تاثیر پیشرفت تکنولوژی و تغییرات کارایی بر رشد بهره‌وری بخش کشاورزی ایران: تحلیل پوششی داده‌ها

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران

2 استادیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران

3 دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران

چکیده

هدف این مقاله، بررسی تاثیر پیشرفت تکنولوژی و تغییرات کارایی بر رشد بهره‌وری بخش کشاورزی ایران به تفکیک استان‌های کشور است. بدین منظور با استفاده از روش تحلیل پوششی داده‌ها و مدل مالم کوئیست، اثرات تغییرات کارایی و تکنولو‍ژی بر رشد بهره‌وری در دوره زمانی 1383-1392 بررسی شده است. نتایج نشان می‌دهد تغییرات کارایی بر رشد بهره‌وری نقش غالب داشته و سهم تغییرات تکنولوژی اندک است. همچنین یافته‌ها نشان داد اثر تغییرات نیروی کار بر رشد بهره‌وری مثبت بوده و تغییرات سرمایه اثر اندک بر بهره‌وری عوامل تولید دارد. 

کلیدواژه‌ها


1.‌ مقدمه

 افزایش سطح تکنولوژی و سرمایه­گذاری در بخش کشاورزی می­تواند اثر مهمی بر کل اقتصاد کشورها داشته باشد؛ به گونه‌ای که همه از آن بهره‌مند شوند. مبانی نظری توسعه، تفاوت در بهره­وری بخش کشاورزی در بین کشورهای مختلف را ناشی از پیشرفت تکنولوژی تولید و بهره‌بردن از بازدهی­ها نسبت به مقیاس و بهبود مدیریت می­داند (لو[1] و همکاران، 2008).

تحقیقات نشان می‌دهند از دیدگاه اقتصادی، شاخص «بهره­وری»، مطلوب­ترین معیار سنجش عملکرد در تمام ارزیابی‌هاست. اقتصاددانان پیوسته در تلاش هستند دلایل واقعی رشد و توسعه اقتصادی کشورها را کشف کنند؛ بر اساس یافته‌های آنان، کشورهایی که برای توسعه اقتصادی به افزایش بهره­وری بیش از افزایش منابع طبیعی و فیزیکی خود تکیه کرده­اند، رشد سریع­تری داشته­اند (ترابی و بخشوده، 1386). 

رشد بهره‌وری، به ‌صورت مستقیم، درآمد کشاورزی را افزایش می­دهد و به ‌صورت غیرمستقیم، افزایش تولید و نیز افزایش عرضه محصولات غذایی را به همراه دارد که در نتیجه باعث کاهش قیمت مواد غذایی شده و با افزایش درآمد در بخش کشاورزی، تقاضا برای کالاها و خدمات غیرکشاورزی نیز افزایش می‌یابد و این امر باعث افزایش اشتغال در بخش غیرکشاورزی می­شود؛ از این­رو، همه جامعه می­توانند از رشد بهره‌وری در بخش کشاورزی بهره‌مند گردند (انکاملو[2]، 2004)؛ از سوی دیگر، کاهش تولید سرانه محصولات غذایی و کشاورزی در طول چند سال می­تواند منجر به رکود در یک منطقه شود و در صورت عدم حمایت دولت برای افزایش تولیدات کشاورزی، این رکود می­تواند شرایط بدتری نیز بیابد (انکاملو، 2004).

تحلیل‌گران معتقدند برای ایجاد رفاه اجتماعی، دستیابی به رشد پایدار، یک رکن اساسی است. از این­رو، توجه به بهره­وری، مورد تاکید سیاست­گذاران قرار گرفته است. برای دست‌یابی به منابع رشد بهره­وری، باید دریافت که این رشد از چه چیزی ناشی می‌شود یا به عبارت دیگر، عوامل تعیین‌کننده رشد بهره­وری کدام است (ایساکسون[3]، 2010).

سیاست­های اتخاذ شده توسط وزارت جهاد کشاورزی در برخی استان‌های کشور به‌ صورت جدی دنبال شده و در تعدادی از استان­ها توجه کمتری به آن شده است؛ بنابراین، بررسی کارایی و بهره­وری بخش کشاورزی و عوامل موثر بر آن با استفاده از داده‌های استانی، با تعیین شرایط استان­ها، امکان اعمال سیاست­های مختلف تشویقی بخش کشاورزی به تفکیک استان­ها را فراهم می­کند. در این تحقیق، به بررسی روند تغییرات بهره‌وری و تکنولوژی و کارایی و عوامل موثر بر آن در استان­های کشور پرداخته شده است. بدین‌منظور، برای اندازه‌گیری کل بهره­وری عوامل تولید از روش تحلیل پوششی داده‌ها و شاخص بهره­وری مالم­کوئیست[4] و تابع تصادفی مرزی بهره گرفته شد و برای بررسی عوامل موثر بر رشد بهره‌وری از مدل پنل دیتا در دوره زمانی 1383 - 1392 استفاده شد. همچنین برای تجزیه و تحلیل اطلاعات از نرم افزارهای DEAP، Eviews و STATA استفاده شده است.

در ادامه مطالب این مقاله به شرح زیر سازماندهی شده است: ابتدا ادبیات نظری و تجربی موضوع تحقیق مرور می‌شود؛ در بخش سوم، با مدل مالم کوئیست به تفکیک اثر تغییرات کارایی و تکنولوژی بر تغییرات بهره‌وری بخش کشاورزی پرداخته شده است؛ در بخش چهارم، یک مدل با داده‌های پانلی به منظور بررسی عوامل موثر بر بهره‌وری بخش کشاورزی ایران به تفکیک استان‌ها ارائه شده است؛ بخش پایانی به نتیجه‌گیری و پیشنهادها اختصاص یافته است.

 

2.‌ مروری بر ادبیات

2-1.‌ تحلیل پوششی داده‌ها

«تحلیل پوششی داده‌ها» یک روش ناپارامتری برای ارزیابی واحدهای هم‌جنس است که اولین‌بار در سال 1978 توسط کوپر[5] و همکاران (2007) برای ارزیابی یک مرکز آموزشی در آمریکا با عنوان مقاله CCR ابداع گردید. در ادامه، بنکر و همکاران[6] (1986) این روش را با عنوان مقاله BCC توسعه دادند. در روش تحلیل پوششی داده‌ها با تعریف ورودی‌ها و خروجی‌های همسان برای تمام واحدهای تصمیم‌گیری (DMU) آنها را مورد ارزیابی قرار می‌دهند. فرض کنید n واحد تصمیم‌گیرنده هریک با m  ورودی و s  خروجی مدنظر باشند در این صورت  و  بردارهای ورودی و خروجیDMUj   می‌باشند و تابع امکانات تولید به صورت زیر تعریف می‌شود:

 {نهاده   X, ستاده T={(X,Y) | Y

با درنظر گرفتن اصل بازده ثابت نسبت به مقیاس، مدل CCR به صورت زیر تعریف می‌شود:

 

s.t.

 

 

 i=1,2,…..,m

 

با حذف اصل بازده ثابت نسبت به مقیاس، مدل فوق به مدل BCC تبدیل می‌شود که به  صورت زیر است:

 

s.t.

 

 

 

 

2-2.‌ شاخص مالم کوئیست

از شاخص مالم کوئیست برای تجزیه و تحلیل تغییرات کارایی و بهره­وری در طول زمان استفاده می­شود. شاخص مالم ­کوئیست تفکیک بهره­وری را به دو جزء عمده آن یعنی تغییرات تکنولوژی و تغییرات در کارایی امکان­پذیر می­کند. تحلیل مالم­کوئیست به محقق اجازه می­دهد تغییرات در مرز (تغییرات تکنیکی) را از بهبود یا تغییر نسبت به مرز (تغییرات کارایی فنی) جدا کند (عظیمیان و همکاران، 1392).

اگر مرز کارایی برای دو دوره زمانی t و s را برای یک واحد تصمیم­گیری درنظر بگیریم. در دوره t به ترتیب ورودی‌ها و خروجی‌ها    و  و در دوره s نیز به ترتیب ورودی‌ها و خروجی­های  و    می‌باشند. با توجه به تعریف تابع فاصله و با فرض وجود n واحد تصمیم­گیری و با هدف محاسبه رشد بهره­وری از دوره t به دوره s و تجزیه آن به سه عامل بیان شده، شاخص مالم کوئیست به صورت زیر تعریف می­شود:                     

 

در این رابطه  بهره‌وری کل عوامل تولید در دوره s با استفاده از تکنولوژی دوره t،  مقدار بهره‌وری کل عوامل در دوره t با استفاده از تکنولوژی دوره t،   مقدار بهره‌وری کل عوامل تولید در دوره s با استفاده از تکنولوژی دوره s و  مقدار بهره‌وری کل عوامل تولید در دوره t با استفاده از تکنولوژی دوره s است. با اندکی تغییرات رابطه فوق را می­توان به رابطه زیر تبدیل کرد:

 

فارل[7] و همکاران بیان کردند که چنانچه  باشد، پیشرفت یا افزایش بهره­وری را نشان می­دهد. اگر  باشد، نشان­دهنده کاهش بهره­وری و در صورتی که  باشد، عدم تغییر بهره­وری را نشان می­دهد. این نکته باید مورد نظر قرار گیرد که رابطه فوق در واقع یک میانگین هندسی از دو شاخص بهره­وری کل عوامل تولید است. در این رابطه عبارت خارج از براکت یعنی  تغییر در کارایی فنی را بین دو دوره t و s اندازه­گیری می‌کند که می­تواند بزرگ‌تر، مساوی و یا کوچک‌تر از یک باشد؛ بزرگ‌تر از یک بودن آن به معنای نزدیک شدن به منحنی تولید مرزی و بهبود کارایی و کوچک‌تر از یک بودن آن نیز بیانگر دورتر شدن از منحنی مرزی و کاهش کارایی در طول زمان است. عبارت داخل براکت نیز تغییرات تکنولوژی را نشان می­دهد که برابر با میانگین هندسی انتقال تکنولوژی در بین دو دوره است. این عبارت نیز می‌تواند بزرگ‌تر، مساوی و یا کوچک‌تر از یک باشد، بزرگ‌تر از یک بودن آن به منزله انتقال منحنی تولید مرزی به سمت بالا و پیشرفت تکنولوژی است و کوچک‌تر از یک بودن آن به معنای افت تکنولوژی و انتقال منحنی مرزی به سمت پایین است.

2-3.‌ محاسبه شاخص بهره­وری مالم کوئیست بر مبنای تحلیل پوششی داده­ها

ساختار شاخص بهره­وری مالم کوئیست بر مبنای تحلیل پوششی داده­ها و به ­عنوان میانگین هندسی از دو شاخص تغیرات تکنولوژی و تغیرات کارایی تشکیل شده است که به­ وسیله تابع مجزای D که فرض آن است، نشان داده می­شود. شاخص بهره­وری مالم کوئیست به دو جزء تغییر کارایی و تغییر در تکنولوژی مرزی تجزیه می‌شود. تکنولوژی مرزی به­ وسیله مرز کارایی تعیین می­شود که با استفاده از تحلیل پوششی داده­ها برای یک مجموعه از واحدهای تصمیم­گیری تخمین زده می‌شود.

در شاخص مالم­کوئیست فرض می­شود که در دوره زمانی t+1 ، یک تابع تولید شبیه دوره زمانی t وجود دارد. محاسبه شاخص مالم­کوئیست به دو مقیاس دوره­ای مختلط و مجزا نیاز دارد. دو مقیاس دوره­ای مجزا می­تواند به ­وسیله مرز کارایی تعیین شود و این مرز کارایی با استفاده از تحلیل پوششی داده­ها برآورد می­شود. این دو مقیاس همان­طور که در مدل زیر نشان داده ­شده است، می­تواند با استفاده از مدل CCR تحلیل پوششی داده­ها به دست آید.

 

 

 

                                     

در این مدل  نهاده  iام و  نیز نشان­دهنده  ستاده rام برای  در دوره زمانی t است. کارایی  مقداری است که به ­وسیله آن نهاده­ها می­توانند کاهش یابند. با استفاده از جای‌گذاری t+1 به جای t در مدل بالا به دست می­آید:

 

                                                                           

 

 

به طور مشابه، شاخص دوره­ای مختلط دیگر  برای تخمین شاخص بهره‌وری مالم کوئیست نهاده محور مورد نیاز است و برای مسائل زیر قابلیت کاربرد دارد.

 

                                                                           

 

                                    

آلوارز و کورال[8] (2010) با استفاده از تابع تولید مرزهای تصادفی کلاس نهفته کارایی بنگاه­های تولید لبنیات را بر اساس درجه تمرکز تکنولوژی برآورد کردند. نتایج این مطالعه نشان داد که تمرکز تکنولوژی در یک منطقه کارایی بیشتری نسبت به پراکنده بودن آن در مناطق مختلف دارد.

جین[9] و همکاران (2010) در مطالعه‌ای روند بهره­وری کل عوامل تولید در بخش کشاورزی در دوره زمانی 2004-1990 را بررسی کردند. آنان از داده­های هزینه‌های تولید 23 بنگاه برتر تولید کالاهای کشاورزی استفاده کرده و با استفاده از روش تابع مرزهای تصادفی، نرخ رشد شاخص بهره­وری کل عوامل تولید را برای هر کالا برآورد کردند. نتایج نشان داد رشد شاخص بهره­وری کل، به طور متوسط، سالانه 2 درصد و رشد سالانه بخش باغبانی و علوم دامی، حدود 3 - 5 درصد بوده است. همچنین، نتایج مطالعه آنان نشان داد بیشتر رشد سالانه شاخص بهره­وری کل عوامل تولید، ناشی از تغییرات تکنولوژی بوده است و تغییرات محسوسی در کارایی بخش کشاورزی کشور چین مشاهده نشده است.

دیریش[10] و همکاران (2014) در مطالعه­ای با استفاده از یک مدل درون‌زا به پیش­بینی تغییرات تکنولوژی در بخش کشاورزی پرداختند. نتایج نشان داد کشش تولید بخش کشاورزی نسبت به سرمایه­گذاری 29/0 بوده و هزینه­های تولید سرانه به ازای هر واحد زمین با افزایش سطح تولید افزایش می­یابد. آنان بر اساس مدل خود رشد تولید را نیز در آینده پیش­بینی کردند.

آتیسی و پودینوسکی[11] (2015) با استفاده از تحلیل پوششی داده­ها به بررسی کارایی تکنیکی در واحدهای مختلف در بخش کشاورزی پرداختند. در این مطالعه از داده­های مربوط به 36 محصول در بخش کشاورزی ترکیه استفاده شد. نتایج این مطالعه نشان داد بر اساس بازدهی ثابت و بازدهی متغیر نسبت به مقیاس تولید و نیز به دلیل تعداد زیاد محصولات در هر منطقه مورد مطالعه، تفاوت بسیار کمی بین کارایی وجود داشته است.

احمدی شادمهری و همکاران (1392) با استفاده از داده­های دوره زمانی 1353 - 1386 به بررسی عوامل موثر بر بهره­وری انرژی در بخش کشاورزی ایران پرداختند. در این مطالعه برای محاسبه شاخص بهره­وری از شاخص بهره­وری متوسط تعمیم­یافته استفاده شد. برای محاسبه این شاخص در ابتدا تابع تولید به روش انگل گرنجر برآورد شد و سپس تاثیر متغیرهای مختلف بر بهره­وری بررسی شد. نتایج نشان داد متغیرهای نیروی کار به ازای هر واحد انرژی و موجودی سرمایه ماشین‌آلات به ازای هر واحد انرژی و روند زمانی اثر مثبت و متغیرهای مجازی جنگ، اثر منفی و معنا­داری بر بهره­وری انرژی بخش کشاورزی ایران داشته است.

پرهیزکاری و صبوحی (1392) در مطالعه­ای به تحلیل اقتصادی آثار توسعه تکنولوژی و مکانیزاسیون بر تولید بخش کشاورزی استان قزوین پرداختند. در این مطالعه از داده­های دوره زمانی 1370 - 1390 و تحلیل رگرسیونی در مدل برنامه­ریزی ریاضی مثبت (PMP) استفاده شد. نتایج نشان داد بکارگیری مکانیزاسیون بر عملکرد کلیه محصولات منتخب استان قزوین اثر مثبت و معنا­داری دارد. محققان با اعمال سناریوهای پیشنهادی (افزایش 10 درصدی کود شیمیایی، کاهش 15 درصدی سموم دفع آفات و نیز افزایش 20 درصدی ساعات کار ماشین‌آلات کشاورزی)، سطح زیر کشت محصولات گندم و جو به میزان 5/3 و 6/1 درصد نسبت به سال پایه کاهش یافت؛ اما سطح زیر کشت سایر محصولات از افزایش 5/2- 8/12 درصدی برخوردار بوده است.

قنبری و همکاران (1393) در مطالعه­ای به بررسی عوامل موثر بر بهره­وری انرژی در بخش کشاورزی ایران پرداختند. در این مطالعه با استفاده از داده­های دوره زمانی 86-1356 شاخص بهره­وری انرژی محاسبه شد و سپس با استفاده از روش خودرگرسیونی با وقفه­های توزیعی (ARDL) عوامل موثر بر بهره­وری مورد بررسی قرار گرفت. نتایج این مطالعه نشان داد متوسط سرمایه به ازای هر واحد انرژی مصرفی، دستمزد واقعی نیروی کار، متوسط نیروی کار به ازای هر واحد انرژی، قیمت واقعی فراورده­های نفتی و نسبت برق از مصرف کل انرژی اثر مثبت و معناداری بر بهره­وری انرژی در کوتاه­مدت داشته­اند و نیز در بلندمدت متغیر سهم مصرف برق از کل مصرف انرژی اثر مثبت و معنا­داری بر بهره­وری انرژی در بخش کشاورزی دارد.

 

3.‌ برآورد و تحلیل نتایج

این بخش به بررسی و تحلیل نتایج به دست آمده از تخمین مدل‌های مورد استفاده در خصوص تاثیر تغییرات تکنولوژی و کارایی بر تغییرات بهره‌وری کشاورزی استان‌های ایران می‌پردازد. ابتدا متغیرهای مورد استفاده، توصیف می‌شود و سپس نتایج حاصل از مدل‌ها مورد ارزیابی قرار می‌گیرد.

3-1. نهاده‌های تولید

-         موجودی سرمایه که با توجه به ارزش موجودی ماشین‌آلات در هر استان به قیمت ثابت درنظر گرفته شده است.

-         نیروی کار شاغل در بخش کشاورزی  از حاصل ضرب درصد اشتغال در بخش کشاورزی و جمعیت بزرگسال در هر استان در هر سال به دست آمده است.

-         با توجه به اهمیت استفاده از کود در کشاورزی به عنوان یک نهاده مهم از این متغیر نیز به عنوان یک متغیر مستقل موثر برتغییرات کارایی، تکنولوژی و بهره‌وری استفاده شده است و اثرات آن مورد بررسی قرار گرفته است.

-         مقدار سطح زیر کشت محصولات دیم و آبی برای هر استان به تفکیک از بانک اطلاعات وزارت جهاد کشاورزی به قیمت ثابت استخراج شده است. همچنین برای برآورد شاخص مالم کوئیست برای نهاده سطح زیر کشت، ارزش سطح زیر کشت باغی و زراعی به عنوان دو نهاده مجزا وارد شده است.

مقادیر این داده‌ها از بانک اطلاعات وزارت جهاد کشاورزی به دست آمده است.

3-2. ستاده‌های تولید

-         محصولات باغی و زراعی به صورت مجزا بر حسب تن بر هکتار برای هراستان مشخص شده است که در مساحت زیر کشت هر استان ضرب شده و کل تولید محصولات باغی و زراعی به تفکیک به دست آمده است. لازم به توضیح است محصولات زراعی شامل مجموع  کشت دیم و آبی بوده و سطح زیر کشت نیز به همین صورت تعیین و محاسبه شده است.

-         محصولات دامی شامل انواع گوشت ماهی، مرغ، قرمز به تفکیک تولید هراستان محاسبه گردیده است. این اطلاعات از بانک اطلاعاتی وزارت جهاد کشاورزی به دست آمده است.

جدول زیر میانگین هندسی تغییرات کارایی، تغییرات تکنولوژی و تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید در دوره 1383 - 1392 را که به وسیله شاخص مالم کوئیست تفکیک شده‌اند، در استان­های مختلف نشان می­دهد.

 این نتایج نشان می‌دهد که هفت استان از استان­­های مورد بررسی به صورت متوسط در طول دوره با کاهش بهره­وری کل عوامل تولید روبرو بوده­اند. این استان­ها شامل تهران، چهارمحال و بختیاری، خراسان رضوی، خوزستان، فارس، کرمان و گیلان هستند که در بین این استان‌ها، استان گلستان با متوسط 4/21 درصد افزایش، بهترین عملکرد و استان کرمان با متوسط 1/11 درصد کاهش، بدترین عملکرد را داشته است. همان­طور که در جدول (1) مشخص است استان­های خوزستان، گیلان، تهران و مرکزی از نظر کارایی تغییری نداشته­اند و استان­های هرمزگان و گلستان با 5/11 و 8/12 درصد افزایش کارایی، بهترین عملکرد را داشته­اند. بدترین عملکرد نیز مربوط به استان قم با حدود 2 درصد کاهش کارایی بوده است. همچنین بجز استان­های خراسان رضوی، کرمان، فارس و قم که به ترتیب با کاهش متوسط 9/0، 3/1، 1/0، 9/0 درصدی در کارایی مواجه شده­اند، بقیه استان­ها به صورت متوسط افزایش کارایی داشته‌اند. درباره تغییرات تکنولوژی نیز بهترین عملکرد مربوط به استان یزد با متوسط افزایش 4/12 درصدی در هر سال و بدترین عملکرد نیز مربوط به استان کرمان با کاهش متوسط 10 درصدی در هر سال بوده است. همچنین نتایج حاکی از آن است که 12 استان آذربایجان شرقی، اصفهان، بوشهر، خراسان شمالی، سمنان، همدان، قم، گلستان، مرکزی، یزد، مازندران و زنجان با افزایش تکنولوژی روبرو بوده­اند و بقیه استان­ها، به طور متوسط، روند نزولی داشته‌اند.

 

جدول 1. نتایج تغیرات کارایی، تکنولوژی و بهره‌وری استان‌های کشور

استان

تغییرات کارایی

تغییرات تکنولوژی

تغییرات بهره‌وری

آذربایجان شرقی

020/1

052/1

073/1

اصفهان

024/1

008/1

032/1

بوشهر

098/1

069/1

174/1

تهران

1

990/0

990/0

چهارمحال و بختیاری

002/1

956/0

959/0

خراسان رضوی

991/0

968/0

959/0

خراسان شمالی

016/1

006/1

022/1

خوزستان

1

986/0

986/0

زنجان

038/1

082/1

124/1

سمنان

061/1

105/1

173/1

فارس

999/0

941/0

941/0

قزوین

034/1

985/0

018/1

قم

981/0

091/1

070/1

کرمان

987/0

900/0

889/0

گلستان

128/1

076/1

214/1

گیلان

1

999/0

999/0

مازندران

098/1

008/1

106/1

مرکزی

1

021/1

021/1

هرمزگان

115/1

993/0

107/1

همدان

057/1

983/0

039/1

یزد

022/1

124/1

148/1

میانگین هندسی

042/1

027/1

070/1

منبع: یافته‌های تحقیق

 

در ادامه به بررسی عوامل موثر بر تغییرات بهره­­وری کل عوامل تولید بخش کشاورزی استان‌های مورد بررسی در دوره زمانی 1383 - 1392 پرداخته می­شود. به این منظور مدل زیر برآورد می‌شود:

 

دررابطه بالا TFPCH تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید، KCH تغییرات سرمایه، LCH تغییرات نیروی کار، CHCH تغییرات استفاده از کود شیمیایی و NCH تغییرات سطح زمین‌های کشاورزی است. نماد استان‌ها (21 استان) و بیانگر دوره زمانی است.

برای بررسی پایایی متغیرها از آزمون ریشه واحد پانلی لوین، لین و چو (LLC)، و همچنین آزمون ریشه واحد پانلی ایم، پسران و شین (IPS) استفاده شده است. بر اساس هر دو آزمون، متغیرها در سطح پایا بوده‌اند؛ به طوری ­که فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد در متغیرها پذیرفته نشد.

 

4.‌ برآورد مدل

با توجه به این که درصورت وجود همبستگی جملات اختلال، در بین مقاطع نتایج به دست آمده با تورش همراه خواهد بود، لازم است همبستگی بین مقاطع بررسی شود. در این قسمت ابتدا با استفاده از آزمون‌های خودهمبستگی مقطعی پسران و فریز[12]، خودهمبستگی مقطعی بررسی شده است.

نتایج آزمون همبستگی مقطعی مدل فوق نیز نشان‌دهنده عدم وجود همبستگی مقطعی در این مدل می‌باشد. آماره مربوط به آزمون پسران 080/1 و سطح احتمال مربوط به آن 28/0 به دست آمده است که نشان می­دهد فرضیه صفر مبتنی بر وجود همبستگی مقطعی در مدل رد می­شود. از طرف دیگر، آزمون فریز نشان داد همبستگی مقطعی در مدل مورد بررسی وجود ندارد؛ از این­رو، می­توان با آگاهی به عدم وجود همبستگی مقطعی، آزمون­های دیگر مربوط به مدل را انجام داد.

پس از اطمینان از نبودن همبستگی مقطعی، اولین آزمونی که در برآورد مدل‌های مبتنی بر داده‌های پانلی (تابلویی) اجرا می‌شود، آزمون F لیمراست که در حقیقت آزمون انتخاب بین روش داده‌های تلفیقی و اثرات ثابت است. 

جدول زیر نتایج برآورد آزمون F لیمر مربوط به مدل فوق را نشان می­دهد. نتایج نشان می‌دهد برآورد به روش داده‌های تلفیقی مناسب‌تر است.

 

جدول 2. نتایج آزمون Fلیمر

آزمون

آماره

سطح احتمال

آزمون F لیمر

659/0

860/0

منبع: یافته­های تحقیق

 

جدول (3) نتایج برآورد مدل به روش داده­های تلفیقی را نشان می­دهد. در این جدول، اثر منفی تغییرات سرمایه بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید از نظر آماری معنادار نیست. از طرف دیگر، تغییرات نیروی کار اثر مثبت و معنا­داری بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید داشته است؛ در حالی ­که تغییرات کود شیمیایی اثر منفی و معنا­داری بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید دارد. همچنین نتایج نشان می­دهد که سطح زیر کشت اثر معنا­داری بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید ندارد و نیز متغیر زمان اثر مثبت و معناداری بر بهره­وری کل عوامل تولید داشته است؛ بدین معنا که بهره‌وری کل عوامل در طول زمان افزایش یافته است.

 

جدول 3. نتایج برآورد مدل به روش داده­های تلفیقی

متغیرهای توضیحی

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح احتمال

تغییرات سرمایه

6-E47/3-

6-E53/2

370/1-

172/0

تغییرات نیروی کار

6-E23/1

7-E89/4

515/2

013/0

تغییرات کود شیمیایی

6-E7/2-

6-E32/1

050/2-

042/0

تغییرات سطح زیر کشت

6-E46/1

6-E22/1

189/1

236/0

زمان

041/0

017/0

405/2

017/0

عرض از مبدا

873/55-

659/23

361/2-

019/0

آماره F

(سطح احتمال)

351/5

(000/0)

آماره دوربین واتسون

986/1

ضریب تعیین

513/0

منبع: یافته­های تحقیق

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

هدف از این تحقیق، بررسی تفکیک اثر تغییرات کارایی و تکنولوژی بر تغییرات بهره‌وری بخش کشاورزی ایران در 21 استان  کشور  طی دوره زمانی 1383-1392 بوده است. برای این منظور  از روش تحلیل پوششی داده‌ها و شاخص مالم کوئیست استفاده گردید، سپس عوامل موثر بر تغییرات بهره‌وری بخش کشاورزی ایران به روش پنل دیتا برآورد شد.

نتایج نشان داد هفت استان از استان­­های مورد بررسی به صورت متوسط در طول دوره مورد بحث با کاهش بهره­وری کل عوامل تولید روبرو بوده­اند. این استان­ها شامل تهران، چهارمحال و بختیاری، خراسان رضوی، خوزستان، فارس، کرمان و گیلان می‌باشد که در بین این استان‌ها، استان گلستان با متوسط 4/21 درصد افزایش بهترین عملکرد و کرمان با متوسط 1/11 درصد کاهش، بدترین عملکرد را داشته است. همچنینمی­توان گفت به صورت متوسط کارایی بخش کشاورزی در استان­های کشور در دوره  مورد بحث 2/4 درصد افزایش و تکنولوژی با کاهش نزدیک به 7/2 درصد رشد داشته است؛ بنابراین بهره­وری کل عوامل تولید با افزایش حدود 7 درصدی مواجه بوده است و بنابراین در21 استان کشور، افزایش کارایی و تکنولوژی منجر به افزایش بهره­وری کل عوامل تولید شده است. البته دراین بین نقش افزایش کارایی به نسبت افزایش تکنولوژی موثرتر بوده است.

برآورد مدل مربوط به عوامل موثر بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید نشان داد اثر منفی تغییرات سرمایه بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید از نظر آماری معنادار نیست. از طرف دیگر، تغییرات نیروی کار، اثر مثبت و معناداری بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید داشته است؛ در حالی­که تغییرات کود شیمیایی اثر منفی و معنا­داری بر تغییرات بهره­وری کل عوامل تولید داشته است. در مطالعات پیشین به کارگیری نیروی کار در دوره‌های اخیر بر بهره‌وری و کارایی بخش کشاورزی کشورهای آسیای جنوب شرقی و آفریقا اثر مثبت داشته است که می‌تواند متاثر از آموزش نیروی انسانی باشد.

با توجه به یافته‌های این تحقیق به سیاست‌گذاران اقتصادی درحوزه کشاورزی توصیه می‌شود در پرداخت تسهیلات و اعتبارات بانکی به جای پرداخت تسهیلات برای خرید ماشین‌آلات و تجهیزات کشاورزی، اصلاح روش‌های کشت را مدنظر قرار دهند. نظر به این که یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد تغییرات نیروی کار اثر مثبت بر تغییرات بهره‌وری بخش کشاورزی داشته است، آموزش موثر نیروی کار مورد توجه سیاست‌گذاران قرار گیرد. از آنجا که یافته‌های تحقیق نشان داد ارتقای بهره­وری در بخش کشاورزی ناچیز و زمان­بر است؛ در این زمینه برنامه­ریزی جامع و بلندمدت به اجرا گذاشته شود. مطالعه در موضوع قابلیت‌های کشت سرزمینی می‌تواند از اتلاف سرمایه و زمین‌های کشاورزی جلوگیری نماید؛ بنابراین دولت می‌تواند با همکاری دانشگاه‌ها به صورت استانی یا کشوری اقدام به اجرای طرح آمایش سرزمینی نموده و براساس قابلیت هر استان برنامه کشت به کشاورزان پیشنهاد شود.



[1] Lu

[2] Nkamleu

[3] Isaksson

[4] Malmquist Index

[5] Cooper

[6] Banker

[7] Pharrell

[8] Alvarez and Corral

[9] Jin

[10] Dietrich

[11]Atici and Podinovski

[12] Frees

منابع

-      امیرتیموری، سمیه، خلیلیان، صادق (1389). رشد بهروری کل عوامل تولید در بخش­های مهم اقتصاد ایران طی برنامه­های اول، دوم و سوم توسعه. مجله اقتصاد کشاورزی و توسعه، (71): 162-141.

-      ترابی دستگردویی، سارا، بخشوده، محمد (1386). بررسی روند تغییر بهروری بخش کشاورزی در کشورهای اسلامی، مجله توسعه و بهره‌وری، (6): 16-10.

-      تهامی­پور، مرتضی، شاهمرادی، منوچهر (1386). اندازه­گیری رشد بهروری کل عوامل تولید بخش کشاورزی و بررسی سهم آن از رشد ارزش افزوده، ششمین کنفرانس اقتصاد کشاورزی ایران.

-      حاجی رحیمی، مهدی (1383). بررسی روند رشد واقعی و تغییرات تکنولوژی در بخش کشاورزی ایران: کاربرد روش متغیر نهان. پایان­نامه دکتری، دانشکده کشاورزی، بخش اقتصاد کشاورزی، دانشگاه شیراز.

-      دادرس مقدم، امیر، زیبایی، منصور (1387). نرخ رشد بهره‌وری نیروی کار در بخش کشاورزی ایران، اقتصاد کشاورزی و توسعه، (64): 18-1.

-      دشتی، قادر، یاوری، سمیه، پیش­بهار، اسماعیل؛ حیاتی، باب­اله (1390). عوامل موثر بر کارایی تکنیکی واحدهای مرغداری گوشتی شهرستان سنقر و کلیایی، نشریه پژوهش­های علوم دامی، (3):95-83.

-      رضایی، جواد، توکلی بغداد آباد، محمدرضا، فقیه­نصیری، مرجان (1387). ارزیابی بهره‌وری کل عوامل تولید در بخش کشاورزی با استفاده از روش­های ناپارامتری، فصلنامه روستا و توسعه، (3): 122-97.

-      سیدان، سید محسن (1384). بررسی کارایی فنی کشاورزان چغندرکار و عوامل موثر بر افت آن: مطالعه موردی در استان همدان، چغندر قند، (21): 150-137.

-      غلامرضایی، داود؛ شاه­طهماسبی، اسماعیل (1388). ارزیابی کارایی نسبی استان­های کشور در دستیابی به اهداف برنامه سوم توسعه کشور در بخش کشاورزی. اقتصاد کشاورزی و توسعه، (67): 149-126.

-      لطفعلی­پور، محمدرضا، رزم­آرا، عالیه (1385). ارزیابی کارایی تکنیکی و روند بهر­ه­وری در صنایع ایران (مورد مطالعه کارگاه­های پنجاه کارکن و بیشتر). مجله دانش و توسعه، (18): 78-55.

-      مجاوریان، مجتبی (1382). برآورد شاخص بهره­وری مالم کوئیست برای محصولات راهبردی طی دوره زمانی 1378-1369. اقتصاد کشاورزی و توسعه، (43-44): 162-143.

-      مهدوی اسماعیل­آبادی، مریم، محمدرضایی، رسول (1389). تحلیل تطبیقی مطالعات کارایی فنی بخش کشاورزی ایران، بررسی­های بازرگانی، (40): 113-99.

-      Alauddin, M., & Tisdell, C. (1986). Market analysis, technical change and income distribution in semi-subsistence agriculture: The Case of Bangladesh, Agricultural Economics, 1: 1-18.

-      Balcombe, K., & Bailey, A., & Morrison, J. (2002). Stochastic biases in technical change in U.S. Agriculture: A Bootstrap Approach, Published by Agricultural Economics and Business Management, Imperial College of Science.

-       Fare, R., & Grosskope, S., & Norris, Mary, Zhang, Zhongyang (1994). Productivity growth, technical progress, and efficiency change in industrialized countries, The American Economic Review, 84: 66-83.

-      Hatziprokopiou, M. (1996). Production structure, technical change, and productivity growth in albanian agriculture. Journal of comparative Economics, 22: 295-310.

-      Hayami, Y., & Ruttan, V.W. (1985). Agricultural development: An International Perspective. The Johns Hopkins University Pres, Baltimore, MD, 505 pp.

-      Herdt, R.W., & Capule, C. (1983). Adoption, spread and production impact of modern rice varieties in Asia. International Rice Research Institute, Los Banes, 54 pp.

-      Isaksson, A. (2009). Structural change and productivity growth: A Review with Implications for Developing Countries, WORKING PAPER 08/2009.

-      Jin, S., & Ma, H., & Huang, J., & Hu, R., & Rozelle, S. (2010). Productivity, efficiency and technical change: Measuring the performance of China’s transforming agriculture. Journal of Prod. Anal, 33: 191-207.

-      Johnston, B. F. (1990). Ethnical efficiency on individual farms in Northwest India. Southern Economic Journal, 51: 108–16.

-      Luh, Y. H., & Chang, C. C., & Huang, F. M. (2008). Efficiency change and productivity growth in agriculture: A comparative analysis for selected East Asian economies, Journal of Asian Economics, 19: 312-324.

-      Nkamleu, G. B. (2004). Productivity growth, technical progress and efficiency change in African Agriculture, African Development Bank, PP. 203-222.

-      Sha-Sha, L., & Yan-Sui, L, Hua-Lou, L., Xiang-Liang, G. (2013). Agricultural production structure optimization: A Case Study of Major Grain Producing Areas, China, Journal of Integrative Agriculture, 12: 184-197.

-       Tim, J. C., & Rao, D. S. P. (2003). Total factor productivity growth in agriculture: A Malmquist index analysis of 93 countries, 1980-2000, http://Econpapers.hhs.se