیت مرکب مورد تحلیل قرار گرفت. این روش، مدلی انعطاف پذیر و تعمیم یافته از مدل لاجیت معمولی است که امکان لحاظ کردن ویژگی‌های هر فرد را در مدل فراهم می‌سازد و ابزار ارزشمندی است که می‌توان از آن برای استخراج و تحلیل ترجیحات افراد استفاده کرد.

نتایج مدل لاجیت در تحلیل تأثیر انگیزه‌های رفتاری خیریه نشان می‌دهد که به ترتیب نوع‌دوستی، رضایت درونی و شأن اجتماعی، احتمال انجام فعالیت خیریه را افزایش می‌دهد. همچنین افراد مناطق بالای درآمدی، مناطق متوسط درآمدی و مناطق درآمدی پایین شهری به ترتیب از انگیزه‌های شأن اجتماعی، نوع‌دوستی و رضایت درونی بیش‌ترین تأثیر را می‌پذیرند.

این مطالعه راه را برای به کارگیری این روش در تحلیل انگیزه‌های رفتاری، ترجیحات افراد برای نوع مشارکت در امور خیریه و نوع مصارف کمک‌های خیریه،‌ در میان گروه‌های مختلف درآمدی جامعه فراهم می‌آورد. نتایج چنین مطالعاتی می‌تواند در سیاست‌گذاری‌ها به منظور گسترش امور خیریه و انتفاع بیش‌تر جامعه از فعالیت‌های خیریه به کار رود.



[1] Axiom of Rationality

[2] Consumers

[3] Altruistic Behaviors

[4] The Theory of Moral Sentiments

[5]  The Theory of Moral Sentiments, Part 1, Section 1, Chapter 1, p.1.

[6]  Feldstein, Martin

[7]  Andreoni, J. & Payne, A. A.

[8]  Lyons

[9]  Stiglits

[10] Camerer, C & G, Loewenstein

[11] Hansmann, H. B.

[12] Weisbrod, B.

[13] Kolm

[14] The Pure Altruism Model

[15] The Impure Altruism Models

[16] Andreoni, James

[17] Bergstrom, T. Blume, L. & Varian, H

[18] Warr, P.G.

[19] Roberts, R.D.

[20] Bernheim, B.D.

[21] Abrams, B. A. & Schmitz, M. D.

[22] Clotfelter, C.T.

[23] The Warm-glow Giving Model

[24] Glazer, A. Conrad, K.A.

[25] Signaling

[26] Balance Reciprocity

[27] Liking Reciprocity

[28] Benevolence

[29] Continuation Reciprocity

[30] Wolozin, H.

[31] Chinman, M. J. & Wandersman, A.

[32] Olson, M.

[33] Halfpenny, P.

[34] Rose-Ackerman, S.

[35] Smith, D. H.

[36] Smith, SL. Windmeijer, F. & Wright, EW.

[37] Andreoni, J. Gale, W. G. Scholz, J. K. & Straub, J.

[38] Bauer, Bredtmann, And Schmidt

[39] Kitchen, H. & Dalton, R.

[40] Tobit Model

[41] Yao

[42] Chompff

[43] Sussman, Sharma, and Alter

[44] Neumayr. M. & Handy. F.

[45] McFadden

[46] Type І Extreme Value

[47] Mixed Logit

[48] Random Utility Model

[49] Error Components

[50] P-Value

[51] Maximum Likelihood

منابع

-     حافظ‌نیا، محمدرضا (1387). م‍ق‍دم‍ه‌ای‌ ب‍ر روش‌ت‍ح‍ق‍ی‍ق‌ در ع‍ل‍وم‌ ان‍س‍ان‍ی‌، تهران: انتشارات سمت.

-     داودی، پرویز(1385). اقتصاد خرد(1)، چاپ اول، تهران: نشر رابعه

-      Abrams, B. A. & Schmitz, M. D. (1978). The crowding-out effect of governmental transfers on private charitable contributions. Public Choice, 33(1): 29–39.

-      Abrams, B. A. & Schmitz, M. D. (1984). The crowding-out effect of governmental transfers - on private charitable contributions: cross-section. National Tax Journal, 37(4): 563–568.

-      Andreoni, J. (1988). Why free ride? Strategies and learning in public goods experiments. Journal of public Economics 37: 291-304.

-      Andreoni, J. (1989). Giving with impure altruism: Applications to charity andRicardianequivalence, Journal of Political Economy, 97:1447-1458

-      Andreoni, J. Gale, W. G. Scholz, J. K. & Straub, J. (1996). Charitable contributions of time and money. University of Wisconsin–Madison Working Paper.

-      Andreoni, J. & Payne, A. A. (2013). Charitable giving, handbook of public economics,Vol. 5, University of California, San Diego, USA. American Economic Review, 792-812.

-      Bauer, T. K. Bredtmann, J. and Schmidt, C. M. (2013). Time vs. money – The supply ofvoluntary labor and charitable donations across Europe. European Journal of Political Economy, 32: 80-94.

-      Bénabou R, Tirole, J. (2003) Intrinsic and extrinsic motivation. Reviwe Economical Stududent, 70(3):489–520.

-      Bergstrom, T. Blume, L. & Varian, H. (1986). On the private provision of public goods. Journal of Public Economics, 29(1): 25-49.

-      Bernheim, B.D, (1986). On the voluntary and involuntary provision of public goods. American Economic Review, 76, 789–793.

-      Brown, A. L. Meer, J. & Williams, J. F. (2013). Why do people volunteer? An experimental analysis of preferences for time donations (No. w19066). National Bureau of Economic Research.

-      Camerer, Colin & George Loewenstein (2010). Behavioral Economics: Past, Present, Futuer, California Institute of Technology, Division of Humanities and Social Science.

-      Chinman, M. J. & Wandersman, A. (1999). The Benefits and Costs of Volunteering in Community Organisations: Review and Practical Implications. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, 28(1): 46-64.

-      Chompff, D. (2009). Charity & Willing. The Role of Individual Dispositions and Charity Perceptions on the Willingness to Donate. Enonomics& Business, Maketing.

-      Clotfelter, C.T. (1985). Federal Tax Policy and Charitable Giving. The University of Chicago Press, Chicago, IL.

-      Feldstein, M. (1971). Hospital price inflation: A study of nonprofit price dynamics. American Economic Review, 61: 853–72.

-      Frey, B.S. and Jegen, R. (2001). Motivation crowding theory. Journal of Economic Surveys, 15(5):589–611

-      Frey, B. S. (1992a), Economics as a Science of Human Behaviour, Boston and Dordrecht: Kluwer.

-      Glazer, A. Conrad, K.A. (1996). A signaling explanation for charity. American Economical Reviwe, 86: 1019–1028.

-      Halfpenny, P. (1999). Economic and sociological theories of individual charitable giving: Complementary or contradictory? Voluntas: International Journal of Voluntary and Nonprofit Organizations, 10(3): 197-215.

-      Hansmann, H. B. (1980). The role of nonprofit enterprise. Yale Law Journal, 89, 835-898.

-      Hansmann, H. B. (1996). The ownership of enterprise. Harvard University Press

-      Kitchen, H. & Dalton, R. (1990). Determinants of charitable donations by families in Canada: A regional analysis. Applied Economics, 22(3): 285-299.

-      Kolm, S. C. (2000). Introduction: The economics of reciprocity, giving and altruism. In Iea Conference Volume Series (Vol. 130, pp. 1-46). Basingstoke; Macmillan Press; New York; St Martin's Press.

-      Lyons, Mark (2001). Third sector. The contribution of nonprofit and cooperative enterprise in Australia. Crows Nest (Australia): Allen & Unwin.

-      Menchik, Paul L. and Burton A. Weisbrod (1987). Volunteer Labor Supply. Journal of Public Economics, 32: 159-83.

-      Neumayr, M. & Handy, F.(2017). Charitable giving: What Influences Donors’ Choice among Different Causes? International Journal of Voluntary & Nonprofit Organizations.

-      Olson, M. (1965).The logic of collective action: Public goods and the theory of groups. - Cambridge, MA: Harvard University Press

-      Roberts, R.D. 1984. A positive model of private charity and public transfers. Journal of Political Economy 92, 136–148.

-      Rose-Ackerman, S. (1996). Altruism, nonprofits, and economic theory. Journal of Economic Literature, 34(2): 701–728.

-      Salamon, L and et al, (2013). The state of global civil societyand volunteering: Latest findings from the implementation of the UN nonprofit handbook, Working Paper, No. 49. (Baltimore: Johns Hopkins Center for Civil Society Studies).

-      Salamon,L. & Sokolowski, W (2016). The size and scope of the european third sector. TSI Working Paper No. 12, Seventh Framework Programme (grant agreement 613034), European Union. Brussels: Third Sector Impact.

-      Sargeant, A. Ford, J. B. & West, D. C. (2006). Perceptual determinants of nonprofit giving - behavior. Journal of Business Research, 59(2), 155-165.

-      Smith, A. (1759). The theory of moral sentiments. Reprint. Edited by D. Raphael & A. Maclie. (1976). Oxford: Clarendon.

-      Smith, D. H. (1994). Determinants of Voluntary Association Participation and Volunteering: ALiterature Review. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly. 23(3), 243-263.

-      Smith, SL. Windmeijer, F. & Wright, EW. (2015). Peer effects in charitable giving: Evidence from the (running) field. Economic Journal, vol 125, pp. 1053-1071.

-      Stiglitz. J(2009). Moving beyond market fundamentalism, annals of public and cooperative economics, 80: 345–360

-      Sussman, A. B. Sharma, E. & Alter, A. L. (2015). Framing charitable donations as exceptional expenses increases giving. Journal of Experimental Psychology: Applied, 21(2): 130.

-      Titmuss, Richard M, (1970). The Gift Relationship. London: Allen and Unwin.

-      Warr, P.G. (1982). Pareto optimal redistribution and private charity. Journal of Public Economics 19, 131–138.

-      Weisbrod, B. (1988). The nonprofit economy. Cambridge, MA: Harvard University Press

-      Wolozin, H. (1968). Volunteer manpower in the U.S. Economy. Federal programs for the development of human resources, Vol. 1, Joint Economic Committee, Washington, D.C. pp. 203-214

-      Yao, K. (2015). Who gives? The determinants of charitable giving, volunteering, and their relationship, Wharton Research Scholars. 126.

-      Zinsmeister, Karl, (2016). How philanthropy fuels american success, Available at:URL:http//www.philanthropyroundtable.org/file_uploads/Phil_Winter16_Almanac.pdf