Document Type : Research/Original/Regular Article
مقدمه
تابآوری در نظامهای تولیدی به توانایی هر نظام تولیدی در مواجه با آسیبهای درونی یا بیرونی اشاره دارد (Duchek, 2020). بررسی تجارب کشورها حاکی از آن است که برخی از کشورها در برابر تکانههای بیرونی تابآور بوده و قابلیت تحمل و عبور از آنها را با حداقل هزینه دارند. درمقابل، کشورهایی هستند که میزان آسیبپذیری بالایی داشته و تابآوری ضعیفی دارند (International Monetary Fund, 2019). ازآنجاکه امروزه دستیابی به رشد و توسعه مستمر و پایدار اقتصادی تحت تأثیر بحرانهای اقتصادی و مالی، مخاطرات سیاسی ـ امنیتی بینالمللی، بلایای طبیعی، همهگیریها و... قرار دارد، وقوع تکانههای بیرونی تمامی بخشهای اقتصادی را متأثر میسازد و تابآوری اقتصادها و پُرکردن شکاف موجود بین تابآوری اقتصادی کشورهای توسعهیافته با کشورهای درحالتوسعه، از جایگاه ویژهای برخوردار است (سرانجام و محسنزاده، 1403). بهتعبیردیگر، بایستی مقاومت اقتصاد در برابر تکانههای بیرونی و قدرت جذب آن تکانهها در اقتصاد مانند کشورهای موفق در این حوزه افزایش یابد و ازاینحیث، در ادبیات سیاستگذاری جمهوری اسلامی ایران شباهت نزدیکی به تعریف اقتصاد مقاومتی دارد که برآناساس، افزایش تابآوری تولید در برابر تکانههای بیرونی و عوامل اختلال درونی، مورد تأکید جدی قرار میگیرد (شاکری بستانآبادی، 1400) که رهیافت آن توسط مقام معظم رهبری نیز در قالب سیاستهای 24گانه اقتصاد مقاومتی در سال 1392 ابلاغ شده است (سیاستهای کلی اقتصاد مقاومتی،1392).
توجه به تابآوری تولید در بخش کشاورزی بهعنوان بخش حیاتی، راهبردی و بخش تأمینکننده امنیت غذایی آحاد جامعه بیش از سایر بخشهای اقتصادی حائز اهمیت است (نخلی و باستانی، 1402). علاوهبراین، در سالهای اخیر با توجه به عدم آمادگی اقتصاد ایران در مقابله با تهدیدهایی مانند همهگیری کرونا، جنگ، ناآرامیهای داخلی، تغییرات آبوهوایی و تحریمهای اقتصادی، اهمیت مفهوم تابآوری تولید افزایش یافته است. اگرچه تابآوری معانی و تفاسیر متعددی دارد؛ اما در یک جمعبندی این مفهوم از حیث ابعاد اقتصادی، اجتماعی، سیاستی و زیستمحیطی بررسی میشود (Rivza & Kruzmetra, 2017; Briguglio, 2016; Chopra & Khanna, 2015).
ازآنجاکه تولید در بخش کشاورزی یکی از مهمترین مؤلفههای امنیت غذایی مبتنی بر موجودیت کالا است، بررسی روند تولید و نوسانات تولید کالاهای راهبردی کشاورزی و عوامل اثرگذار بر تابآوری تولید این محصولات بسیار حائز اهمیت است. شناسایی مهمترین عوامل اثرگذار بر تابآوری تولید محصولات کشاورزی و سپس میزان اثرگذاری هریک از آنها، قطعاً میتواند بر اولویتبندی تصمیمگیری سیاستگذاران حوزه کشاورزی و امنیت غذایی کشور اثرگذار باشد؛ بنابراین موضوع شناسایی و ارزیابی میزان تأثیر عوامل درونی و برونزا مؤثر بر تابآوری تولید 9 مورد از کالاهای راهبردی منتخب بخش کشاورزی کشور با هدف تحلیل تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران بهعنوان مسئله این تحقیق در نظر گرفته شده است که در سایر پژوهشها نیز به آن پرداخته نشده و برای پرداختن به این مسئله روش برآوردسنجی در قالب مدل دادههای تابلویی مدنظر قرار گرفته است. در این پژوهش پس از مقدمه، پیشینه پژوهش و تحقیقاتی که پیش از این در حوزه موضوعی این پژوهش انجام گرفته، احصا شده و سپس در قسمت چهارچوب نظری عوامل مؤثر بر امنیت غذایی و تابآوری تولید انواع محصولات کشاورزی مورد بررسی قرار گرفته است. سپس در قسمت روش تحقیق مبانی روشی پژوهش ارائه شده و در ادامه ارزیابی دادهها و الگوی پژوهش و نتایج حاصل از برآورد الگو، در قسمت یافتههای پژوهش آمده است. در انتها نیز جمعبندی و نتیجهگیری در قسمت پایانی ارائه شده است.
1. پیشینه پژوهش
در راستای دستیابی به اهداف پژوهش، ادبیات موضوعی در حوزه عوامل اثرگذار بر تابآوری مورد بررسی شد. مروری بر پیشینه پژوهش حاکی از آن است که مطالعات داخلی و خارجی متعددی به بحث در خصوص چگونگی محاسبه تابآوری و شناسایی عوامل اثرگذار بر آن پرداختهاند.
1-1. مطالعات داخلی
نخلی و باستانی (1402)، در مطالعهای با تأکید بر امنیت غذایی به بررسی و محاسبه تابآوری تولید محصولات کشاورزی در ایران پرداختهاند و ضمن تعریف تابآوری بلندمدت و کوتاهمدت تولید، از روشهای فیلتر هودریک پرسکات و تجزیهوتحلیل اکتشافی اطلاعات برای سنجش میزان آن استفاده نمودهاند. نتایج تحلیلهای نموداری و تخمین ضرایب نشان میدهد که ذرت علوفهای در بخش تولید گوشت کشور بیشترین و در تولید روغن، کمترین میزان تابآوری بلندمدت تولید را داشته و محصولات تخم مرغ، شیر، گوشت مرغ، ذرت علوفهای، یونجه و گوشت قرمز، محصولات دارای بیشترین تابآوری تولید در کوتاهمدت هستند.
احسانی و شکوهی (1401)، در مطالعهای با استفاده از روش سلسلهمراتبی به برآورد شاخص تابآوری کشاورزی ایران در برابر تغییرهای اقلیمی پرداخته و در آن، میزان تابآوری بخش کشاورزی استانهای ایران را در سال 1396 با استفاده از یک شاخص ترکیبی متشکل از 36 شاخص در شش گروه مورد بررسی قرار داده است. نتایج نشان میدهد استانهای گیلان، هرمزگان و بوشهر، تابآورترین استانهای ایران در بخش کشاورزی محسوب شده و پایینترین رتبه تابآوری مربوط به استانهای قم، چهارمحال و بختیاری و مرکزی است.
شاکری بستانآبادی و همکاران (1400)، در مطالعهای با استفاده از روشهای تاپسیس، تاکسونومی معمولی، تاکسونومی وزنی و میانگین وزنی به بررسی تابآوری اقتصادی بخش کشاورزی ایران پرداخته و از شاخصهای تمرکز بازارهای صادراتی، تمرکز صادرات، درجه بازبودن اقتصاد، نسبت ستانده بخش کشاورزی به مصرف نهاده، بیثباتی درآمد بخش کشاورزی، ضریب خوداتکایی، شاخص توسعه انسانی و شاخصهای حکمرانی خوب استفاده نمودهاند. نتایج نشان داد که علت کاهشی تابآوری اقتصادی کشاورزی ایران به دو دسته عوامل داخلی (توجه ناکافی دولت در دورههای مختلف به بخش کشاورزی و ضعف مدیریت این بخش) و عوامل خارجی (تغییرات اقلیمی و تحریمها) بازمیگردد. همچنین، کمبود نهادههای باکیفیت کشاورزی، اُفت میزان صادرات، محدودیت در بازارهای صادراتی، افزایش هزینههای نهادههای کشاورزی وارداتی، افت کیفیت تولیدات بهدلیل عدم توفیق در واردات سموم باکیفیت بالا و عدم توفیق در جذب سرمایهگذاری خارجی ناشی از تحریمهای اقتصادی، نقش مهم و قابلتوجهی داشته است.
حسنی و همکاران (1397)، نیز مطالعهای با عنوان بررسی ابعاد مختلف تابآوری و پایداری در مورد واحدهای صنعتی گاو شیری در شهرستان مشهد و حومه انجام شد. در این پژوهش، شاخص تابآوری و پایداری از طریق ادغام شاخصهای زیستمحیطی، اقتصادی، اجتماعی، فناورانه و سیاستی و با استفاده از برنامهریزی ریاضی غیرخطی، طراحی و الگوسازی گردید. اگرچه این مطالعه به بررسی عوامل اثرگذار بر تابآوری تولید نپرداخته است؛ اما انرژی تجدیدپذیر، شدت انرژی، استفاده از زمین، مصرف آب مورد نیاز، انتشار گاز گلخانهای، سود، کیفیت تولید، مخارج نیروی کار، بهرهوری و حمایت از تولیدکننده بهعنوان مؤلفههای تشکیلدهنده تابآوری معرفی شدهاند.
باقری فهرجی و همکاران (1397)، در مطالعهای دیگر به بررسی نقش تابآوری در برابر تغییر اقلیم بر سطح امنیت غذایی در خانوارهای روستایی تحت پروژه منارید در استان یزد پرداختند. این مطالعه در سال 1394 با تجزیهوتحلیل دادهها از طریق آمار توصیفی و استنباطی و با روش نمونهگیری تصادفی طبقهای انجام شده است. نتایج پژوهش نشانگر وضعیت نامناسب امنیت غذایی و تابآوری خانوارهای روستایی در برابر تغییر اقلیم است. همچنین نتایج تحلیل همبستگی نشان داد که رابطه مثبت و معناداری در سطح یک درصد بین ابعاد تابآوری در برابر تغییر اقلیم با سطح امنیت غذایی وجود دارد. علاوهبراین نتایج حاصل از تکنیک رگرسیون لجستیک ترتیبی نشان داد که از چهار بُعد تابآوری سه مؤلفه آن (اقتصادی، روانشناختی و محیطی) تأثیر مثبت و معناداری بر سطح امنیت غذایی خانوارها دارند. در این پژوهش تابآوری برای جوامع در برابر تغییرات اقلیم با تأکید بر امنیت غذایی مورد بررسی قرار گرفته است. باوجوداین، بر اساس ادبیات موضوعی امنیت غذایی، موجودبودن غذا بهعنوان یکی از ابعاد امنیت غذایی میتواند نقش بهسزایی در تابآوری جامعه داشته باشد، چراکه تا زمانی که بحث موجود بودن غذا منتفی باشد، مسئله سوءتغذیه بیشتر از امنیت غذایی مورد توجه قرار میگیرد؛ بنابراین مطالعه پیشرو با تأکید بر بُعد موجودبودن غذا، الگوی تابآوری تولید محصولات کشاورزی را مورد بررسی قرار میدهد.
کلباسی اصفهانی و همکاران (1399) به نقش کشت فرامرزی در بهبود امنیت غذایی ایران، حسینی و همکاران (1392) بر تأثیر حمایت از بخش کشاورزی بر امنیت غذایی و کیانی قلعه سرد و همکاران (1398) به بررسی اثرهای تغییر اقلیم بر امنیت غذایی ایران نیز پرداختهاند.
1-2. مطالعات خارجی
کوان و همکاران[1] (2025)، در مطالعهای با استفاده از الگوی دادههای پانلی فضایی پویا برای 30 استان چین طی سالهای 2011-2020 به بررسی تأثیر سازوکار فناوری دیجیتال بر تابآوری اقتصادی کشاورزی پرداختند. یافتههای تحقیق نشان میدهد توسعه فناوری دیجیتال در چین مدام در حال تحول و تابآوری اقتصاد کشاورزی نیز دستخوش نوسانات قابلتوجهی بوده است و فناوری دیجیتال بهوضوح نقش محوری در ارتقاء تابآوری کشاورزی بهویژه مناطق شرقی به جز مناطق تولیدکننده غلات، از طریق عملیات، تحول صنعتی و پیشرفت فناوری داشته است.
یوزیگبه و همکاران[2] (2024)، در مطالعهای به بررسی تأثیر فناوریهای مبتنی بر هوش مصنوعی افزایش تابآوری در تولید کشاورزی برای عبور از چالشهای متعدد این بخش ازجمله تغییرات اقلیمی و کاهش منابع پرداختهاند. درنهایت نتایج نشان داد کاربرد جمعی روشهای مبتنی بر هوش مصنوعی میتواند با بهینهسازی فرایندها برای افزایش عملکرد و کمک به نظارت مؤثر برای کاهش انتشار گازهای زیستمحیطی، امنیت غذایی و پایداری زیستمحیطی را بهبود بخشد. همچنین پیادهسازی سریع این فناوریها در سیستمهای تولید کشاورزی، ظزفیت مقابله با چالشهایی مانند تخریب و کاهش منابع، کمبود نیروی کار ماهر و هزینههای بالای نهادهها را دارد.
کومار و کومار سینگ[3] (2022)، بهدلیل آسیب زیادی همهگیری کووید-۱۹ به زنجیرههای تأمین کشاورزی ـ غذایی، در مطالعهای با روش رتبهبندی و استفاده از روش بهترین ـ بدترین، به چهارچوب راهبردی برای توسعه تابآوری در زنجیرههای تأمین کشاورزی ـ غذایی در طول همهگیری کووید ۱۹ پرداخته و درنهایت چهارچوب تدوین سیاستهای مؤثر توسط دولت و سایر ذینفعان برای بهبود تابآوری زنجیرههای تأمین کشاورزی ـ غذایی با تمرکز بر کشاورزان، تولیدکنندگان مواد غذایی، توزیعکنندگان و خردهفروشان را ارئه کرده تا جریان بیوقفه اقلام غذایی از کشاورزان به کاربران نهایی حفظ شود.
انساه و همکاران[4] (2019)، در مطالعهای به بررسی مفاهیم و روششناسی تابآوری و امنیت غذایی خانوار پرداختند و سه ویژگی جذب، تطبیق و تحول برای تابآوری در نظر گرفتند. ویژگیها نشان میدهد که چگونه خانوار تأثیر تکانهها را بر درآمد معیشت تعدیل کرده یا با آن برخورد میکند. تکانهها شامل اتفاقات غیرمنتظره ناگهانی و غیرقابل پیشبینی؛ بهعنوانمثال، تغییر آبوهوا، مرگ ناگهانی نانآور خانه، بیماری یا شیوع ناگهانی بیماری در خانواده، آفات / بیماریهای محصولات کشاورزی یا دام، قیمتهای بالای مواد غذایی و... نیز میشود. در ارتباط با امنیت غذایی نیز متغیرهای مختلفی مانند سوءتغذیه کودکان، گرسنگی، مصرف سرانه خانوار، مصرف غذا، تنوع غذایی در رژیم و غیره در نظر گرفته شده است.
مورکوناس و همکاران[5] (2018)، در مطالعهای به بررسی نقش دولت در شکلگیری سیاست کشاورزی با تأکید بر شاخص تابآوری پرداختند. در این مطالعه از روش تحلیل سلسلهمراتبی AHP[6] ابتدا تابآوری بر اساس شاخصهای مختلف مورد بررسی قرار گرفت. درنهایت شاخص تابآوری از روش شاخص ترکیبی SAW[7] محاسبه شد. در محاسبه تابآوری اقتصادی از مؤلفههای ناکارآمدی، وابستگی به واردات راهبردی، سطح کارایی بازار، سطح بدهی، تمرکز صادرات، سطح صلاحیت تصمیمگیرندگان، کنترل دیوانسالاری، شاخص توسعه انسانی، حکمرانی اجتماعی و درجه بازبودن اقتصاد استفاده شده است. باوجوداین، عدم بررسی عوامل اثرگذار بر تابآوری در مطالعه آنها بهعنوان یک خلأ، بر اهمیت و منحصربهفردبودن مطالعه پیشرو میافزاید.
بالوک و همکاران[8] (2018)، در مطالعهای به بررسی تابآوری و امنیت غذایی و مفاهیم آن پرداختند. در این مطالعه، به سیستمهای غذایی کشاورزی و تابآوری آن در مقیاسهای مختلف مزرعه، منطقهای و جهانی اشاره شده است. در مقیاسهای مختلف، عوامل متعددی ازجمله اقتصادی، اجتماعی، تنوع تولید و تغذیه، تغییرات آبوهوایی و فرسایش خاک مورد توجه قرار گرفته است؛ البته مطالعات دیگری وجود دارد که بیارتباط با بحث تابآوری تولید و امنیت غذایی نیست.
بررسی ادبیات پژوهش حاکی از آن است که بسیاری از مطالعات پیشین به بحث در حوزه چگونگی محاسبه تابآوری اقتصادی پرداختهاند و در مواردی که به تابآوری اقتصادی بخش کشاورزی پرداخته شده است، صرفاً ابعاد مختلف تابآوری مورد بررسی قرار گرفته است. ازآنجاکه تاکنون مطالعه جامعی در حوزه بررسی عوامل اثرگذار بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران انجام نشده است، برآورد الگوی تابآوری کالاهای راهبردی کشاورزی ایران و بررسی عوامل اثرگذار بر آن، ایده نوینی است که مطالعه حاضر برای اولینبار بدان میپردازد؛ بنابراین مطالعه حاضر بهدنبال آن است که برای اولینبار ضمن برآورد الگوی تابآوری کالاهای راهبردی کشور، وضعیت میزان اثرگذاری هریک از عوامل را مشخص و مورد تجزیهوتحلیل قرار دهد.
2. چهارچوب نظری
یکی از مفاهیم غنی که امروزه در بسیاری از زمینهها کاربرد پیدا کرده، مفهوم تابآوری است (مورکانوس و دیگران، 2018). تابآوری به توانایی هر نظام جهت حفظ وضعیت یا برگشت سریع به وضعیت موجود، پس از القای تکانه خارجی اطلاق میشود (غیاثوند و عبدالشاه، 1394). در نظام اقتصادی، تعریف تابآوری شباهت بسیاری به مقاومسازی اقتصاد دارد که قابلتعمیم به کلیه حوزهها نظیر کشاورزی است. ازآنجاکه کشاورزی، بخش اولیه اقتصاد، تأمینکننده ماده خام بخش صنعت و محور تأمین امنیت غذایی است، نقش برجستهای در پیشبرد اهداف مقاومسازی اقتصادی داشته و تابآوری تولید در این بخش راهبردی بسیار حائز اهمیت است (نخلی و باستانی، 1402). تابآوری تولید کشاورزی به توانایی تولید برای مقاومت و بازیابی در برابر تکانههای مختلف نظیر تغییرات آبوهوایی و شوکهای اقتصادی در عین حفظ بهرهوری و تأمین امنیت غذایی اشاره دارد (Meuwissen & et al., 2019).
تابآوری تولیدات کشاورزی بهصورت قابلتوجهی تحت تأثیر تغییرات اقلیمی در سطح جهان است که بهعنوان یکی از مخاطرات غیرقابل اجتناب برای توسعه پایدار کشاورزی، معیشت کشاورزان و امنیت غذایی شناخته میشود (Lipper et al., 2014). وقوع تغییرات اقلیمی نهتنها بر بهرهوری تولید کشاورزی و منابع غذایی اثر منفی دارد بلکه باعث هدررفت دارایی مولد، تشدید فقر در روستا، کاهش تقاضا برای کالاها و خدمات صنعتی و بهرهبرداری بیرویه از منابع طبیعی میشود. ازاینرو، کشورهای درحالتوسعه ازجمله ایران که با کمبود سرمایه مواجه هستند، بیشتر در معرض خسارتهای حاصل از تغییرات اقلیمی بر تولید قرار دارند. افزایش تولید و پایداری آن با توجه به تغییرات اقلیمی میتواند با استفاده از فناوری کارآمد و بهرهگیری از تحقیق و توسعه بهویژه در بذور پُرمحصول و مقاوم، کودهای شیمیایی نانو یا ابرجاذب آب نیز واقع شود (Tyler & et al., 2013; Wilhite & Buchanan, 2005; Kusku & et al., 2010). همچنین، تابآوری تولید میتواند تحت تأثیر مقدار عرضه نهاده مورد نیاز جهت تولید باشد. برایناساس، درصورتیکه کود مورد نیاز در اختیار کشاورز قرار گیرد و آن را به میزان بهینه مصرف نماید، بهرهوری تولید افزایش مییابد (Pan & et al., 2023). ازسویدیگر، با توجه به ارتباط میان قیمت و عرضه، ابزار قیمت بهعنوان یکی دیگر از مؤلفههایی است که دولت با تنظیم آن در جهت افزایش تولید محصولات تلاش میکند (Li & et al., 2022). تحریمهای اقتصادی نیز از جهات مختلف وضعیت تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران را متأثر نموده که میتوان در این خصوص به کمبود نهاده باکیفیت، محدودیت در بازارهای صادراتی، افزایش هزینههای وارداتی، اُفت کیفیت تولید بهدلیل عدم توفیق در واردات سموم باکیفیت، عدم توفیق در جذب سرمایهگذاری خارجی، هزینه بر شدن تعاملات پولی، کاهش ذخیرههای ارزی و رواج نظام چندنرخی ارز، کاهش درآمدهای دولت و کاهش بودجههای سرمایهای و نااطمینانی در تولید و تجارت اشاره نمود (فریادرس، 1394؛Nakhli & et al., 2021 ). بهطورکلی عوامل اثرگذار بر تولید کشاورزی به دو دسته عوامل درونی و بیرونی تقسیم میشوند که از عوامل درونی تولید میتوان به: سطح زیرکشت، مصرف نهادهها، مکانیزاسیون، تحقیق و توسعه، هزینههای واقعی تولید، مصرف نهادهها و قیمت فروش محصول و از عوامل بیرونی که بهصورت غیرقابل کنترل بر تولید اثر میگذارند میتوان به میزان حمایت از تولیدکنندگان، تحریمهای اقتصادی، جنگ، تغییرات آبوهوایی، نرخ ارز، درجه باز بودن اقتصاد، شوک نفتی، تورم و ضریب جینی اشاره نمود (شاکری بستانآبادی، 1400؛ Nakhli & Rafei, 2025).
3. روش پژوهش
مطالعه پیشرو، بهمنظور برآورد الگوی تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران، با توجه به نوع دادههای مورد بررسی، از الگوی دادههای تابلویی استفاده کرده است که مقادیر تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران در جایگاه مقاطع قرار میگیرند و از اطلاعات سالهای 1381-1402 استفاده شده است. مزیت استفاده از روش دادههای تابلویی، افزایش قدرت آماری ضرایب در مقایسه با تجزیهوتحلیل دادههای آماری بهصورت سریهای زمانی یا مقطعی است که سبب میشود تأثیراتی که نمیتوان در دادههای مقطعی و سری زمانی مجزا مشاهده کرد، بهتر مشاهده شود (Nerlove, 2000) و این روش برای مطالعه پویای تغییرات مناسبتر و بهتر است و بهدلیل استفاده از دامنه آمار و اطلاعات به مراتب بیشتر، برآوردها به مراتب کاراتر میشود (Gujarati, 2022). در الگوی دادههای تابلویی درصورتیکه متغیر مستقل در طول زمان متفاوت اما برای همه مقاطع یکسان باشد، بهمنظور جلوگیری از مشکل همخطی، الگوی اثرهای ثابت مقطعی پیشنهاد میشود (Baltagi, 2008). همچنین، بهمنظور حداقلسازی پراکندگی مشاهدات و تفسیر ضرایب بهصورت کشش، متغیرهای مورد بررسی بهصورت لگاریتمی در نظر گرفته شدند و بهمنظور جلوگیری از برآورد رگرسیون کاذب، وضعیت همگرایی متغیرها با استفاده از آزمون کائو[9] مورد بررسی قرار گرفته است (Hsiao, 2003).
با بررسی مطالعات انجام شده در محاسبه میزان تابآوری، نوسان تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران (که شامل اجزاء دوره[10] و روند[11] است) نسبت به روند خود، بهعنوان نمایندهای از تابآوری تولید در مقاطع در نظر گرفته میشود (نخلی و باستانی، 1402) و سپس به برآورد الگو با لحاظ متغیرهای مستقل بهعنوان متغیرهای مؤثر بر تابآوری پرداخته میشود. با توجه به اینکه متغیرهای مستقل در برآورد تابآوری تولید تولیدات دامی متفاوت از محصولات زراعی است، دو الگو بهصورت مجزا مورد برآورد قرار گرفته و با توجه به تمایز قابلتوجه در سطح مقاطع و البته وجود متغیرهای مستقل ثابت در سطح مقاطع، از الگوی دادههای تابلویی اثرهای ثابت مقطعی استفاده میشود. بدینترتیب، الگوی تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران بهصورت ذیل برآورد میشود.
|
رابطه 1) |
|
در رابطه فوق، بیانگر تابآوری تولید برآورد شده برای محصول i در زمان t است. نیز عرض از مبدأ تابآوری تولید متناسب با هر محصول است که بهصورت تابعی از ویژگیهای خاص آن محصول است و نیز شیب تابع تابآوری تولید و متغیرهای مستقل مورد بررسی در دوره زمانی t است.
در تصریح الگوی رابطه (1)، مبتنی بر پژوهشهای مذکور در قسمت مبانی نظری و پیشنه تحقیق و همچنین مبتنی بر شاکری بستانآبادی و همکاران (1400)، احسانی و شکوهی (1401)، حسنی و همکاران (1397)، فریادرس (1394)، نخلی و باستانی (1402)، لیپر و همکاران[12] (2014)، مورکوناس و همکاران (2020)، بورکار[13] (2019)، کان و همکاران[14] (2024)، پن و همکاران[15] (2023)، چمریس و همکاران[16] (2022)، نخلی و همکاران[17] (2021)، رفیعی و همکاران (2016)، متغیر نوسان تولید نسبت به روند محصولات زراعی بهعنوان نمایندهای از تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران بهصورت تابعی از سطح زیرکشت، تعداد تراکتور بهعنوان نماینده از مکانیزاسیون، مخارج تحقیق و توسعه بخش کشاورزی، هزینه واقعی تولید، مصرف نهادههای تولیدی نظیر کود شیمیایی و بذر، قیمت فروش محصول، میزان یارانه پرداختی به تولیدکننده، متغیر مجازی تحریمهای اقتصادی، درآمد ملی واقعی سرانه، میزان بارندگی بهعنوان نماینده تغییرات آبوهوایی، شوک نفتی و ضریب جینی و همچنین متغیر نوسان تولید نسبت به روند تولیدات دامی نیز بهعنوان نمایندهای از تابآوری تولیدات دامی بهصورت تابعی از تعداد واحدهای دامداری، قیمت فروش تولیدات دامی، بارندگی، مخارج تحقیقات و توسعه، یارانه، درآمد ملی واقعی سرانه، مصرف نهادههای تولیدی (خوراک دام) نظیر یونجه، ذرت و جو، هزینه واقعی تولید، شوک نفتی، ضریب جینی و تحریم تعریف شده است. در پژوهش حاضر، 9 محصول راهبردی شامل گندم، جو، برنج، روغن، گوشت قرمز، گوشت مرغ، تخممرغ، شیر و پنبه در نظر گرفته شده و دادههای مورد استفاده نیز با مراجعه به تارنمای شرکت مدیریت منابع آب ایران (قسمت آمار و اطلاعات)[18]، وزارت جهاد کشاورزی (مرکز آمار، فناوری و اطلاعات، آمارنامه کشاورزی[19])، مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران (اطلاعات بخش کشاورزی، جنگلداری و شیلات)[20] و بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (بانک اطلاعات سریهای زمانی اقتصادی)[21] استخراج و جمعآوری شده است.
4. یافتههای پژوهش
در برآورد الگوهای دادههای تابلویی، بررسی وضعیت ایستایی متغیرها برای جلوگیری از رخدادن پدیده رگرسیون کاذب در هنگام برآورد الگو نخستین و مهمترین گام است که برای این منظور از پنج آزمون لوین[22]، بریتانگ[23]، IPS[24]، ADF-F[25] و PPF[26] که کاربرد بیشتری در بررسی پایایی متغیرها در دادههای ترکیبی دارند، در قالب جدول (1) استفاده شده است. همانطور که مشاهده میشود، ضریب جینی، نرخ ارز غیررسمی، نوسان تولید از روند کالاهای راهبردی، سطح زیرکشت، تعداد واحدهای دامداری، قیمت فروش کالاهای راهبردی، مقدار تولید ذرت علوفهای، مقدار تولید سویا، هزینه واقعی تولید تولیدات دامی، میزان یارانه پرداختی و درآمد ملی واقعی سرانه با یکبار تفاضلگیری و سایر متغیرهای مورد بررسی در سطح ایستا هستند.
جدول (1): نتایج آزمون ریشه واحد متغیرهای الگو
|
نام متغیر |
توضیحات |
نوع آزمون |
آماره محاسباتی |
سطح احتمال |
وضعیت ایستایی |
|
ProC |
نوسان تولید نسبت به روند محصولات راهبردی زراعی |
Levin, Lin & Chu |
32/5- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
44/2- |
007/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
55/8- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
20/10 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
80/10 |
001/0 |
|||
|
ProL |
نوسان تولید نسبت به روند محصولات راهبردی دامی |
Levin, Lin & Chu |
24/4- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
73/1- |
041/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
56/3- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
37/27 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
31/42 |
001/0 |
|||
|
Num |
تعداد واحدهای دامداری |
Levin, Lin & Chu |
36/6- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
67/2- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
12/5- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
85/36 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
91/43 |
001/0 |
|||
|
Land |
سطح زیرکشت |
Levin, Lin & Chu |
18/6- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
04/2- |
021/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
30/9- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
90/10 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
70/10 |
001/0 |
|||
|
Alfalfa |
تولید یونجه |
Levin, Lin & Chu |
42/2- |
007/0 |
I(0) |
|
Breitung |
49/4- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
61/1- |
053/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
33/13 |
091/0 |
|||
|
PP-Fisher |
07/14 |
071/0 |
|||
|
Barley |
تولید جو |
Levin, Lin & Chu |
02/5- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
83/2- |
002/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
47/3- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
60/24 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
65/25 |
001/0 |
|||
|
Corn |
تولید ذرت دانهای |
Levin, Lin & Chu |
11/2- |
017/0 |
I(0) |
|
Breitung |
22/2- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
99/1- |
023/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
80/17 |
022/0 |
|||
|
PP-Fisher |
05/29 |
001/0 |
|||
|
PriceL |
قیمت فروش محصولات دامداری |
Levin, Lin & Chu |
81/4- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
8./3- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
30/3- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
50/24 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
75/23 |
001/0 |
|||
|
PriceC |
قیمت فروش محصولات راهبردی زراعی |
Levin, Lin & Chu |
12/3- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
12/3- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
14/4- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
93/6 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
86/13 |
001/0 |
|||
|
Rain |
متوسط بارندگی کشور |
Levin, Lin & Chu |
19/8- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
80/8- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
01/5- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
92/5 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
93/5 |
001/0 |
|||
|
NI |
درآمد ملی واقعی سرانه |
Levin, Lin & Chu |
35/6- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
26/12- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
08/6- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
44/7 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
45/8 |
001/0 |
|||
|
Open |
تحریم و کاهش تعاملات اقتصادی |
Levin, Lin & Chu |
77/5- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
39/8- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
58/4- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
85/5 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
51/3 |
037/0 |
|||
|
Subsidy |
میزان یارانه پرداختی |
Levin, Lin & Chu |
47/13- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
44/10- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
23/10- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
6/11 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
29/23 |
001/0 |
|||
|
Tractor |
تعداد تراکتور |
Levin, Lin & Chu |
68/6- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
31/6- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
81/2- |
002/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
92/37 |
018/0 |
|||
|
PP-Fisher |
92/37 |
018/0 |
|||
|
Seed |
مقدار مصرف بذر |
Levin, Lin & Chu |
27/5- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
73/2- |
003/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
23/5- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
50/6 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
29/6 |
001/0 |
|||
|
Fertil |
مقدار مصرف کود شیمیایی |
Levin, Lin & Chu |
03/3- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
39/2- |
008/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
71/2- |
003/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
20/4 |
006/0 |
|||
|
PP-Fisher |
35/6 |
001/0 |
|||
|
GINI |
ضریب جینی |
Levin, Lin & Chu |
45/7- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
10/4- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
56/4- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
54/5 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
86/5 |
001/0 |
|||
|
RD |
مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی |
Levin, Lin & Chu |
92/3- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
01/4- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
88/2- |
002/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
01/4 |
011/0 |
|||
|
PP-Fisher |
61/8 |
001/0 |
|||
|
Coil |
نوسانات درآمد نفتی |
Levin, Lin & Chu |
09/8- |
001/0 |
I(0) |
|
Breitung |
40/5- |
001/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
59/3- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
51/4 |
002/0 |
|||
|
PP-Fisher |
81/3 |
017/0 |
|||
|
RCost |
هزینه تولید واقعی محصولات زراعی |
Levin, Lin & Chu |
84/2- |
002/0 |
I(0) |
|
Breitung |
46/2- |
006/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
56/3- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
90/4 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
35/4 |
004/0 |
|||
|
RCost |
هزینه تولید واقعی تولیدات دامی |
Levin, Lin & Chu |
24/6- |
001/0 |
I(1) |
|
Breitung |
27/2- |
011/0 |
|||
|
Im, Pesaran & Shin |
39/5- |
001/0 |
|||
|
ADF-Fisher |
47/38 |
001/0 |
|||
|
PP-Fisher |
39/37 |
001/0 |
منبع: (یافتههای پژوهش)
نتایج حاصل از بررسی همگرایی متغیرها در جدولهای (2) و (3) ارائه شده است. همانطورکه در جدولهای (2) و (3) مشاهده میشود، با توجه به آماره محاسباتی و سطح احتمال آزمون کائو، پسماند الگوی همگرایی بلندمدت تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران ایستا بوده و وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید میشود.
جدول (2): نتایج آزمون همگرایی بلندمدت الگوی تابآوری تولید محصولات راهبردی زراعتی
|
آزمون |
آماره محاسباتی |
سطح احتمال |
|
Kao |
71/6- |
001/0 |
منبع: (یافتههای پژوهش)
جدول (3): نتایج آزمون همگرایی بلندمدت الگوی تابآوری تولید محصولات راهبردی دامی
|
آزمون |
آماره محاسباتی |
سطح احتمال |
|
Kao |
57/2- |
005/0 |
پس از اطمینان از عدم برآورد رگرسیون کاذب و تأیید فرضیه وجود ارتباط بلندمدت الگوی تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران، الگوی تابآوری بلندمدت کالاهای راهبردی کشاورزی ایران به روش رگرسیون دادههای تابلویی اثرهای ثابت برآورد شده است. نتایج حاصل از برآورد الگوی دادههای تابلویی با اثرات ثابت در جدولهای (4) و (5) ارائه شده است. همانطورکه در جدول (4) مشاهده میشود، در این الگو، به جز مقدار بذر مصرفی، سطح زیر کشت و مخارج تحقیقات و توسعه، اثرگذاری سایر متغیرها به لحاظ آماری معنادار نیست.
جدول (4): نتایج برآورد الگوی دادههای تابلویی اثرهای ثابت (محصولات زراعی)
|
نام متغیر |
توضیحات |
ضریب |
آماره t |
سطح احتمال |
|
Land |
سطح زیرکشت |
063/1 |
283/4 |
001/0 |
|
PriceC |
قیمت فروش محصولات زراعی |
004/0- |
171/0- |
864/0 |
|
Rain |
متوسط بارندگی کل کشور |
161/0 |
551/1 |
122/0 |
|
R&D |
مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی |
188/0 |
915/1 |
056/0 |
|
Subsidy |
میزان یارانه پرداختی |
005/0 |
109/0 |
912/0 |
|
Dsanc |
تحریم و کاهش تعاملات اقتصادی بینالمللی |
272/0 |
397/1 |
163/0 |
|
NI |
درآمد ملی واقعی سرانه |
015/0 |
061/0 |
950/0 |
|
Tractor |
تعداد تراکتور |
140/0 |
924/0 |
356/0 |
|
Seed |
مقدار بذر مصرفی |
106/0 |
003/3 |
003/0 |
|
Fertil |
مقدار کود شیمیایی مصرفی |
010/0 |
229/0 |
818/0 |
|
Coil |
نوسانات درآمد نفتی |
001/0- |
783/0- |
434/0 |
|
GINI |
ضریب جینی |
137/0- |
501/0- |
616/0 |
|
Rcost |
هزینه واقعی تولید محصولات زراعی |
029/0- |
362/1- |
174/0 |
|
C |
عرض از مبدأ |
165/4- |
175/1- |
241/0 |
|
|
|
|
R-squared =99/0 |
|
|
|
|
|
Adjusted R-squared = 99/0 |
|
|
|
|
|
Durbin-Watson stat =27/1 |
|
منبع: (یافتههای پژوهش)
همچنین، در جدول (5) مشاهده میشود که متغیرهای تعداد واحدهای دامداری، قیمت فروش تولیدات دامی، درجه باز بودن اقتصاد و مقدار تولید یونجه بهلحاظ آماری معنادار هستند. باوجوداین، علیرغم تأیید مبانی نظری، متغیرهایی در الگو وجود دارند که اثرگذاری آنها بر تابآوری به لحاظ آماری معنادار نیست.
جدول (5): نتایج برآورد الگوی دادههای تابلویی اثرهای ثابت (تولیدات دامی)
|
نام متغیر |
توضیحات |
ضریب |
آماره t |
سطح احتمال |
|
Num |
تعداد واحدهای دامداری |
455/0 |
383/8 |
001/0 |
|
PriceL |
قیمت فروش تولیدات دامی |
158/0 |
815/4 |
001/0 |
|
Rain |
متوسط بارندگی کل کشور |
044/0 |
412/0 |
681/0 |
|
R&D |
مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی |
129/0 |
841/0 |
403/0 |
|
Subsidy |
میزان یارانه پرداختی |
031/0 |
724/0 |
471/0 |
|
Dsanc |
تحریم و کاهش تعاملات اقتصادی بینالمللی |
385/0- |
793/1 |
077/0 |
|
NI |
درآمد ملی واقعی سرانه |
055/0- |
312/0- |
756/0 |
|
Corn |
مقدار تولید ذرت دانهای |
078/0 |
909/0 |
371/0 |
|
Alfalfa |
مقدار تولید یونجه |
361/0 |
039/2 |
045/0 |
|
Barley |
مقدار تولید جو |
106/0 |
471/1 |
146/0 |
|
Coil |
نوسانات درآمد نفتی |
001/0- |
725/0- |
471/0 |
|
GINI |
ضریب جینی |
383/1- |
529/1- |
131/0 |
|
Rcost |
هزینه واقعی تولید تولیدات دامی |
033/0- |
078/1- |
285/0 |
|
C |
عرض از مبدأ |
723/3 |
983/0 |
329/0 |
|
|
|
|
R-squared =95/0 |
|
|
|
|
|
Adjusted R-squared = 94/0 |
|
|
|
|
|
Durbin-Watson stat =17/1 |
|
منبع: (یافتههای پژوهش)
معیارهای برازندگی برآورد الگو نیز حاکی است که علیرغم قدرت توضیحدهندگی بالای الگوی اثرهای ثابت (ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده 99 درصد در الگوی محصولات زراعی و 95 درصد در الگوی تولیدات دامی)، بنا بر آماره دوربن واتسون مشکل خودهمبستگی مثبت وجود دارد؛ بنابراین ممکن است عدم معناداری ضرایب و حتی جهت اثرگذاری مغایر برخی از ضرایب با مبانی نظری، بهدلیل وجود مسئله خودهمبستگی باشد؛ بنابراین، بهمنظور رفع مشکل خودهمبستگی، الگوهای دادههای تابلویی GLS برای هر دو گروه برآورد میشود که نتایج آن در جدولهای (6) و (7) ارائه شده است.
جدول (6): نتایج برآورد الگوی دادههای تابلویی GLS (محصولات زراعی)
|
نام متغیر |
توضیحات |
ضریب |
آماره t |
سطح احتمال |
|
Land |
سطح زیرکشت |
676/0 |
5959/ |
001/0 |
|
Price |
قیمت فروش محصولات زراعی |
12/0 |
015/2 |
045/0 |
|
Rain |
متوسط بارندگی کل کشور |
255/0 |
064/4 |
001/0 |
|
R&D |
مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی |
16/0 |
503/4 |
001/0 |
|
Subsidy |
میزان یارانه پرداختی |
24/0 |
91/2 |
004/0 |
|
Dsanc |
تحریم و کاهش تعاملات اقتصادی بینالمللی |
11/0- |
465/4- |
001/0 |
|
NI |
درآمد ملی واقعی سرانه |
032/0 |
347/0 |
728/0 |
|
Tractor |
تعداد تراکتور |
199/0 |
404/3 |
001/0 |
|
Seed |
مقدار بذر مصرفی |
067/0 |
555/3 |
001/0 |
|
Fertil |
مقدار کود شیمیایی مصرفی |
02/0 |
424/2 |
022/0 |
|
Coil |
نوسانات درآمد نفتی |
02/0- |
201/3- |
001/0 |
|
GINI |
ضریب جینی |
09/0- |
206/2- |
028/0 |
|
Rcost |
هزینه واقعی تولید محصولات زراعی |
026/0- |
888/3- |
001/0 |
|
C |
عرض از مبدأ |
66/1 |
863/2 |
004/0 |
|
|
|
|
R-squared =99/0 |
|
|
|
|
|
Adjusted R-squared = 99/0 |
|
|
|
|
|
Durbin-Watson stat =80/1 |
|
منبع: (یافتههای پژوهش)
بر اساس اعداد مندرج در جدول (6)، آماره دوربین واتسون پس از برآورد الگوی مذکور، حدود 80/1 بوده که حاکی از عدم وجود خودهمبستگی است. علاوهبراین مشاهده میشود که معناداری ضرایب بهبود پیدا کرده است.
مطابق با نتایج، سطح زیرکشت، متوسط بارندگی و میزان یارانه پرداختی بیشترین اثر را بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران داشتهاند. بدینترتیب، اگر سطح زیرکشت تولید محصولات یک درصد افزایش یابد، مقدار تابآوری نیز معادل 676/0 درصد افزایش پیدا میکند؛ چراکه با افزایش سطح زیرکشت، مقدار تولید بهصورت طبیعی افزایش مییابد. افزایش یکدرصدی در متوسط بارندگی و میزان یارانه پرداختی نیز میزان تابآوری محصولات زراعی را به اندازه 255/0 و 24/0 درصد افزایش خواهد داد که اثرگذاری معنادار متوسط بارندگی بهدلیل ارتباط مستقیم بارندگی و میزان تولید محصولات زراعی است و با مطالعات باستانی و همکاران (1400) انطباق دارد. همچنین اثرگذاری معنادار یارانه پرداختی نیز بهدلیل ارتباط مستقیم حمایتهای دولتی در قالب یارانهها است. قیمت محصولات زراعی نیز اثر معنادار و مثبتی بر تابآوری تولید محصولات زراعی دارد و با افزایش یکدرصدی، میزان تابآوری تولید را 12/0 درصد افزایش میدهد که این نیز به تأثیر قیمت بر افزایش تولید محصولات زراعی برمیگردد. علاوهبراین، طبق جدول (6)، مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی نیز اثر مثبت و معناداری بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران دارد که البته اثر آن نسبت به متغیرهای سطح زیر کشت و بارندگی کمتر است و دلیل آن غلبه سنتیبودن کشاورزی در کشور و عدم سرریز و تأثیرگذاری تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی بر تولید واقعی این بخش میباشد. برایناساس، یک درصد افزایش در مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی، تولید را به میزان 16/0 درصد افزایش میدهد. تعداد تراکتور بهعنوان نمایندهای از خودکارسازی در بخش زراعی کشور نیز رابطه مثبتی بر تابآوری تولید کالاهای زراعی داشته و با افزایش یک درصدی، باعث افزایش 199/0 درصدی در تابآوری میشود. دو نهاده بذر و کود شیمیایی نیز اثر مثبت و معناداری بر تابآوری تولید داشته و با افزابش یک درصدی، منجر به افزایش 067/0 و 02/0 درصدی میشوند. مقایسه نتایج تحقیق با سایر مطالعات قبلی انجام شده نشان میدهد نتایج با مطالعات حسینی و حسنپور (1384)، حسینی و حسنپور (1385)، حسینی و خالدی (1383)، حسینی و همکاران (1390)، حسینی و شهبازی (1391)، حسینی و شهبازی (1392) و حسینی و شهبازی (1393) منطبق است.
تحریمهای اقتصادی نیز متغیر دیگری است که اثر منفی و معنادار بر تابآوری تولید دارد و با شدت یک درصدی تحریمها، میزان تابآوری تولید زراعی کشور 11/0 درصد کاهش پیدا میکند که این نیز بهدلیل ایجاد محدودیت در دسترسی به نهاده، فناوری و منابع مالی بهواسطه تشدید تحریمهای اقتصادی است و دلیل تأثیرگذاری کمتر تحریمهای اقتصادی به نسبت متغیرهایی نظیر سطح زیر کشت و بازندگی، غالباً درونزابودن تولید این بخش و وابستگی اندک به متغیرهایی است که از تحریمها اثر جدی میپذیرند. نابرابری در توزیع درآمد که ضریب جینی بهعنوان نماینده برای آن درنظر گرفتهشده نیز میتواند بهعنوان شاخصی از نابرابری کشاورزان در توزیع زمین و امکانات تولید بر تابآوری تولید زراعی مؤثر باشد. طبق نتایج برآورد الگو، با افزایش یک درصدی در ضریب جینی و افزایش نابرابری، تابآوری تولید زراعی در کشور به میزان 09/0 درصد کاهش مییابد که با مطالعات ژنگ و همکاران[27] (2013) و ساینی و همکاران[28] (2022) انطباق دارد. نوسانات درآمدهای نفتی نیز که خود را در توسعه زیرساختهای روستایی و هزینهکرد دولت در بهکارگیری فناوریهای نوین کشاورزی نشان میدهد نیز اثر منفی بر تابآوری تولید داشته و با افزایش یکدرصدی، باعث کاهش 02/0 درصدی تابآوری تولید میشود. هزینه واقعی تولید نیز اثر منفی بر میزان تابآوری تولید زراعی داشته و منجر به کاهش 026/0 درصدی میشود. درآمد ملی واقعی سرانه نیز اگرچه اثر مثبتی بر تابآوری تولید زراعی دارد؛ اما بهلحاظ آماری معناداری نیست.
جدول (7): نتایج برآورد الگوی دادههای تابلویی GLS (تولیدات دامی)
|
نام متغیر |
توضیحات |
ضریب |
آماره t |
سطح احتمال |
|
Num |
تعداد واحدهای دامداری |
431/0 |
861/9 |
001/0 |
|
PriceL |
قیمت فروش تولیدات دامی |
23/0 |
212/6 |
001/0 |
|
Rain |
متوسط بارندگی کل کشور |
084/0 |
656/0 |
494/0 |
|
R&D |
مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی |
162/0 |
092/2 |
047/0 |
|
Subsidy |
میزان یارانه پرداختی |
196/0 |
140/2 |
03/0 |
|
Dsanc |
تحریم و کاهش تعاملات اقتصادی بینالمللی |
152/0- |
202/3 |
002/0 |
|
NI |
درآمد ملی واقعی سرانه |
016/0 |
159/0 |
873/0 |
|
Corn |
مقدار تولید ذرت دانهای |
221/0 |
091/2 |
036/0 |
|
Alfalfa |
مقدار تولید یونجه |
346/0 |
294/3 |
001/0 |
|
Barley |
مقدار تولید جو |
101/0 |
169/3 |
002/0 |
|
Coil |
نوسانات درآمد نفتی |
001/0- |
089/2- |
041/0 |
|
GINI |
ضریب جینی |
099/0- |
375/2- |
005/0 |
|
Rcost |
هزینه واقعی تولید تولیدات دامی |
14/0- |
007/2- |
049/0 |
|
C |
عرض از مبدأ |
356/1 |
836/1 |
071/0 |
|
|
|
|
R-squared =99/0 |
|
|
|
|
|
Adjusted R-squared = 98/0 |
|
|
|
|
|
Durbin-Watson stat =84/1 |
|
منبع: (یافتههای پژوهش)
علاوهبراین، همانطورکه در جدول (7) مشاهده میشود، آماره دوربین واتسون در تولیدات دامی به میزان 84/1 نیز حاکی از عدم وجود خودهمبستگی و بهبود معناداری ضرایب است. مطابق با نتایج، تعداد واحدهای دامداری، قیمت فروش تولیدات دامی و تولید نهادههای تولیدات دامی بیشترین اثرها را بر تابآوری تولید تولیدات دامی داشتهاند. طبق نتایج با افزایش تعداد واحدهای دامداری به میزان یک درصد، تابآوری تولید دامی کشور به میزان 431/0 درصد افزایش مییابد که با توجه به خرده مالکی در حوزه دامی، افزایش تعداد واحدهای تولیدی میتواند در افزایش تابآوری تولید مؤثر باشد و این نتیجه با مبانی نظری نیز انطباق دارد. علاوهبراین، افزایش یکدرصدی قیمت تولیدات دامی نیز باعث افزایش 23/0 درصدی تابآوری میشود. تولید نهادههای دام نظیر یونجه، جو و ذرت دانهای نیز اثر مثبت و معناداری بر تابآوری تولید تولیدات دامی دارد که این نیز با مبانی نظری منطبق است. مانند بخش زراعی، یارانههای پرداختی و هزینههای تحقیق و توسعه نیز با ضرایب 196/0 و 162/0 بر تابآوری تولید محصولات زراعی اثر مثبت و معناداری دارند که این نیز منطبق با اثرگذاری حمایتهای دولتی از بخش دامی و همچنین کمک بخش تحقیق و توسعه به افزایش و پایداری تولید تولیدات دامی است و دلیل کمتربودن تأثیر هزینههای تحقیق و توسعه بخش کشاورزی، غلبه سنتیبودن کشاورزی در کشور و عدم سرریز و تأثیرگذاری تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی بر تولید واقعی این بخش است. تحریمها نیز اثر منفی و معناداری با تابآوری تولید دامی داشته و یک درصد افزایش آن باعث کاهش تابآوری تولید تولیدات دامی به اندازه 152/0 درصد افزایش میشود که با مطالعه بینیاز و محمدی (1397) انطباق دارد و و دلیل تأثیرگذاری کمتر تحریمهای اقتصادی به نسبت متغیرهایی نظیر تعداد واحدهای دامداری، قیمت فروش و نهادههای تولیدی بخش دام، غالباً درونزابودن تولید این بخش و وابستگی اندک به متغیرهایی است که از تحریمها اثر جدی میپذیرند. ضریب جینی بهعنوان نماینده نابرابری و دسترسی دامداران به امکانات تولید در بین دامداران نیز اثر منفی و معناداری با تابآوری تولید دامی داشته و با افزایش یک درصدی، تابآوری تولید تولیدات دامی را به اندازه 099/0 درصد کاهش میدهد. متغیرهای نوسانات درآمد نفتی و هزینه تولید نیز بر تابآوری تولید تولیدات دامی اثر منفی و معنادار داشته و یک درصد افزایش در آنها، تابآوری تولید را به اندازه 001/0 و 14/0 درصد کاهش میدهد.
بهمنظور اطمینان از صحت الگوهای برآورد شده و عدم نقض فروض کلاسیک، وضعیت نرمالبودن جزء اخلال نیز با آزمون جارک و برا[29] بررسی شده است (Jarque & Bera, 1981) و طبق نتایج جدول (8)، فرضیه نرمال بودن جزء اخلال در الگوهای برآورد شده پذیرفته میشود و نتایج الگوها قابل اطمینان است.
جدول (8): نتایج آزمون نرمال بودن جزء اخلال الگو
|
الگوی برآورد شده |
آماره جارکوبرا |
سطح معناداری |
|
الگوی محصولات زراعی راهبردی |
06/4 |
33/0 |
|
الگوی تولیدات دامی |
08/0 |
95/0 |
منبع: (یافتههای پژوهش)
نتیجهگیری
در پژوهش حاضر، پس از بررسی مطالعات پیشین و مبانی نظری حوزه تابآوری، به شناسایی و برآورد میزان اثرگذاری عوامل مؤثر بر تابآوری کالاهای راهبردی کشاورزی ایران در قالب دو الگوی مجزا برای محصولات زراعی و دامی بهسبب تفاوت در متغیرهای مستقل اثرگذار بر سطح تولید مبادرت شده است و برای برآورد فوقالذکر از روش آماری و سنجی در قالب الگوی دادههای تابلویی طبق دادههای سالهای 1381-1402 استفاده شده است.
پیش از برآورد الگوها، ریشه واحد متغیرهای الگو در قالب آزمونهای لوین، بریتانگ، IPS، ADF-F و PPF مورد بررسی قرار گرفت و پس از اطمینان از عدم برآورد رگرسیون کاذب و تأیید فرضیه وجود ارتباط بلندمدت در برآورد الگوی تابآوری، الگوی تابآوری بلندمدت کالاهای راهبردی کشاورزی ایران به روش رگرسیون دادههای تابلویی اثرهای ثابت برآورد شد و بهدلیل وجود مشکل خودهمبستگی در الگو، از الگوهای دادههای تابلویی GLS برای هر دو گروه محصولات استفاده شد.
نتایج برآورد نشان داد که تابآوری تولید کالاهای راهبردی تحت تأثیر مستقیم متغیرهای سطح زیرکشت و تعداد واحدهای دامداری قرار دارد. برایناساس، پُرواضح است که زیرکشتبردن اراضی جدید یا اضافهشدن واحدهای دامداری منجر به افزایش تابآوری محصولات کشاورزی میشود که البته باید در کنار موارد مذکور، افزایش بهرهوری نیز برای تأمین امنیت غذایی کشور مدنظر قرار گیرد؛ بنابراین پیشنهاد میشود سیاستهای حمایتی در راستای توسعه فیزیکی تولید محصولات کشاورزی، متناسب با ظرفیتهای داخلی مدنظر سیاستگذاران قرار گیرد. بر اساس نتایج، قیمت فروش محصولات هم در محصولات زراعی هم دامی عامل افزایش تابآوری تولید میباشد. قیمت فروش محصولات با ایجاد انگیزه در دامدار و کشاورز برای تولید بیشتر، منجر به افزایش تابآوری تولید محصولات میشود. علاوهبراین، یارانه پرداختی به بخش کشاورزی نیز اثر معنادار و مثبتی بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران دارد که این اثر بهدلیل تأثیر حمایتهای دولتی از بخش کشاورزی ایران است؛ بنابراین، پیشنهاد میشود دولت از طریق حمایتهای قیمتی نظیر سیاست قیمت تضمینی طبق طبقهبندی قیمت خرید بر اساس کیفیت محصول تولیدی و تعیین به موقع و بهینه قیمت و همچنین خرید به موقع محصولات و همزمان هدفمند نمودن صحیح یارانهها و تزریق بهینه آن، زمینه تشویق کشاورزان در تولید محصولات و همچنین افزایش کارایی و کیفیت محصولات را فراهم نماید. بارندگی نیز بهعنوان نماینده مؤلفه زیستمحیطی تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی، بر تولید محصولات بهخصوص محصولات زراعی اثر مثبت و معنیداری داشته است و بهطورمستقیم در تولید محصولات زراعی و غیرمستقیم و از طریق اثرگذاری بر نهادههای تولید، بر تولید تولیدات دامی اثرگذار است؛ بنابراین پیشنهاد میشود، دولت بهمنظور ارتقاء تابآوری تولید محصولات کشاورزی موضوع مدیریت آبهای سطحی با هدف تأمین آب مورد نیاز بخش کشاورزی را به جد مورد توجه قرار دهد. میزان تأمین نهادهها نیز بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی اثر معناداری و مثبتی داشته است. بهطوریکه تولید تولیدات دامی به میزان قابلتوجه تحت تأثیر تولید جو و یونجه و ذرت دانهای و تولید محصولات زراعی، تحت تأثیر بذر مصرفی و کود شیمیایی بوده است. برایناساس، پیشنهاد هدایت سیاستهای حمایتی دولت بهسمت تأمین مطلوب و به موقع نهادههای زراعی و دامی با قیمت مناسب برای کشاورزان ارائه میشود. نتایج پژوهش نشان میدهد که مخارج تحقیقات و توسعه بخش کشاورزی نیز اثر مثبت و معناداری بر تابآوری تولید محصولات دارد. ترویج کشاورزی، توسعه فناوریهای نوین این بخش و همچنین معرفی ارقام پُرمحصول و اصلاح بذور در بخش زراعی و اصلاح نژاد دام در بخش دامی میتوانند از طریق افزایش بهرهوری تولید، تابآوری تولید محصولات کشاورزی کشور را افزایش دهند.
مطابق با الگوهای برآورد شده، ضریب جینی نیز اثر منفی و قابلتوجهی بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران دارد. این موضوع بیانگر تأثیر منفی توزیع نابرابر درآمد و تأثیر عدم دسترسی مناسب و عادلانه کشاورزان به امکانات تولید بر تابآوری تولید محصولات کشاورزی کشور است که پیشنهاد میشود با هدفمندنمودن تسهیلات تخصیصی به کشاورزان، زمینه تغییر شیوه تولید و بهرهبرداری صحیح از منابع در راستای ایجاد درآمد پایدار برای کشاورزان و دامداران فراهم شود. علاوهبراین تحریمهای اقتصادی نیز طبق الگوهای برآورد شده اثر منفی و معناداری بر سطح تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران داشته است که این تأثیر به ایجاد محدودیت در دسترسی به نهاده، فناوریهای نوین، بازارهای بینالمللی و همچنین ایجاد مشکلات مالی و سرمایهگذاری و اخلال در زنجیرههای تأمین بهواسطه تشدید تحریمهای اقتصادی بازمیگردد. دراینراستا، پیشنهاد میشود دولت از طریق حذف یا کاهش موانع تجاری، توسعه پیمانهای اقتصادی دوجانبه و منطقهای بهویژه با کشورهای طرف تعامل تجاری و استفاده از ظرفیتهای تولید فراسرزمینی، موانع تجاری را تا حد امکان برداشته و در جهت روانسازی جریان تجاری با حداقل هزینه جهت برقراری و ثبات امنیت غذایی کشور حرکت نماید. نوسانات درآمد نفتی نیز متغیر است که اثرگذاری منفی آن بر سطح تولید محصولات کشاورزی بهلحاظ آماری معنادار شده است. این مسئله میتواند بیانگر وابستگی زیرساختهای تولیدی در کشور بهویژه در بخش کشاورزی به درآمدهای نفتی کشور باشد که در این خصوص پیشنهاد توسعه زیرساختی کشاورزی با هدایت حمایتهای دولتی بهسمت توانمندسازی جوامع محلی و کشاورزی ارائه میشود. مطابق نتایج پژوهش هزینه واقعی تولید نیز بر تابآوری تولید محصولات کشاورزی اثر منفی و معنادار دارد و درآمد ملی واقعی سرانه نیز متغیری است که بر تابآوری تولید کالاهای راهبردی کشاورزی ایران تأثیر معناداری ندارد.
بهعنوان یک چهارچوب راهبردی برای افزایش گامبهگام و مرحلهای تابآوری محصولات زراعی و دامی، میتوان بهکارگیری سیاستهای حمایتی برای توسعه فیزیکی زیرساختهای تولید محصولات کشاورزی نظیر سطح زیر کشت و واحدهای دامداری بهخصوص توسعه کشت دیم در مناطق مناسب کشور و همچنین توسعه واحدهای دامداری در مناطق روستایی مناسب پرورش دام بهعنوان اولویت اول، پیشنهاد داد. سپس تأمین آب محصولات زراعی و تأمین نهادههای محصولات دامی در اولویت دوم قرار دارد که لازم است بهرهوری آب از طریق توسعه زیرساختهای انتقال و شبکه آب مدنظر قرار گرفته و زمینه لازم برای تولید هرچه بیشتر خوراک و نهادههای دامی از طریق تغییر الگوی کشت و سیاستهای حمایتی قیمتی و غیرقیمتی مدنظر قرار گیرد. در گام سوم پرداخت یارانه و تضمین سطح مناسبی از قیمت برای خرید محصولات زراعی و همچنین کمک به تعادل بازار برای کشف قیمتهای مناسب برای فروش محصولات دامی نیز از اقداماتی است که باید مورد توجه سیاستگذار حوزه دام و زراعت کشور قرار گیرد. چهارمین اقدامی که باید از سوی سیاستگذار در اولویت قرار گیرد، توجه به خودکارسازی در حوزه زراعت و تحقیق و توسعه در حوزه دام است که از طریق بهکارگیری دام اصلاح نژاد شده و همچنین توسعه ادوات و ماشینها و فناوریهای نوین و روشهای جدید زراعت قابل تحقق است.
ملاحظات اخلاقی
حامی مالی: این مقاله حامی مالی ندارد.
مشارکت نویسندگان: تمام نویسندگان در آمادهسازی این مقاله مشارکت کردهاند.
تعارض منافع: بنابه اظهار نویسندگان، در این مقاله هیچگونه تعارض منافعی وجود ندارد.
تعهد مالکیت معنوی: طبق تعهد نویسندگان، حق مالکیت معنوی (CC) رعایت شده است.
[1]. Quan & et al.
[3]. Kumar & Kumar Singh
[4]. Ansah & et al.
[5]. Morkūnas & et al.
[6]. Analytic Hierarchy Process
[7]. Simple Additive Weighting
[8]. Bullock & et al.
[9]. Kao test
[10]. Cycle
[11]. Trend
[12]. Lipper & et al.
[13]. Borkar
[14]. Qun & et al.
[15]. Pan & et al.
[16]. Chemeris & et al.
[17]. Nakhli & et al.
[18]. https://data.wrm.ir/cs/Download/41/
[19]. https://dpe.maj.ir/amar
[20]. https://amar.org.ir/agricultural-statistics
[21]. https://tsdview.cis.cbi.ir/
[22]. Levin, Lin and Chu
[23]. Breitung
[24]. Im, Pesaran and Shin
[25]. ADF-Fisher
[26]. PP-Fisher
[27]. Zheng & et al.
[28]. Saini & et al.
[29]. Jarque and Bera test
Extended abstract
Purpose
Production is a core pillar of food security, particularly through ensuring availability. Understanding the resilience of production for strategic agricultural products is therefore essential for effective policymaking. This study aims to estimate and analyze the internal and external factors affecting the resilience of production of selected strategic agricultural products in Iran, with explicit attention to both short-term and long-term dimensions of resilience. By identifying the most influential determinants, the research seeks to provide an analytical basis for prioritizing policies that enhance the resilience and sustainability of Iran’s agricultural production system.
Design/Methodology/Approach
The study employs an applied econometric approach using panel data models to estimate the resilience of production for fourteen selected strategic agricultural products in Iran. Production resilience is operationalized through production series decomposed into trend and cyclical components, representing long-term and short-term resilience, respectively. To avoid exact multicollinearity arising from shared independent variables across products, a fixed-effects panel data model is applied. Prior to estimation, the stationarity of variables is tested using Levin–Lin–Chu, Breitung, IPS, ADF-Fisher, and PP-Fisher tests to prevent spurious regression. All variables are expressed in logarithmic form to reduce fluctuations and interpret coefficients as elasticities. The Kao test is employed to assess cointegration among variables. Independent variables include cultivated area, number of livestock and poultry units, mechanization, research and development, real production costs, input usage, product prices, producer support, economic sanctions, climate change, exchange rate, economic openness, oil income shocks, inflation, and the Gini coefficient. Separate models are estimated for crop products and for livestock and poultry products due to differences in explanatory variables.
Findings
The results indicate that cultivated area has the strongest positive effect on the production of strategic crop products in Iran, with a 1% increase in cultivated area leading to a 1.06% increase in production. In contrast, the Gini coefficient exerts the most significant negative effect: a 1% increase in income inequality reduces crop production by 0.29%. For livestock and poultry products, economic openness has a positive and significant effect, such that a 1% increase in openness raises production by 0.452%. Conversely, the Gini coefficient again shows a strong negative impact, with a 1% increase reducing production by 1.507%. Increases in livestock and poultry units positively affect production, while higher production of alfalfa and barley also significantly boosts livestock and poultry output. Oil income fluctuations negatively affect production, though the magnitude is small. Economic sanctions negatively influence livestock and poultry production, but this effect is not statistically significant.
Limitations/Research Implications
The study is subject to several limitations. First, its reliance on available panel data constrains the range of variables that can be included, particularly qualitative or institutional factors. Second, the analysis is context-specific to Iran, which may limit the generalizability of findings to other countries. Third, while production resilience is captured through trend and cycle components, longer time horizons and alternative resilience measures could provide deeper insights. Future research could extend the analysis by incorporating micro-level farm data, sectoral comparisons, or alternative indicators of resilience.
Practical Implications
The findings suggest that increases in production resilience in Iran have largely been driven by expanding cultivated land and increasing livestock and poultry units, approaches that are not sustainable in the long run. Policymakers should therefore prioritize productivity-enhancing strategies rather than extensive growth. Practical measures include providing farmers and ranchers with improved seeds, modern farming and animal husbandry techniques, and genetic improvement through cross-breeding. Additionally, targeted support policies aligned with internal capacities can strengthen production resilience without exacerbating resource pressures.
Social Implications
The significant negative impact of the Gini coefficient highlights the role of income inequality in undermining the resilience of strategic agricultural production. Unequal income distribution limits farmers’ and ranchers’ access to production facilities and reduces productivity, ultimately threatening food security. Addressing inequality through affordable credit, equitable access to inputs, and income-stabilizing mechanisms can enhance both social justice and production resilience. Strengthening farmers’ incomes contributes to rural stability and broader social sustainability.
Originality/Value
This study adds value by empirically estimating the resilience of production for a broad set of strategic agricultural products in Iran using panel data techniques. By distinguishing between crop and livestock products and incorporating both internal and external economic factors, the research provides a comprehensive assessment of production resilience. The findings offer evidence-based insights for policymakers seeking to enhance food security through resilient agricultural production.
Keywords: Production resilience, Agriculture, Strategic products, Panel data model.
