کاربرد الگوی ارزش‌گذاری انتها-باز در برآورد ارزش اکوتوریستی روستای جواهرده در استان مازندران

فصلنامه انسان و محیط زیست، شماره 43، زمستان 96

کاربرد الگوی ارزش­گذاری انتها-باز در برآورد ارزش اکوتوریستی روستای جواهرده در استان مازندران

مهکامه موسی سروشی[1]

محمد کاوسی کلاشمی ^[2]

محمد­حسین منهاج[3]^*

mmenhaj@guilan.ac.ir

چکیده

پژوهش حاضر کاربرد رهیافت ارزش­گذاری انتها-باز جهت برآورد ارزش اکوتوریستی روستای جواهرده در استان مازندران را ارایه می­نماید. در این راستا، برای تحلیل داده­ها و تفکیک عوامل مؤثر بر وجود تمایل به پرداخت و عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان و همچنین برآورد ارزش اکوتوریستی این روستا از روش هکمن دو مرحله­ای استفاده شد. به این منظور با استفاده از داده­های بدست آمده از پرسش­نامه­های پیش­آزمون و به کارگیری رهیافت نمونه­گیری میشل و کارسون، تعداد 220 نفر بازدید­کننده به عنوان نمونه انتخاب شد. داده­های مورد نیاز از طریق تکمیل پرسش­نامه و مصاحبه حضوری با بازدیدکنندگان روستای جواهرده در بهار سال 1394 جمع­آوری گردید. نتایج نشان داد که متغیرهای رضایت از امکانات تفریحی و رفاهی، درآمد ماهیانه خانوار و جنسیت در سطح خطای یک درصد و متغیر سن در سطح خطای ده درصد، فقط بر میزان تمایل به پرداخت تأثیر معنی­دار داشتند؛ در حالی که متغیر تجربه شب­مانی در سطح خطای ده درصد، و متغیرهای تعداد دفعات بازدید سالیانه و شاخص نگرشی بازدیدکنندگان در سطح خطای یک درصد در مرحله اول (وجود تمایل به پرداخت) و همچنین در مرحله دوم (میزان تمایل به پرداخت بازدید­کنندگان) تأثیر معنی­دار داشتند. مقدار انتظاری تمایل به پرداخت هر خانوار بازدید­کننده برای هر بازدید از این روستا معادل با 37613 ریال برآورد شد.

کلمات کلیدی: ارزش­گذاری مشروط، اکوتوریسم،  تمایل به پرداخت، روستای جواهرده، هکمن دو مرحله­ای.

مقدمه

در چند دهه­ی اخیر، همواره توسعه پایدار روستایی از دغدغه­های اصلی توسعه در ایران و اکثر کشورهای در­حال توسعه بوده است (1). از اوایل دهه­ی 1980، مناطق روستایی در بسیاری از کشورها از تحولات زیر­بنایی در اقتصاد ملی و ناحیه­ای تاثیر پذیرفته­اند. مناطق کمی توانسته­اند از مشکلات کاهش جمعیت، پایین آمدن سطح اشتغال­زایی و درآمد، خدمات دولتی کم و از دست دادن هویت روستایی و فرهنگی بگریزند. بنابراین باید پذیرفت که سیاست­های جدیدی برای کمک به بهسازی اقتصادی و اجتماعی جوامع روستایی مورد نیاز است، از جمله در بسیاری از کشورها، برنامه­ریزان و سیاستگزاران به گردشگری به چشم صنعتی برای ثبات اقتصادی و جمعیتی برای جوامع روستایی می­نگرند و توسعه را راه­حل بسیاری از مشکلات می­دانند، که مناطق روستایی گرفتار آن­ها هستند. لازم به توضیح است گرچه بیش از یک قرن است که گردشگری در مناطق روستایی در بسیاری از کشورها مورد توجه قرار گرفته و حتی در بسیاری از مناطق منبع اصلی درآمد و اشتغال­زایی بوده، اما همواره عدم برنامه­ریزی در آن وجود داشته و آن­چه در امر گردشگری روستایی در برنامه­ریزی­ها آمده در حقیقت برای پاسخ­گویی و واکنش نسبت به نیاز­های گردشگری بوده و بیش­تر از این که روستا را به طرز صحیح ارتقا بدهند، به فعالیت­های تفریحی آن پرداخته­اند. اما به واقع گردشگری باید به عنوان عنصری ارزش­مند و مهم در توسعه­ی اقتصادی روستا شناخته شود. نباید از نظر دورداشت که موفقیت گردشگری روستایی مرهون محیط­زیست سالم و جالب توجه روستا است. اکوتوریسم یا طبیعت­گردی، سفری به مناطق طبیعی و نسبتاً دست­نخورده با موضوعات جالب و مخصوص برای مطالعه و لذت­بردن از چشم‌اندازهای طبیعی، حیات­وحش جانوری و گیاهی تعریف شده که جنبه‌های فرهنگی منطقه را نیز مورد توجه قرار می‌دهد (2). گردشگری به طور کامل و اکوتوریسم به طور خاص دارای پیامدهای اقتصادی، اجتماعی، سیاسی و محیط­زیستی می­باشد. بنابراین لازم است که تمام نیاز­های مختلف روستا به طور صحیح اداره شوند و بین آن­ها تعادل برقرار گردد. در عین حال باید مطمئن بود که گردشگری از کیفیت و جاذبه های منابعی که به آن­ها وابسته است نمی­کاهد (3).

در این راستا، ارزش­گذاری مناطق گردشگری و کارکرد­های محیط­زیستی برای تصحیح تصمیمات اقتصادی که اغلب براساس آن­ها، منابع ­محیط­زیستی و مناطق گردشگری به منزله­ی کالا و خدمات رایگان قلمداد می­شوند، گامی درخور اهمیت به شمار می­رود. ارزش­گذاری کارکردها و خدمات غیر بازاری محیط­زیست به دلایل زیادی، برای نمونه: شناخت و فهم منافع محیط­زیستی و اکولوژیکی توسط انسان­ها، ارایه مسایل محیطی کشور به تصمیم­گیرندگان و برنامه­ریزان، فراهم­آوردن ارتباط میان سیاست­های اقتصادی و درآمدهای طبیعی، سنجش نقش و اهمیت منابع محیط­زیستی در حمایت از رفاه انسانی و توسعه­ی پایدار، جلوگیری از تخریب چشم­اندازهای طبیعی، تعدیل و اصلاح مجموعه محاسبات ملی مهم است­(4). در میان رشته­کوه­های البرز و در دامنه کوه­های مرتفع سماسوس، یکی از قدیمی­ترین و زیباترین روستاهای ایران به نام «جواهرده» قرار دارد که از توابع شهرستان رامسر واقع در استان مازندران بوده، در280 کیلومتری ساری واقع شده است (شکل 1) (5).

این روستا از معدود مناطق کوهستانی رامسر است که با وجود فاصله بسیار کم با دریا، 2000 متر از سطح دریا ارتفاع دارد و به دلیل دارا بودن هوای بسیار مطبوع و ییلاقی و جاذبه­های چشمگیر گردشگری و اکوتوریسمی، مانند کوه­های زیبا، آبشار­ها و چشمه­سار­ها، پارک­های جنگلی و آثار تاریخی مانند خانه‌ها و محله‌های قدیمی، گورستان گبری، آثار مکشوف هزار­ساله و بنای تاریخی مسجد آقا سعید (مربوط به 700 سال قبل)، مسجد حاجی میرزا، مسجد آدینه و مسجد سکینه آبجی (مربوط به قرن هشتم) که نشانه‌های تاریخی و قدمت دیرینه روستای جواهرده می‌باشند، از مناطق اکوتوریستی و گردشگری مهم کشور ایران است (5). براساس گزارش­های موجود، سالانه هزاران نفر از این روستا و طبیعت بکر آن بازدید می­کنند که نشان­گر بالا بودن توان بالقوه این روستا در جذب گردشگر است­(5). با توجه به افزایش بازدیدکنندگان از این روستا در سال­های پیشین و زوال تدریجی اکوسیستم آن و همچنین رایگان پنداشتن خدمات محیط­زیستی و اکوتوریستی، امید است که ارزش­گذاری تفرجی آن مفید واقع شود چرا­که با بررسی نظرات و خواسته­های مردم در مورد مناطق گردشگری و امکانات موجود در آن­ها، می توان به رفع نیازها و کمبودهای این مناطق کمک­های قابل توجه کرد. از جمله شاخص­های نشان­دهنده نگرش مردم نسبت به یک منطقه گردشگری ارزشی است که بازدیدکنندگان برای بازدید و استفاده از آن منطقه قائل می­شوند.

شکل 1- موقعیت مکانی روستای جواهرده در کشور ایران

این ارزش از منافع مستقیم مناطق گردشگری است و مردم آن را با بیان میزان تمایل به پرداخت (WTP[4]) ابراز می­کنند (6). روش ارزش­گذاری مشروط که در آن میزان تمایل به پرداخت بازدید­کنندگان و منافع حاصل از آن در یک بازار فرضی بررسی می­شود، در حکم مهم­ترین رهیافت­ها در تعیین منافع خدمات محیط­زیستی به کار گرفته می­شود (7). برای اولین بار دیویس[5] در سال 1963 به طور تجربی از این روش استفاده کرد (8). زوانگ و همکاران[6] در سال 2011، با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط، ارزش تفریحی Jiuzhaigou، یکی از سایت‌های میراث طبیعی جهانی در چین را مورد بررسی قرار­دادند و به این نتیجه رسیدند که درسال 2009، ارزش تفریحی  Jiuzhaigou 10⁸×46/3 یوان (RMB)، و تمایل سرانه به پرداخت (WTP) 3/137 یوان می­باشد (9). دنگ و همکاران در مطالعه‌ای در سال (2011)، تمایل گردش­گران را به پرداخت هزینه برای جنگل‌های شهری در ساوانا و جورجیای ایالت­متحده آمریکا با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط بررسی کردند که نتایج نشان داد که WTP جنگل‌های شهری به طور قابل توجهی با درآمد و مقصد ثابت گردش­گران افزایش یافته است؛ همچنین نشان داد که میانگین و میانه متوسط WTP به­ترتیب 25/11 دلار و 10/2 دلار بوده است (10). عطایی و همکاران (2013) میانگین تمایل به پرداخت هر بازدیدکننده و ارزش تفریحی کویر صادق­آباد را در فصل گردشگری با استفاده از روش ارزش­گذاری مشروط به ترتیب 38520 و 96302000ریال محاسبه کردند (11). کیامی و همکاران (2015) حداکثر تمایل به پرداخت (EWTP) بازدیدکنندگان برای استفاده تفریحی از روستای ماسوله را با استفاده از روش ارزش­گذاری مشروط 26049 ریال به ازای هر فرد در هر بازدید برآورد نمودند. نتایج این پژوهش نشان داد که 1/80 درصد از بازدیدکنندگان مورد مطالعه، در سال 1392، تمایل خود را به پرداخت مبلغی برای استفاده تفرجی از روستای ماسوله ابراز داشتند (12).

خداوردی‌زاده و همکاران (1387)، ارزش تفرجی روستای کندوان را با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط حدود 1171500000 ریال و میانگین تمایل به پرداخت افراد را 3905 ریال برآورد نمودند. نتایج نشان داد که 83 درصد بازدیدکنندگان، حاضر به پرداخت مبلغی جهت استفاده از روستای مذکور می‌باشند (6). کاوسی و همکاران (1388) در پژوهشی با عنوان برآورد ارزش تفریحی تفرجگاه­ها با استفاده از روش دو مرحله­ای هکمن؛ میانگین تمایل به پرداخت سالیانه­ی بازدیدکنندگان برای بوستان محتشم رشت را 4260 ریال و ارزش کل تفریحی این پارک را 856886260 ریال برآورد کردند. الگوهای مورد استفاده در این پژوهش برای برآورد تابع تمایل به پرداخت، الگوی توبیت و روش دو­مرحله­ای هکمن بوده­است (13). در پژوهش دیگری خداوردی‌زاده و همکاران (1388)، بوسیله‌ی تفکیک عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت گردش­گران و عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت آن­ها برای بازدید از روستای اشتبین و همچنین، برآورد ارزش تفریحی سالانه این روستا با استفاده از روش هکمن دو مرحله‌ای تحقیقی را انجام دادند که میانگین تمایل به پرداخت گردشگران و ارزش تفریحی سالانه این روستا، به­ترتیب 6884 و 826080000 ریال برآورد شد (14). خداوردی‌زاده و همکاران (1389)، ارزش تفرجی روستای بند ارومیه را با­استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط و عوامل مؤثر بر میزان تمایل به پرداخت افراد با الگوی لوجیت به روش حداکثر راست­نمایی برآورد نمودند. نتایج نشان‌ داد که 75 درصد بازدیدکنندگان، حاضر به پرداخت مبلغی جهت استفاده از این روستا هستند، میانگین تمایل به پرداخت افراد 6250 ریال وارزش تفریحی سالانه روستای بند ارومیه حدود 500 میلیون ریال برآورد گردید (15). در سال 1391، موسوی و رجبی  با­استفاده از روش ارزش­گذاری مشروط، متوسط تمایل به پرداخت گردشگران روستای ابیانه را برای هر فرد برابر با 5847 ریال برآورد کردند و بیان نمودند که از میان عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت، متغیرهای درآمد، فاصله، سطح مبلغ پیشنهادی، تحصیلات گردشگر و جذابیت روستا دارای اهمیت آماری بودند (16). لیاقتی و همکاران (1392) در پژوهشی با­عنوان برآورد ارزش تفریحی منطقه کوهستانی توچال با استفاده از الگوی اقتصادسنجی دومرحله­ای هکمن، میانگین تمایل به پرداخت سالانة هر بازدیدکننده را برابر با 9444 ریال و ارزش­تفرجی هر هکتار از منطقه در سال 1390 را برابر با 137888340 ریال برآورد نمودند. به­منظور تشخیص عوامل­مؤثر در تصمیم به تمایل برای پرداخت ورودیه و میزان تمایل به پرداخت، از الگوی توبیت و روش دومرحله­ای هکمن استفاده شد (17). خداوردی­زاده و همکاران (1394) در پژهشی باعنوان برآورد ارزش تفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت­استپانوس به روش هکمن دومرحله­ای نشان دادند که متغیرهای درآمد، میزان تحصیلات، اندازه خانوار و متغیر موهومی جنسیت بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان و متغیرهای درآمد، اندازه خانوار، میزان تحصیلات، سن و میزان رضایت بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات رفاهی کلیسا بر میزان تمایل به پرداخت بازدید­کنندگان مؤثر می­باشند. میانگین تمایل به­پرداخت هر بازدیدکننده در سال 1378، 4800 ریال به ازای هر بازدید برآورد شد (18).

در راستای مطالب بیان شده، هدف مطالعه حاضر، شناسایی عوامل مؤثر بر وجود تمایل به پرداخت و نیز میزان آن توسط بازدیدکنندگان از روستای جواهرده و نهایتاً برآورد ارزش اکوتوریستی آن می­باشد، زیرا روشن شدن ارزش و اهمیت این­منطقه از دیدگاه مردم می­تواند یک عامل انگیزشی در جهت توسعه آن باشد .

روش بررسی

در مطالعات ارزش­گذاری مشروط، ارزش کالاها و خدمات محیط­زیستی­ را می­توان با پنج روش کلی استخراج اطلاعات تعیین کرد. این روش­ها عبارت­اند از: بازی پیشنهاد، کارت پرداخت، انتها-­باز، انتخاب دوگانة یک­بعدی و دوبعدی (19).

در تحقیق حاضر، روش استخراجی انتها- باز برای تعیین ارزشِ­اکوتوریستی روستای جواهرده به کار­گرفته شد؛ در روش استخراجی انتها- باز، بالاترین میزان تمایل به پرداخت افراد برای به دست آوردن خدمات محیط­زیستی سؤال خواهد شد. در این روش، نگرانی تعیین نقطه­ی شروع وجود ندارد، همچنین مدت تکمیل پرسش­نامه و هزینه اجرای آن کم­تر خواهد بود (20 و 21). در روش مذکور از الگوی توبیت و روش دومرحله­ای هکمن استفاده می­شود (22). این روش برای برآورد مدل­هایی به کار گرفته می­شود که دارای متغیر وابسته­ی محدودند. روش دومرحله­ای هکمن بر این فرض استوار است که مجموعه­ای از خصوصیات مختلف افراد می­تواند بر تصمیم آن­ها­ به پرداخت ورودیه (مرحله تصمیم) اثر بگذارد و مجموعة دیگر از متغیرها می­تواند میزان پرداخت ورودیه (مرحله عمل پس از تصمیم) را تعیین کند. بنابراین، دو مجموعه­ی مختلف از متغیرها می­توانند در این الگو وارد شوند. در سایر تکنیک­های استخراج اطلاعات همانند انتخاب­های دوگانه که از الگوهای لاجیت و پروبیت استفاده می­کنند، امکان جداسازی عوامل مؤثر در تمایل به پرداخت و عوامل مؤثر در میزان آن، وجود ندارد. از این رو، از دقت ارزیابی نتایج و سنجش تأثیر سیاست­های محیط­زیستی در توسعه و احیای مناطق تفرجی کاسته می­شود. در روش دومرحله­ای هکمن، متغیرهایی که می­توانند تصمیم پاسخ­گویان برای تمایل به پرداخت را متأثر کنند (مرحله اول) در الگوی پروبیت و متغیرهای مؤثر در میزان پرداخت ورودیه (مرحله دوم) در الگوی رگرسیون خطی بررسی می­شوند. این دو گروه از متغیرها لزوماً مانعه­الجمع (Exclusive) نیستند. الگوی دوم (رگرسیون خطی) با اضافه شدن متغیر جدیدی به نام عکس نسبت میل (Inverse of Mill’s Ratio)، که با استفاده از پارامترهای برآورد شده­ی الگوی نخست (پروبیت) ساخته می­شود، به مجموعه متغیرهای مستقل الگوی نخست مرتبط می­گردد. متغیر وابسته در الگوی پروبیت شامل یک متغیر دوجمله­ای با مقادیر یک و صفر است. عدد یک نشان­دهنده­ی تمایل به پرداخت بوده در حالی که عدد صفر نشان­دهنده­ی عدم وجود تمایل به پرداخت بازدیدکننده می­باشد. متغیر وابسته در الگوی رگرسیون خطی نیز بیان­گر مقدار تمایل به پرداخت توسط هر فرد است. الگوهای پروبیت و رگرسیون خطی حاصل از تفکیک روش هکمن دو مرحله­ای به ترتیب و به­صورت رابطه­های (1) و (2) نشان داده می­شود (23).

(1)     الگوی پروبیت

(2)     الگوی رگرسیون خطی  

   Y_i =B¢Xi +sli + vi                 

در این الگوها، Z_i بیان­گر متغیر وابسته شامل یک متغیر دوجمله­ای با مقادیر صفر و یک است که به­ترتیب نشان­دهنده­ی عدم تمایل به پرداخت و تمایل به پرداخت بازدید کننده­ی iام است؛ Y_i^* نشان­دهنده متغیر پنهان الگو (latent variable)، Y_i بیان­گر میزان تمایل به پرداخت بازدید­کننده­ی iام، σ و B′ پارامترهای الگو که بایستی برآورد شوند، و Xi بیان­گر متغیرهای توضیحی مدل است.  v_i و u_iجملات خطا در الگوهای فوق­الذکر می­باشند که مستقل از متغیرهای توضیحی بوده و بر­فرض توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس ثابتδ²  استوار هستند.  λ_iمعکوس نسبت میل می­باشد که از رابطه (3) بدست می­آید (23):

                                                (3)

در این رابطه،  φ (β ′X_i) و 1−φ(β ′Xi ) 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 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 پروبیت برای کلیه مشاهدات Y_i^*>0  ساخته می شود، با بهره گیری از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برآورد می­گردد. حضور متغیر عکس نسبت میل در الگوی رگرسیون خطی، وجود واریانس ناهمسانی الگو را رفع کرده و ضرایب را نااریب و سازگار می­سازد (24). به منظور سنجش اثر تغییر در متغیر  X_i بر Y از کشش کل استفاده می­شود. براساس یافته­های مک­دونالد و موفیت، اثر کل تغییر در متغیر مستقل بر مقدار مورد انتظار متغیر وابسته (Z_i) از رابطه 4 بدست می­آید (25):

                      (4)

در رابطه­ی بالا B_j ضریب برآورد شده متغیر X_i و φ(I) احتمال حضور در جمع افرادی است که تمایل به پرداخت دارند.

 مقادیر ثابت سایر متغیرها (X^*)، تحت عنوان »حالت نمونه« (Typical Case) شناخته می­شود. نحوه مشخص­کردن مقدار حالت نمونه به این صورت است که برای متغیرهای مجازی مقدار مُد آن­ها و برای سایر متغیرها مقدار میانگین آن­ها مد­نظر قرار می­گیرد.

جهت انتخاب فرم تابعی مناسب در مرحله دوم روش هکمن با­استفاده از آزمون غیر­آشیانه­ای مک­کینون (Mckinon Non-nested testing) مدل رابطه 7 برآورد می­­گردد (25).

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

-1اگر X_k متغیری کمی باشد، تغییر در احتمال موفقیت متغیر وابسته ( Z_i=1)بر اثر تغییر یک واحدی در Xk که به نام اثرنهایی خوانده می­شود به صورت رابطه 5 محاسبه می­گردد (26).

                (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 X متغیر مجازی باشد، اثر نهایی برای این متغیر عبارت است از تغییر در احتمال موفقیت متغیر وابسته  (Z i =1)در­نتیجه تغییر  X_k  از صفر به یک، در حالی که (X*) ثابت نگه داشته شوند. مقدار اثر نهایی متغیر توضیحی مجازی(ME_D)  از طریق رابطه 6 قابل محاسبه می­باشد:

(6):

   (7)                                        (6)

پس از برآورد مدل بالا، ضریب متغیر v_t  با استفاده از آزمون والد مورد آزمون قرار می­گیرد. ابتدا مدل­های لگاریتمی و خطی تخمین زده می­شود که متغیر وابسته این دو مدل به ترتیب با (Logˆyt) و () نشان داده می­شود. پس از محاسبه آنتی لگاریتم متغیر وابسته، مدل رگرسیونی ، v_tبه­عنوان تفاضل -   تعریف می­شود. در صورت معنی داری ضریب این­متغیر مدل خطی و در صورت غیر معنادار شدن ضریب این­متغیر 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.

داده­های مورد نیاز در این مطالعه از طریق توزیع و تکمیل پرسش­نامه و با مراجعه حضوری به بازدیدکنندگان که درآمد مستقل داشتند، در بهار سال 1394 جمع­آوری گردید. برای تعیین حجم نمونه مناسب در برآورد تمایل به پرداخت افراد برای استفاده تفریحی از روستای جواهرده، کاربرد رهیافت نمونه­گیری پیشنهادی میشل و کارسون[7](1989) مدنظر قرار گرفت. به اعتقاد ایشان در رهیافت ارزش‌گذاری مشروط درصد انحراف تمایل به پرداخت برآورد شده از تمایل به پرداخت واقعی جامعه باید کمینه شود نه این­که حداقل­سازی مقدار­مطلق تمایل به پرداخت برآورد شده از تمایل به پرداخت واقعی صورت گیرد (27). در این شرایط نیاز به این است که برآورد­اولیه‌ای از ضریب تغییرات مقادیر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان در اختیار باشد. به این منظور رابطه زیر به­منظور محاسبه ضریب تغییرات (V) مورد استفاده قرار می­گیرد (28):

که در آن،  انحراف معیار مقادیر تمایل به پرداخت ابراز شده در پیش­آزمون و TWTP مقدارواقعی WTP می‌باشد. با­تعیین مقدار ضریب تغییرات () با استفاده از داده­های پیش­آزمون، به کمک رابطه‌ی 9 می‌توان حجم نمونه را به دست آورد (28).

در رابطه فوق، n حجم نمونه، t مقدار آماره‌ی t-student،  RWTP مقدار WTP برآورد شده از پیش­آزمون و d درصد اختلاف RWTP از  TWTPمی‌باشد. مقدار  dتوسط محقق تعیین شده و نشان می‌دهد که چند درصد انحراف از مقدار واقعی  WTPبرای محقق قابل قبول است. در مطالعات ارزش­گذاری، مقدار قابل قبول  dبین 05/0 و 3/0 می‌باشد (28).

بنابراین با استفاده از اطلاعات پیش آزمون) به وسیله تکمیل 30 پرسش­نامه پیش­آزمون) و روش میشل و کارسون در سطح معنی‌داری پنج درصد و اختلاف  WTPواقعی و برآوردی 10درصد، تعداد 220 بازدید کننده به عنوان حجم نمونه معین شد و در نهایت، با استفاده از روش نمونه­گیری تصادفی، افراد بازدیدکننده مورد مصاحبه قرار گرفتند. پرسش­نامه در سه بخش تهیه گردید: بخش اول سؤال­های مربوط به وضعیت اجتماعی- اقتصادی بازدیدکنندگان شامل سن، جنسیت، درآمد، و ... مطرح گردید. در بخش دوم با عنوان محیط تفرج­گاه، سوالاتی از تعداد دفعات بازدید، تجربه اقامت شبانه، نگرش بازدیدکننده نسبت به انتخاب تفرج­گاه جهت تفریح و ارزیابی وضعیت امکانات تفرجگاه مد­نظر قرار گرفت و بخش سوم سؤالات به­بررسی میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان اختصاص یافت؛ و تمایل یا عدم تمایل به پرداخت بازدید­کنندگان و حداکثر میزان تمایل به پرداخت آن­ها بررسی شد.

در راستای دست­یابی به نتایج توصیفی پژوهش از نرم­افزار رایانه­ای SPSS استفاده شد و برای برآورد مدل­ها، نرم­افزار Shazam بکار گرفته شد.

براساس ظرفیت­های بالقوه اکوتوریسمی موجود در روستای­جواهرده و کمبودهای تفریحی و رفاهی که در پاسخ به سؤالاتِ باز در پرسش­نامه­های پیش­آزمون مطرح شد، و همچنین مطالعات نگرش­سنجی پیشین، شاخص­هایی مانند: علاقه به گردشگری طبیعت، آگاهی از مزایای گردشگری روستایی، آگاهی از خدمات گردشگری و اکوتوریستی مقصد، علاقه به هنر­های محلی، ماجراجویی، تنوع­طلبی، ترغیب و تشویق شدن از طریق سایر افراد و تبلیغات و اطمینان خاطر از آرامش و امنیت تفرج­گاه، تعداد 24 گویه به منظور سنجش نگرش بازدیدکنندگان نسبت به انتخاب روستای جواهرده به منظور تفرج، و تعداد 11 گویه برای سنجش رضایت­مندی از وضعیت امکانات تفریحی- رفاهی موجود در روستای جواهرده، در مقیاس اندازه­گیری لیکرت طراحی شد. میانگین این گویه­ها به­ترتیب به عنوان شاخص نگرشی و شاخص رضایت­مندی بازدیدکنندگان تعیین شد و براساس روش فاصلة انحراف معیار از میانگین (ISDM)[8]، میزان رضایت­مندی از نظر تمام پاس­خگویان در چهار سطح ضعیف تا عالی و  سطوح نگرش در چهار سطح از نگرش منفی تا نگرش مثبت طبقه­بندی گردید. چگونگی تبدیل امتیازهای به دست آمده به چهار سطح در رابطه (10) آمده است (29):  

(10)

1)      Min----- Mean-SD              

2)      Mean-SD ----- Mean           

3)      Mean ----- Mean+SD

4)      Mean+SD ----- Max

در این رابطه Min، Max، Mean و SD، به ترتیب حداقل، حداکثر، میانگین، و انحراف معیار شاخص­ها می­باشد.

یافته­ها

براساس نتایج بیش از 63 درصد (140 نفر) از پاسخ­گویان، مرد و بیش از 36 درصد (80 نفر) پاسخگویان زن می‌باشند. اکثر بازدید­کنندگان (حدود 50 درصد) در گروه سنی 25 تا 35 سال قرار دارند. وضعیت درآمدی پاسخ­گویان نیز بدین شکل بوده است که بیش از 13درصد (29 نفر) کم­تر از 700 هزار تومان، بیش از 12 درصد (27 نفر) بین 700-900 هزار تومان، بیش از 13 درصد (30 نفر) بین 900هزار-1/1 میلیون تومان، بیش از 15 درصد (34نفر) بین 1/1-3/1 میلیون تومان، بیش از 21 درصد (48نفر) بین 3/1-5/1 میلیون تومان، و بیش از 23 درصد (52نفر) بالاتر از 5/1 میلیون تومان دارای درآمد می‌باشند.

 از نظر مدت زمان مسافرت از مبدأ تا روستای جواهرده، مشخص شد که 9/40 درصد (90 نفر) بین 4 تا 8 ساعت، 7/32 درصد (72نفر) بین  8تا 16 ساعت و 6/4 درصد (10) نفر بیش از 16 ساعت را مدت مسافرت خود تا رسیدن به این روستا بیان کردند.

جدول 1-سطوحرضایت­مندیبازدیدکنندگانازوضعیتامکانات تفریحی و رفاهی روستای جواهرده

جدول2-نگرش بازدید کنندگان نسبت به انتخاب روستای جواهرده به منظور تفریح و گردش

جدول1 سطوح وضعیت، دامنه، فراوانی و درصد هر یک از سطوح رضایت­مندی از امکانات را نشان می­دهد. چنان­که ملاحظه می­شود 6/13، 1/39، 35 و 3/12 درصد از کل بازدیدکنندگان از روستا بیان کرده­اند که وضعیت امکانات موجود به ترتیب ضعیف، متوسط، خوب و عالی می­باشد. این نتیجه گویای این است که امکانات موجود در این روستا برای جذب گردش­گر در­حدود متوسط می­باشد، اما با توجه به ظرفیت بالای آن در جذب گردشگر، در صورت بهبود امکانات رفاهی موجود در روستا شاهد افزایش تعداد گردشگران خواهیم بود. همچنین با­توجه به جدول 3، براساس اطلاعات کسب­شده از نظرگردش­گران بیش­ترین فراوانی مربوط به پاسخ­گویانی است که نگرش نسبتاً منفی و نسبتاً مثبت نسبت­به بازدید از روستای جواهرده داشتند.

نتایج حاصل از برآورد مدل دو­مرحله­ای هکمن در جدول 3 آمده است. همان طور که این جدول نشان می­دهد متغیرهای مستقل بکار گرفته شده در الگوی پروبیت شامل تجربه شب­مانی، تعداد دفعات بازدید سالیانه و نگرش بازدیدکنندگان است که از لحاظ آماری در سطوح تعیین شده معنی­دار می­باشند. در تفسیر نتایج مدل پروبیت از اثر­نهایی و کشش تجمعی وزن داده شده (Weighted Aggregate Elasticity) مربوط به هر­متغیر استفاده شد. درصد پیش بینی صحیح مدل برآورد شده بالغ بر 97 درصد است و از آن­جا که مقدار قابل قبول این آماره برای الگوهای لوجیت و پروبیت برابر با 71 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 هیچ­گونه هم­خطی وجود ندارد. به گونه­ای که ضریب همبستگی دو­به­دوی هیچ­کدام از متغیرهای مستقل بیش از 50 درصد نبود.

جدول3- نتایج الگوی دو مرحله ای هکمن

دیوید سن و مک کینون (1984) (Davidson and Mackinnon) آماره­ای تحت عنوان  LM2برای آزمون ناهمسانی واریانس در الگوهای لوجیت و پروبیت ارایه کردند. این آماره متکی به روش LM است که 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 آمارهLM2  در الگوی برازش شده برابر با 98/3 است که با توجه به درجه­آزادی 3 برای توزیع  و ارزش احتمال 26/0، فرض وجود واریانس همسانی در مدل پذیرفته می­شود. در مدل پروبیت برای سنجش معنی­داری کلی مدل و خوبی برازش از آماره نسبت درست­نمایی [9](LR) استفاده شد، مقدار آماره LR در الگوی پروبیت برابر با 34/22 بوده که با توجه به سطح احتمالاتی صفر بیان­گر معنی­داری کلی رگرسیون می­باشد. در این الگو، مقادیر ضرایب تعیین کراگ اوهلر، مک­فادن و چو به­ترتیب برابر با 39، 36 و 27 درصد 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 تجمعی وزن داده شده برای متغیر توضیحی شاخص نگرشی پاسخ­گو برابر با 076/0 است. یعنی با فرض ثابت بودن سایر عوامل به طور متوسط با یک درصد افزایش در میزان شاخص نگرشی، احتمال تمایل به پرداخت  076/0 درصد افزایش می­یابد. کشش تجمعی وزن داده شده برای متغیر توضیحی تعداد دفعات بازدید 046/0- می­باشد؛ یعنی با فرض ثابت بودن سایر عوامل به طور متوسط با یک درصد افزایش در تعداد دفعات بازدید از روستای جواهرده احتمال تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 046/0 درصد کاهش می یابد.

مقدار اثر نهایی برای متغیر توضیحی شاخص نگرشی پاسخ­گو برابر با 007/0 می باشد. یعنی با فرض ثابت بودن سایر عوامل، یک واحد افزایش در شاخص نگرشی، احتمال تمایل به پرداخت را 007/0 واحد افزایش می­دهد. مقدار اثر نهایی برای متغیر توضیحی تعداد دفعات بازدید 001/0- می­باشد. یعنی با فرض ثابت بودن سایر عوامل، یک واحد افزایش در تعداد دفعات بازدید از جواهرده، احتمال تمایل به پرداخت را 001/0 واحد کاهش می دهد. مقدار اثر نهایی مربوط به متغیر مجازی شب­مانی برابر با 012/0 است که بیان­گر این می­باشد که در نتیجه­ی تغییر آن از صفر )پاسخ منفی) به یک (پاسخ مثبت) احتمال تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 012/0 واحد افزایش می یابد. متغیرهای مستقل مورد استفاده در مدل رگرسیون خطی شامل شب­مانی، تعداد دفعات بازدید از روستای جواهرده، شاخص نگرشی، سن، درآمد ماهیانه بازدیدکننده، رضایت از امکانات تفریحی و رفاهی 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 جدول3 قابل مشاهده است. ضرایب برآوردی از لحاظ آماری در سطوح تعیین شده معنی­دار می­باشند. ضرایب تعیین R² و  در الگوی رگرسیون خطی به ترتیب برابر با 33 و 31 درصد می­باشد. مقدار آماره F در الگوی رگرسیون خطی برابر با 12/146 بوده که با توجه به ارزش احتمال بیانگر معنی­داری کلی رگرسیون برازش شده می­باشد. همچنین مقدار آماره­های آزمون Koenker و بروچ – پاگان-گادفری(BPG) به­ترتیب برابر با 9/26 و 94/112 بوده که با توجه به سطح احتمالاتی صفر برای این دو آماره وجود ناهمسانی واریانس در الگوی رگرسیون خطی پذیرفته شده، از این رو، با استفاده از ماتریس HCCM اجزاء اخلال این الگو وزن­دهی شد. مقدار ضریب برآورد شده برای متغیرهای تعداد دفعات بازدید و سن بازدید کننده نشان می­دهد یک واحد افزایش در مقدار میانگین این متغیرها در صورت ثابت بودن سایر عوامل، میانگین میزان WTP، به ترتیب 959 و 7/5176 ریال کاهش خواهد یافت. متغیر دیگر شاخص نگرشی بازدید کننده است که مقدار ضریب برآورد شده متغیر یاد شده بیان­گر این است که یک واحد افزایش در مقدار میانگین متغیر مذکور و در صورت ثابت بودن سایر عوامل منجر به کاهش 9/3385 ریالی میانگین مقدار تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان می­شود. 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 7/3470 ریال افزایش خواهد یافت. مقدار ضریب برآورد شده متغیر رضایت بازدیدکنندگان برابر با 4/3145 بوده که بیان­گر این است که در نتیجه بهبود امکانات روستای جواهرده و درنتیجه افزایش رضایت بازدیدکنندگان متوسط میزان تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان 4/3145 ریال افزایش خواهد یافت. 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. براساسنتایجحاصلازالگویرگرسیونخطیمقدار انتظاری تمایل به پرداخت افراد نمونه برای هر بار بازدید و استفاده تفریحی از روستای جواهرده 37613 ریال بدست آمد:

 ارزشکلتفریحیروستای جواهردهازرابطه11قابلمحاسبهاست:

(11)

ارزش کل تفریحی سالانه روستای جواهرده = (میانگین تمایل به پرداخت × تعداد بازدیدکنندگان سالانه)

طبق گزارش سازمان میراث فرهنگی، صنایع­دستی و گردشگری شهرستان رامسر به نقل از دهیار روستای جواهرده تعداد تقریبی کل بازدیدکنندگان سالانه از این روستا حدود 147000 نفر در سال 1393 بوده که در محاسبه ارزش اکوتوریستی این­روستا به شرح زیر مد نظر قرار گرفت (30):

ارزش کل تفریحی سالانه روستای جواهرده =   

ریال  5529111000 = (37613×147000 )

بحث و نتیجه گیری

در این پژوهش جهت برآورد ارزش اکوتوریسمی و تعیین عوامل­مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان روستای جواهرده از روش هکمن دو­مرحله­ای استفاده شد. بدین­ترتیب که در­مرحله اول جهت تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت، مدل پروبیت برآورد شد. نتایج مدل پروبیت نشان داد که متغیرهای شاخص­نگرشی و تجربه اقامت شبانه (شب­مانی) اثر مثبت و معنادار، و متغیر تعداد دفعات بازدید سالیانه از جواهرده اثر منفی و معناداری بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان داشتند. رابطه­منفی در تعداد دفعات مراجعه بازدید­کننده به روستا در طول سال به این دلیل است که با افزایش تعداد بازدیدها مطلوبیت نهایی آن کاهش یافته، بنابراین تمایل به پرداخت کاهش می­یابد که این نتیجه با نتایج حاصل از برآورد روش هکمن دو­مرحله­ای توسط حیاتی و همکاران برای پارک­های ائل­گلی و مشروطه تبریز در سال 1387 مطابقت دارد(31).

در مرحله دوم، 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. براساس نتایج الگوی رگرسیون خطی، متغیرهای رضایت از امکانات تفریحی و رفاهی، درآمد ماهیانه خانوار، شاخص نگرشی و تجربه شب­مانی اثر مثبت و معنادار داشته و متغیر­های تعداد دفعات بازدید، جنسیت و سن اثر منفی و معنادار بر میزان تمایل به پرداخت بازدید­کنندگان داشته­اند. این نتایج با نتایج خداوردی­زاده و همکاران (1394)، در برآورد ارزش تفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس (18) و مطالعه­ی گودرزی، (1392) مطابقت دارد (32).

با توجه به این­که ضرایب مدل پروبیت قابل تفسیر نمی­باشد، لذا اثر نهایی و کشش متغیرهای مستقل محاسبه و تفسیر شد. معنی­دار 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 تعیین­کننده­ی میزان تمایل به پرداخت یکسان نمی­باشند که تأییدی بر استفاده از روش هکمن دو­مرحله­ای می­باشد. براساس نتایج حاصل از الگوی رگرسیون خطی متوسط تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان جهت استفاده از روستای جواهرده حدود 37613 ریال بدست آمد. این مبلغ می­تواند به عنوان مبلغ پایه ورودیه به منظور حفظ طبیعت بکر روستای جواهرده از آثار منفی اکوتوریسم و بهبود زیرساخت­های تفرجی و رفاهی در نظر گرفته شود. ارزش کل تفریحی روستای جواهرده با توجه به تعداد بازدیدکنندگان سالانه و متوسط تمایل به پرداخت گردشگران حدوداً برابر با 5529 میلیون ریال برآورد گردید.

بررسی سطوح نگرش بازدیدکنندگان نشان داد که 6/43 درصد نگرش نسبتاً منفی و 30 درصد نگرش نسبتاً مثبت نسبت به انتخاب جواهرده برای طبیعت­گردی و تفریح دارند که بهتر است با توجه به ارزش بالای منطقه برای ارتقای نگرش بازدید­کنندگان، در جهت افزایش تعداد گردشگران و دفعات بازدید آن­ها، افزایش درآمد و در نهایت توسعه روستا، اقداماتی مانند تبلیغات، توزیع بروشورهای معرف جاذبه­های روستا، تخفیفات ویژه برای مکان­های اقامتی گردشگران، راه­اندازی تورهای ویژه­ی طبیعت گردی توسط نهادهای خصوصی و زیر نظر سازمان میراث فرهنگی صنایع­دستی و گردشگری استان، توسط متصدیان مربوطه صورت گیرد. بیش­ترین درصد بازدیدکنندگان را گروه سنی 25 تا 35 سال تشکیل داده­اند؛ بنابراین فراهم کردن امکانات لازم و مطابق با نیازهای این افراد، مانند استفاده از پتانسیل­های روستا در جهت گسترش ورزش­های زمستانی مانند اسکی و ورزش­های تابستانی مانند کایت­سواری و کوهنوردی می­تواند زمینه حضور آنان را در منطقه بیش­تر نماید. همچنین بررسی سطوح رضایتمندی بازدیدکنندگان از وضعیت امکانات تفریحی و رفاهی روستای جواهرده نشان داد که 86­درصد بازدیدکنندگان وضعیت امکانات تفریحی و رفاهی- بهداشتی این منطقه را متوسط ارزیابی کرده­اند. میزان رضایت بازدیدکنندگان از روستا در این تحقیق، یکی از عواملی است که منجر به تمایل به پرداخت بالاتر افراد شده است. لذا با توجه به ظرفیت بالای روستای زیبای جواهرده در جذب گردشگر، معنی­دار شدن متغیر میزان رضایت بازدیدکنندگان و همچنین اهمیت بالایی که گردشگران برای بازدید از این روستا قایل هستند باید جهت افزایش رضایت‌مندی افراد تمهیداتی اتخاذ شود. بنابراین، ساخت امکانات و تجهیزات زیربنایی جهت جذب گردشگر نظیر: بهسازی راه دسترسی، احداث امکانات تفریحی مانند: تلکابین، نمایشگاه­های صنایع­دستی و کشاورزی، و اقامتگاه ساده به همراه سرویس بهداشتی و ... از ملزوماتی است که باید به آن توجه بیش­تری شود. بنابراین، می‌توان با یک­برنامه‌ریزی بلند‌‌مدت و هدفدار، همچنین مشارکت بخش دولتی، تعاونی و خصوصی سرمایه‌های بیش­تری را به سمت منطقه جذب کرد که سبب رونق بازار تولیدات کشاورزی، افزایش اشتغال­زایی و درآمد افراد محلی و افزایش سود اقتصادی در کل منطقه شود.

با توجه به میزان بالای تمایل به پرداخت گردشگران لازم است سیاست­های توسعه فعالیت­های گردشگری با حفظ استانداردهای محیط­زیستی و ایجاد سازوکارهایی برای بازگشت درآمد حاصل از اکوتوریسم به تفرجگاه­های روستایی، مورد­توجه مسوولین و نهادهای زیربط قرار گیرد و نباید از نظر دور داشت که اهمیت و عظمت گردشگری تنها به ایجاد فرصت­های شغلی و درآمد مناطق روستایی محدود نمی­گردد، بلکه در­صورت برنامه­ریزی و توسعه­ی از پیش اندیشیده شده، گردشگری روستایی قادر است منافع مستقیم و غیر­مستقیم اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی، محیطی و سیاسی را ایجاد و سهم قابل توجهی را در توسعه ملی ایفاء نماید.

منابع

1-      DHV Consulting Engineers (1979), Guidelines for Rural Centre Planning. New York: Economic and Social Commission for Asia and the Pacific (ESCAP).

2-   سراقی، ع.، ملکی، ح. و ابوالفتحی، د. (1387). نقش جاذبه‌های اکوتوریستی در توسعه گردشگری نهاوند با تأکید بر مدل SWOT. فصلنامه تحقیقات کاربردی علوم جغرافیایی، شماره 11، صفحه 133.

3-   منشی­زاده، ر. و نصیری، ف. گردشگری روستایی. شارپلی، جولیا و شارپلی، ریچارد. نوع کتاب: ترجمه، شماره چاپ:1، تهران، انتشارات منشی (کانون اسلامی انصار). 1380.

4-      Vaze, P. 1998. System of Environment and Economic Accounting (SEEA). Chapter 13 London: ONS, U.K.

5-      روابط عمومی اداره فرهنگ و ارشاد اسلامی شهرستان رامسر،1393.

6-   خداوردی‌زاده، م.، حیاتی، ب. و کاوسی کلاشمی، م. 1387. برآورد ارزش تفرجی روستای توریستی کندوان آذربایجان شرقی با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط. علوم محیطی، سال 5، شماره 4، صفحه 52-43.

7-      Heal.G.M., et al. 2005. Valuing Ecosystem Services .Toward Better Environmental Decision-Making. The National Academies Press, Washington, D.C.

8-      Hanemann, W. M. (1994). Valuing the environment through contingent valuation. Journal of Economic Perspectives, 8(4), 19-43.

9-      Xuewang, D., Jie, Z., Ruizhi, Z., Shien, Z. & Min, L. 2011. Measuring recreational value of world heritage sites based on contingent valuation method: A case study of Jiuzhaigou. Chinese Geographical Science, 21(1):119-128.

10-  Majumdar, S., Deng, J., Zhang, Y. & Pierskalla, Ch. 2011. Using contingent valuation to estimate the willingness of tourists to pay for urban forests: A study in Savannah, Georgia. Urban Forestry & Urban Greening, 10: 275–280.

11-  Ataei, S., Joolaie, R., Fatahi-Ardakani, A., Amirnejad, H. & Shirani Bidabadi, F. 2013. Estimating the recreational value of wilderness areas in the tourist season with contingent valuation method (Case Study: Sadiq Abad. International Journal of farming and Allied Science. 1112-1117.

12-  Kiami. F., Allahyari. M.S. & Kavoosi-Kalashami. M. An investigation on the recreational value of Masouleh village, Iran. Published online: 12 Sep 2015. DOI: 10.1080/21568316.2015.1076508

13-  کاوسی کلاشمی، م.، شهبازی ح. و ملکیان، آ. 1388. برآورد ارزش تفریحی تفرجگاهها با استفاده از روش دو مرحله ای هکمن مطالعه ی موردی: بوستان محتشم شهر رشت. مجله ی تحقیقات اقتصاد کشاورزی، جلد1،شماره1، صفحه137_149.

14- خداوردی‌زاده، م.، راحلی، ح.، کاوسی کلاشمی، م.، رضازاده ع. و خرمی، ش. 1389. کاربرد روش هکمن دومرحله‌ای در برآورد ارزش تفریحی روستای اشتبین. فصلنامه روستا و توسعه، سال 13، شماره 1، صفحه 111-130.

15- راحلی، ح.، خداوردیزاده، م. و نجفی علمدارلو، ح. 1389. برآورد ارزش تفرجی روستای بند ارومیه به روش ارزش‌گذاری مشروط. تحقیقات اقتصاد کشاورزی، جلد2، شماره 4، صفحه 62-49.

16- موسوی، س. ن و رجبی. م. 1391. کاربرد الگوی پروبیت رتبه­ای در تحلیل عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت گردشگران روستای ابیانه. پژوهش­های روستایی، سال3. شماره 4، صفحه 31-58.

17- لیاقتی، ه.، نعیمی­فر، ا. و مبرقعی دینان، ن. 1392. برآورد ارزش تفریحی منطقه کوهستانی توچال با استفاده از الگوی اقتصاد­سنجی دومرحله­ای هکمن. محیط­شناسی،سال 39، شماره4، صفحه17_28.

18- خداوردی‌زاده، م.، حیاتی، ب.، راحلی، ح. و کاوسی کلاشمی، م. 1394. برآورد ارزش تفریحی و تعیین عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان کلیسای سنت استپانوس به روش هکمن دو مرحله­ای. علوم و تکنولوژی محیط زیست. شماره 65. صفحه 105-116.

19-  Cumming,R.G.,et al.1986.Valuing environmental goods.A state of the arts assessment of the contingent valuation method. Totowa,N.J: Roweman and Allanheld.

20-  Briscoe,J.,deCastro.,et al.1990.Toward equitable and sustainable rural water supplies. A contingent valuation.

21-  Hanemann,W. M. 1991. “Willingness to pay and willingness to accept .How much can they differ?” American Economic Review. 81:635-47.

22-  Carson, R.T., et al. 1995. A Bibliography of Contingent valuation studies and Papers, La Jolla, CA: NRDA Inc.

23-  Heckman, J. (1976). “The common structure of statistical models of truncation, sample selection and limited dependent variables and a simple estimator for such models”. Annals of Economic and Social Measurement. 5(4): 475-492.

24-  Greene. W.H .1993. Econometric analysis. Second edition. New York: Macmillan.

25-  Mcdonald. J. F & Moffitt. R. A. 1982. The uses of Tobit analysis. Review of Economic and Statistics. Vol. 62: 318-321.

26-  Judge, G., Hill, C., Griffiths, W., Lee, T. & Lutkepol, H. 1982. Introduction to the theory and practice of econometrics. New York: Wiley.

27- فتاحی، ا. و فتح زاده، ع. (1390). ارزش‌گذاری حفاظتی حوزه‌های آبخیز با استفاده از روش ارزش‌گذاری مشروط (مطالعه موردی: تالاب گمیشان). مجله علوم و مهندسی ایران، سال 5.

28-  Mitchell, R. & Carson, R. 1989. Using Surveys to Value Public Goods: The Contingent Valuation Method. Johns Hopkins University Press for Resources for the Future, Washington DC.

29- صدیقی، ح. و روستا، ک. 1382، بررسی عوامل تأثیر­گذار بر دانش کشاورزی پایدار ذرت­کاران تمونه استان فارس. فصلنامه علوم کشاورزی ایران. سال34، شماره 4، صفحه 913-924.

30-  سازمان میراث فرهنگی، صنایع­دستی و گردشگری شهرستان رامسر، 1394.

31- حیاتی. ب، احسانی. م، قهرمان زاده. م، راحلی. ح و تقی زاده. م. 1389. عوامل مؤثر بر تمایل به پرداخت بازدیدکنندگان پارکهای ائل­گلی و مشروطه شهر تبریز: کاربرد روش دو مرحله­ای هکمن. نشریه اقتصاد و توسعه کشاورزی (علوم و صنایع کشاورزی). جلد 24. شماره 1، صفحه 91- 98.

32- گودرزی، م. 1392. تعیین ارزش حفاظتی سواحل دریای خزر با استفاده از روش تمایل به پرداخت افراد و الگوی دو مرحله­ا­ی هکمن )مطالعه موردی: سواحل بابلسر(. نشریه حفاظت و بهره برداری از منابع طبیعی جلد1، شماره1. صفحه 69-84.