فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي ـ سال دهم ـ شماره چهارم ـ زمستان 1389 ـ صفحات 40 19-
 
 
                                                              ! "#           $             
 
توحيد بهجتي¹
ابوالقاسم مرتضوي² بابك عبدالهي³  
 
                                 تاريخ دريافت: 32/1/98                  تاريخ پذيرش: 61/8/98 
 
چكيده 
در طول شهري شدن و تخريب محيط در ايران، بسياري از افراد تمايل براي بهبود كيفيت هوا را دارند. كمبود اطلاعات در مورد ارزش سلامتي كه در اثر آلودگي هوا از دست ميرود، از محدوديتهاي عمدهاي است كه مانع توسعه سياستگذاري در ارتباط با آلودگي هوا است.  
اين مطالعه چگونگي رابطه بين كيفيت پايين هوا و تمايل به پرداخت ساكنان شهر تهران براي بهبود كيفيت هوا را بررسي ميكند. براي دستيابي به اهداف مطالعه از روش هكمن دو مرحلهاي به منظور كمي كردن تمايل به پرداخت افراد (WTP)، براي بهبود كيفيت هوا استفاده شده است.  
يك نمونه 1010 نفري از ساكنان شهر تهران، براساس روش نمونهگيري تصادفي انتخاب و مصاحبه چهره به چهره با اين افراد انجام شد. نتايج نشان ميدهد كه7/55 درصد پاسخ دهندگان، قادر به پرداخت (WTP) بودند و ميانگين ماهانه (WTP) براي هر نفر 3500 ريال به دست آمد.  
يك مدل پروبيت براي ارتباط ميان متغيرهاي برونزا و (WTP) و يك معادله رگرسيوني براي به دست آوردن ميانگين تمايل به پرداخت تخمين زده شد و نتيجه گرفته شد كه سن، درآمد و تعداد سالهاي تحصيل ساكنان، اثر معنيداري بر روي( WTP) دارند و زنان، افراد مبتلا به بيماري تنفسي و افراد ساكن در منطقه آلوده تمايل به پرداخت بيشتري نسبت به بقيه دارند. برخلاف كشورهاي توسعه يافته، بيشتر پاسخگويان ،بهبود كيفيت هوا را به عنوان مسئوليت دولت در نظر گرفتند و 44 درصد افراد، هيچ انگيزهاي براي تحميل هزينه و تلاش براي دستيابي به كيفيت هواي بهتر را نداشتند.
واژگان كليدي: تمايل به پرداخت، تهران، كيفيت هوا، هكمن دو مرحلهاي 
 Q56, Q51, C52 :JEL طبقهبندي
 
1.  دانشجوي كارشناسيارشد ، دانشگاه تربيتمدرس، دانشكده كشاورزي، گروه اقتصادكشاورزي
2.  استاديار، دانشگاه تربيتمدرس، دانشكده كشاورزي، گروه اقتصادكشاورزي
3.  دانشجوي كارشناسي ارشد، دانشگاه تبريز، دانشكده كشاورزي، گروه اقتصادكشاورزي
مقدمه 
امروزه نياز به شناخت و وارد نمودن ارزشهاي زيست محيطي در سرمايهگذاريها، قيمت گذاريها ،پروژههاي عمراني، صنعتي و خط مشيهاي مربوط به تصميمگيريها كاملا محسوس است. در جهان كنوني پذيرفته شده كه براي تعيين هزينه تأمين كالاها و خدمات، مي بايد هزينههاي كلي زيست محيطي را نيز مورد شناسايي قرار داد. به طور كلي هزينه يا بهاي كالاها و خدمات زيست محيطي در برگيرنده صدمهها، تخريبها و آسيبهايي است كه دراثناي توليد، توزيع، مصرف كالاها وخدمات بر محيط تحميل ميگردد. 
ارزش گذاري كاركردها و خدمات غير بازاري محيط زيست به دلايل زيادي از جمله: شناخت و فهم منافع زيست محيطي و اكولوژيكي توسط انسانها، ارائه مسائل محيطي كشور به تصميم گيرندگان و برنامهريزان، فراهم آوردن ارتباط ميان سياستهاي اقتصادي و درآمدهاي طبيعي، سنجش نقش و اهميت منابع زيست محيطي در حمايت از رفاه انساني و توسعه پايدار، تعديل و اصلاح مجموعه محاسبات ملي مانند توليد ناخالص ملي و جلوگيري از تخريب و بهرهبرداري بيرويه منابع طبيعي، مهم ميباشد (Amirnejad et al., 2006:666). 
در دو دهه گذشته، ايران رشد اقتصادي ملايمي را تجربه كرده است. توليد ناخالص ملي سرانه به قيمت ثابت سال 1367 از 2727 هزار ريال در سال 1368 به 6865 هزار ريال در سال 1386 (حدود 5/2 برابر) افزايش پيدا كرده و در طول اين رشد اقتصادي، تقاضا براي انرژي به طور پيوسته فزوني يافته و مصرف نهايي انرژي از 1/372 ميليون بشكه معادل نفت خام در سال 1368 به 7/1052 ميليون بشكه معادل نفت خام در سال 1386 (حدود 8/2 برابر) افزايش يافته است (بانك مركزي جمهوري اسلامي ايران ،1388و آمار و نمودارهاي انرژي ايران و جهان ،1388: 60). در حالي كه ملتها براي حفاظت از محيط زيست، به مصرف منابع كم آلاينده انرژي مانند برق و انرژي هستهاي روي آوردهاند، هنوز نفت و زغال سنگ، منبع عظيم تأمين انرژي در جهان است. مصرف فرآوردههاي نفتي در ايران از 67 درصد در سال 1368 به 6/54 درصد در سال 1386 كاهش يافته و به جاي آن مصرف گاز طبيعي از 5/51 درصد در سال 1368 به 8/44درصد در سال 1386 افزايش يافته است (آمار و نمودارهاي انرژي ايران و جهان ،1388: 61). براساس آمارها ،مصرف فرآوردههاي نفتي (بنزين، نفتگاز، نفت كوره و نفت سفيد) منبع اصلي آلودگي هوا در كشور است. به طوري كه به ترتيب/8 79 و/2 99 درصد سهم انتشار گازهاي آلاينده ₂^so و CO در ايران مربوط به اين منبع انرژي است(همان: 88).  
آلودگي هوا معضل اساسي كشورهاي جهان است. اين مشكل بهطور اخص شامل كشور ايران نيز ميشود. بر اساس رتبه بندي كيفيت هوا در سال 2006 كشور ايران در رتبه 117 دنيا قرار دارد (همان:90). آلودگي هوا با صنعتي شدن و شهري شدن مقارن بوده و اين موضوع، بدين مفهوم است كه جمعيت شهري، گروههاي اولي هستند كه در معرض آلودگي هوا قرار دارند. 
مطالعات متعددي در خارج از كشور براي ارزش گذاري و تمايل به پرداخت هواي پاك صورت گرفته است و به عنوان نمونه، پنگ و تيان( 3002 ,peng and Tian)، تمايل به پرداخت سالانه افراد ساكن شهر شانگهاي چين را براي كاهش بيماريهاي تنفسي ناشي از آلودگي هوا را با استفاده از نمونه 568 نفري، 4/146 الي/6 483 يوان چيني به دست آوردند، كه در اين مطالعه، از روش ارزش گذاري مشروط انتخاب دوگزينهاي استفاده شده بود.  
وانگ و مولاهي( Wang and Mullahy, 2006)، تمايل به پرداخت سالانه خانوارهاي شهر پكن چين را براي كاهش 05 درصدي مواد مضر در هوا، با استفاده از نمونه 1500 خانواري، 143 يوان چيني به دست آوردند. كه از روش ارزش گذاري مشروط سؤال باز استفاده كرده بودند.  
وانگ و همكاران (Wang et al, 2006)، تمايل به پرداخت سالانه افراد ساكن شهر چونگ -كوينگ چين را براي كنترل آلودگي هوا، با استفاده از نمونه 500 نفري، 3/41 يوان چيني به دست آوردند، كه از روش ارزش گذاري مشروط سؤال باز استفاده كرده بودند.  
ساي و ژنگ (7002 ,Cai and Zheng)، تمايل به پرداخت سالانه خانوارهاي ساكن شهر پكن چين را براي كاهش05 درصدي مواد مضر در هوا، با استفاده از نمونه 880 خانواري و روش انتخاب دو گزينهاي، 3/625 يوان چيني به دست آوردند. 
وانگ و ژانگ (9002 ,wang and Zhang)، تمايل به پرداخت افراد ساكن شهر جينان چين را براي كاهش آلودگي هوا با استفاده از نمونه 1500 نفري و روش سؤال باز ،100 يوان چيني به دست آوردند. 
شهر تهران با وسعتي حدود 730 كيلومتر مربع، از غرب به كرج و از جنوب به ورامين محدود است. شهر تهران، از نظر تقسيمات اداري به 22 منطقه ،119 ناحيه و 362 محله تقسيم مي شود (سالنامه آماري تهران،1386: ص1). 
در سال 1385، جمعيت كل شهر تهران 7797520 نفر، كه از اين تعداد 3983080 نفر مرد ،3814440 نفر زن و 3000040 نفر شاغل در قالب 2266986 خانوار بودند (همان: 72). 
متوسط درصد روزهاي پاك و سالم از نظر آلايندههاي CO و ₁₀PM ¹ (ذرات جامد و مايع معلق در هوا مثل گرد، فيوم²، مه و دوده كه قطر آنها كوچكتر از 01 ميكرون ميباشد) از سالهاي 1381 الي 1387 براي شهر تهران در شكل شماره 1() نشان داده شده است كه طي اين دوره ،
 
1.  Particulate matter with 10µm diameter
2.  Fume
آلودگي هواي شهر تهران نسبت به اين دو آلاينده، بهبود يافته است (شركت كنترل كيفيت هوا ،1388). 
موضوع ضرورت توجه به محيط زيست در ايران به دهه 05 و نيز بحث آلودگي هوا در شهر تهران بهحدود سال 1355 بازميگردد. پس از انقلاب اسلامي با انجام مطالعات مختلف، تصويب قوانين مربوطه و نيز قانون برنامه سوم توسعه، بالاخره در سال 1379 از  
 
شكل 1. درصد روزهاي پاك و سالم شهر تهران  محور افقي سال مورد نظر و محور قائم درصد روزهاي پاك و سالم 
                  

 
ادغام سه مطالعه جامع در خصوص آلودگي هوا- كه با همكاري مؤسسات بين المللي انجام شده بود- برنامه جامع كاهش آلودگي هواي تهران تهيه و به تصويب دولت رسيد. اين برنامه شامل 7 محور: خودروهاي نو، خودروهاي مستعمل، حمل و نقل همگاني، سوخت، معاينه فني خودروها ،مديريت ترافيك و آموزش و اطلاع رساني بود. هفت شهر بزرگ كشور (تهران، شيراز، اصفهان ،مشهد، تبريز، اراك، اهواز و كرج) نيز به طور اختصاصي صاحب برنامه كاهش آلودگي هوا شدند. در برنامه جامع كاهش آلودگي هوا وظايف و تكاليفي براي 81 دستگاه و وزارتخانه به منظور كاهش آلودگي هوا در نظر گرفته شد   .
براساس پيش بينيهاي انجام شده در اين برنامه، چنانچه همه بندهاي آن با همكاري دستگاه هاي مسئول به اجرا گذاشته ميشد، طي يك دوره 01 الي 51 ساله، كيفيت هواي شهر تهران به سطح استانداردهاي سازمان بهداشت جهاني ميرسيد.¹  
منحنيهاي وضعيت آلودگي هواي تهران طي سال هاي 97 تا 78 نشانگر روند افزايشي آلودگي هوا تا سال 08 و سپس تثبيت و كاهش آن از سال 18 تا 1385 به طور تدريجي( به رغم افزايش روزانه حدود 1500 خودرو به شهر تهران) است. اين نمودارها بيانگر افزايش مجدد روزهاي ناسالم از سال 1386 به بعد هستند. به عبارت ديگر، اثرات مثبت برنامه جامع كاهش آلودگي هوا در سالهاي 18 تا 58 مشهود بوده و بازگشت اين آلودگي طي دو سال گذشته هشدار دهنده است (گزارشات كميته اجرايي كاهش آلودگي هوا ،1388). 
به دليل جمعيت شهري بزرگ و تراكم جمعيتي بالا در تهران، تعداد افرادي كه در اين منطقه در معرض آلودگي هوا قرار دارند، بالا است و از آنجا كه آلودگي هوا موجب به وجود آمدن آسيب هاي اجتماعي و اقتصادي فراواني است، سرمايهگذاري در كاهش آلودگي هوا قابل توجيه است. هدف از اين تحقيق، برآورد تمايل به پرداخت ساكنان شهر تهران براي كاهش آلودگي هوا  ( بهبود كيفيت هوا) است. 
 
مواد و روش 
مدلهاي انتخابي با انگيزههاي مختلفي ارزيابي ميشوند. روش دو مرحلهاي هكمن² براي برآورد مدلهايي كه داراي متغير وابسته محدودند، به كار گرفته ميشود. اين روش، كاربردهاي متفاوتي در مطالعات با موضوعات مختلف داشته است. به عنوان نمونه: قرباني( 1387) از اين روش براي تفكيك عوامل مؤثر بر اقدام و ميزان سرمايهگذاري بهرهبرداران در ماشينهاي كشاورزي در استان خراسان رضوي، سلامي و عينالهي( 1380) براي بررسي عوامل مؤثر بر تصميمگيري زارعان (كشت چغندر) و عوامل مؤثر بر ميزان سطح زير كشت آن در استان خراسان، تامبيا و همكاران (Tambia et al, 1998) به تحليل تقاضا براي خدمات دامپزشكي بخش خصوصي توسط توليدكنندگان دامي
 
١. به اين منظور، كميتهاي براي هماهنگي و رفع اشكال و پايش پيشرفت برنامه تحت عنوان كميته اجرايي كاهش آلودگي هوا با مسئوليت معاونت محيط زيست انساني سازمان حفاظت محيط زيست تشكيل شد كه به طور مستمر هر دو هفته يك بار تشكيل جلسه ميداد و كليه دستگاه هاي مسئول، نمايندهاي در آن داشتند. بيترديد كسي مدعي بينقص و كاستي بودن برنامه جامع كاهش آلودگي هوا نيست و به هر حال، اين برنامه جامع در دسترسي به اهداف پيش بينيشده خود موفق نبود
.2 Heckman
در مناطقي از كنيا كه پتانسيل كشاورزي بالايي دارند، پرداختهاند و پتاناياك و مرسر (Pattanayak and Mercer, 1998) براي بررسي عوامل مؤثر بر عمليات حفاظت خاك و عوامل مؤثر بر كيفيت خاك استفاده نمودهاند.  
روش دو مرحلهاي هكمن بر اين فرض استوار است كه يك مجموعه از متغيرها ميتوانند بر تصميم به شركت در فعاليت مورد نظر(تمايل به پرداخت) تأثير بگذارند و مجموعه ديگري از متغير ها ميتوانند ميزان انجام فعاليت مورد نظر(ميزان تمايل به پرداخت) را پس از اتخاذ تصميم اوليه تحت تأثير قرار دهند. بنابراين، دو مجموعه مختلف از متغيرها ميتوانند در اين الگو وارد شوند. در صورتي كه بدون توجه به اين روش و در نتيجه عدم تفكيك متغيرها به دو گروه، اثر كل متغيرها بر ميزان تمايل به پرداخت سنجيده شود، مواجه با خطاي برآورد خواهيم بود.  
براي رفع اين مشكل، هكمن روش دو مرحلهاي را پيشنهاد كرد. در اين روش، عواملي كه مي توانند بر تصميم افراد بر پذيرش تمايل به پرداخت تأثير بگذارند، به صورت متغيرهاي مستقل در الگوي پروبيت وارد شده و عواملي كه ميتوانند بر ميزان تمايل به پرداخت افراد مؤثر باشند، در مجموعه متغيرهاي مستقل در الگوي رگرسيون خطي قرار ميگيرند كه البته اين دو گروه متغيرها لزوماً مانعهالجمع¹ نيستند. الگوهاي پروبيت و رگرسيون خطي حاصل از تفكيك روش هكمن دو مرحلهاي به ترتيب به صورت روابط 1 و 2 نشان داده ميشود (Heckman, 1976:481): 

Z_i =1 if          Y_i^* >0 Z_i = B′X_i + u_i

                                    الگوي پروبيت   ()1 _Zi =_{0 if Y}i* =₀ i =1,2,3,..., N
 2() الگوي رگرسيون خطي                             i =1,2,3,...,N Y_i = B′X _i +σλ_i + v_i  در الگوهاي فوق ،Z_i بيانگر متغير وابسته كه شامل يك متغير موهومي(مجازي) با مقادير صفر و يك ميباشد كه به ترتيب، نشان دهنده عدم تمايل به پرداخت و تمايل به پرداخت فرد i ام مي باشد. ^*Y_i نشانگر متغير پنهان² الگو،Y_i  بيانگر ميزان تمايل به پرداخت فرد i ام ،B وσ نشانگر پارامترهاي الگو كه مي بايد برآورد گردند و X _i بيانگر متغيرهاي توضيحي مدل شامل درآمد افراد، تعداد افراد شاغل خانوار، ميزان تحصيلات، سن افراد، جنسيت، داشتن بيماري تنفسي، مقدار هزينه براي بيماري تنفسي و سكونت در منطقه آلوده ميباشد. u_i  و v_i جملات خطا در الگوهاي فوقالذكر كه مستقل از متغيرهاي توضيحي ميباشند و بر فرض توزيع نرمال با ميانگين
 
.1 Exclusive
.2 Latent Variable
صفر و واريانس ثابت ²δ استوار هستند. λ_i  عكس نسبت ميل¹ است كه از رابطه 3 به دستمي آيد: 
  _λi =
^{φ(β ′X} _i ⁾                                                                                                         ()3
1 - φ(β ′X _i )
در رابطه بالا ،(φ(β′X_i  و (φ(β′X_i -1 به ترتيب، بيانگر تابع چگالي و تابع توزيع متغير نرمال استاندارد ميباشند. در مرحله اول، از روش دو مرحلهاي هكمن، الگوي پروبيت با استفاده از روش حداكثر راستنمايي² برآورد ميگردد. الگوي دوم (رگرسيون خطي) با اضافه شدن متغير مستقل جديدي به نام عكس نسبت ميل كه با استفاده از پارامترهاي برآورد شده الگوي اول(پروبيت) براي كليه مشاهدات 0> ^*Y_i ساخته ميشود، با بهرهگيري از روش حداقل مربعات معمولي(OLS ) برآورد ميگردد. حضور متغير عكس نسبت ميل در الگوي رگرسيون خطي، وجود واريانس ناهمساني الگو را رفع كرده و ضرايب را نا اريب و سازگار ميسازد (Greene, 1993). 
به منظور سنجش اثر تغيير در متغير X _i برY  از كشش كل استفاده ميشود. براساس يافته هاي مكدونالد و موفيت، اثر كل تغيير در متغير مستقل بر مقدار مورد انتظار متغير وابسته (Z_i  ) از رابطه 4 به دست ميآيد(Mcdonald and Moffitt, 1982:319): 
∂E(Zⁱ )
  
 = B _jφ(I)                                                                                                   (4)
∂x_i
در رابطه بالا،B_j  ضريب برآورده شده متغيرX _i  و φ(I) احتمال حضور در جمع افرادي است كه تمايل به پرداخت دارند.
با توجه به نوع متغير توضيحي، دو روش جداگانه براي محاسبه اثر نهايي³ در الگوي پروبيت وجود دارد: 
1- اگر X _k متغيري كمي باشد، تغيير در احتمال موفقيت متغير وابسته 1(=Z_i ) بر اثر تغيير يك واحدي در X _k كه به نام اثر نهايي خوانده ميشود، به صورت رابطه 5 محاسبه ميگردد
 :(Judge et al., 1982)

         ME ₌ ^∂Pi ₌        ^{exp( B′x)}    ₂ .B _K                                                                        (5)
                      ∂x_k          (¹ + exp( B′x))
 
.1 Inverse of Mill's Ratio
.2 Maximum Likelihood
.3 Marginal Effect
همانگونه كه ملاحظه ميشود ،در اين الگو، مقدار تغيير در احتمال، بستگي به احتمال اوليه و بنابراين، بستگي به ارزشهاي اوليه همه متغيرهاي مستقل و ضرايب آنها دارد.  
2- اگر X _k متغير مجازي باشد، اثر نهايي براي اين متغير عبارت است: از تغيير در احتمال موفقيت متغير وابسته 1(=Z_i ) در نتيجه تغيير X _k از صفر به يك، در حالي كه ساير متغيرها در يك مقدار (X*) ثابت نگه داشته شوند. مقدار اثر نهايي متغير توضيحي مجازي (ME_D ) از طريق رابطه 6 قابل محاسبه ميباشد: 

 PY( =1
X _K =1, X ^*)-PY( =1X _K = 0, X ^*) =ME _D                                              (6)

مقادير ثابت ساير متغيرها (^*X )، تحت عنوان» حالت نمونه¹« شناخته ميشود. نحوه مشخص كردن مقدار حالت نمونه، به اين صورت است كه براي متغيرهاي مجازي مقدار مد آنها و براي ساير متغيرها مقدار ميانگين آنها مد نظر قرار ميگيرد. 
 جهت انتخاب فرم تابعي مناسب در مرحله دوم روش هكمن با استفاده از آزمون غير آشيانهاي مككينون،² مدل رابطه 7 برآورد ميگردد (همان): 
n   log y_t =b₀ +∑b_i log X _it +θv_t +e_t                                                                                                                              (7)
i=1
پس از برآورد مدل بالا، ضريب متغير v_t³ با استفاده از آزمون والد⁴ مورد آزمون قرار ميگيرد .
در صورت معنيداري ضريب اين متغير، مدل خطي و در صورت غير معنادار شدن ضريب اين متغير، مدل لگاريتمي انتخاب و براي تجزيه و تحليلهاي بعدي مورد استفاده قرار ميگيرد .در نهايت با قرار دادن مقدار متوسط متغيرهاي كمي و ميزان مد متغيرهاي كيفي در مدل رگرسيون انتخابي، مقدار متوسط تمايل به پرداخت به دست ميآيد   .
آمار و اطلاعات لازم از طريق تكميل پرسشنامه و با مصاحبه چهره به چهره با افراد ساكن در شهر تهران كه از نظر درآمدي مستقل بودند، در سال 1388 جمعآوري گرديد .به منظور تنظيم حجم نمونه لازم براي دستيابي به اهداف تحقيق، تعداد 05 پرسشنامه اوليه به صورت تصادفي از
 
.1 Typical Case
.2 Mckinon Nonnested testing   
3. ابتدا مدلهاي لگاريتمي و خطي تخمين زده ميشود كه متغير وابسته اين دو مدل، به ترتيب با (Logy^ˆ _t )و
(y_t ^~) نشان داده ميشود. پس از محاسبه آنتي لگاريتم متغير وابسته، مدل رگرسيوني (v_t ،(y^ˆ_t  به عنوان تفاضلy_t - y^ˆ_t ^~ تعريف مي شود  .
4. Wald Test
 
دهم ـ شماره چهارم ـ زمستان  1389
 
سطح شهر جمعآوري شد و معلوم شد كه تقريباً همه افراد پاسخگو، توانستهاند به پرسشها پاسخدهند. در اين مرحله، پرسشنامه اندكي تغيير يافت و پرسشنامه نهايي تهيه شد و با توجه به شاخص كاپا از روايي پرسشنامه اطمينان حاصل شد. با توجه به اينكه در سال 5831 جمعيت مستقل از لحاظ درآمدي شهر تهران 0400003 نفر بودند و اطلاعات به دست آمده از پرسشنامه هاي اوليه و همچنين با استفاده از معادله شماره 8 كه توسط شيفر وهمكاران¹ (5831) ارائه شده است، تعداد 098 به عنوان نمونه لازم به دست آمد. 
  
  n =     D =     
                                                                                                                                                                                                                  (8)
كه در فرمول بالا ، N تعداد افراد جامعه ،n تعداد افراد نمونه ،  واريانس نمونه اوليه ،B كران خطا (كه دراين مطالعه 5 درصد در نظر گرفته شده است). تعداد 1010 پرسشنامه به صورت كاملا تصادفي از شهر تهران تكميل گرديد²، در انتخاب نمونه سعي شده است كه نمونه انتخابي كل سطح شهر تهران و همچنين مناطق آلوده و غير آلوده را پوشش دهد. 011 پرسشنامه به دليل نقايص در تكميل آن، از مطالعه حذف و 009 پرسشنامه نهايي براي مطالعه باقي ماند   .
در اين مطالعه براي اندازهگيري ميزان تمايل به پرداخت، از پرسشنامه انتخاب دوگانه³ استفاده شدهاست. تكنيك انتخاب دو گانه در اواخر دهه 0791 مطرح گرديد. در اين تكنيك، از فرد پاسخ دهنده خواسته ميشود تا به قيمتي كه به طور تصادفي از ميان تعداد مشخصي از قيمتها انتخاب شده است، پاسخ بله و يا خير بدهد .به عنوان مثال، براي تعيين ارزش هواي پاك، تعدادي قيمت از قيمتهاي كم تا زياد در نظر گرفته ميشود .سپس به طور تصادفي به هر فرد پاسخدهنده يكي از قيمتها پيشنهاد ميشود و از او خواسته ميشود كه بگويد، آيا حاضر است براي برخورداري از هواي پاك، قيمت پيشنهادي را بپردازد و يا خير. از كليه پاسخهاي بله و خير رسيده، براي به دست آوردن تمايل به پرداخت افراد استفاده مي شود  .
اين روش، به واقعيت بازار شباهت زيادي دارد. در بازار نيز افراد با قيمتهايي مواجه هستند كه يا آنها را ميپذيرند و يا نميپذيرند. در اين تكنيك، بر خلاف روشهاي ديگر، پاسخدهنده در يك فرايند طولاني قرار نميگيرد و براي يك نمونه با حجم بالا، اين روش ممكن است كم هزينهتر باشد  .
اين روش، همچنين خطاي كمتري به بار ميآورد ولي در عوض، تجزيه و تحليل نتايج آن دشوارتر بوده و با روشهاي معمولي امكان پذير نيست. روشهاي تخمين حداقل مربعات
 
.1 Scheaffer and et al
٢. از مناطق فرمانيه، ميرداماد، زعفرانيه، تجريش، ميدان ونك، نيايش، پونك، آزادي، توس، ابوذر، مولوي، نازيآباد ،انقلاب، كشاورز، گيشا، ميدان امامحسين، خيام، افسريه، نارمك، وليعصر، يافت آباد و حر (از هركدام 54 الي 05 عدد.)
.3 Dichotomous Choice(DC)
معمولي و نظاير آن، روشهاي مناسبي براي تحليل نتايج حاصل از اين تكنيك نميباشند(Garroad and Willis, 1990). 
پرسشنامه مذكور در دو بخش طراحي گرديد .در بخش اول، اطلاعات مربوط به ويژگيهاي شخصي، اجتماعي، اقتصادي و نگرشي فرد پاسخگو و در بخش دوم، سؤالات مربوط به تمايل به پرداخت افراد مطرح گرديد و همچنين سئوال ارزش گذاري مشروط به همراه عكسهايي از شهر تهران با آلودگي و بدون آلودگي هوا پرسيده شد. در قسمت قيمت پيشنهادي 31 قيمت از 4 هز ار تا 01 هزار ريال با افزايش 500 ريالي مطرح گرديد. اين مقادير پيشنهادي بر اساس پيش آزمون انتخاب شدند. از نرم افزار Shazam براي برآورد مدلها استفاده شده است. 
 
نتيجهگيري 
در اين مطالعه، پرسشنامه حاضر به خوبي به وسيله مصاحبه شدگان پذيرفته شد و نرخ 1/98 درصد از دادههاي تكميل شده به دست آمد (900 از 1010). مصاحبه شدگاني كه به سؤالات WTP جواب ندادند (9/01 درصد) تعدادشان كم است. مطابق گزارش كارسون  Carson, 1991:141) تعداد نمونهاي كه در يك مطالعه ارزش گذاري مشروط به سؤالات پاسخ نميدهند در دامنه 30  20-درصد است. 
 
جدول1. شرح متغير هاي استفاده شده در پرسشنامه 

ميانگين	حداكثر	حداقل	شرح	متغير
37/65	70	19	سن افراد	Age
0/61	1	0	مرد=1     زن=0	Gender
4/06	7	1	تعداد افراد خانواده پاسخ دهنده	Faminu   m
12/88	23	0	تعداد سال هاي تحصيل پاسخ دهنده	Edu
2/05	9	1	درآمد ماهانه فرد پاسخ دهنده (واحد:1000000ريال) 1 (زير3)  ،)10 -7/5(4  ،)7/5 -5(3 ،)5 -3( 2 ، -17/5) 8 ،(17/5-15) 7 ،(15-12/5) 6 (12/5-10)5 02)، 9 (بالاي 02)	Income
0/60	1	0	سكونت در منطقه آلوده=1 در غير اين صورت=0	PulResi
0/66	1	0	محل كار در منطقه آلوده=1 در غير اين صورت=0	PulWo
0/066	1	0	داشتن بيماري تنفسي=1   در غير اين صورت=0	Desi
0/73	1	0	اشتغال در بخش دولتي=1 در غير اين صورت=0	Work

مأخذ: يافته هاي تحقيق (پرسشنامهها) 
نرخ پايين جواب ندادن (9/01 درصد) نشان ميدهد كه پرسشنامه با موفقيت تنظيم شده استو به منظور احتساب اعتبار پرسشنامه، آزمون پيشآهنگي¹ انجام شد؛ به گونهاي كه با استفاده از 05 نسخه پرسشنامه تكميل شده در پيشآزمون و نرم افزار spss ضريب اعتبار آلفاي كرونباخ
67/0 براي پرسشنامه به دست آمد كه نشان ميدهد سؤالات از اعتبار بالايي برخوردارند. بديهي است هرقدر شاخص آلفاي كرونباخ به عدد 1 نزديكتر باشد، همبستگي دروني بين سؤالات بيشتر و در نتيجه پرسشها همگنتر خواهند بود. 
شرح متغيرهاي استفاده شده در پرسشنامه در جدول1() آمده است. ميانگين سني پاسخگويان (جامعه نمونه) 56/73 سال است و ميانگين سني شهر تهران (كل جامعه) 2/13 سال است. ميانگين درآمد ماهانه افراد نمونه، حدود 5138 و ميانگين درآمد ماهانه جامعه ،4400 هزار ريال ،درصد مردان مشاركت كننده در نمونه 16 و مردان جامعه 15 درصد ميانگين تعداد افراد خانواده در نمونه 60/4 و تعداد افراد خانواده شهر تهران 34/3 نفر است. شركتكنندگان در مطالعه، نسبت به كل جامعه، تعداد مردان بيشتر، افراد مسنتر، درآمد ماهانه بالاتر و افراد خانواده بيشتر بودند. 
نتايج حاصل از تمايل به پرداخت (جدول 2)، نشان ميدهد كه از 900 پرسشنامه معتبر ،399 مصاحبه كننده (3/44 درصد) تمايل به پرداخت نداشتند و 501 نفر مبلغ پيشنهادي را پذيرفتهاند.
حدود 3/44 درصد افراد، قيمت پيشنهادي را رد كردهاند، در توضيحي كه از اين افراد براي دليل رد قيمت پيشنهادي خواسته شده است (جدول 3)، 44 درصد افراد ردكننده قيمت پيشنهادي، دولت را مسئول رسيدگي به بهبود كيفيت هوا ميدانند. در مقابل 02 درصد آلودهكنندگان و12 درصد دولت و آلودهكنندگان را مسئول جبران كيفيت هوا ميدانند و 11 درصد نيز دليل عدم تمايل به پرداخت خود را درآمد پايين شخصي عنوان كردهاند.  
 
 
1. Pretest
جدول2. نتايج حاصل از تمايل به پرداخت افراد 

درصد پذيرش	تعداد افراد رد كننده	تعداد افراد پذيرنده	قيمت پيشنهادي(ريال)
65	27	51	4000
54	27	32	4500
59	31	46	5000
59	24	35	5500
48	38	36	6000
45	30	25	6500
59	33	48	7000
52	28	31	7500
53	34	39	8000
55	28	35	8500
58	32	45	9000
53	30	34	9500
54	37	44	10000
	399	501	جمع كل

مأخذ: يافتههاي تحقيق 
 
جدول 3. علت رد قيمت پيشنهادي توسط افراد 

ساير	درآمدم پايين است	وظيفه دولت و آلوده كنندگان	وظيفه آلوده كنندگان	وظيفه دولت	علت رد قيمت پيشنهادي
4	11	21	20	44	درصد

مأخذ: يافتههاي تحقيق 
 
جبران كيفيت هوا ميدانند و 11 درصد نيز دليل عدم تمايل به پرداخت خود را درآمد پايين شخصي عنوان كردهاند.  
اين نتايج تقريبا مشابه با نتايج گرفتهشده توسط وانگ و ژانگ (Wang & Zhang, 2009) براي شهر جينان چين ميباشد، كه در اين مطالعه افراد دليل رد قيمت پيشنهادي را اينگونه عنوان كردهاند: 14 درصد مسئوليت دولت ،62 درصد مسئوليت آلودهكنندگان ،61 درصد درآمد پايين شخصي، 5/12درصد دولت و آلودهكنندگان را مسئول اين كار دانسته و 5/4 درصد افراد دلايلي مانند خوب بودن كيفيت هوا و ساير دلايل را علامت زدهاند  .
ما چهار عامل بالقوه براي نرخ بالاي رد قيمت پيشنهادي آورديم كه عبارتند از:  
الف) پاسخ دهندگان با نگرش ردي، انتظارات كاملاً بالايي از دولت دارند. از آنجايي كه ايران يك بازار اقتصادي كاملاً باز ندارد، بسياري از مردم اطمينان بالايي نسبت به دولت دارند و دولت را همه كاره خود مي دانند.  
‌ب)      پاسخگويان اعتقاد دارند كه، دولت بايد مقداري از مالياتهاي پرداختي توسط مردم را براي كنترل آلودگي هوا استفاده كند. 
‌ج)       اگر پاسخگويان اعتقاد داشته باشند كه مبلغ پرداختي براي بهبود كيفيت هوا بالا است و مبلغ پرداختي بدون منافع آشكار بر روي استانداردهاي زندگي آنها باشد ،يك نرخ رد بالا انتظار ميرود.  
‌د)         بهبود كيفيت هوا، يك كالاي دولتي خالص است و معمولاً مشكل است كه از مردم براي آن پول دريافت كرد؛ زيرا كساني كه پول پرداخت نميكنند (يا كمتر از ديگران پرداخت ميكنند)، مي توانند از پولهايي كه افراد ديگر براي بهبود كيفيت هوا پرداخت ميكنند، سود ببرند؛ بدون آنكه متحمل هزينهاي شوند. 
از چهار عامل بالا، ما اعتقاد داريم كه اعتماد شهروندان به دولت، عامل مهمي است كه باعث افزايش نرخ رد قيمت پيشنهادي ميشود  .
از افراد پاسخ دهنده در مورد دلايل اصلي آلودگي هواي شهر تهران سئوال شد كه نتايج در جدول 4() آمده است. 33 درصد افراد، آلودگي هواي شهر را ناشي از دود كارخانجات ،03 درصد ناشي از حمل و نقل شهري، 30درصد نتيجه تركيب بد شهرسازي و 5 درصد آلودگي هوا را ناشي از گرمايش منازل و ادارات و 2 درصد ساير عوامل ذكر كرده اند. 
 
جدول4. علت آلودگي هوا از ديدگاه مردم 

ساير موارد	گرمايش منازل و ادارات	تركيب بد شهر سازي	حمل و نقل شهري	دود كارخانجات	علت آلودگي
2	5	30	30	33	درصد

مأخذ: يافتههاي تحقيق 
 
نتايج حاصل از برآورد مدل دو مرحلهاي هكمن در جدول 5 آمده است. همانطور كه اين جدول نشان ميدهد، متغيرهاي مستقل به كار گرفته شده در الگوي پروبيت شامل درآمد افراد ،ميزان تحصيلات، سن، داشتن بيماري تنفسي، سكونت در منطقه آلوده و جنسيت ميباشد، كه از لحاظ آماري در سطوح تعيين شده معنيدار ميباشند. در تفسير نتايج مدل پروبيت، از اثر نهايي¹ و كشش كل وزن داده شده² مربوط به هر متغير استفاده شد. درصد پيشبيني صحيح مدل برآورد شده بالغ بر 97 درصد است و از آنجا كه مقدار قابل قبول اين آماره براي الگوهاي لوجيت و پروبيت برابر با 07 درصد ميباشد، لذا مقدار درصد پيش بيني صحيح به دست آمده در اين الگو، رقم مطلوبي را نشان ميدهد.  
براي بررسي وجود يا عدم وجود همخطي در مدلهاي برآورد شده، از آزمون تجزيه واريانس استفاده گرديد. نتايج حاصل از اين آزمون نشان داد كه بين متغيرهاي توضيحي به كار گرفته شده در مدلها هيچگونه همخطي وجود ندارد؛ به گونهاي كه ضريب همبستگي دو به دوي هيچكدام از متغيرهاي مستقل بيش از 05 درصد نبود. براي بررسي وجود يا عدم وجود ناهمساني واريانس در الگوهاي لوجيت و پروبيت، نميتوان از روشهاي معمول همچون آزمون بروچ - پاگان، وايت و گلدفلد - كوانت بهره برد.  
ديويد سن و مك كينون³ (1984) آمارهاي تحت عنوان2LM براي آزمون ناهمساني واريانس در الگوهاي لوجيت و پروبيت ارائه كردند. اين آماره متكي به روشLM  است و در آن يك رگرسيون تصنعي با استفاده از نتايج برآوردهاي الگوي لوجيت يا پروبيت شكل گرفته و اين رگرسيون تصنعي براي آزمون ناهمساني واريانس مورد استفاده قرار ميگيرد. مقدار آماره ²LM در الگوي برازش شده برابر با 94/6 است و از آنجا كه ارزش احتمال اين آماره برابر با 16/0 ميباشد، فرض وجود واريانس همساني در
   .(Whitehead and Finney, 2003:237) مدل پذيرفته ميشود
براي بررسي معنيداري كلي رگرسيون برآورد شده، از آماره نسبت راستنمايي⁴ (LR) استفاده شد. مقدار اين آماره در درجه آزادي 6 برابر با 99/41 بوده و از آنجا كه اين مقدار بالاتر از مقدار ارزش احتمال⁵ ارائه شده ميباشد، لذا كل الگوي برآوردي از لحاظ آماري در سطح 1 درصد معنيدار است.  مقادير ضرايب تعيين استرلا⁶، مادالا⁷، كراگ- اوهلر⁸ و مك فادن⁹ براي الگوي پروبيت برآورد شده به ترتيب برابر با 55/0 ، 55/0 ، 47/0 و 04/0 ميباشد. اين مقادير با توجه به
 
1.  Marginal Effect
2.  Weighted Aggregate Elasticity
3.  Davidson and Mackinnon
4.  Likelihood Ratio
.5 P-value
.6 Estrella R-SQUARE
7.  Maddala R-SQUARE
8.  Cragg-Uhler R-SQUARE
9.  Mc Fadden R-SQUARE
تعداد مشاهدات متغير وابسته، ارقام مطلوبي ميباشند؛ بنابراين، الگوي فوق قابل اطمينان براي تجزيه و تحليلهاي بعدي است.   
كشش كل وزن داده شده براي متغير توضيحي درآمد افراد برابر با 00002/0 است؛ يعني با فرض ثابت بودن ساير عوامل، به طور متوسط يك درصد افزايش در درآمد افراد، احتمال تمايل به پرداخت را حدود 00002/0 درصد افزايش ميدهد. همچنين اثر نهايي مربوط به اين متغير نشان داد كه يك واحد افزايش در درآمد افراد در صورت ثابت بودن ساير عوامل منجر به افزايش 10/0 درصد در احتمال وجود تمايل به پرداخت در افراد ميشود.  
كشش كل وزن داده شده متغيرهاي مستقل ميزان تحصيلات و سن افراد، به ترتيب برابر با
123/0 و 178/0 ميباشد؛ يعني با ثابت فرض كردن ساير عوامل، يك درصد افزايش در ميزان تحصيلات و سن افراد، پذيرش تمايل به پرداخت را به ترتيب 123/0 و 178/0 درصد افزايش مي دهد.  
همچنين اثر نهايي اين دو متغير به ترتيب برابر با 0053/0 و 0026/0 ميباشد؛ يعني يك واحد افزايش در سالهاي ت