برآورد ارزش تفریحی پارک ناژوان شهراصفهان با استفاده از روش هزینه سفر فردی

نویسندگان

1 استادیار، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

2 کارشناس‌ارشد، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

چکیده

پارک‌های شهری برای گذران اوقات فراغت مردم ارزش‌‌ تفرج‌گاهی دارند و به همین علت برآورد ارزش اقتصادی و شناخت تأثیر آنها بر رفاه جامعه شهری، در کانون توجه اقتصاددانان محیط‌زیست است. در این پژوهش خدمات تفرجگاهی پارک ناژوان، در جایگاه یکی از منابع ارزشمند زیست‌محیطی شهر اصفهان، ارزش‌گذاری می‌شود. برای این منظور از روش هزینه سفر فردی استفاده شده و حجم نمونه معادل 508 نفر محاسبه شد. در روش هزینه سفر فردی برای بررسی اثر متغیرهای توضیحی بر تعداد دفعات بازدید، از الگوی رگرسیون لگاریتمی استفاده شد. برای این منظور تابع سفر به‌شکل توابع خطی، لگاریتمی، خطی‌لگاریتمی و لگاریتمی‌خطی برآورد شد. از میان این فرم‌ها، براساس معناداری آماره‌ها، فرم لگاریتمی انتخاب شد. در الگوی لگاریتمی از 15 متغیر توضیحی واردشده، ضریب10 متغیر معنی‌دار بود. مازاد رفاه گروهی سه نفره در هر بازدید از پارک ناژوان در طول یک سال 79/0میلیون ریال و برای یک فرد در هر بازدید در طول یک سال 24/0میلیون ریال است. مقایسه نتیجه این مطالعه با مطالعه صامتی و همکاران (1391) نشان می‌دهد مازاد رفاه هر بازدید در روش هزینه سفر فردی، 24/14درصد کمتر از تمایل به پرداخت نهایی افراد در روش ارزش‌گذاری مشروط است.
 

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Estimating The Recreational Value of Najvan Park Based on Individual Travel Cost Method (ITCM)

نویسندگان [English]

  • Rozita Moayedfar 1
  • Abdolhamid Moarefi mohammadi 1
  • Sepideh Saeed Mahdavi 2
1 Assistant professor, Faculty of Administrative Sciences & Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
2 M.A Degree in development and programing, Faculty of Administrative Sciences & Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

Urban parks have recreational value for people's leisure time and for this reason, environmental economists pay attention to estimation of economic value and understanding their impact on welfare of urban society. In this study, individual travel cost method is used for estimating the value of Nazhvan park’s recreational services. Sample size was calculated to be 508. A logarithmic regression model was used in the Individual travel cost method for assessing the impact of explanatory variables on the number of visits. In order to achieve this goal, travel function has been estimated in form of linear, logarithmic, linear-logarithmic and logarithmic-linear functions, among which logarithmic function was selected based on statistical significance. In the logarithmic model, 10 of 15 independent variables were significant. According to the results, consumer surplus for each visit during a year is equal to 0.79 million Rials for a group of three people and 0.24­ million Rials for each visitor. Comparing our results with Sameti et al.(1391), demonstrates that welfare surplus per visit in individual travel cost method is 14.24 percent less than marginal willingness to pay in contingent valuation method. 

کلیدواژه‌ها [English]

  • Recreational Value
  • Najvan Park
  • Individual Travel Cost Method
  • Consumer Surplus

مقدمه

 

از آغاز ارزش‌گذاری منابع زیست‌محیطی و پارک‌ها بیش از چهار دهه می‌گذرد؛ اما اهمیتی که این موضوع در این مدت کسب کرده است از آنچه درخور تصور بوده بسیار فراتر است. علت این امر، نقش انکارناپذیری است که اکوسیستم‌ها و پارک‌ها در زندگی بشر و به‌ویژه در شهرهای صنعتی ایفا می‌کنند. به‌علت ملموس‌نبودن ارزش کالاهای زیست‌محیطی و نبود قوانین و مقررات ویژه و تعریف‌نشدن مالکیت برای آنها، از منابع و خدمات اکوسیستمی به‌طور آزاد و نامحدود بهره‌‌برداری می‌شود که نتیجه آن جز تخریب و تخلیه نخواهد بود (شرزه‌ای و جلیلی، 1392).

پارک‌های شهری برای گذران اوقات فراغت مردم ارزش‌های تفرج‌‌گاهی مهمی دارند. به همین علت برآورد ارزش اقتصادی آنها و شناخت نقش خدمات زیست‌محیطی این پارک‌ها در تأثیر بر رفاه جامعه، به‌خصوص جامعه شهری، در کانون توجه اقتصاددانان محیط‌‌زیست است (حیاتی و همکاران، 1389). ارزش‌گذاری اقتصادی به‌معنی تعیین ارزش‌های کمی کالاها و خدماتی است که منابع زیست‌محیطی فراهم می‌کنند. این کالاها و خدمات ممکن است قیمت‌های بازاری یا قیمت‌های غیر‌‌بازاری داشته باشند. ازآنجاکه عمده کالاها و خدمات زیست‌محیطی غیر‌‌بازاری و در حکم کالای عمومی محسوب می‌شوند، ارزش‌گذاری اقتصادی آنها به‌سادگی کالاهای خصوصی نیست (آرمبرچت،[1] 2014).

ارزش تفرجی پارک‌ها و اماکن تفرج‌گاهی ارزشی است که مردم برای بازدید و استفاده از خدمات زیست‌محیطی و تفرجی این‌گونه مراکز قائل‌اند (نهرلی، 1374). کمی‌کردن ارزش اماکن تفرجی در مدیریت تلفیقی انسان و محیط نقش مهمی دارد و مدیران در قالب ابزاری مؤثر برای بهبود سیاست‌های زیست‌محیطی از آن استفاده می‌کنند (برندر و همکاران،[2] 2007).

اقتصاددانان محیط‌زیست معتقدند انجام ارزش‌گذاری برای کارکردها، کالاها و خدمات غیربازاری اکوسیستم‌ها امری لازم و ضروری است و انکار ارزش آنها در درازمدت پیامدهای منفی و نامطلوبی برای جامعه در پی خواهد داشت (وایت،[3] 2006). هدف این پژوهش ارزیابی اقتصادی خدمات زیست‌محیطی پارک ناژوان اصفهان با استفاده از روش هزینه سفر فردی، برآورد تابع تقاضای سفر فردی و محاسبه اضافه رفاه بازدیدکنندگان از پارک ناژوان به‌صورت فردی و گروهی است و همچنین مقایسه نتایج به‌دست‌آمده با روش ارزش‌گذاری مشروط که صامتی، معینی، مردیها و خانی‌زاده امیری (1391) انجام داده‌اند.

به‌این‌ترتیب در بخش دوم پیشینه پژوهش ارائه خواهد شد. بخش سوم، به مبانی نظری روش هزینه سفر اختصاص دارد. معرفی نمونه‌پژوهی در بخش چهارم ارائه خواهد شد. دربارﮤ الگوی اقتصادسنجی و برآورد ضرایب در بخش پنجم بحث می‌شود و درنهایت در بخش ششم، جمع‌بندی و نتیجه‌گیری ارائه خواهد شد.

 

مبانی نظری

اکوسیستم‌های جنگلی منافع اقتصادی بسیاری برای بشر فراهم می‌کند. به‌طور کلی می‌شود این ارزش‌ها را به ارزش‌های مستقیم،[4] غیر‌‌مستقیم،[5] ارزش انتخاب،[6] ارزش وجودی[7] و ارزش میراثی[8] تقسیم‌بندی کرد (توراس، 2000)؛ به‌گونه‌ای‌که اقتصاددانان محیط‌‌زیست به‌منظور ارزیابی ترجیحات و برآورد تمایل به پرداخت افراد در ارتباط با کالاها و خدماتی که برای آنها شکست بازار[9] یا ﺗﺄثیرات خارجی[10] وجود دارد، روش‌های متنوعی پیشنهاد کرده‌اند (فلورت و پریر،[11] 2011). این روش‌ها با سه رویکرد ترجیحات بیان‌شده[12] (رهیافت بازار فرضی)، ترجیحات آشکارشده[13] (بازار جایگزین) و ترجیحات نسبت‌داده‌شده (رهیافت‌های مبتنی‌بر هزینه)[14] تحلیل می‌شوند (لوویر و همکاران،[15] 2000).

 روش هزینه سفر قدیمی‌ترین روش ارزش‌گذاری غیربازاری است که بر ارزش‌گذاری‌های فردی، در حکم هزینه سفر فردی، یا بر ارزش‌گذاری‌های جمعیت یک ناحیه، در حکم هزینه سفر ناحیه‌ای،[16] بر کالاهای زیست‌محیطی تکیه دارد که در هزینه‌های سفر مصرف‌کنندگان آن کالای زیست‌‌محیطی آشکار می‌شود. این روش در جایگاه یک تکنیک ترجیحات آشکار‌‌شده شناخته شده است (ترنر و همکاران، 1994). فرض اصلی مبنای روش هزینه‌‌ سفر این است که ارزش هر مکان تفریحی مطابق هزینه‌هایی است که بازدید‌‌کننده برای استفاده از آن مکان متحمل می‌شود. مزیت منحصربه‌فرد این روش آن است که بیشتر بر داده‌های واقعی مبتنی است تا داده‌های فرضی و به همین علت قادر است مقادیر واقعی را ارائه کند (کاویان‌پور، 1378).

این پژوهش با به‌کارگیری روش هزینه سفر فردی به‌دنبال ارزیابی تأثیر متغیرهای مختلف بر تعداد بازدیدهای افراد از پارک جنگلی ناژوان و برآورد تمایل به پرداخت افراد به‌منظور حفظ ویژگی‌های مختلف این تفرجگاه است.

کلاوسون (١٩٥٩)، روشی را ابداع کرد که اهمیت فوق‌العاده‌ای دارد. اساس این روش بر تخمین رابطه تعداد افراد مراجعه‎کننده به یک پارک استوار است. امروزه این روش یکی از متداول‎ترین روش‎های ارزیابی‎کردن ارزش‎های تفریحی مراکز تفرجگاهی است. روش کلاوسون در حال حاضر باعنوان روش هزینه سفر شناخته می‌‌شود. در سطح جهانی، روش کلاوسون یا هزینه سفر در مقایسه با سایر روش‌ها کاربرد بیشتری یافته است (لوویر و همکاران،[17] 2000).

 

ویژگی‌های روش هزینه سفر فردی (ITCM)

- ترجیحات آشکارشدﮤ افراد را در زﻣﻴﻨﮥ مکان‌های طبیعی به‌صورت تمایل به پرداخت برای بازدید از آن مکان اندازه می‌گیرد؛

- بین مخارج صرف‌شده و مکان تفریحی خاصیت مکملی ضعیفی وجود دارد؛        

 - داده‌ها و اطلاعات از بازدیدکنندگان و مبدأ سفر آنها به دست می‌آید؛

 - بین مسافت سفر و تعداد مسافرت‌ها رابطه معکوسی پدیدار می‌شود؛

 - رابطه بین متغیرها به‌صورت یک تابع تقاضا تفسیر می‌شود که در آن تعداد بازدیدها تابعی از هزینه مسافرت است؛            

 - اجازه برآورد مازاد مصرف‌کننده را می‌دهد؛

 - مزیت منحصربه‌فرد روش هزینه سفر این است که این روش بیشتر بر داده‌های واقعی مبتنی است تا داده‌های فرضی و به همین علت قادر است مقادیر واقعی را ارائه کند.

 

تفات‌های روش هزینه سفر فردی ITCM)) و روش ارزش‌گذاری مشروط (CVM)

1- CVM، بر رهیافت ترجیحات بیان‌شده یا رهیافت‌های بازار فرضی مبتنی است؛ اما TCM بر رهیافت ترجیحات آشکارشده یا رهیافت‌های بازار جایگزین مبتنی است.

2- در CVM، متغیرهای مرتبط با هزینه‌‌های انجام‌شده برای استفاده از خدمات کالای زیست‌محیطی وارد الگو نمی‌شود؛ اما روش TCM به‌طور مستقیم با هزینه‌های انجام‌یافته برای استفاده از خدمات کالای زیست‌محیطی ارتباط دارد.

3- CVM، این امکان را دارد که ارزش وجودی غیراستفاده‌ای[18] کالای زیست‌محیطی را برآورد کند (برآورد ارزش غیراستفاده)؛ اما نظریه TCM، بر انجام هزینه برای استفاده[19] از خدمات کالای زیست‌محیطی مبتنی است (برآورد ارزش استفاده).

4- TCM، با ‌‌استفاده از الگوهای غیرخطی لاجیت، توبیت، پروبیت و هکمن برآورد می‌شود؛ اما TCM اصولاً با ‌‌استفاده از الگوهای خطی برآورد می‌شود.

5- در CVM، الگویی غیرخطی برآورد می‌شود؛ اما در TCM چهار الگوی خطی‌لگاریتمی و برعکس، خطی‌خطی و لگاریتمی‌لگاریتمی برآورد می‌شود.

6- در CVM، هزینه فرصت زمان تخصیص‌داده‌شده به استفاده از کالای زیست‌محیطی در برآورد ارزش اقتصادی خدمات کالای زیست‌محیطی نقشی ندارد؛ درصورتی‌که در TCM هزینه فرصت به‌صورت یک متغیر مستقل وارد می‌شود.

7- متغیرهای بیشتری که در الگوی TCM علاوه‌بر الگوی CVM وارد می‌شوند دربرگیرندﮤ نوع وسیله شخصی، هزینه فرصت زمان (گرفتن یا نگرفتن مرخصی و مبلغ دستمزد)، ارزش هزینه‌های سفر (به‌صورت متغیر مجازی صفر و یک)، مدت زمان مسافرت، فاصله از محل سکونت تا پارک و درنهایت کل هزینه‌های انجام‌شده در سفر برای بازدید از منطقه شامل هزینه‌های رفت‌وآمد، غذا و اسکان است.

8- متغیرهای بیشتری که در مدل CVM علاوه‌بر مدل TCM وارد می‌‌شوند عبارت‌اند از: پرسش مستقیم در ارتباط با تمایل نهایی به پرداخت برای خدمات زیست‌محیطی و در صورت نیاز علت تمایل‌نداشتن به پرداخت.

9- متغیر وابسته در TCM، تعداد بازدید از پارک در یک دوره مشخص است؛ اما متغیر وابسته در CVM مقدار انتظار تمایل به پرداخت‌های نهایی به‌صورت متغیر مجازی است. به‌این‌ترتیب متغیر وابسته در هر دو الگو گسسته است.

10- وجود چندین هدف گردشگری در یک سفر تورش تمایل به پرداخت در TCM را باعث می‌شود و در CVM نیز اغراق در تمایل به پرداخت یا ترس از اعلام صحیح ترجیحات وجود دارد.

 11- در CVM امکان محاسبه تمایل به دریافت[20] نیز وجود دارد؛ اما در TCM این امکان وجود ندارد.

12- در TCM، هزینه‌های واقعی در قالب متغیر وارد الگو می‌شود؛ اما در CVM هزینه‌های بیان‌شده و فرضی وارد الگو می‌شود.

13- روش هزینه سفر ترجیحات آشکارشدﮤ افراد را در زﻣﻴﻨﮥ مکان‌های طبیعی، بر مبنای رفتار واقعی افراد به‌صورت پرداخت هزینه‌های سفر برای بازدید اندازه‌گیری می‌کند؛ بنابراین استفاده از این روش به کالاها و خدمات زیست‌محیطی همچون جنگل‌ها، تالاب‌ها، رودخانه‌ها، دریاچه‌ها، پارک‌های ملی، پارک‌های جنگلی و نواحی ساحلی که کاربرد تفریحی دارند محدود است (حیاتی و همکاران، 1390: 5).

 

تصریح مدل اقتصادسنجی

در الگوی هزینه سفر فرض بر این است هر مصرف‌کننده به همان نحوی که سبد کالاهای (x) خود را انتخاب می‌کند، دربارﮤ تعداد بازدیدهای خود از پارک (v) تصمیم می‌گیرد.

(1)

 

 

 هزینه‌های نقدی مربوط به یک بازدید از پارک ناژوان است. W سطح دستمزد است. هزینه فرصت زمان به میزان درصدی از نرخ دستمزد تعیین خواهد شد. L میزان ساعات کاری است که تأمین‌کنندﮤ درآمد فرد WL است و  هزینه نقدی یک بازدید از پارک ضرب در تعداد بازدید از پارک  به‌علاوه هزینه برای خرید سبد کالای X، تشکیل یک تابع تخصیص با محدودیت زمان را خواهد داد (بدات و همکاران،[21] 2004).

(2)

 

 

T کل زمان در اختیار فرد،ttزمان صرف‌شده برای رفتن به پارک وtvزمان صرف‌شده در پارک است. بنابراین مسئله بالا به این شکل بازنویسی می‌شود:

(3)

+W

باتوجه به تابع هدف و تابع قید، هزینه سفر (TC) با قیمت سفر  مشخص می‌شود.

(4)

 

 

تابع تقاضا یا تابع تولید سفر

با حل معادله (4)، تابع تقاضا برای بازدید هر فرد از پارک به دست می‌آید. تابع تقاضا تابعی است از ویژگی‌های فردی و هزینه‌های انجام‌شده برای رسیدن به پارک، اقامت در پارک و برگشتن از پارک به منزل یا مقصد بعدی سفر؛ به‌طوری‌که این تابع، تابع تولید سفر نامیده می‌شود (بدات و همکاران، 2004) و به‌صورت زیر نمایش داده می‌شود:

(5)

= f

 

Z1, …,Znمتغیرهای اقتصادی‌اجتماعی‌اند و به‌این‌ترتیب الگوی هزینه سفر فردی شکل می‌گیرد. کل هزینه سفر هر بازدیدکننده از مجموع قیمت کراﻳﮥ رفت‌وبرگشت در صورت استفاده از وسیله نقلیه شخصی و قیمت بنزین، هزینه فرصت زمان و هزینه انجام‌شده در مکان تفریحی نظیر امکانات تفریحی و تغذیه‌ای پارک به دست خواهد آمد.

 

 مازاد رفاه مصرف‌کننده

این تصور درست نیست که قیمت فروش یک کالا ارزش اقتصادی آن را نشان می‌دهد؛ بلکه قیمت بازار کمترین تمایل به پرداخت افراد را به هنگام خرید کالا بیان می‌کند. زمانی‌که مردم تصمیم می‌گیرند یک کالای بازاری را خریداری کنند، قیمت فروش یا قیمت بازاری را با سطح زیر تابع مطلوبیت مقایسه می‌کنند که همان تمایل به پرداخت کل است. آنها فقط کالایی را می‌خرند که تمایل به پرداخت آنها بیشتر یا برابر با قیمت بازاری باشد (بتمن و ویلیس، 1999). افراد به‌طور معمول برای یک کالا بیشتر از قیمت بازاری آن تمایل به پرداخت دارند که این مازاد بر قیمت فروش همان اضافه رفاه مصرف‌کننده است. مازاد مصرف‌کننده برابر است با تفاوت میان بیشترین قیمتی که مصرف‌کننده حاضر است بپردازد با قیمتی که اکنون می‌پردازد. این مفهوم با استفاده از انتگرال‌گیری از ناحیه زیر منحنی تقاضا به دست می‌آید (بایلاس،[22] 1992). برای برآورد مازاد رفاه مصرف‌کننده، تابع تقاضا باید برآورد شود. این کار به یکسری اطلاعات دربارﮤ عوامل دیگر مانند درآمد و قیمت نیاز دارد که ممکن است بر تقاضا تأثیر گذارد. برای برآورد مازاد رفاه تولید‌‌کننده، به اطلاعاتی راجع به هزینه‌های متغیر تولید و درآمدهای به‌دست‌آمده از کالا نیاز است (بتمن و ویلیس، 1999). برای محاسبه مازاد رفاه مصرف‌کننده از روش مندز[23] (2002) استفاده خواهد شد.

(6)

CS =

 

CS مازاد رفاه مصرف، TCmeمتوسط هزینه یک بازدید برای هر فرد و TCmax بیشترین هزینه‌ای است که در آن تعداد بازدیدهای فرد به صفر می‌رسد؛ البته این امکان وجود دارد که روش زیر را نیز برای استخراج تابع تقاضای سفر و استخراج مازاد رفاه بازدیدکنندگان به کار برد که به نتایج یکسانی دست خواهیم یافت. X1, …,Xnمتغیرهای اقتصادی‌اجتماعی‌اند. تابع زیر با اطلاعات حاصل از پرسشنامه برآورد می‌شود (ارم برچت،[24] 2014).

(7)

= f(( ,…, )

 

اگر هزینه ورودی P برای بازدیدکنندگان از پارک وجود داشته باشد، متغیر P در حکم هزینه بازدید عمل می‌کند و به متغیر TC اضافه می‌شود. همان‌طورکه ذکر شد پس از برآورد رابطه فوق با استفاده از داده‌های حاصل از پرسشنامه، با افزایش فرضی قیمت ورودیه، تعداد کل بازدیدها (Q) به ازای هریک از قیمت‌های متغیر به دست می‌آید که درنهایت این امکان وجود دارد که تابع تقاضای مارشال را از آن استخراج کرد:

(8)

Q=

 

به‌این‌ترتیب طی این مراحل و با ‌‌استفاده از داده‌های فرضی به‌دست‌آمده، منحنی تقاضا استخراج می‌شود. این منحنی قادر است با تغییر هزینه بازدید، تعداد کل بازدیدهای پارک را پیش‌بینی کند. افراد منافع و هزینه‌های حاصل از تفریح را می‌سنجند و تنها درصورتی‌که ارزش خالص بازدید مثبت باشد به بازدید از پارک اقدام خواهند کرد. برآورد مازاد مصرف‌کننده نتیجه مهم و اساسی است که از ارزش‌گذاری به روش هزینه سفر گرفته می‌شود. مازاد مصرف‌کنندﮤ کل از مجموع مازاد مصرف‌کننده‌های فردی به دست می‌آید. سطح زیر منحنی مارشال، معرف مازاد مصرف‌کننده خواهد بود. اگر پارک هیچ هزینه ورودی نداشته باشد، کل سطح زیر منحنی تقاضا نشان‌دهندﮤ منفعت اقتصادی مصرف‌کنندگان (CS ) خواهد بود (لنسدل و گنگادهاران، 2003). به‌این‌ترتیب مازاد مصرف‌کننده از رابطه زیر محاسبه می‌شود:

(9)

CS=

 

نتیجه اساسی که در روش ارزش‌گذاری به روش هزینه سفر فردی حاصل می‌شود توانایی محاسبه مازاد رفاه مصرف‌کنندگان است (حیاتی و همکاران، 1390: 7). در روش هزینه سفر فردی، اهمیت مازاد مصرف‌کننده (CS) در این است که نشان می‌دهد یک سفر یا بازدید از یک مکان تفریحی چه مقدار پولی برای بازدیدکننده ارزش دارد. بنابراین CS همواره نشان‌دهندﮤ ارزش مصرفی تفریح برای یک مکان تفریحی است (آرمبرچت،[25] 2014).

 

پیشینه پژوهش

دانشور کاخکی و همکاران (1386)، با به‌کارگیری روش ارزش‌گذاری مشروط، متوسط تمایل به پرداخت ماهیانه افراد را برای ارزش وجودی منطقه ییلاقی روستای زشک 11300ریال محاسبه کردند. در این محاسبه، سن و درآمد افراد و مقدار قیمت پیشنهادی اثر منفی و میزان تحصیلات و درآمد خانوار اثر مثبت معناداری بر روی میزان تمایل به پرداخت افراد داشت.

باقرزاده (1389) به روش تابع تولید خانوار، تابع تقاضای تفریح در پارک‌های جنگلی، نمونه‌پژوهی پارک جنگلی داغلار باغی منطقه فیرورق را استخراج کرد. نتایج مطالعه نشان می‌دهد زمان مسافرت و هزینه‌های مسافرت بر تولید کالای تفریح مؤثرند.

 حیاتی و همکاران (1390) ارزش تفریحی پارک فدک شهرستان خوی را به روش هزینه سفر فردی برآورد کردند. نتایج نشان داد متغیرهای هزینه سفر و درآمد افراد بر تعداد بازدیدهای آنها به‌ترتیب اثر منفی و مثبت معنی‌داری داشتند.

صامتی و همکاران (1391) در مقاله‌ای با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط، بوستان جنگلی ناژوان اصفهان را ارزش‌گذاری تفرجی کردند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد تمایل به پرداخت افراد برای استفاده از ارزش تفریحی بوستان جنگلی ناژوان با متغیرهای درآمد و تحصیلات رابطه مستقیم و با متغیرهای مبلغ پیشنهادی، سن و تعداد افراد خانوار رابطه منفی معنادار داشته است. درنهایت براساس نتایج، میانگین تمایل به پرداخت افراد برای ارزش تفریحی بوستان جنگلی ناژوان 8میلیون و 983هزار و 702 ریال در ماه به دست آمده است. در این پژوهش برای تعیین حجم نمونه، از فرمول کوکران استفاده شده و تعداد پرسشنامه‌های لازم (حجم نمونه نهایی) براساس میانگین و واریانس جامعه آماری، بازدیدکنندگان از پارک جنگلی ناژوان، با تکمیل 30 پرسشنامه اولیه تعیین شده است. درنهایت تعداد 300 پرسشنامه تکمیل شده است. در مطالعه‌ای مقایسه‌ای، ملکیان (1392) با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط ( CVM)، ارزش تفرجی و میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان از پارک کوهستانی صفه اصفهان را برآورد کرد. میانگین تمایل به پرداخت افراد برای ارزش تفریحی پارک کوهستانی صفه 9هزار و 985 ریال در ماه به دست آمد؛ درصورتی‌که در روش هزینه سفر فردی، ارزش تفرجگاهی پارک صفه براساس تخمین تقاضای مکان تفریحی و محاسبه سطح زیر منحنی برای هر فرد به‌صورت ماهانه 420هزار و 250 به دست آمد که از تفاوت درخور توجه این دو روش نشان دارد.

نیلسن و همکاران[26] (2005)، با انتخاب فرم معکوس تابع تولید سفر و با استفاده از روش هزینه سفر منطقه‌ای، ارزش تفریحی کوهنوردی را در پارک ملی بلندن کر[27] استرالیا 250هزار و 825 دلار در هر سال تعیین کردند.

جبارین و دمهوریه[28] ( ٢٠٠٦ ) در مطالعه‌ای، روش ارزش‌گذاری مشروط و هزینه سفر فردی را مقایسه کردند. آنها با استفاده از روش هزینه سفر، ارزش تفریحی پارک ملی دوبین را به‌طور متوسط ١٠٠ دلار به ازای هر فرد در هر روز و ارزش تفریحی سالیانه را ٢/١٩میلیون دلار برآورد کردند؛ همچنین متوسط تمایل به پرداخت برای حفظ و بهبود خدمات در این پارک، با استفاده از روش ارزش‌‌گذاری مشروط، 8/7 دلار برآورد شد.

شرستا و همکاران[29] (2007) در بررسی مطبوع‌بودن محیط‌زیستی منطقه رودخانه آپالاچیکولا در فلوریدا، تقاضای بازدیدکنندگان را تحلیل کردند و به این نتیجه رسیدند بازدیدکنندگان به‌طور متوسط برای هر روز 18/74 دلار پرداخت می‌کنند.

خداوردی‌زاده و همکاران[30] (2009) عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان را در کلیسای سنت‌اسپاتانوس درآمد، اندازه خانوار، جنسیت و تحصیلات گزارش کردند.

بیکلی و همکاران[31] (2011) به‌منظور بهبود و گسترش زیرساخت‌های مناطق مرتعی مرتفع و پست، در برآورد تمایل به پرداخت نهایی بازدیدکنندگان در انگلستان از روش ارزش‌گذاری مشروط (CVM) استفاده کردند.

ساتوت و همکاران[32] (2012) ارزش تفریحی جنگل‌های سرو لبنان را 44 دلار در سال برای هر خانواده برآورد کردند. آرمبرچت (2014) در مطالعه مقایسه‌ای بین ارزش‌گذاری مشروط و روش هزینه سفر فردی، خدمات دو نهاد فرهنگی را در نزد افکار عمومی ارزش‌گذاری کرد.

نتایج نشان می‌دهد در ارزش‌گذاری خدمات مجزا، روش ارزش‌گذاری مشروط بسیار دقیق‌تر از روش هزینه سفر عمل می‌کند و در مقابل، روش هزینه سفر فردی در ارزش‌گذاری خدمات کلی و تجزیه‌ناپذیر از روش ارزش‌گذاری مشروط بهتر عمل می‌کند.

 

روش پژوهش

الف. منطقه نمونه‌پژوهی

پارک ناژوان محدوده‎ای نزدیک به ۱۲۰۰ هکتار در انتهای شمال‎غربی اصفهان که با توﺳﻌﮥ شهری، اراضی کشاورزی و باغ‌های دوسویه و رودخانه زاینده‌رود آن را محصور کرده‌اند. اراضی محدوده ناژوان به‌علت دارابودن پوشش سبز و عبور رودخانه از آن درمجموع در مقایسه با اصفهان، اقلیم معتدل‌تری دارد. باتوجه به وضعیت قرارگرفتن این پارک در مسیر بادهای غربی جنوب‌غرب به شمال‌شرق و وضعیت قرارگرفتن بیشترِ صنایع آلاینده در غرب اصفهان، این پارک در حکم فیلتری طبیعی برای شهر اصفهان عمل می‌کند و بر همین اساس اراضی ناژوان را در حکم ریه شهر اصفهان می‌شناسند. پارک جنگلی ناژوان دارای مراکز گردشگری باغ پرندگان، باغ موزه پروانه‌ها، باغ خزندگان زنده، پارک بادی، تله سیژ و پارک آبی کودکان است. وجود پارک ناژوان به جریان آب زاینده‌رود وابسته است و با کاهش آب و خشک‌شدن زاینده‌رود روند تخریب این پارک و کاهش خدمات زیست‌محیطی آن رو به گسترش است. این امر بر اهمیت ارزش‌گذاری خدمات زیست‌محیطی این پارک در جایگاه مکمل در کنار زاینده‌رود می‌افزاید.

 

ب. برآورد الگو

در این پژوهش به‌علت محدودیت هزینه در جمع‌آوری مشاهدات، برای خطای معیار نسبی عدد 2 و سطح معنی‌داری 10درصد و نیز با 10درصد تفاوت بین تمایل به پرداخت واقعی و تمایل به پرداخت برآوردشده اندازه نمونه 508 تعیین شده است. از 30 عدد پرسشنامه نیز برای انجام پیش‌آزمون استفاده خواهد شد. در این پژوهش از روش ضریب آلفای کرونباخ به‌منظور آزمون پایایی پرسشنامه استفاده کرده‌ایم که نتایج حاصل از پیش‌آزمون مشخص کرد مقدار آمار آلفای کرونباخ 89/0 = α است که از پایایی پرسشنامه نشان دارد. بر مبانی نظری و پیشینه پژوهش که در مراحل پیش ذکر شد، یک الگوی رگرسیونی با متغیرهای زیر را تصریح می‌کنیم. در الگوی (10)، V تعداد بازدید از پارک در یک سال گذشته است.

(10)

 

 

 

 

 

جدول1- متغیرهای توضیحی به‌کاررفته در الگو

D1

وسیله نقلیه

AGU

سن

D2

طبقه شغلی

JOB

ساعات اشتغال

D3

میزان علاقه‌مندی به پارک

EDU

تحصیلات

D4

جنسیت

Exp

مخارج ماهیانه خانوار

D5

وضعیت تأهل

Xm

فاصله از محل سکونت تا پارک

D6

شهرستان محل سکونت (بومی‌بودن)

X1

مدت زمان مسافرت (ساعت)

TC

کل هزینه‌های انجام‌شده

SIZ

اندازه خانوار

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

جدول2- ویژگی‌های جمعیت‌شناختی پاسخ‌دهندگان

فرد

درصد

تحصیلات

درصد

سن

درصد

مخارج خانوار (هزار تومان)

درصد

متاهل

4/84

زیر دیپلم

20/12

64

57/1

500

76/2

مجرد

6/15

دیپلم

72/29

54-64

69/6

700- 500

12/5

مرد

8/83

فوق‌دیپلم

42/11

44-54

32/17

900-700

28/7

زن

2/16

لیسانس

22/36

34-44

35/28

1200-900

43/23

بومی

76/70

فوق‌لیسانس

06/9

24-34

17/39

1500-1200

52/17

غیربومی

23/29

دکتری

38/1

≥24

89/6

 1500

9/43

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

 

نتایج حاصل از مطالعه ویژگی‌های جمعیت‌شناختی نشان داد 4/84درصد بازدیدکنندگان ﻣﺘﺄهل‌اند. به‌طور تقریبی 58درصد بازدیدکنندگان تحصیلات عالی دارند و به‌طور تقریبی 85درصد خانوار بازدیدکنندگان، در ماه مخارج بیش از 900هزار تومان دارند. در این پژوهش کل هزینه سفر هر بازدیدکننده از مجموع قیمت کرایه رفت‌وبرگشت، در صورت استفاده از وسیله نقلیه شخصی و قیمت بنزین، هزینه فرصت زمان و هزینه خود مکان تفرجی نظیر امکانات تفریحی و تغذیه‌ای پارک به دست آمده است.

هزینه بیمه، استهلاک، تعمیرات و نگهداری وسیله نقلیه معادل یک درصد هزینه سوخت در نظر گرفته شده و به هزینه سفر اضافه می‌شود. با استناد به مطالعه لنسدل و گنگادهاران ( ٢٠٠٣ )، فرض شده است این مخارج اضافی در تصمیمات بازدیدکنندگان اثرگذار نیست؛ بنابراین در محاسبات لحاظ نشده است. هزینه فرصت زمان نیز یک‌شصتم مخارج ماهیانه خانوار تعیین شد؛ زیرا مخارج ماهیانه نماینده درآمد خانوار است و فرض شد افراد بومی و افراد غیربومی، به‌علت سفر با چندین هدف، برای رسیدن و اقامت و بازگشت، نیم‌روز را برای پارک ناژوان صرف می‌کنند.

الگوی بالا به چهار روش خطی‌خطی، لگاریتمی‌خطی، خطی‌لگاریتمی و لگاریتمی‌لگاریتمی برآورد می‌شود و در مرحله بعد، نحوﮤ انتخاب بهترین الگو بررسی خواهد شد. نتایج انتخاب الگو نشان می‌دهد قدرت توضیح‌دهندگی الگوی لگاریتمی‌خطی بیشتر است؛ اما آمار آزمون جارک‌برا نشان می‌دهد جملات پسماند این الگو توزیع نرمال ندارد و این علت کافی برای رد این الگوست. علاوه‌براین مشکل، آماره راست‌نمایی در الگوی لگاریتمی‌خطی به‌لحاظ قدر مطلق عددی بزرگ‌تر است یا به عبارت دیگر، کوچک‌ترین مقدار منفی را به خود اختصاص داده است . به‌این‌ترتیب باتوجه به سایر آماره‌ها و تطبیق علامت متغیرهای مستقل منطبق‌بر نظریه‌ای که در جدول بعدی آمده است، الگوی لگاریتمی‌لگاریتمی در حکم بهترین الگو انتخاب می‌شود.  

ج. برآورد تابع تقاضای سفر فردی

همان‌طورکه گفته شد باتوجه به معیارها و علامت متغیرهای ذکرشده در جدول بعدی، الگوی لگاریتمی‌لگاریتمی در حکم بهترین الگو انتخاب شده است. در جدول زیر برآورد هر چهار الگو به‌منظور انتخاب بهترین الگو آورده شده است.

در الگوی لگاریتمی 15 متغیر مستقل وارد الگو شده است که 10 متغیر معنی‌دار شده و 5 متغیر نیز بر تعداد بازدید از پارک ناژوان تأثیر معنی‌دار نداشته است. متغیرهای الگو شامل: عرض از مبدأ، استفاده از وسیله نقلیه (روش رسیدن به پارک ناژوان)، طبقه شغلی، علاقه‌مندی به بازدید از پارک، جنسیت (مردبودن)، تأهل، بومی‌بودن، فاصله از محل سکونت تا پارک (به دقیقه)، مدت زمان مسافرت (شامل رفت، اقامت، برگشت)، اندازه خانوار، ساعات اشتغال (ساعات کار در طول روز)، تحصیلات، مخارج ماهیانه خانوار (در حکم نماینده درآمد خانوار)، سن و کل هزینه‌های انجام‌شده در سفر برای بازدید از منطقه همچون هزینه‌های رفت‌وبرگشت، حمل‌ونقل، غذا، اسکان، هزینه فرصت زمان و استفاده از وسیله‌های تفریحی پارک است.

 

جدول3- برآورد الگو با استفاده از چهار روش خطی‌خطی، لگاریتمی‌خطی، خطی‌لگاریتمی و لگاریتمی‌لگاریتمی

تابع تقاضای سفر فردی

ضریب تعیین

ضریب تعیین تعدیل‌شده

آماره حداکثر راست‌نمایی

آماره آکائیک

آماره شوارتز

آماره هنان‌کوئین

آماره F

 

آماره جارک‌برا

 

آماره بروش‌پیگان

 

خطی‌خطی

2565/0

23540

708/2540-

06184/10

18676/10

110/10

149/12

[000/0]

706/3933

[000/0]

227893/3

[0001/0]

خطی‌لگاریتمی

302384/0

282573/0

66/2608-

32703/10

45195/10

37602/10

26374/15

[000/0]

885/2703

[000/0]

929752/5

[000/0]

لگاریتمی‌خطی

62537/0

614738/0

066/8608-

80502/2

92994/2

854012/2

78491/58

[000/0]

309873/8

[01568/0]

209781/3

[0738/0]

لگاریتمی‌لگاریتمی

58782/0

576116/0

1437/729-

929700/2

054615/3

978683/2

22015/50

[000/0]

057043/2

[357535/0]

421949/2

[1203/0]

 

جدول4- تابع تقاضای سفر فردی به چهار روش

تقاضای سفر فردی

(Vi)

عرض از مبدا

وسیله نقلیه

(D1i)

طبقه شغلی

(D2i)

علاقه مندی

(D3i)

جنسیت

(D4i)

تأهل

(D5i)

بومی بودن

(D6i)

فاصله تا پارک

(Xim)

مدت زمان مسافرت

(X1i)

اندازه خانوار

(Sizei)

اشتغال

(Jobi)

تحصیلات

(Edui)

مخارج ماهیانه خانوار

(Expi)

سن

(Agei)

کل هزینه‌ها

(Tci)

خطی

[احتمال]

89/3-

[823/0]

04/17-

[000/0]

3/1-[022/0]

03/5

[005/0]

34/0-

[947/0]

9/1-

[720/0]

02/23

[000/0]

05/0-

[519/0]

04/0-

[030/0]

3/6-

[006/0]

23/1

[281/0]

85/0

[587/0]

000006/0-

[013/0]

06/1

[0003/0]

0000003/0-

[977/0]

خطی‌لگاریتمی

[احتمال]

73/541

[001/0]

1/224-

[000/0]

8/21-

[043/0]

1/128

[000/0]

86/2

[616/0]

89/1-

[767/0]

79/4

[436/0]

72/8-

[011/0]

43/4-

[390/0]

89/73-

[014/0]

86/8

[011/0]

83/14

[001/0]

82/7-

[139/0]

24/51

[000/0]

08/12-

[0002/0]

لگاریتمی‌خطی

[احتمال]

46/0

[318/0]

34/0-

[002/0]

07/0-

[000/0]

20/0

[000/0]

12/0

[367/0]

16/0-

[272/0]

17/2

[000/0]

002/0

[338/0]

001/0-

[002/0]

049/0-

[436/0]

028/0

[365/0]

011/0-

[790/0]

05/3E08-

[615/0]

005/0

[514/0]

48/3-E07-

[188/0]

لگاریتمی

[احتمال]

38/6

[122/0]

08/4-

[001/0]

2/1-

[000/0]

23/4

[000/0]

14/0

[294/0]

09/0

[5427/0]

603/1

[000/0]

19/0-

[025/0]

238/0-

063/0

677/0-[3653/0]

198/0

[0214/0]

303/0

[0097/0]

126-0

[3349/0]

353/0

[2436/0]

35261/0-

[000/0]

منبع: یافته‌های پژوهش

یافته‌‌های پژوهش


الف. تفسیر ضرایب، علامت و معنی‌داری متغیرها

نتایج حاصل از برآورد الگوی لگاریتمی نشان می‌دهد متغیرهای جنسیت، تأهل، بعد خانوار، سن و درآمد بازدیدکنندگان بر تعداد بازدید از پارک ناژوان تأثیر معنی‌‌داری نداشته است.

متغیر وسیله نقلیه با ضریب 08/4- در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است و علامت منفی دارد؛ یعنی داشتن وسیله رسیدن به پارک به‌ترتیب پیاده، ماشین شخصی، آژانس، تاکسی و اتوبوس است که براساس هزینه فرصت زمان به‌ترتیب کمترین هزینه را برای رسیدن به پارک داشته و بر بازدید از پارک ناژوان‌ تأثیر منفی داراند؛ یعنی با حرکت از وسیله شخصی به سایر وسایل حمل‌ونقل، احتمال بازدید از پارک به میزان 08/4درصد کاهش می‌یابد و افرادی که وسیله شخصی دارند بیشترین بازدید را از پارک خواهند داشت. این نتیجه از آنجا حاصل شد که در بین بازدیدکنندگان تنها 14 نفر پیاده به پارک سفر کرده بودند. داده‌های پیمایشی نیز نشان می‌دهد افرادی که با سایر وسایل حمل‌ونقل به پارک آمده‌اند در مقایسه با افراد دارای وسیله شخصی، میانگین بازدید کمتری دارند.

طبقه شغلی نیز در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد با حرکت از طبقه شغلی دولتی به سمت تعاونی، خصوصی با حقوق ثابت، خصوصی با درآمد آزاد و بازنشسته، تعداد بازدید از پارک به میزان 2/1درصد کاهش می‌یابد؛ به‌طوری‌که در نمونه این مطالعه تعداد بازنشستگان فقط 12 نفر بوده است که به‌طور میانگین 16 مرتبه در سال از پارک دیدن کرده‌اند. این بیان‌کننده آن است که طبقه شغلی بر مبنای نااطمینانی درآمد در آن طبقه، بر تعداد بازدید از پارک تأثیر منفی دارد. ضریب این متغیر 2/1-  است.

علاقه‌مندی به پارک نیز با ضریب 23/4، طبق نظریه بر تعداد بازدید تأثیر مثبت دارد و در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است. این متغیر نشان می‌دهد بازدیدکنندگان از مقایسه هزینه صرف‌شده برای استفاده از ویژگی‌های پارک ناژوان با مطلوبیت کسب‌شده از این ویژگی‌ها رضایت خاطر کسب کرده‌اند. با ثابت در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه میزان علاقه‌مندی به پارک یک درصد افزایش یابد، متوسط تعداد بازدید به میزان 23/4درصد افزایش می‌یابد.

متغیر بومی‌بودن با ضریب603/1، بر تعداد بازدید از پارک تأثیر مثبت دارد؛ یعنی افرادی که بومی‌اند به‌علت کم‌بودن هزینه‌های جاری و هزینه فرصت زمان هر سفر، تعداد بازدیدهای بیشتری از پارک ناژوان دارند. همچنین این متغیر در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است. علامت این متغیر نیز طبق نظریه است؛ زیرا نظریه نیز نشان می‌دهد کاهش هزینه بر تعداد بازدیدها تأثیر مثبت خواهد داشت. با ثابت در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه بازدیدکننده نمونه بومی باشد، تعداد بازدیدهای او به‌طور متوسط به میزان 603/1درصد افزایش می‌یابد.

فاصله محل سکونت بازدیدکنندگان تا محل پارک نیز که به دقیقه تنظیم شده است، با ضریب 19/0- بر تعداد بازدیدها از پارک ناژوان تأثیر منفی گذاشته است؛ یعنی نزدیک‌بودن به پارک به افزایش تعداد بازدیدها منجر می‌شود که علامت آن طبق نظریه است. این متغیر در سطح اطمینان 95درصد معنی‌دار است. با ثابت در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه فاصله محل سکونت بازدیدکنندگان تا محل پارک یک درصد افزایش یابد، متوسط تعداد بازدید به میزان 19/0درصد کاهش می‌یابد.

مدت زمان مسافرت شامل زمان رسیدن به پارک، مدت اقامت در پارک و زمان برگشت به منزل مسکونی که به دقیقه بیان شده است نیز دارای علامت طبق نظزیه است و با ضریب 238/0- در سطح اطمینان 90درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد با افزایش زمان سفر، تعداد بازدیدها از پارک ناژوان کاهش می‌یابد. با ثابت در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه مدت زمان مسافرت یک درصد افزایش یابد، متوسط تعداد بازدید به میزان 2/1درصد کاهش می‌یابد.

متغیر تعداد ساعات اشتغال نیز با ضریب 198/0 در سطح اطمینان 95درصد معنی‌دار است و بر تعداد بازدید از پارک ناژاوان تأثیر مثبت دارد. افزایش تعداد ساعات اشتغال که افزایش قدرت خرید خانوار و افزایش تمایل خانوار به سفر را در پی خواهد داشت، به افزایش تعداد بازدید از پارک منجر شده است. به‌این‌ترتیب با افزایش درآمد، اثر جانشینی نشان می‌دهد که باید فراغت جایگزین کار شود و در مقابل، اثر درآمدی نشان می‌دهد با افزایش درآمد باید کار جایگزین فراغت شود. در این پژوهش اثر جانشینی از اثر درآمدی قوی‌تر است. با در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه ساعات اشتغال یک درصد افزایش یابد، متوسط تعداد بازدید به میزان 198/0درصد افزایش خواهد یافت.

سطح تحصیلات نیز در جذب گردشگران پارک جنگلی ناژوان نقش مهمی دارند که در بررسی رابطه آن با دفعات بازدید، در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است. سطح سواد، موجب افزایش سطح آگاهی به طبیعت می‌شود و درنهایت حس حفاظت و حراست از محیط‌های طبیعی را در افراد برانگیخته و تقویت می‌کند. متغیر تحصیلات نیز که طبق نظریه باید دارای علامت مثبت باشد با ضریب 303/0 بر تعداد بازدید از پارک ناژوان تأثیر مثبت دارد و در سطح اطمینان 99درصد معنی‎دار است و نشان می‌دهد افزایش در میزان تحصیلات افزایش در تعداد بازدید را به میزان 303/0درصد افزایش می‌دهد؛ یعنی افراد با سطح تحصیلات عالی‌تر هزینه بیشتری برای اوقات فراغت تخصیص می‌دهند و تعداد بازدید بیشتری از پارک ناژوان خواهند داشت و درنتیجه تمایل به پرداخت بیشتری برای استفاده از خدمات اکوسیستمی ناژوان خواهند داشت. مطالعه صامتی و همکاران (1391) نیز نشان داد تحصیلات بر میزان تمایل به پرداخت‌ها تأثیر مثبت دارد.

متغیر هزینه‌ها که شامل تمام هزینه‌های سفر، هزینه خوراک، هزینه بنزین و سوخت خودرو، کرایه حمل‌ونقل، استفاده از امکانات پارک و هزینه فرصت بازدید از پارک است، طبق نظریه با ضریب 35261/0- بر تعداد بازدید از پارک ناژوان تأثیر منفی دارد. این متغیر در سطح اطمینان 99درصد معنی‌دار است و نشان می‌دهد افزایش هزینه‌های سفر، تعداد بازدید از پارک را به‌صورت معنی‌داری کاهش می‌دهد. به‌این‌ترتیب بررسی رابطه بین تعداد بازدید با هزینه سفر، رابطه منفی و معنی‌داری را در سطح اطمینان 99درصد نشان می‌دهد و بیان‌کنندﮤ آن است که با افزایش هزینه سفر، تعداد بازدیدکنندگان کاهش می‌یابد. با ثابت در نظر گرفتن سایر متغیرهای الگو، چنانچه هزینه‌های سفر یک درصد افزایش یابد متوسط تعداد بازدید به میزان35261/0درصد کاهش خواهد یافت.

 

ب. تابع تقاضای سفر فردی

برآورد الگوی لگاریتمی‌لگاریتمی به‌صورت زیر است:

(11)

 

 

با قراردادن مقدار متوسط هریک از متغیرها در تابع هزینه سفر برآوردشده، تابع تقاضای سفر به‌صورت تعداد بازدید تابعی از هزینه سفر به دست می‌آید. به‌این‌ترتیب منحنی تقاضای سفر به‌صورت زیر برآورد می‌شود:

(12)

 

[ ]  [ ]

١/٩٧٠92

 

ج. محاسبه مازاد رفاه بازدیدکنندگان                                                             

همان‌طورکه در بخش سوم آشکار شد، در روش هزینه سفر فردی اضافه رفاه بازدیدکنندگان در بازدید از پارک ناژوان به روش زیر محاسبه خواهد شد:

(13)

 

ازآنجایی‌که این پژوهش به‌دنبال محاﺳﺒﮥ اضافه رفاه مصرف‌کننده برمبنای هزینه سفر در حکم معیاری از تمایل به پرداخت آشکارشدﮤ بازدیدکننده است، راﺑﻂﮥ فوق برمبنای محاﺳﺒﮥ کل هزینه سفر در دامنه تعداد کمترین بازدید، یعنی مقدار یک و متوسط تعداد بازدید، یعنی: 25 بار بازدید به‌صورت زیر بازنویسی می‌شود:

اضافه رفاه کل (ریال):

(14)

CS= =

 

اضافه رفاه برای هر گروه 3 نفره در هر بازدید (ریال):

(15)

CS=  = 7997709/25

 

اضافه رفاه هر فرد در هر بازدید (ریال):

(16)

CS=  = 237413/47

 

نتایج میدانی حاصل از پرسشنامه نشان می‌دهد میانگین تعداد افراد در هر گروه 3 نفر است. مازاد رفاه مصرف‌کننده برای یک گروه سه نفره در هر بازدید از پارک ناژوان در طول یک سال 797میلیون و 709هزار و 25 ریال محاسبه می‌شود که مازاد رفاه برای هر فرد در هر بازدید در طول یک سال 237میلیون و 414هزار و 47 ریال است. صامتی و همکاران (1391) در سال 1389 حداکثر تمایل به پرداخت برای هر بازدید از پارک ناژوان را در طول یک سال 107میلیون و 804هزار و 424 ریال برآورد کردند که باتوجه به نرخ تورم از سال 1389 تا پایان سه ماهه اول سال 1394، این مبلغ 276میلیون و 836هزار و 84 ریال در طول یک سال محاسبه می‌شود. به‌این‌ترتیب تفاوت روش هزینه سفر با روش ارزش‌گذاری مشروط در پارک ناژوان به این شکل است که مازاد رفاه هر بازدید از روش هزینه سفر فردی 24/14درصد کمتر از تمایل به پرداخت نهایی افراد برای حفظ خدمات زیست‌محیطی پارک ناژوان است.

 

نتیجه‌گیری

به‌منظور ارزش‌گذاری خدمات زیست‌محیطی پارک ناژوان، این پژوهش از روش هزینه سفر فردی و رویکرد ترجیحات آشکارشده، رهیافت‌های بازار جایگزین، بهره برد و با استفاده از متغیرها و هزینه‌های آشکار و پنهان تأثیر‌‌‌‌گذار بر تعداد بازدید از پارک جنگلی ناژوان، میزان اضافه رفاه بازدیدکنندگان برای هر ورود به پارک، برای هر فرد و هر گروه محاسبه شد. مقدار آماره آلفای کرونباخ 89/0 = α، نشان داد پرسشنامه پایایی و روایی پذیرفتنی دارد. در این پژوهش، کل هزینه سفر هر بازدیدکننده از مجموع قیمت کرایه رفت‌وبرگشت، در صورت استفاده از وسیله نقلیه شخصی و قیمت بنزین، هزینه فرصت زمان و هزینه‌های انجام‌شده در خودِ مکان تفریحی نظیر امکانات تفریحی و تغذیه‌ای پارک به دست آمده است و هزینه فرصت زمان نیز به‌صورت یک‌شصتم کل درآمد خانوار در نظر گرفته شده است. نتایج انتخاب الگو نشان می‌دهد قدرت توضیح‌دهندگی الگوی لگاریتمی‌خطی بیشتر است؛ اما آماره آزمون جارک‌برا بیان می‌کند جملات پسماند این الگو توزیع نرمال ندارد. به‌این‌ترتیب باتوجه به معیارهای ضریب تعیین، ضریب تعیین تعدیل‌شده، آماره بیشترین درست‌نمایی، آماره آکائیک، شوارتز، هنان‌کوئین، مقدار آماره فیشر، آماره آزمون جارک‌برا، آماره آزمون واریانس ناهمسانی بروش‌پیگان و تطبیق علامت متغیرهای مستقل منطبق بر نظریه، الگوی لگاریتمی‌لگاریتمی در حکم بهترین الگو انتخاب می‌شود. در الگوی لگاریتمی از 15 متغیر مستقل واردشده در الگو، 10 متغیر معنی‌دار شده و 5 متغیر نیز بر تعداد بازدید از پارک ناژوان تأثیر معنی‌دار نداشته است.

باتوجه به اینکه میانگین تعداد افراد در هر گروه 36/3 نفر است، مازاد رفاه مصرف‌کننده برای یک گروه در هر بازدید از پارک ناژوان در طول یک سال 797میلیون و 709هزار و 25 ریال محاسبه می‌شود که مازاد رفاه برای هر فرد در هر بازدید در طول یک سال 237میلیون و 414هزار و 47 ریال است. صامتی و همکاران (1391) در سال 1389 بیشترین تمایل به پرداخت برای هر بازدید از پارک ناژوان را در طول یک سال 107میلیون و 804هزار و 424 ریال برآورد کردند که باتوجه به نرخ تورم از سال 1389 تا پایان سه ماهه اول سال 1394، این مبلغ 276میلیون و 836هزار و 84 ریال در طول یک سال محاسبه می‌شود. به‌این‌ترتیب تفاوت روش هزینه سفر با روش ارزش‌گذاری مشروط در پارک ناژوان به این شکل است که مازاد رفاه هر بازدید از روش هزینه سفر فردی 24/14درصد کمتر از تمایل به پرداخت نهایی افراد برای حفظ خدمات زیست‌محیطی پارک ناژوان است.



[1] . Armbrecht, J, 2014

[2] . Brander et al, 2007

[3] . Whit, P.

[4]. Direct values

[5]. Indirect values

[6]. Option values

[7]. Existence values

[8]. Bequest values

[9]. Market Failure

[10]. Externality

[11]. Fleuret& Ppirier,

[12]. Stated Preference Approach

[13] . Revealed Preference Approach

[14]. Cost Based Approach

[15] . Louviere, J.J., Hensher, D., Swait, J. and Adamowicz, W.

[16]. Zonal travel cost

[17] . Louviere, J.J., Hensher, D., Swait, J. and Adamowicz, W. (2000).

[18]. None use value

[19]. Use value

[20]. WAP

[21] . Bedate et, al. 2004

[22] . Bilas

[23] .Mendes

[24] . Armbrecht, J.

[25] . Armbrecht, J.

[26] . Nillesen et al

[27] . Bellenden Ker national park

[28] . Jabarin, A.S. and Damhoureyeh, S.A. 2006.

[29] . Shrestha R.K., Stein T.V.,

[30] . Khodaverdizadeh M., Kavosi, M., Hayati B., Molaei M.,

[31] . Buckley, c, T., Van- Rensburg, S., Hynes.

[32] . Sattout E.J., Talhouk S.N., Caligari P.D.S.,

. آقاکاظم، سارا (1388). برآورد ارزش توریستی پارک جنگلی نمک‌آبرود با استفاده از روش هزینه سفر فردی، پایانامه کارشناسی‌ارشد، دانشگاه تهران.

. باقرزاده، علی (1388). «عامل‌های مؤثر بر تقاضای تفریح در پارک‌های جنگلی، مطالعه موردی پارک جنگلی داغلار باغی شهرستان خوی»، مجله تحقیقات اقتصاد کشاورزی، 2(2)، 31تا44.

. حیاتی، باب‌الله، احسانی، مهدی، قهرمان‌زاده، محمد، راحلی، حسین و تقی‌زاده، مجید (1389). «عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان پارک‌های ائل‌گلی و مشروطه تبریز کاربرد روش دو مرحله‌ای هکمن»، نشریه اقتصاد و توسعه کشاورزی، 24(1)، 91تا98.

. دانشور کاخکی، محمود، همراز، سمانه و جلیلی، میلاد (1386). «برآورد ارزش وجودی مناطق ییلاقی روستایی: مطالعه موردی منطقه روستایی زشک»، فصلنامه روستا و توسعه،3 (10)، 135تا154.

. سازمان پارک‌ها و فضای سبز شهرداری اصفهان (1390). اطلاعات فضای سبز در شهر اصفهان www.Isfahan.ir.

. شرزه‌ای، غلامعلی و جلیلی کامجو، سیدپرویز (1392). «الگوسازی تجربی: الگویی نوین برای ارزش‌گذاری کالاهای زیست‌محیطی، مطالعه موردی گنجنامه همدان»، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی، دانشگاه تربیت مدرس.

. شرزه‌‌ای، غلامعلی (1388). «ارزش‌گذاری خدمات اکوسیستمی، کنفرانس فرهنگستان علوم.

. صامتی، مجید، معینی، شهرام، مردیها، سارا و خانی‌زاده‌امیری، مجتبی (1391). «ارزش‌گذاری تفرجی بوستان جنگلی ناژوان اصفهان با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط»، مجله بوم‌شناسی کاربردی (اکولوژی کاربردی)، 1(1)، 64تا79.

. مافی غلامی، داوود، نوری، اکرم و یارعلی، نبی‌الله (1390). «ارزش‌گذاری اقتصادی تفرجگاه‌های طبیعی با استفاده از روش هزینه سفر منطقه‌ای (مطالعه موردی: چشمه دیمه استان چهارمحال‌وبختیاری)»، مجله جغرافیای انسانی، 43(75)، 1تا15.

. ملکیان، منصوره (1391). «برآورد ارزش تفرجی و میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان پارک کوهستانی صفه اصفهان»، مجله اقتصاد منابع طبیعی، 1(1)، 95تا107.

. نهرلی، دانا (1374). ارزیابی اقتصادی اجتماعی پارک ائل‌گلی تبریز، پایان‌نامه کارشناسی‌ارشد رشته محیط‌زیست، دانشگاه تهران، دانشکده منابع طبیعی.

 

. Armbrecht, J. (2014). “Use value of cultural experiences: A comparison of contingent valuation and travel cost”, Journal of Tourism Management, No. 42, PP. 141-14 8.

. Bateman, I., Carson, R., Day, B., Hanemann, M., Hanley, N., Hett, T., Jones-Lee, M., Loomes, G., Mourato, S., Ozdemiroglu, E., Pearce, D. W., Sugden, R., Swanson, J., (2002).”Economic Valuation with Stated Preference Techniques” a Manual. Edward Elgar, Cheltenham.

. Bedate, A., Herrero, L., Sanz, J. (2004). “Economic valuation of the cultural heritage: application to four case studies in Spai”, Journal of Cultural Heritage, No. 5, PP. 101–111.

. Brander, L.M., Beukering, P.V. and Cesar, H.S.J. 2007. ”The recreational value of coral reefs: A meta-analysis”. Ecological Economics, No. 63, PP. 209-218.

. Buckley, c, T., Van- Rensburg, S., Hynes. (2011). “Recreational Demand for Farm Commonage in Ireland: A Contingent Valuation Assessment”, Journal of Land Use Policy. No. 26, PP. 846-854.

. Clawson, Marion (1959). ”Methods of Measuring Demand for and Value of Outdoor Recreation”. Resources for the Future, No. 10, Washington.

. Fleuret, A, Ppirier, J. (2010). “Using the choice experiment method for valuing improvements in water quality: a simultaneous application to four recreation sites of a river basin”, Ecological Economics Journal, No.41, PP. 225-238.

. Jabarin, A.S. and Damhoureyeh, S.A.(2006). ”Estimating the recreational benefits of Dibeen national park in Jordan using contingent valuation and travel cost methods. Pakistan” Journal of Biological Sciences, 9: 2198-2206.

. Khodaverdizadeh M., Kavosi, M., Hayati B., Molaei M. (2009). “Estimation of recreation value and determining the factor effective in visitors’ WTP forSaint Stepanus church using the Hecman two-stage and CV method”, World Applied Sciences Journal, No. 7, PP. 543-551.

. Krieger D.J. (2001). “Economic Value of Forest Ecosystem Services: A Review, The Wilderness Society, Washington, D.C.” Millennium EcosystemAssessment.

. Lansdell, N. and Gangadharan, L. (2003). “Comparing travel cost models and the precision of their consumer surplus estimates: Albert park and Maroondah reservoir”. Australian Economic Papers, No. 42, PP. 399-417.

. Louviere, J.J., Hensher, D., Swait, J. and Adamowicz, W. (2000). “Stated Choice Methods: Analysis and Applications”, Cambridge University Press, Cambridge.

. Mendes, I. (2002). “Travel and on site recreation time: An empirical approach to value the recreation benefits of Peneda-Geres national park”. IATUR's 2002 conference, 16th - 18th octobre, Lisbon. Available on: www.pascal.iseg.utl.pt.

. Nillesen, E., Wesseler, J. and Cook, A. (2005). “Estimating the recreational-use value for hiking in Bellenden Ker national park, Australia”. Journal of Environmental Management, No. 36, PP. 311-316.

. Reynisdottir M.S., Song H., Agrusa J. (2008). “Willingness to pay entrance fees to natural attractions: An Icelandic case study”, Tourism Management, No. 29, PP. 1076-1083.

. Sattout E.J., Talhouk S.N., Caligari P.D.S. (2012). “Analysis economic value of cedar relics in Lebanon; An application of contingent valuation method for Conservation”, Ecological Economics Journal, No. 61, PP. 315-322.

. Shrestha R.K., Stein T.V. (2007). “Valuing nature-based recreation in public natural areas of the Apalachicola River region, Florida”, Journal of Environmental Management, No. 85, PP .977-985.

. Torras, M. (2000). ”The total economic value of Amazonian forestation”. 1978-1993. Ecological Economics, No. 33, PP. 283-297.

. Whit P. (2006). “Public Preferences and Willingness to pay nature conservation in the North York Moors National park”, Journal of Environmental Management, No. 55, PP. 1-13.

 . Whitehead, J. and Finney, S. (2003). “Willingness to pay for submerged maritime cultural resources”, Journal of Cultural Economics. 27(3). 231–240.