برآورد ارزش تفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس به روش هکمن دو مرحله‌ای

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه ارومیه *(مسئول مکاتبات)

2 دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه تبریز

3 دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشکده کشاورزی، دانشگاه تبریز

4 استادیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان

چکیده

زمینه و هدف:کلیسای سنت استپانوس یکی از کلیساهای معروف شمال غرب کشور واقع در حاشیه رود ارس می­باشد. این کلیسا از جمله مناطق گردشگری و توریستی می­باشد که به عنوان یکی از مهمترین منابع توریستی و گردشگری استان آذربایجان شرقی، دارای پتانسیل­ها و توانائی­های زیادی بوده و لزوم توجه به این منبع از الزامات حفظ و نگهداری این منبع، چه در بعد زیست محیطی و چه در بعد توریستی می­باشد. لذا مطالعه ارزش تفریحی آن می­تواند در پیش بینی نیازها و رفع کمبودها و توسعه گردشگری در منطقه مؤثر باشد. اهداف این پژوهش تفکیک عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان و عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان از کلیسای سنت استپانوس و هم چنین برآورد ارزش تفریحی کلیسای سنت استپانوس با استفاده از روش هکمن دو مرحله­ای می­باشد.
روش بررسی­: داده­های مورد نیاز از طریق تکمیل پرسش­­­­نامه و مصاحبه حضوری با 317 بازدیدکننده از کلیسای سنت استپانوس در سال 1387جمع­آوری گردید.
یافته ها: نتایج نشان داد که متغیرهای درآمد، میزان تحصیلات، اندازه خانوار و متغیر موهومی جنسیت بر تمایل به پرداخت بازدید کنندگان و متغیرهای درآمد، اندازه خانوار، میزان تحصیلات، سن و میزان رضایت بازدید­کنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسا بر میزان تمایل به پرداخت بازدید کنندگان مؤثر می­باشند. میانگین تمایل به پرداخت هر بازدیدکننده 4800 ریال به ازای هر بازدید و ارزش تفریحی سالانه کلیسای سنت استپانوس حدود 1344 میلیون ریال برآورد گردید. 

کلیدواژه‌ها


 

 

 

 

 

علوم و تکنولوژی محیط زیست، دورههفدهم، شماره تابستان، 94

 

برآورد ارزشتفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس به روش هکمن دو مرحله­ای

 

محمد خداوردیزاده[1]*

mo.khodaverdizadeh@urmia.ac.ir

باب­اله حیاتی[2]

حسین راحلی[3]

محمد کاوسی کلاشمی[4]

تاریخ دریافت:2/3/92

تاریخ پذیرش:23/7/92

 

چکیده

زمینه و هدف:کلیسای سنت استپانوس یکی از کلیساهای معروف شمال غرب کشور واقع در حاشیه رود ارس می­باشد. این کلیسا از جمله مناطق گردشگری و توریستی می­باشد که به عنوان یکی از مهمترین منابع توریستی و گردشگری استان آذربایجان شرقی، دارای پتانسیل­ها و توانائی­های زیادی بوده و لزوم توجه به این منبع از الزامات حفظ و نگهداری این منبع، چه در بعد زیست محیطی و چه در بعد توریستی می­باشد. لذا مطالعه ارزش تفریحی آن می­تواند در پیش بینی نیازها و رفع کمبودها و توسعه گردشگری در منطقه مؤثر باشد. اهداف این پژوهش تفکیک عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان و عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان از کلیسای سنت استپانوس و هم چنین برآورد ارزش تفریحی کلیسای سنت استپانوس با استفاده از روش هکمن دو مرحله­ای می­باشد.

روش بررسی­: داده­های مورد نیاز از طریق تکمیل پرسش­­­­نامه و مصاحبه حضوری با 317 بازدیدکننده از کلیسای سنت استپانوس در سال 1387جمع­آوری گردید.

یافته ها: نتایج نشان داد که متغیرهای درآمد، میزان تحصیلات، اندازه خانوار و متغیر موهومی جنسیت بر تمایل به پرداخت بازدید کنندگان و متغیرهای درآمد، اندازه خانوار، میزان تحصیلات، سن و میزان رضایت بازدید­کنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسا بر میزان تمایل به پرداخت بازدید کنندگان مؤثر می­باشند. میانگین تمایل به پرداخت هر بازدیدکننده 4800 ریال به ازای هر بازدید و ارزش تفریحی سالانه کلیسای سنت استپانوس حدود 1344 میلیون ریال برآورد گردید.

واژه های کلیدی: ارزش تفریحی، تمایل به پرداخت، کلیسای سنت استپانوس، روش هکمن دو مرحله­ای.

 

مقدمه


     صنعت گردشگری با ویژگی­های خاص خود صنعتی پویا با آینده­ای روشن تلقی می­شود. سرمایه گذاری در این صنعت در تمام کشورهای دارای جاذبه های جهانگردی رو به افزایش است. امروزه جذب گردشگران خارجی به رقابتی فزاینده در بین نهادهای درگیر در صنعت گردشگری تبدیل شده است. زیرا این صنعت نه تنها در پیش برد اقتصاد ملی و درآمدهای ارزی نقش دارد، بلکه صنعتی پاکیزه و عاری از آلودگی و در عین حال ایجاد کننده مشاغل جدید می­باشد. درحقیقت صنعت توریسم سومین صنعت حال حاضر جهان پس از نفت و خودرو بوده و نقش بسیار مهمی در اشتغال­زایی و درآمدزایی کشورها ایفا می­کند. اکوتوریست­ها غالباً دارای گرایش زیست محیطی هستند و می­توانند در پالایش و حفاظت از محیط زیست، گسترش فرهنگ زیست محیطی در بین مردم جوامع نقش مؤثری ایفا کنند. بنابراین جذب اکوتوریسم امر مهمی است که تمام کشورهای دارای جاذبه­های جهانگردی باید به آن توجه  ویژه­ای داشته باشند. در این راستا ارزش­گذاری کارکردهای زیست محیطی برای تصحیح تصمیمات اقتصادی که اغلب به منابع زیست محیطی و گردشگری به عنوان کالا و خدمات رایگان می­نگرند، گام مهمی محسوب می­گردد. همچنین شناخت و فهم منافع زیست محیطی، تبیین و ارائه مسائل زیست محیطی کشور به برنامه­ریزان جهت تصمیم­­گیری­های مناسب، سنجش نقش و اهمیت منابع زیست محیطی در حمایت از رفاه انسانی و توسعه پایدار، جلوگیری از بسیاری از  فعالیت‌های تهدیدکننده محیط زیست، تعدیل و اصلاح حساب­های ملی مانند تولید ناخالص ملی و جلوگیری از تخریب و بهره­ برداری  بی­رویه منابع طبیعی از دیگر دلایل ارزش­گذاری کارکردهای زیست محیطی می­باشند­(1، 2و 3). باید به این نکته نیز توجه داشت که هر چند برخی از  منابع زیست محیطی امکان دارد در حال حاضر  بی ارزش به نظر آیند، ولی در آینده می­توانند دارای کاربردهای فراوانی باشند­(4). وجود منابع طبیعی منحصر به فرد در ایران، اقلیم­های گوناگون و وجود آثار باستانی فراوان شرایط بسیار مناسبی را برای توسعه گردشگری و صنعت اکوتوریسم در کشور مهیا کرده است. با استفاده از فعالیت های گردشگری و توجه به پتانسیل بالای آن­ها، از یک طرف می­توان به افزایش درآمد بخش دولتی و ایجاد رونق و توسعه در بخش خصوصی کمک کرد و از طرف دیگر به حفاظت از محیط زیست و متعاقب آن، حرکت در چارچوب توسعه پایدار مبادرت نمود. به علاوه ایجاد جامعه‌ای سالم و سازنده برای تداوم پیشرفت و توسعه اقتصادی نیاز به حفظ و توسعه مناطق توریستی جهت جواب­گویی به تقاضای روز افزون انسان­ها دارد.

      کلیسای سنت استپانوس یکی از کلیساهای معروف شمال غرب کشور و از جمله مناطق گردشگری و توریستی می­باشد که در حاشیه رود ارس قرار دارد. این کلیسا در 19 کیلومتری غرب شهرستان جلفا در استان آذربایجان شرقی واقع شده و در طول سالیان متمادی مکان اجرای مراسم مذهبی مسیحیان بوده است. قدمت این کلیسا از قرن 4 تا 6 هجری قمری بوده و با شماره 429 به عنوان یکی از مکان­های گردشگری ثبت ملی شده است(5). بر اساس آمارهای موجود در تابستان سال 1387، دویست و هشتاد هزار گردشگر از این کلیسا بازدید کرده­اند. این کلیسا به عنوان یکی از مهمترین منابع توریستی و گردشگری استان آذربایجان شرقی، دارای پتانسیل­ها و توانائی­های زیادی بوده و لزوم توجه به این منبع از الزامات حفظ و نگهداری آن، چه در بعد حفظ آثار باستانی و چه در بعد توریستی می­باشد.

     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. از جمله این عوامل ارزشی است که مردم برای بازدید و استفاده از این مناطق توریستی قائل هستند که جزء منافع مستقیم تفرجگاه‌ها بوده و مردم آن ­را با بیان مبالغ تمایل به پرداخت ابراز می­کنند. مطالعات زیادی به بررسی میزان منافع به دست آمده از بازدید مناطق تفریحی و بررسی عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان با استفاده از روش­های مختلف ارزش­گذاری پرداخته­اند. کاربرد تکنیک­های ارزش­گذاری اقتصادی برای میراث فرهنگی پدیده نسبتاً جدیدی است. در مقایسه با ارزش­گذاری کالاهای زیست محیطی که مطالعات بسیار زیادی درباره آن انجام گرفته است تعداد مطالعات درباره ارزش­گذاری آثار باستانی و بناهای تاریخی کم می­باشد(6). Willis (1994) متوسط تمایل به پرداخت(Willingness To Pay(WTP)) سالیانه هر بازدیدکننده از کلیسای دورهام واقع در UK (United Kingdom­) را به روش ارزشگذاری مشروط (Contingent Value(CV)) ، 5/31 پوند برآورد کرد(7). پولیچینو و مدیسون (2001) (Pollicino and Maddison) متوسط WTP خانوارهای بومی و غیر بومی جهت پاکسازی ظاهر کلیسای لینکلن را به ترتیب 8/49 و 7/27 پوند به دست آوردند(8). پاجیولا (2001) (Pagiola ) با استفاده از روش CV میزان WTP هر یک از ساکنین بومی و هر توریست 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(9). موراتو و همکاران (2002) (Mourato et al ) متوسط WTP سالیانه هر خانوار جهت حفاظت از 164 صومعه مسیحیان ارتدکس در بلغارستان را بین 1-6/. دلار برآورد کردند(10). آمیگوس و همکاران (2002) (Amigues et al) ارزش حفاظتی زیستگاه ساحل رودخانۀ گارون فرانسه را بوسیله روش ارزشگذاری مشروط با الگو­های توبیت(Tobit Model )، خطی، نیمه­لگاریتمی و هکمن دو­ مرحله­ای به ­ترتیب برابر با 67 ، 66 ، 13 و 133 فرانک به دست آوردند(11). وایتد و فینی (2003)( Whitehead and Finney) با استفاده از روش CV به ارزش­گذاری ساحل کارولینای شمالی(آمریکا) که شامل بقایای حدود 5000 کشتی غرق شده می­باشد، پرداختند. متوسط WTP هر بازدید کننده 36 دلار و سود سالانه ناشی از مدیریت پارک تاریخی کشتی­های غرق شده در حدود 75/1 میلیون دلار برآورد گردید(12). پولیچینو و مدیسون(2004) با استفاده از روش CV، میزان WTP ساکنین بومی جهت حفاظت، پاک­سازی و مرمت میدان مرکزی شهر آکسفورد را به ترتیب 32، 23 و 5/22 پوند به دست آوردند(6). دل­ساز سالازار و مارکس (2005) (Del Saz Salazar  and Marques ) تمایل به پرداخت خانوارهای علاقمند به کالاهای فرهنگی را برای بازسازی کامل قلعه عرب در منطقه والنسیای اسپانیا را به روش CV،  58-53 پوند و برای سایر خانوارها 38-33 پوند به دست آوردند(13). امیرنژاد و همکاران (2006) ارزش وجودی سالانه جنگل­های شمال ایران را به روش CV برای هر خانواده حدود 12/30 دلار برآورد کردند(14). تاگریدو و همکاران(2006)، WTP بازدیدکنندگان را برای استفاده از پارک ملی مارین راکینتوز یونان را برای افراد بومی و غیر بومی به ترتیب 120 و 30 BWP برآورد کردند( 15 ). گورلوک (2006) ­(Gurluk ) با استفاده از روش CV، ارزش خدمات اکوسیستم در ایالت بارسای ترکیه را 44/67 دلار در سال برای هر­ خانواده برآورد کرد(16). رینیسداتیر و همکاران (2008) (Reynisdottir et al ) با استفاده از روش CV نشان دادند که متوسط WTP افراد به عنوان ورودیه برای پارک ملی اسکافتافل و آبشار گولفوس ایرلند به ترتیب 508 و 133 میلیون ISK می­باشد(17). بررسی مطالعات انجام شده در ایران نشان می­دهد که تعداد محدودی مطالعه در زمینه برآورد ارزش حفاظتی و تفریحی تفرجگاه­ها و بررسی عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت افراد وجود دارد. عسگری و مهرگان(1380) تمایل به پرداخت خانوارها برای اثر تاریخی گنج نامه همدان را با استفاده از روش CV 1560 ریال برای هر بازدید برآورد کردند(18). امیرنژاد و همکاران(1385) ارزش­های حفاظتی و تفرجی سالانه پارک جنگلی سی سنگان نوشهر با استفاده از روش ارزش­گذاری مشروط را به ترتیب 8/5 و 5/2 میلیون ریال در هکتار برآورد کردند(19). خورشید دوست (1383) با استفاده از روش CV میزان تمایل به پرداخت مردم تبریز را جهت حفاظت از محیط ‌زیست شهری و کاهش آلودگی‌های موجود در شهر، به طور متوسط ماهیانه 41140 ریال به دست آورد (20).

در این مطالعه تلاش شده است تا عوامل مؤثر بر پذیرش یا عدم پذیرش تمایل به پرداخت و نیز عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان از کلیسای سنت استپانوس مورد بررسی قرار گیرد و نهایتاً ارزش تفریحی آن برآورد گردد.

 

روش­ بررسی

      مدل­های انتخابی با انگیزه­های مختلفی ارزیابی می­شوند. روش دو مرحله­ای هکمن(Heckman) برای برآورد مدل­هایی که دارای متغیر وابسته محدودند به کار گرفته می­شود. این روش کاربردهای متفاوتی در مطالعات با موضوعات مختلف داشته است. به عنوان نمونه: قربانی(1387) از این روش برای تفکیک عوامل مؤثر بر اقدام و میزان سرمایه­گذاری بهره­برداران در ماشین­های کشاورزی در استان خراسان رضوی(21)، سلامی و عین­الهی(1380) برای بررسی عوامل مؤثر بر تصمیم­گیری زارعین به کشت چغندر و عوامل مؤثر بر میزان سطح زیر کشت آن در استان خراسان(22)، تامبیا و همکاران (1998) (Tambia et al ) به تحلیل تقاضا برای خدمات دامپزشکی بخش خصوصی توسط تولیدکنندگان دامی در مناطقی از کنیا که پتانسیل کشاورزی بالایی دارند، پرداخته­اند(23) و پتانایاک و مرسر (1997) (Pattanayak and Mercer) برای بررسی عوامل مؤثر بر عملیات حفاضت خاک و عوامل مؤثر بر کیفیت خاک استفاده نموده­اند(24). روش دو مرحله­ای هکمن بر این فرض استوار است که یک مجموعه از متغیر­ها می­توانند بر تصمیم به شرکت در فعالیت مورد نظر(تمایل به پرداخت) تأثیر بگذارند و مجموعه دیگری از متغیر­ها می­توانند میزان انجام فعالیت مورد نظر(میزان تمایل به پرداخت) را پس از اتخاذ تصمیم اولیه تحت تأثیر قرار دهند. بنابراین دو مجموعه مختلف از متغیر­ها می­توانند در این الگو وارد شوند. در صورتی که بدون توجه به این روش و در نتیجه عدم تفکیک متغیرها به دو گروه اثر کل متغیرها بر میزان تمایل به پرداخت سنجیده شود، مواجه با خطای برآورد خواهیم بود. برای رفع این مشکل هکمن روش دو مرحله­ای را پیشنهاد کرد. در این روش، عواملی که می­توانند بر تصمیم بازدیدکنندگان بر پذیرش تمایل به پرداخت تأثیر بگذارند، به صورت متغیر­های مستقل در الگوی پروبیت وارد شده و عواملی که می­توانند بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان مؤثر باشند، در مجموعه متغیر­های مستقل در الگوی رگرسیون خطی قرار می­گیرند که البته این دو گروه متغیر­ها لزوماً مانعه­الجمع(Exclusive) نیستند. الگوهای پروبیت و رگرسیون خطی حاصل از تفکیک روش هکمن دو مرحله­ای به ترتیب به صورت روابط 1 و 2 نشان داده می­شود(25):

 

 

 (1)   الگوی پروبیت                                                  

           

   (2) الگوی رگرسیون خطی                                              

 

 

در الگوهای فوق  بیانگر متغیر وابسته که شامل یک متغیر دو جمله­ای با مقادیر صفر و یک می­باشد که به ترتیب نشان دهنده عدم تمایل به پرداخت و تمایل به پرداخت بازدیدکننده iام می­باشد. نشانگر متغیر پنهان(Latent Variable) الگو، بیانگر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکننده iام،  و نشانگر پارامترهای الگو که بایستی برآورد گردند و  بیانگر متغیرهای توضیحی مدل شامل درآمد بازدیدکننده، اندازه خانوار، میزان تحصیلات، سن بازدیدکننده، جنسیت و میزان رضایت بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسای سنت استپانوس می­باشد.  و  جملات خطا در الگوهای فوق­الذکر می‏باشند که مستقل از متغیرهای توضیحی می­باشند و بر فرض توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس ثابت  استوار هستند.  عکس نسبت میل(Inverse of Mill’s Ratio) است که از رابطه 3 به دست می­آید:

(3)

 

در رابطه بالا  و  به ترتیب بیان­گر تابع چگالی و تابع توزیع متغیر نرمال استاندارد می­باشند. در مرحله اول از روش دو مرحله­ای هکمن، الگوی پروبیت با استفاده از روش حداکثر راستنمایی(Maximum Likelihood) برآورد می­گردد. الگوی دوم (رگرسیون خطی) با اضافه شدن متغیر مستقل جدیدی به نام عکس نسبت میل که با استفاده از پارامترهای برآورد شده الگوی اول(پروبیت) برای کلیه مشاهدات  ساخته می­شود، با بهره­گیری از روش حداقل مربعات معمولی() برآورد می­گردد. حضور متغیر عکس نسبت میل در الگوی رگرسیون خطی، وجود واریانس ناهمسانی الگو را رفع کرده و ضرایب را نا اریب و سازگار می­سازد( 26 ).

به منظور سنجش اثر تغییر در متغیر  بر از کشش کل استفاده می­شود. براساس یافته­های مک دونالد و موفیت اثر کل تغییر در متغیر مستقل بر مقدار مورد انتظار متغیر وابسته () از رابطه 4 بدست می­آید( 27 ):

(4)

 

در رابطه بالاضریب برآورده شده متغیرو  احتمال حضور در جمع بازدیدکنندگانی است که تمایل به پرداخت دارند.

با توجه به نوع متغیر توضیحی،2 روش جداگانه برای محاسبه اثر نهایی (Marginal Effect­) در الگوی پروبیت وجود دارد:

1- اگر  متغیری کمی باشد، تغییر در احتمال موفقیت متغیر وابسته بر اثر تغییر یک واحدی در  که به نام اثر نهایی خوانده می­شود به صورت رابطه 5 محاسبه می­گردد ( 28):

 (5)

 

همان­گونه که ملاحظه می­شود در این الگو مقدار تغییر در احتمال، بستگی به احتمال اولیه و بنابراین بستگی به ارزش­های اولیه همه متغیرهای مستقل و ضرایب آنها دارد.

2- اگر  متغیر مجازی باشد، اثر نهایی برای این متغیر عبارت است از تغییر در احتمال موفقیت متغیر وابسته  در نتیجه تغییر  از صفر به یک، در حالی که سایر متغیرها در یک مقدار (X*) ثابت نگه داشته شوند. مقدار اثر نهایی متغیر توضیحی مجازی از طریق رابطه 6 قابل محاسبه می­باشد:

 

(6)

 

 

 

مقادیر ثابت سایر متغیرها ()، تحت عنوان«حالت نمونه»  (­Typical Case) شناخته می­شود. نحوه مشخص کردن مقدار حالت نمونه به این صورت است که برای متغیرهای مجازی مقدار مد آن ها و برای سایر متغیرها مقدار میانگین آن ها مد نظر قرار می­گیرد.

جهت انتخاب فرم تابعی مناسب در مرحله دوم روش هکمن با استفاده از آزمون غیر آشیانه­ای مک کینون (Mckinon Nonnested testing ­) مدل رابطه 7 برآورد می­گردد( 17): 

   (7)     

پس از برآورد مدل بالا ضریب متغیر [5] با استفاده از آزمون والد (Wald Test) مورد آزمون قرار می­گیرد. در صورت معنی­داری ضریب این متغیر مدل خطی و در صورت غیر معنا­دار شدن ضریب این متغیر مدل لگاریتمی انتخاب و برای تجزیه و تحلیل­های بعدی مورد استفاده قرار می­گیرد. در نهایت با قرار دادن مقدار متوسط متغیرهای کمی و میزان مد متغیرهای کیفی در مدل رگرسیون انتخابی مقدار متوسط تمایل به پرداخت بدست می­آید.

      آمار اطلاعات لازم با استفاده از تکمیل پرسش­نامه و مصاحبه حضوری با بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس و به روش نمونه­گیری تصادفی ساده از 317 نفر از بازدیدکنندگان این کلیسا در تابستان 1387 جمع­آوری گردید که این تعداد نمونه از طریق فرمول کوکران (Cochran ) و پیش آزمون  به دست آمد( 29). پرسش­نامه مذکور در دو بخش طراحی گردید. در بخش اول اطلاعات مربوط به ویژگی­های شخصی، اجتماعی و اقتصادی فرد پاسخ­گو و در بخش دوم سؤالات مربوط به تمایل به پرداخت افراد مطرح گردید. به این نحو که پس از آگاهی از تمایل یا عدم تمایل به پرداخت بازدید کنندگان، در مورد حداکثر میزان تمایل به پرداخت آنها پرسش به عمل آمد. از نرم افزار  برای برآورد مدل­ها استفاده شده است.

یافته ها

      جدول 1 نشان دهنده برخی آماره­های مربوط به متغیرهای سن، میزان تحصیل، اندازه خانوار و درآمد ماهیانه افراد مورد پرسش می­باشد. هم چنین توزیع فراوانی متغیرهای مذکور نیز به همراه درصد فراوانی آن­ها در جدول مذکور آورده شده است.

 

 

جدول 1- آماره های توصیفی برخی متغیرهای مهم مورد مطالعه در کلیسای سنت استپانوس

متغیرها

میانگین

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

توزیع فراوانی متغیرها

سن (سال)

40

70

22

10

30- 20

*(23)

45- 30

(48)

60- 45

(17)

70- 60

(12)

میزان تحصیل (سال)

10

18

1

6/4

5- 1

(22)

8- 5

(21)

12- 8

(23)

18- 12

(34)

اندازه خانوار (نفر)

94/3

9

1

38/1

3- 1

(13)

5- 3

(57)

7- 5

(25)

9- 7

(5)

درآمد ماهیانه

 (هزار ریال)

6/4398

12000

2000

82/1757

450- 200

(40)

700- 450

(46)

950- 700

(9)

1200- 950

(5)

    * اعداد داخل پرانتز بیانگر درصد فراوانی هر متغیر می­باشد.

 

 

     به منظور سنجش میزان رضایت­مندی بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات موجود در کلیسای  سنت استپانوس تعداد 11 گویه در مقیاس اندازه­گیری لیکرت طراحی و امتیازات 1 تا 4 به آنها داده شد. میانگین این گویه­ها به عنوان شاخص رضایت­مندی بازدیدکنندگان تعیین شد و بر اساس میانگین و انحراف معیار، میزان رضایت­مندی از نظر تمام بازدیدکنندگان در 4 سطح ضعیف تا عالی طبقه­بندی گردید که جدول 2 سطوح وضعیت، دامنه، فراوانی و درصد هر یک از سطوح مذکور را نشان می­دهد. چنانکه ملاحظه می­شود 9/42، 3/29، 4/16 و 4/11 درصد کل بازدیدکنندگان از کلیسا بیان کرده­اند که وضعیت امکانات موجود این کلیسا به ترتیب ضعیف، متوسط، خوب و عالی می­باشد. این نتیجه گویای این است که امکانات موجود در این کلیسا برای جذب گردش­گر در حدود متوسط می­باشد ولی با توجه به پتانسیل بالای این کلیسا در جذب گردشگر، در صورت بهبود امکانات رفاهی موجود در کلیسا شاهد افزایش تعداد گردشگران خواهیم بود.


 

جدول 2- سطوح رضایت­مندی بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسای سنت استپانوس

سطوح رضایت­مندی

دامنه

فراوانی

درصد

درصد تجمعی

ضعیف

3/2-1

136

9/42

9/42

متوسط

5/2-3/2

93

3/29

2/72

خوب

8/3-5/2

52

4/16

6/88

عالی

4-8/3

36

4/11

100

جمع

317

100

-

 

 


نتایج حاصل از برآورد مدل دو مرحله­ای هکمن در جدول 3 آمده است. همان طور که این جدول نشان می­دهد متغیر­های مستقل بکار گرفته شده در الگوی پروبیت شامل درآمد بازدیدکننده، میزان تحصیلات، اندازه خانوار و جنسیت می­باشد که از لحاظ آماری در سطوح تعیین شده معنی­دار می­باشند. در تفسیر نتایج مدل پروبیت از اثر نهایی و کشش کل وزن داده شده (Weighted Aggregate Elasticity) مربوط به هر متغیر استفاده شد. درصد پیش بینی صحیح مدل برآورد شده بالغ بر 71 درصد است و از آن جا که مقدار قابل قبول این آماره برای الگوهای لوجیت و پروبیت برابر با 70 درصد می­باشد، لذا مقدار درصد پیش بینی صحیح به دست آمده در این الگو رقم مطلوبی را نشان می­دهد. برای بررسی وجود یا عدم وجود همخطی در مدل­های برآورد شده از آزمون تجزیه واریانس استفاده گردید. نتایج حاصل از این آزمون نشان داد که بین متغیرهای توضیحی به کار گرفته شده در مدل­ها هیچ گونه همخطی وجود ندارد. به گونه­ای که ضریب همبستگی دو به دوی هیچ کدام از متغیرهای مستقل بیش از 50 درصد نبود. برای بررسی وجود یا عدم وجود ناهمسانی واریانس در الگو­های لوجیت و پروبیت نمی­توان از روش­های معمول همچون آزمون  بروچ – پاگان، وایت و گلدفلد – کوانت بهره برد. دیوید سن و مک کینون (1984) (Davidson and Mackinnon ) آماره­ای تحت عنوان برای آزمون ناهمسانی واریانس در الگو­های لوجیت و پروبیت ارائه کردند. این آماره متکی به روش است و در آن یک رگرسیون تصنعی با استفاده از نتایج برآوردهای الگوی لوجیت یا پروبیت شکل گرفته و این رگرسیون تصنعی برای آزمون ناهمسانی واریانس مورد استفاده قرار می­گیرد. مقدار آماره  در الگوی برازش شده برابر با 23/6 است و از آن جا که ارزش احتمال این آماره برابر با 57/0 می­باشد فرض وجود واریانس همسانی در مدل پذیرفته می­شود. برای بررسی معنی­داری کلی رگرسیون برآورد شده از آماره نسبت راستنمایی(­Likelihood Ratio) استفاده شد. مقدار این آماره در درجه آزادی 4 برابر با 97/14 بوده و از آن­جا که این مقدار بالاتر از مقدار ارزش احتمال (P-value) ارائه شده می­باشد، لذا کل الگوی برآوردی از لحاظ آماری در سطح 1 درصد معنی­دار است.  مقادیر ضرایب تعیین استرلا (Estrella R-Square)، مادالا (Maddala R-Square )، کراگ-اوهلر (Cragg-Uhler R-Square) و مک فادن (Mc Fadden R-Square) برای الگوی پروبیت برآورد شده به ترتیب برابر با 47/0­، 46/0، 64/0 و 37/0 می­باشد. این مقادیر با توجه به تعداد مشاهدات متغیر وابسته، ارقام مطلوبی می­باشند. بنابراین الگوی فوق قابل اطمینان برای تجزیه و تحلیل­های بعدی است. کشش کل وزن داده شده برای متغیر توضیحی درآمد بازدیدکننده برابر با 198/0 است یعنی با فرض ثابت بودن سایر عوامل به طور متوسط یک درصد افزایش در درآمد بازدیدکننده احتمال تمایل به پرداخت حدود 198/0 درصد افزایش می­دهد.  همچنین اثر نهایی مربوط به این متغیر نشان داد که یک واحد افزایش در درآمد بازدیدکننده در صورت ثابت بودن سایر عوامل منجر به افزایش 032/0 درصد در احتمال وجود تمایل به پرداخت در بازدیدکننده می­شود. کشش کل وزن داده شده متغیرهای مستقل میزان تحصیلات و اندازه خانوار به ترتیب برابر با 168/0- و 164/0- می­باشد یعنی با ثابت فرض کردن سایر عوامل یک درصد افزایش در میزان تحصیلات و اندازه خانوار پذیرش تمایل به پرداخت را به ترتیب 168/0 و 164/0 درصد کاهش  می­دهد. هم چنین اثر نهایی این دو متغیر به ترتیب برابر با 011/0- و 028/0-  می­باشد یعنی یک واحد افزایش در سال­های تحصیل و اندازه خانوار با فرض ثابت بودن سایر عوامل به ترتیب منجر به کاهش 1/1 و 8/2 درصد در احتمال تمایل به پرداخت در بازدیدکننده می­شود. مقدار اثر نهایی مربوط به متغیر مجازی جنسیت برابر با 157/0 است که بیان­گر این می­باشد که در نتیجه تغییر آن از صفر (مذکر بودن) به یک (مؤنث بودن) احتمال تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 7/15 درصد افزایش می­یابد. متغیرهای مستقل مورد استفاده در مدل رگرسیون خطی شامل درآمد بازدیدکننده، اندازه خانوار، میزان تحصیلات، سن، میزان رضایت بازدیدکنندگان و عکس نسبت میل می­باشد. الگوی رگرسیون خطی به فرم­های تابعی خطی و لگاریتمی تخمین زده شد و نتایج حاصل از آزمون غیرآشیانه­ای مک­کینون حاکی از انتخاب مدل به صورت خطی داشت که نتایج حاصل از برآورد این مدل نیز در جدول 3 قابل مشاهده است. ضرایب برآوردی از لحاظ آماری در سطوح تعیین شده معنی­دار می­باشند. ضریب تعیین مربوط به رگرسیون خطی برابر با 36 درصد بوده، به عبارت دیگر 36 درصد از میانگین تغییرات میزان تمایل به پرداخت توسط مجموعه متغیرهای مستقل فوق­الذکر توضیح داده شده است. مقدار آماره F برابر با 19/29 می­باشد که با توجه به ارزش احتمال  بیان­گر معنی داری کل رگرسیون برازش شده در سطح یک درصد می­باشد. همچنین میزان آماره دوربین واتسون دلالت بر عدم وجود خودهمبستگی در رگرسیون برآورد شده دارد. بنابراین الگوی مورد نظر قابل اطمینان برای تحلیل نتایج بعدی است. مقدار ضریب برآورد شده برای متغیر درآمد نشان می­دهد که با افزایش یک واحد به متوسط درآمد بازدیدکننده با ثابت بودن سایر عوامل، متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 00029/0 واحد افزایش خواهد یافت. مقدار ضریب برآورد شده متغیر رضایت بازدیدکنندگان برابر با 95/152 بوده که بیانگر این است که در نتیجه بهبود امکانات رفاهی کلیسا و درنتیجه افزایش رضایت بازدیدکنندگان متوسط میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 95/152 واحد افزایش خواهد یافت. مقدار ضریب برآورد شده متغیر­های اندازه خانوار، سن و میزان تحصیلات بیانگر این است که یک واحد افزایش در مقدار میانگین متغیرهای مذکور در صورت ثابت بودن سایر عوامل به ترتیب منجر به کاهش 57، 15/6 و 04/13 واحد در متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان  می­شود. معنی دار بودن متغیر عکس نسبت میل در سطح یک درصد نشان می­دهد عوامل اثر­گذار بر تصمیم به تمایل به پرداخت با عوامل تعیین کننده میزان تمایل به پرداخت یکسان نمی­باشند که تأییدی بر استفاده از روش هکمن دو مرحله­ای می­باشد.

 بر ­اساس نتایج حاصل از الگوی رگرسیون خطی متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان  جهت استفاده از کلیسای سنت استپانوس با استفاده از رابطه 8 حدود 4800 ریال بدست آمد:


 

 

 

 

 

 

جدول 3- نتایج حاصل از برآورد روش هکمن دو مرحله­ای

روش

 

 

متغیرها

مدل توبیت

مرحله اول(پروبیت)

مرحله دوم (رگرسیون خطی)

مقدار ضریب

(آماره t)

کشش کل وزنی

اثر نهایی

مقدار ضریب

(آماره t)

عرض از مبدأ

47/0

(34/1)

-

-

779

*** (78/4)

میزان رضایت بازدیدکنندگان

-

-

-

95/152

**(26/2)

سن (سال)

-

-

-

15/6-

*(94/1-)

میزان تحصیلات (سال)

032/0-

*(89/1-)

168/0-

011/0-

045/13-

**(12/2-)

اندازه خانوار (نفر)

081/0-

*(75/1-)

164/0-

028/0-

009/57-

***(54/2-)

درآمد (ریال)

00091/0

**(03/2)

198/0

00032/0

00029/0

*(89/1)

جنسیت

439/0

***(88/2)

125/0

157/0

-

عکس نسبت میل

-

-

-

 

PERCENTAGE OF RIGHT PREDICTIONS =    71%

LIKELIHOOD RATIO TEST  =  14.9781  P-VALUE= 0.00475

ESTRELLA R2  = 47%      MADDALA R2     = 46%

CRAGG-UHLER R2 = 64%     MCFADDEN R2 = 37%,  N = 317

R= 36%

F=29.19,  

P-VALUE=0.000 

D.W =  2.18,  N=215

***، ** و * : به ترتیب معنی داری در سطوح 1، 5 و 10 درصد

 

(8)

 

 

      

ارزش کل تفریحی کلیسای سنت استپانوس از رابطه 9 قابل محاسبه است:

(9)

 

 

             میانگین تمایل به پرداخت × تعداد بازدیدکنندگان سالانه = ارزش کل تفریحی کلیسای سنت استپانوس

                                            ریال               1344000000 = 4800 × 280000 =        

 


بحث و نتیجه­گیری

 

     در این مطالعه جهت برآورد ارزش تفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس از مدل توبیت استفاده شد. بدین ترتیب جهت برآورد مدل توبیت از روش همکن دو مرحله ای استفاده شد. در مرحله اول جهت تعیین عوامل موثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس مدل پروبیت برآورد شد. نتایج مدل پروبیت نشان داد که متغیرهای درآمد و جنسیت اثر مثبت و معناداری و متغیرهای میزان تحصیلات و اندازه خانوار اثر منفی و معنی دار بر احتمال پذیرش تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان دارند. این نتایج با نتایج خداوردیزاده و همکاران (1389) و لیاقتی و همکاران (1389) مطابقت دارد. الگوی رگرسیون خطی به فرم­های تابعی خطی و لگاریتمی تخمین زده شد و نتایج حاصل از آزمون غیر آشیانه­ای مک­کینون حاکی از انتخاب مدل به صورت خطی داشت. هم چنین مطابق نتایج الگوی رگرسیون خطی متغیرهای میزان رضایت بازدیدکنندگان و درآمد اثر مثبت و معنادار و متغیرهای سن، میزان تحصیلات و اندازه خانوار اثر منفی و معنادار  بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان داشته اند. با توجه به اینکه ضرایب مدل پروبیت قابل تفسیر نمی باشد لذا اثر نهایی و کشش متغیرهای مستقل محاسبه شد.  معنی دار بودن متغیر معکوس نسبت میل در سطح یک درصد در الگوی رگرسیون خطی نشان داد که عوامل اثر­گذار بر تصمیم به تمایل به پرداخت با عوامل تعیین کننده میزان تمایل به پرداخت یکسان نمی­باشند که تأییدی بر استفاده از روش هکمن دو مرحله­ای می­باشد. بر ­اساس نتایج حاصل از الگوی رگرسیون خطی متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان جهت استفاده از کلیسای سنت استپانوس حدود 4800 ریال بدست آمد. ارزش کل تفریحی کلیسای سنت استپانوس با توجه به تعداد بازدیدکنندگان سالانه و متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان برابر با 1344 میلیون ریال برآورد گردید.

بررسی سطوح رضایت­مندی بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسای سنت استپانوس نشان داد که حدود 43 درصد بازدیدکنندگان وضعیت امکانات رفاهی و بهداشتی این کلیسا را ضعیف عنوان کرده­اند. لذا با توجه به به پتانسیل بالای کلیسای سنت استپانوس در جذب گردشگر، معنی­دار شدن متغیر میزان رضایت بازدیدکنندگان و همچنین اهمیت بالایی که گردشگران برای بازدید از این کلیسا قائل هستند، می­طلبد که برنامه ریزان و مسئولین برای توسعه گردشگری و افزایش تعداد گردشگران، به این اثر باستانی توجه بیشتری داشته باشند و با گسترش و ایجاد امکانات رفاهی و بهداشتی مناسب برای خانواده­ها در این مکان­ گردشگری در جهت بالا بردن رفاه بازدیدکنندگان کمک بیشتری نمایند. همچنین لازم است سیاست­های توسعه فعالیت­های گردشگری با حفظ استانداردهای زیست محیطی و ایجاد سازوکارهایی برای بازگشت درآمد حاصل از اکوتوریسم به مناطق گردشگری مورد توجه مسئولین مربوطه قرار گیرد.

 

منابع

  1. Ashim, G.B. (2000). Green national accounting: Why and How? Environment and Development Economics. 5: 25-48.
  2. Guo, Z., Xiao, X., Gan, Y. and Zheng, Y. (2001). Ecosystem functions, services and their values a case study in Xingshan country of China. Ecological Economics. 38: 141-154.
  3. Vaze, P. (1998). System of environment and economic accounting (SEEA).Chapter 13, London: ONS, U.K.
  4. مجابی، س،م و س، م. منوری. ارزشگذاری اقتصادی پارکهای پردیسان و لویزان. فصلنامه علوم محیطی. 1384؛ جلد 2. شماره 7: 63-71.
  5. پازوکی طرودی، ن. و ع، ک. شادمهر­. آثار ثبت شده ایران در فهرست آثار ملی. نشر سازمان میراث فرهنگی کشور، 1385، 498 صفحه.
  1. Pollicino, M., Maddison, D.(­2004). Using contingent valuation to value maintenance options for Oxford’s historic building. Unpublished paper, Institute of Archaeology, University College London and Institute of Economics, University of Southern Denmark
  2. Willis, K.­G. (1994). Paying for heritage: What price for Durham Cathedral? Journal of Environmental Planning and Management, 37(3).
  3. Pollicino, M., Maddison, D. (2001). Valuing the benefits of cleaning Lincoln Cathedral. Journal of Cultural Economics. 25(2), 131–148.
  4. Mourato, S., Kontoleon, A. and Danchev, A. (2002). Preserving cultural heritage in transition economies: A contingent valuation study of Bulgarian monasteries.
  5. Del Saz Salazar, S., Marques, J. (2005). Valuing cultural heritage: The social benefits of restoring and old Arab tower. Journal of Cultural Heritage, 6(1), 69–77.
    1. Amirnejad, H., S. Khalilian., M.­H. Assareh. (2006), Estimating the existence value of north forests of Iran by using a contingent valuation method. Ecological Economics. Vol. 58: 665-675.
    2. Reynisdottir, M., Song, H., Agrusa, J. (2008). Willingness to pay entrance fees to natural attractions: An Icelandic case study. Tourism Management. 29:1076– 1083
    3. امیرنژاد، ح. خلیلیان، ص. و عصاره، م.ح . تعیین ارزش­های حفاظتی و تفرجی پارک جنگلی سی سنگان نوشهر با استفاده از تمایل به پرداخت افراد. مجله پژوهش و سازندگی. 1385؛ شماره 72: 15-24.
    4. خداوردی زاده، محمد. راحلی، حسین. کاووسی کلاشمی، محمد، رضازاده، علی. خرمی، شهروز. کاربرد روش هکمن دومرحله ای در برآورد ارزش تفریحی روستای اشتبین. فصلنامه روستا و توسعه، (1389)؛13(1): 111-130.
    5. لیاقتی، هومان. مبرقعی، نغمه. نعیمی فر، افسانه. و یزدان پناه، هدا. 1389. کاربرد روش دو مرحله ای هکمن در بررسی عوامل موثر بر ارزش تفرجی منطقه کوهستانی درکه. فصلنامه پژوهش های محیط زیست، سال 1، شماره 1: 43-54.
  1. Pagiola, S. (2001). Valuing the benefits of investments in cultural heritage: The historic core of split. In Paper presented at the international conference on economic valuation of cultural heritage, Cagliari. 19–20.
  1. Amigues, J., Boulatoff, C., Desaigues, B. (­2002). The benefits and costs of riparian analysis habitat preservation: A willingness to accept / willingness to pay contingent valuation approach. Ecological Economics. 43: 17-31.
  2. Whitehead, J.­C., Finney, S. (2003). Willingness to pay for submerged maritime cultural resources. Journal of Cultural Economics, 27(3-4), 231–240.
  1. Togridou, A., Hovardas, T., Pantis, J. (2006), Determinants of visitors' willingness to pay for the National Marine Park of Zakynthos, Greece. Ecological Economics. Vol. 60:308 – 319.
  2. Gurluk, S. (2006). The estimation of ecosystem services value in the region of Misi rural development project: Results from a contingent valuation survey. Journal of Forest Policy and Economics. 9(3): 209-218.
  1. عسگری، ع و ن. مهرگان. برآورد تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان میراث تاریخی فرهنگی با استفاده از CVM: نمونه گنج نامه همدان. فصلنامه پژوهشهای اقتصادی. 1380­؛ جلد 1. شماره 2: 93- 115.
  1. خورشیددوست، علی محمد. کاربرد روش ارزیابی مشروط در برآورد میزان تمایل به پرداخت برای حفاظت محیط زیست تبریز. فصلنامه محیط شناسی، 1383؛ شماره 36:13-20.
  2. قربانی، محمد. عوامل مؤثر بر سرمایه­گذاری کشاورزان استان خراسان رضوی در ماشین­های کشاورزی(کاربرد روش دو مرحله­ای هکمن). مجموعه مقالات پنجمین کنگره ملی مهندسی ماشین­های کشاورزی و مکانیزاسیون. دانشگاه فردوسی مشهد. 1387؛ صفحات 1-10.
  3. سلامی، ح.ا و م. عین­الهی احمد­آبادی .کاربرد مدل اقتصاد سنجی توبیت و روش دو مرحله­ای هکمن در تعیین عوامل مؤثر بر کشت چغندرقند در استان خراسان. مجله علوم کشاورزی ایران. 1380؛ جلد 32. شماره 2: 433-445.
  4. Tambia, N.E., Mukhebi, W.A., Maina, W.O., Solomon, H.M. (1998). Probit analysis of livestock producers’ demand for private veterinary services in high potential agricultural areas of Kenya. Agricultural Systems. 59: 163-176.
  5. Pattanayak, S. and Mercer, D. E.­ (1998). Valuing soil conservation benefits of agroforestry: contour hedegerows in the eastern Visayas, Philippines. Agricultural Economics. 18, 31-46. 
  6. Heckman, J. (1976). The common structure of statisticalm of truncation, sample selection and limited dependent variables and a simple estimator for such models. Journal of Economic and Social Measurement. 5: 475-492.
  7. Greene, W.H. (1993). Econometric analysis. Edition. New York: Macmillan.
  8. McDonald, J. F., and. Moffitt, R. A. (1982). The uses of Tobit analysis. Reviev of Economic and Statistics. Vol. 62: 318-321
  9. Judge, G., Hill, C., Griffiths, W., Lee, T. and Lutkepol, H. (1982). Intruduction to the theory and practice of econometrics. New York: Wiley.
  10. Cochran, W.G. (1977). Sampling techniques, 3rd edition. Wiley and Sons, Inc., USA. 428 PP.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1- استادیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه ارومیه *(مسئول مکاتبات)

[2]- دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی،  دانشگاه تبریز

[3]- دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشکده کشاورزی، دانشگاه تبریز

[4]- استادیار گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان

[5]- ابتدا مدل­های لگاریتمی و خطی تخمین زده می­شود که متغیر وابسته این دو مدل به ترتیب باو  نشان داده می شود. پس از محاسبه آنتی لگاریتم متغیر وابسته، مدل رگرسیونی،  به عنوان تفاضل تعریف می شود.

  1. Ashim, G.B. (2000). Green national accounting: Why and How? Environment and Development Economics. 5: 25-48.
  2. Guo, Z., Xiao, X., Gan, Y. and Zheng, Y. (2001). Ecosystem functions, services and their values a case study in Xingshan country of China. Ecological Economics. 38: 141-154.
  3. Vaze, P. (1998). System of environment and economic accounting (SEEA).Chapter 13, London: ONS, U.K.
  4. مجابی، س،م و س، م. منوری. ارزشگذاری اقتصادی پارکهای پردیسان و لویزان. فصلنامه علوم محیطی. 1384؛ جلد 2. شماره 7: 63-71.
  5. پازوکی طرودی، ن. و ع، ک. شادمهر­. آثار ثبت شده ایران در فهرست آثار ملی. نشر سازمان میراث فرهنگی کشور، 1385، 498 صفحه.
  1. Pollicino, M., Maddison, D.(­2004). Using contingent valuation to value maintenance options for Oxford’s historic building. Unpublished paper, Institute of Archaeology, University College London and Institute of Economics, University of Southern Denmark
  2. Willis, K.­G. (1994). Paying for heritage: What price for Durham Cathedral? Journal of Environmental Planning and Management, 37(3).
  3. Pollicino, M., Maddison, D. (2001). Valuing the benefits of cleaning Lincoln Cathedral. Journal of Cultural Economics. 25(2), 131–148.
  4. Mourato, S., Kontoleon, A. and Danchev, A. (2002). Preserving cultural heritage in transition economies: A contingent valuation study of Bulgarian monasteries.
  5. Del Saz Salazar, S., Marques, J. (2005). Valuing cultural heritage: The social benefits of restoring and old Arab tower. Journal of Cultural Heritage, 6(1), 69–77.
    1. Amirnejad, H., S. Khalilian., M.­H. Assareh. (2006), Estimating the existence value of north forests of Iran by using a contingent valuation method. Ecological Economics. Vol. 58: 665-675.
  6. Reynisdottir, M., Song, H., Agrusa, J. (2008). Willingness to pay entrance fees to natural attractions: An Icelandic case study. Tourism Management. 29:1076– 1083
  7. امیرنژاد، ح. خلیلیان، ص. و عصاره، م.ح . تعیین ارزش­های حفاظتی و تفرجی پارک جنگلی سی سنگان نوشهر با استفاده از تمایل به پرداخت افراد. مجله پژوهش و سازندگی. 1385؛ شماره 72: 15-24.
  8. خداوردی زاده، محمد. راحلی، حسین. کاووسی کلاشمی، محمد، رضازاده، علی. خرمی، شهروز. کاربرد روش هکمن دومرحله ای در برآورد ارزش تفریحی روستای اشتبین. فصلنامه روستا و توسعه، (1389)؛13(1): 111-130.
  9. لیاقتی، هومان. مبرقعی، نغمه. نعیمی فر، افسانه. و یزدان پناه، هدا. 1389. کاربرد روش دو مرحله ای هکمن در بررسی عوامل موثر بر ارزش تفرجی منطقه کوهستانی درکه. فصلنامه پژوهش های محیط زیست، سال 1، شماره 1: 43-54.
  1. Pagiola, S. (2001). Valuing the benefits of investments in cultural heritage: The historic core of split. In Paper presented at the international conference on economic valuation of cultural heritage, Cagliari. 19–20.
  1. Amigues, J., Boulatoff, C., Desaigues, B. (­2002). The benefits and costs of riparian analysis habitat preservation: A willingness to accept / willingness to pay contingent valuation approach. Ecological Economics. 43: 17-31.
  2. Whitehead, J.­C., Finney, S. (2003). Willingness to pay for submerged maritime cultural resources. Journal of Cultural Economics, 27(3-4), 231–240.
  1. Togridou, A., Hovardas, T., Pantis, J. (2006), Determinants of visitors' willingness to pay for the National Marine Park of Zakynthos, Greece. Ecological Economics. Vol. 60:308 – 319.
  2. Gurluk, S. (2006). The estimation of ecosystem services value in the region of Misi rural development project: Results from a contingent valuation survey. Journal of Forest Policy and Economics. 9(3): 209-218.
  1. عسگری، ع و ن. مهرگان. برآورد تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان میراث تاریخی فرهنگی با استفاده از CVM: نمونه گنج نامه همدان. فصلنامه پژوهشهای اقتصادی. 1380­؛ جلد 1. شماره 2: 93- 115.
  1. خورشیددوست، علی محمد. کاربرد روش ارزیابی مشروط در برآورد میزان تمایل به پرداخت برای حفاظت محیط زیست تبریز. فصلنامه محیط شناسی، 1383؛ شماره 36:13-20.
  2. قربانی، محمد. عوامل مؤثر بر سرمایه­گذاری کشاورزان استان خراسان رضوی در ماشین­های کشاورزی(کاربرد روش دو مرحله­ای هکمن). مجموعه مقالات پنجمین کنگره ملی مهندسی ماشین­های کشاورزی و مکانیزاسیون. دانشگاه فردوسی مشهد. 1387؛ صفحات 1-10.
  3. سلامی، ح.ا و م. عین­الهی احمد­آبادی .کاربرد مدل اقتصاد سنجی توبیت و روش دو مرحله­ای هکمن در تعیین عوامل مؤثر بر کشت چغندرقند در استان خراسان. مجله علوم کشاورزی ایران. 1380؛ جلد 32. شماره 2: 433-445.
  4. Tambia, N.E., Mukhebi, W.A., Maina, W.O., Solomon, H.M. (1998). Probit analysis of livestock producers’ demand for private veterinary services in high potential agricultural areas of Kenya. Agricultural Systems. 59: 163-176.
  5. Pattanayak, S. and Mercer, D. E.­ (1998). Valuing soil conservation benefits of agroforestry: contour hedegerows in the eastern Visayas, Philippines. Agricultural Economics. 18, 31-46. 
  6. Heckman, J. (1976). The common structure of statisticalm of truncation, sample selection and limited dependent variables and a simple estimator for such models. Journal of Economic and Social Measurement. 5: 475-492.
  7. Greene, W.H. (1993). Econometric analysis. Edition. New York: Macmillan.
  8. McDonald, J. F., and. Moffitt, R. A. (1982). The uses of Tobit analysis. Reviev of Economic and Statistics. Vol. 62: 318-321
  9. Judge, G., Hill, C., Griffiths, W., Lee, T. and Lutkepol, H. (1982). Intruduction to the theory and practice of econometrics. New York: Wiley.
  10. Cochran, W.G. (1977). Sampling techniques, 3rd edition. Wiley and Sons, Inc., USA. 428 PP.