ارتباط امنیت غذایی با جمعیت شهرنشین و برنامه‌های توسعه (مطالعه موردی: ایران)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسنده

استادیار پژوهشی اقتصاد کشاورزی مرکز تحقیقات و آموزش کشاورزی و منابع طبیعی استان یزد، سازمان تحقیقات، آموزش و ترویج کشاورزی یزد

چکیده

هدف این مقاله بررسی امنیت غذایی خانوارهای شهری در ایران و عوامل مؤثر بر آن طی سال‌های 1390 – 1362 است. بدین منظور، از الگوی سری زمانی برای ارزیابی عوامل موثر استفاده شد. نتایج نشان داد طی سال‌های مورد بررسی، امنیت غذایی خانوارهای شهری، صعودی بوده است. علی رغم بهبود امنیت غذایی در سطح شهرها، در سال 1390، 1/5 درصد از جمعیت شهری، کمتر از میزان استاندارد، انرژی دریافت کرده‌اند. اثر درصد جمعیت شهرنشین بر شاخص امنیت غذایی خانوارهای شهری منفی و در سطح مناسبی معنادار نیست. متغیر با وقفه تغییرات بر رشد شاخص کلی امنیت غذایی در سال آتی اثر منفی خواهد داشت؛ بدین معنا، با افزایش یک واحدی رشد شاخص امنیت غذایی در یک سال، رشد این شاخص در سال بعدی به اندازه 008/0 واحد کاهش می‌یابد. بر اساس نتایج، ثبات این شاخص و حفظ روند افزایشی آن باید اولویت برنامه‌های توسعه آتی قرار گیرد.

کلیدواژه‌ها


1.‌ مقدمه

در کشورهای توسعه‌نیافته رشد جمعیت شهرنشین، امنیت غذایی خانوارهای شهری را دچار مشکل کرده است. در این کشورها، شهرنشینی متناسب با سیاست‌های اقتصادی و اجتماعی عمومی و تاثیر سیاست‌های تجاری بر امنیت غذایی پرسش‌های جدیدی مطرح کرده است (دیاز بونیلا[1]، توماس[2]، رابینسون[3] و کاتانئو[4]، 2000).

در سال 1990 در جهان به ازای 7/6 نفر ساکن در مناطق روستایی، یک نفر در مناطق شهری ساکن بوده است و در سال 2008 برای اولین‌بار جمعیت شهری از روستایی بیشتر شد (سازمان ملل متحد، 2010). سازمان ملل متحد پیش‌بینی می‌کند طی سال‌های 2010 - 2025 بیش از یک میلیارد نفر به جمعیت شهرنشین جهان افزوده می‌شود. گفتنی است، صدها میلیون نفر از ساکنین شهرها دچار سوء تغذیه هستند و دلیل آن، پائین بودن درآمد این افراد است تا ظرفیت تولید غذا (ساترویت[5] و همکاران، 2010).

 در ایران نیز در بیش از 60 سال گذشته، بیشتر مهاجرت‌ها از مناطق روستایی به شهر بوده است و بیشترین رشد فعالیت‌های اقتصادی در مراکز شهرها رخ داده است. در طی این مدت، جمعیت کشور افزایش چشمگیری یافته و از 2/16 میلیون نفر در سال 1330 به 78 میلیون نفر در سال 1393 رسیده است. بر این اساس، جمعیت شهرنشین از 32 درصد کل جمعیت در سال 1335 به 4/71 درصد در سال 1390 افزایش یافته است و تعداد شهرهای کشور از 199 در سال 1335 به 1148 در سال 1394 رسیده و در مقابل تعداد زیادی از روستاها خالی از سکنه شده است (مرکز آمار ایران، 1394). عوامل مختلفی در شدت یافتن رشد شهرنشینی در کشور دخالت داشته است که از جمله آنها می‌توان به رشد اقتصاد و توسعه صنعت و خدمات و تمرکز آنها در مناطق شهری، نابرابری درآمد بین شهرنشینان و روستانشینان، کمبود امکانات زیربنایی در مناطق روستایی اشاره کرد (نقدی، 1381).  

افزایش جمعیت شهرنشین با افزایش مصرف سرانه مواد غذایی همراه بوده است؛ به طوری که طی سال‌های گذشته، با وجود افزایش تولید محصولات کشاورزی، واردات مواد غذایی نیز افزایش یافته است؛ به عنوان مثال، واردات این محصولات از 4348 میلیون دلار در سال 1378 به 10242 میلیون دلار در سال 1392 افزایش یافته است (سازمان تجارت جهانی، 2014).

برای اندازه‌گیری سطح امنیت غذایی شاخص‌های متعددی وجود دارد. برخی از مهم‌ترین این شاخص‌ها را می‌توان سرانه تولید غذا؛ سرانه قابلیت استفاده از کالری؛ سرانه قابلیت استفاده از پروتئین؛ نسبت صادرات کل به واردات غذا و جمعیت شهرنشین دانست.

هدف این مقاله محاسبه شاخص اندازه‌گیری سطح امنیت غذایی خانوارهای شهری در ایران و بررسی ارتباط آن با شاخص شهرنشینی از میان انواع شاخص‌های یاد شده و همچنین بررسی اثر اجرای برنامه‌های اول تا چهارم توسعه بر رشد شاخص امنیت غذایی خانوارهای شهری است. برای دست‌یابی به این اهداف، سوال کلیدی مقاله این است که آیا امنیت غذایی خانوارهای شهری در دوره زمانی مورد مطالعه، بر اساس شاخص‌های سازمان خواربار و کشاورزی سازمان ملل [6](FAO) در وضعیت مناسبی بوده است؟

با توجه به افزایش جمعیت شهرنشین در ایران همراه با افزایش وابستگی به واردات مواد غذایی و کمبود فرصت‌های شغلی در مناطق شهری، بررسی امنیت غذایی خانوارهای شهری و نقش عوامل مؤثر بر آن ضروری است.

در ادامه، مطالب این مقاله به شرح زیر سازماند­هی شده­ است. ابتدا ادبیات نظری و تجربی موضوع تحقیق مرور می­شود. بخش سوم به مواد و روشها و تصریح مدل اختصاص دارد. نتایج تجربی در بخش چهارم، ارایه شده و در نهایت نتیجه­گیری و توصیه­های سیاستی بیان شده است.

 

2.‌ مروری بر ادبیات

بررسی امنیت غذایی در هر جامعه‌ای از جایگاه برجسته‌ای برخوردار است. در این زمینه مطالعات زیادی انجام شده است. برخی مطالعات داخلی با استفاده از شاخص کلی امنیت غذایی خانوار[7] به برآورد سطح امنیت غذایی خانوارها پرداخته است (برای مثال، خداداد و حیدری،1383؛ محرابی و موسوی، 1388 و 1389؛ صفر خانلو و محمدی نژاد، 1390). یافته‌های این تحقیقات نشان‌دهنده افزایش سطح امنیت غذایی در سطح خانوارهای شهری و روستایی طی دوره‌های مختلف مورد بررسی داشته است. در مطالعات خارجی، امنیت غذایی در سطح خانوار و ملّی برآورد شد. احمد و همکاران (1383) شاخص امنیت غذایی را برای خانوارهای روستایی پاکستان در سال 2004 برابر با 1/70 درصد ارزیابی نمودند که سطح پائینی از امنیت غذایی را نشان می‌دهد. در مطالعه دیگری، تسگی[8] (2009) امنیت غذایی خانوارهای روستایی در منطقه تیگری کشور اتیوپی را بررسی کرد. در این مطالعه روشن شد متغیرهای اندازه مزرعه، مالکیت و تعداد دام، استفاده از کود، جنس و سطح سواد سرپرست خانوار، عوامل اصلی تفکیک خانواده به دو گروه امن و ناامن غذایی هستند.

در زمینه شهرنشینی نیز مطالعات داخلی و خارجی زیادی انجام گرفته است. بررسی علل تاثیرگذار بر رشد شهرنشینی و مهاجرت روستاییان به شهرها در ایران از 4 بعد اقتصادی، اجتماعی، فرهنگی و طبیعی- کشاورزی نشان‌ می‌دهد اهمیت بعد اقتصادی بیش از سایر ابعاد بوده و عامل جاذبه­های شهرنشینی بیش از سایر عوامل در مهاجرت روستاییان به شهرها موثر بوده است (قاسمی اردهانی،1381).

در بسیاری از مطالعات در ادبیات اقتصادی، نابرابری اشتغال شهری- روستایی عامل عمده مهاجرت روستاییان بیان شده است. مرسلی (1385) در مطالعه خود نابرابری اشتغال شهری و روستایی و تاثیر آن بر رشد شهرنشینی استان آذربایجان غربی را طی سال‌های 1375-1345  بررسی کرد. نتایج نشان داد گرایش ایجاد فرصت‌های شغلی در مناطق شهری بیشتر از روستایی بوده و بیشترین اختلاف در افزایش فرصت‌های شغلی طی سال‌های 1365-1355 رخ داده و طی این مدت نه تنها تعداد شاغلان روستایی افزایش نیافته؛ بلکه حدود 30 هزار شغل روستائی نیز کاهش یافته است. نتایج مطالعه علل مهاجرت و شهرنشینی بر 534 مهاجر نشان می‌دهد عمده‌ترین عوامل مهاجرت بر حسب رتبه‌بندی عبارتند از تبعیت از خانوار، جستجوی کار بهتر، ازدواج، استفاده از تسهیلات و امکانات و جستجوی کار(مرکز آمار ایران، 1382).

نتایج برخی از مطالعات خارجی در زمینه شهرنشینی نشان می‌دهد رشد شهرنشینی، نگرانی‌های زیادی درباره امنیت غذایی و چالش‌های غذای سالم در کشورهای در حال توسعه ایجاد کرده است. بر اساس این نتایج، بالاترین رشد شهرنشینی در آسیا و صحرای آفریقا وجود دارد و پیش‌بینی می‌شود بین سال‌های 2000-2030 جمعیت شهری این مناطق دو برابر شود.

کراش و فراین[9] (2011) ناامنی غذایی شهرنشینان و موارد مورد بحث جدید امنیت غذایی بین‌المللی را بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد دست‌یابی به امنیت غذایی شهرنشینان یک چالش در حال توسعه در قرن بیست و یکم است.  بررسی پیوندهای بین روستا و شهر نشان می‌دهد نسبت بالایی از درآمد و معاش خانوارها در پیوند با یکدیگر بوده است (دشینگ کر[10]، 2006). ارسال وجه توسط اعضای خانوارهای شهری و همچنین به دست آوردن درآمد از فعالیت‌های غیرکشاورزی نقش اصلی در فعالیت‌های مالی و تقویت کشاورزی در آفریقا و آسیا دارد (تیفن[11]، 2003). شهرنشینی بر کشاورزی نقش منفی داشته و از بین رفتن اراضی کشاورزی و تمایل شهرنشینان در استفاده از سرمایه‌های عمومی برای توسعه زیرساخت‌ها، خدمات و دریافت یارانه‌ها را به همراه داشته است؛ اما، افزایش درصد جمعیت فقیر شهری، نتایج یاد شده را تایید نمی‌کند و برعکس، تقاضای بالای شهرنشینان برای تولیدات کشاورزی اهمیت زیادی برای درآمدهای روستاییان داشته است (اسچنیدر[12] و همکاران، 2009).

شهرنشینی تغییرات مهمی در تقاضا برای مواد غذایی از دو جنبه افزایش جمعیت شهرنشین و افزایش ناشی از تغیرات الگوی تغذیه ایجاد می‌کند. نوآوری مقاله این است که مطالعات پیشین تنها یکی از مسائل امنیت غذایی یا شهرنشینی را بررسی کرده‌اند؛ اما، این مقاله رابطه بین شهرنشینی و امنیت غذایی خانوارها در ایران را با یکدیگر بررسی کرده است.

 

3.‌ مواد و روش‌ها

در این مقاله برای محاسبه امنیت غذایی خانوارهای شهری از شاخص کلی امنیت غذایی خانوار فائو استفاده شده است؛ صورت‌بندی این شاخص شاخص را سن (1967) و بیگمن (1993) به شکل زیر بیان کرده‌اند:

         (1)

                               

در این روابط  Hو  Puبه ترتیب، درصد و تعداد افرادی است که کمتر از استاندارد انرژی دریافت کرده‌اند.Pt  نیز تعداد کل جمعیت مورد مطالعه،G  شدت فقر غذایی، CS انرژی استاندارد، CAU میانگین انرژی دریافتی کمتر از استاندارد،  IP ضریب توزیع انرژی بین فقرا، CV ضریب تغییرات عرضه انرژی طی زمان،  S انحراف معیار عرضه انرژی طی زمان،  و  میانگین عرضه انرژی در طول زمان می­باشد.

 در این مقاله به دلیل دردسترس نبودن ارقام انرژی دریافتی تک تک خانوارهای فقیر به جای ضریب توزیع انرژی از ضریب توزیع مخارج خانوارهای فقیر استفاده شده است. دلیل این انتخاب این است که نیاز به غذا اساسی‌ترین نیاز خانوارهاست و همبستگی بالایی بین مخارج مصرفی و انرژی دریافتی گروه‌های کم‌درآمد وجود دارد. شاخص فوق به دو بخش اصلی تجزیه‌پذیر است: بخش اول که از شاخص فقرسن H(G+(1-G)IP) اقتباس شده است و در مجموع، سه عنصر فقر غذایی(H)،  شدت فقر غذایی (G) و توزیع غذا بین فقرا (IP) را دربر می‌گیرد.

بخش دوم مرتبط با کار بیگمن درباره احتمال مواجهه افراد با فقر غذایی است که افزون بر سه عنصر یاد شده، عنصر «ضریب تغییرات» را با ضریب یک دوم وارد می‌کند؛ بنابراین، رابطه به شکل زیر صورت‌بندی می‌شود.

1/2 CV(1-H(G+(1-G)IP)

شاخص کلی امنیت غذایی خانوار، شاخصی تجزیه‌پذیر است که برای تعیین رتبه امنیت غذایی در یک کشور بر پایه شدت فقر غذایی، نابرابری درتوزیع غذا بین خانوارها و ناپایداری در دست‌یابی سالانه به غذا بیان می‌شود. دامنه مقدار این شاخص از 0-100 است (تامسون و متز[13]، 1998).

دامنه نشان می‌دهد اگر مقدار شاخص کمتر از 65 درصد باشد، کشور در سطح بحرانی امنیت غذایی، اگر بین 65- 75 درصد باشد، کشور دارای امنیت غذایی کم و اگر بین 75 - 85 درصد باشد، کشور دارای امنیت غذایی بالا خواهد بود. این شاخص برای مقایسه وضعیت امنیت غذایی کشورها و یا ارائه تصویری از روند بهبود یا نزول وضعیت امنیت غذایی یک کشور در طی زمان قابل استفاده است.

در اندازه‌گیری خط فقر بر اساس نیاز به کالری که بر مفهوم فقر مطلق استوار و به روش پژویان مشهور است، ابتدا فرض می‌شود (بر اساس نظر متخصصان تغذیه) هر فرد، روزانه به مقداری معین کالری نیاز دارد؛ یعنی میزان کالری توصیه شده روزانه (حد استاندارد) لحاظ می‌شود و سپس با توجه به هزینه‌های سالانه، خانوارهای مورد مطالعه به ده دهک هزینه‌ای طبقه‌بندی می‌شوند؛ به طوری که در هر دهک، ده درصد خانوارها قرار می‌گیرند. دهک اول خانوارهائی را شامل می‌شود که مخارج آنها نسبت به سایر دهک‌ها کمتر است و با انتقال به دهک‌های بالاتر، مخارج افزایش می‌یابد.  

ماتریس عملکرد تغذیه‌ای نیز برای تخمین میزان کالری دریافتی به وسیله حاصل ضرب دو ماتریس ارزش‌های غذایی موجود در اقلام خوراکی و نیز ماتریس میزان مصرف مواد خوراکی محاسبه شده است. همچنین برای محاسبه شاخص درصد جمعیت غیرکشاورز از داده‌های مرکز آمار ایران استفاده شده است. برای بررسی اثر شاخص درصد جمعیت شهرنشین[14] بر امنیت غذایی و همچنین بررسی اثر برنامه‌های اول تا چهارم اقتصادی بر رشد کلی شاخص امنیت غذایی از الگوی رگرسیونی زیر استفاده شده است:

LAHFSI = α URBANPOP + β H + θ IP+ DK+ U

در این الگو، پارامترهای زیر وجود دارد:

AHFSI = شاخص کلی امنیت غذایی خانوارهای شهری؛

URBANPOP= درصد جمعیت شهرنشین؛

H= فقر غذایی،IP= ضریب توزیع غذا بین فقرا؛

DK = متغیرهای مجازی برنامه‌های اول تا چهارم توسعه اقتصادی و اجتماعی کشور؛

U= اجزای اخلال

متغیرهای فقر غذایی و ضریب توزیع غذا بین فقرا با توجه به اهمیت تعداد خانوارهایی که کمتر از حد استاندارد غذا مصرف می‌کنند و همچنین اهمیت میزان نابرابری در توزیع غذا بین خانوارها و ناپایداری در دست‌یابی سالانه به غذا در محاسبه شاخص کلی امنیت غذایی خانوارهای شهری در این مدل رگرسیونی لحاظ شده است.

متغیرهای مجازی برنامه‌های اول تا چهارم توسعه اقتصادی و اجتماعی کشور به صورت صفر و یک استفاده شده است. متغیر درصد جمعیت غیرکشاورزی یکی از متغیرهای مهم اندازه‌گیری سطح امنیت غذایی است. با توجه به ماهیت سری زمانی داده، لازم است ضمن بررسی پایایی داده‌ها الگوی مناسب طراحی شود. از دید بسیاری از محققان، آزمون­های معمول ریشه واحد که در مورد داده­های سری زمانی به کار می‌رود، دارای ضعف­هایی هستند. بر­این­ اساس، آزمون­های دیکی فولر[15] یا دیکی فولر تعمیم یافته و فیلیپس و پرون[16] قدرت‌شان در برابر فرضیات آلترناتیو اندک است؛  به­ویژه، زمانی ­که اندازه نمونه محدود است ( )، تمایلی به رد فرضیه صفر ندارد.

برای جلوگیری از این مشکلات چندین روش پیشنهاد می‌شود. یکی از آن­ها، استفاده از آزمون‌های ریشه واحد دیگر از قبیل تعدیلات خیلی قوی آزمون­های  دیکی فولر و فیلیپس و پرون توسعه داده شده توسط الیوت، روتنبرگ و استاک[17] (1996) است. از سوی دیگر، با توجه به ­این ­که قدرت هرگونه آزمونی به اطلاعات در دسترس بستگی دارد، از لحاظ نظری، عملکرد آزمون ریشه واحد ممکن است همراه با افزایش اندازه نمونه بهبود پیدا کند. از آن­جا که افزایش دامنه سری­های زمانی ممکن است با مشکلات تغییرات ساختاری همراه شود، برای کسب اطلاعات بیشتر می­توان از ادغام مشاهدات مقطعی و سری­های زمانی بهره گرفت. نرم‌افزار Eviews امکان انجام تعدادی از آزمون­های ریشه واحد داده­های تلفیقی را ایجاد کرده است. این آزمون­ها شامل آزمون­های لوین، لین و چاو[18]، بریتونگ[19]، پسران و شین[20]، آزمون­های فیشر[21] و در نهایت آزمون هدری[22] است.

در جدول (3) نتایج آزمون ریشه واحد برای سری‌های زمانی در سطح و تفاضل اولیه با استفاده از آزمون‌های معتبرتر برای تست ایستایی نشان داده شده است.

وقفه بهینه با استفاده از آماره شوارتز[23] (SIC) -‌ که برای نمونه با حجم کوچک مناسب است- انتخاب شد.

در این مقاله، جمع‌آوری اطلاعات به روش کتابخانه‌ای و اسنادی انجام شده و برای محاسبه شاخص امنیت غذایی خانوارها و درصد جمعیت شهرنشین، آمار مورد نیاز از مرکز آمار ایران (1393) به دست آمده است. پس از جمع‌آوری آمار هزینه خوراک خانوارهای شهری در دهک‌های مختلف و تبدیل آنها به انرژی، مقادیر به دست آمده با انرژی استاندارد دریافتی براساس توصیه انستیتو بین‌المللی سیاست غذا مقایسه شد. به منظور تحلیل نتایج از بسته­ نرم‌افزاری Eviews استفاده شده است.

 

4.‌ نتیجه‌گیری و توصیه‌های سیاستی

در این مقاله برای ارزیابی کلی امنیت غذایی در سطح خانوارهای شهری ایران،  شاخص کلی امنیت غذایی[24] این خانوارها محاسبه شده است. این شاخص بر اساس سه عنصر سطح فقر غذایی، توزیع غذا بین فقرا و پایداری عرضه غذا پایه‌گذاری شده است. پس از جمع‌آوری آمار هزینه خوراک خانوارهای شهری بر حسب 10 دهک درآمدی، مقادیر هزینه‌ها با محاسبه ماتریس عملکرد تغذیه‌ای به انرژی تبدیل گردید.

برآورد شاخص کلی امنیت غذایی خانوارهای شهری طی دوره 1362-1390 در جدول (1) بیان شده است. در این جدول،  (H)سطح فقر غذایی یا درصد افرادی است که کمتر از استاندارد (2750 کالری) انرژی دریافت کرده‌اند و از نسبت تعداد افرادی که کمتر از استاندارد انرژی دریافت می‌کنند به کل جامعه بر حسب درصد تعریف می‌شود. اندازه این شاخص بین 0 و 100 تغییر می‌کند؛ (IP)، توزیع غذا بین فقرا را نشان می‌دهد. این جدول نشان می‌دهد طی دوره یاد شده امنیت غذایی خانوارهای شهری تقریبا روندی صعودی داشته است. اما بر خلاف بهبود امنیت غذایی در سطح شهرها، 1/5 درصد از جمعیت شهری در سال 1390 کمتر از میزان استاندارد انرژی دریافت کرده‌اند.

 

جدول 1. مقادیر شاخص کلی امنیت غذایی خانوارهای شهری و شاخص

درصد جمعیت غیرکشاورزی ایران

سال

H

URBANP*

IP

AHFSI

سال

H

URBANP*

IP

AHFSI

1362

9/36

51

383/0

65/83

1377

7/24

62

246/0

46/94

1363

8/38

52

381/0

96/84

1378

4/24

63

233/0

7/94

1364

39

53

375/0

48/85

1379

2/24

64

221/0

96/94

1365

33

54

397/0

65/86

1380

1/28

65

204/0

65/94

1366

5/32

5/54

367/0

24/85

1381

1/25

5/65

198/0

22/95

1367

7/31

55

359/0

68/87

1382

2/24

66

181/0

69/95

1368

3/37

56

346/0

77/88

1383

1/22

5/66

178/0

09/96

1369

3/36

5/56

317/0

11/90

1384

7/20

67

185/0

17/96

1370

1/34

57

335/0

08/90

1385

6/21

68

178/0

14/96

1371

3/38

58

395/0

79/89

1386

3/20

69

201/0

05/96

1372

5/39

5/58

298/0

58/89

1387

9/19

70

226/0

4/96

1373

1/36

59

288/0

72/90

1388

2/21

5/70

247/0

1/96

1374

2/31

60

253/0

81/92

1389

6/21

71

269/0

8/95

1375

1/29

61

252/0

34/93

1390

9/21

4/71

278/0

9/94

1376

4/28

5/61

241/0

78/93

 

 

 

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش * شاخص درصد جمعیت شهرنشین

 

با توجه به ماهیت سری زمانی داده، لازم است ضمن بررسی پایایی داده‌ها الگوی مناسب طراحی شود. نتایج حاصل از آزمون پایایی به روش ریشه واحد دیکی فولر در جدول (2) بیان شده است. مطابق جدول (2) تنها متغیر AHFSI در سطح ناپایا و سایر متغیرها در سطح پایا هستند. با توجه به حجم کم نمونه از آماره شوارتز برای تعیین وقفه بهینه استفاده گردید.

جدول 2. نتایج آزمون دیکی فولر

متغیر

سطح

تفاضل اول

درجه

جمعی

تعداد وقفه بهینه SIC

آماره دیکی فولر

احتمال ریشه واحد

تعداد وقفه بهینه SIC

آماره دیکی فولر

احتمال ریشه واحد

AHFSI

1

21/2-

46/0

1

87/4-

004/0

I(1)

URBANPOP

1

88/3-

03/0

--

--

--

I(0)

H

5

46/5-

00/0

--

--

--

I(0)

IP

0

91/4-

00/0

--

--

--

I(0)

منبع: یافته‌های پژوهش

 

در جدول (3) نتایج آزمون ریشه واحد برای سری‌های زمانی در سطح و تفاضل اولیه با استفاده از آزمون‌های مناسب­تر نشان داده شده است. وقفه بهینه با استفاده از آماره شوارتز (SIC) که برای نمونه با حجم کوچک مناسب است، انتخاب شد. در بررسی پایایی جمعی متغیرها در مجموع در سطح پایا هستند.

 

جدول 3. آزمون‌های ریشه واحد

نوع آزمون

فرضیه H0

مقدار آماره

احتمال

نتیجه فرضیه با احتمال 95%

Levin, Lin & Chu

وجود ریشه واحد

47/2-

00/0

رد فرض صفر

Breitung

وجود ریشه واحد

40/1-

08/0

رد فرض صفر

Pesaran and Shin

وجود ریشه واحد

80/2-

00/0

رد فرض صفر

ADF- Fisher Chi-Square

وجود ریشه واحد

47/22

00/0

رد فرض صفر

Hadri Z-stat

پایا بودن متغیر

81/0

21/0

عدم رد فرض صفر

منبع: یافته‌های پژوهش

 

با توجه به پایا نبودن متغیر AHFSI، اثر سایر متغیرها بر تغییرات AHFSI بررسی می‌شود؛ زیرا این متغیر با یک‌بار تفاضل­گیری پایا خواهد شد. 

همان گونه که جدول (4) نشان می­دهد اثر متغیر وقفه تغییرات شاخص کلی امنیت غذایی بر رشد شاخص کلی امنیت غذایی در سال آتی منفی و معنادار در سطح یک درصد خواهد داشت. این نتیجه نشان می­دهد با افزایش یک واحدی رشد شاخص امنیت غذایی در یک سال، رشد این شاخص در سال بعد به اندازه 008/0 واحد کاهش یافته است. با وقفه بودن متغیر  AHFSI به این علت است که امنیت غذایی در یک سال از امنیت غذایی سال قبل تاثیر می‌پذیرد و امنیت غذایی زمان حال بر امنیت غذایی سال بعدی نیز تاثیر دارد و این متغیر در متن زمان قرار دارد.

همچنین با افزایش یک درصد افرادی که کمتر از میزان استاندارد انرژی دریافت­ کرده­اند، شاخص رشد امنیت غذایی نیز به اندازه 0009/0 واحد کاهش خواهد یافت. این نتیجه نیز در سطح 10 درصد معنادار است. اثر متغیر ضریب توزیع انرژی بین فقرا بر شاخص کلی امنیت غذایی هرچند مثبت برآورد شده است؛ اما این اثر در سطح مناسبی معنا­دار نیست (76 درصد).

همچنین اثر درصد جمعیت شهرنشین نیز بر شاخص امنیت غذایی مطابق انتظار منفی بوده است؛ اما این اثر نیز در سطح مناسبی معنا­دار نیست (44 درصد). اما بررسی اثر برنامه­های توسعه بر رشد شاخص امنیت غذایی، بیانگر معنا­دار بودن رفتار این شاخص طی این برنامه‌هاست. مطابق نتایج، تمامی برنامه­های اول تا سوم نسبت به برنامه چهارم رشد بیشتری در شاخص امنیت غذایی داشته‌اند. این نتیجه با نتایج مطالعه خداداد کاشی و حیدری (1388) درباره وضعیت فقر در ایران سازگار است.

نتایج جدول (4) نشان می‌دهد برنامه دوم بیشترین میزان افزایش رشد شاخص امنیت غذایی را نسبت به برنامه چهارم داشته است. همان‌گونه که نتایج این برآورد و آماره دوربین واتسن نشان می­دهد الگوی برآوردی فاقد مشکل خودهمبستگی اجزای اخلال است. همچنین آماره جارکوبرا و سطح احتمال برآوردی نیز بیانگر نرمال بودن اجزای اخلال و اعتبار آماره­های t برآوردی است. در نهایت، آماره ضریب تعیین نیز نشان‌دهنده آن است که حدود 75 درصد متغیر وابسته (رشد شاخص کلی امنیت غذایی) توسط متغیرهای مستقل وارد شده در الگو توضیح داده می­شود که قدرت بالای توضیح­دهندگی الگو را نمایان می‌سازد.

جدول 4. نتایج برآورد الگوی امنیت غذایی

متغیر

پارامتر برآوردی

انحراف استاندارد

آماره t

سطح احتمال

AHFSI(-1)

008/0-

002/0

30/3-

00/0

H

0009/0-

0005/0

72/1-

10/0

IP

6-10×200/8

5-10×64/2

31/0

76/0

URBANPOP

0046/0-

006/0

79/0-

44/0

D1

011/0

0055/0

00/2

06/0

D2

018/0

005/0

32/3

00/0

D3

011/0

00497/0

25/2

04/0

D4

006/0

0046/0

37/1

19/0

عرض از مبدأ

67/7-

865/5

31/1-

21/0

DURBIN-WATSON = 1.8935   

R-SQUARE BETWEEN OBSERVED AND PREDICTED = 0.7465

JARQUE-BERA NORMALITY TEST- CHI-SQUARE(2 DF)=  1.9469  P-VALUE= 0.378

منبع: یافته‌های پژوهش

 

بررسی نتایج برآورد الگوی امنیت غذایی(جدول 4) نشان می­دهد که اثر درصد جمعیت شهرنشین بر شاخص امنیت غذایی خانوارهای شهری منفی بوده، هر چند که در سطح مناسبی معنا‌دار نمی‌باشد. برخی از مطالعات انجام شده در جهان مانند مطالعه شاپوری و روزن (2009) نشان می­دهد که افزایش نرخ شهرنشینی در کشورهای جهان باعث کاهش امنیت غذایی شهرنشینان گردیده است. باتوجه به نتایج جدول (4) رشد شاخص کلی امنیت غذایی در هر سال با کاهش این رشد در سال آتی همراه بوده است؛ بنابراین، لازم است تا در این زمینه تمهیدات لازم انجام شود تا رشد شاخص امنیت غذایی از پایداری مناسبی برخوردار بوده و رشد این شاخص در سال­های آتی ادامه داشته باشد یا حداقل رشد مورد نظر حفظ شود. جهت پایداری و رشد شاخص امنیت غذایی ضروری است سازمان یا وزراتخانه­ای متولی امنیت غذایی در کشور باشد و دایما شاخص‌های امنیت غذایی در سطح خانوار و ملی و مناطق مختلف کشور را بررسی و پایش کند و دولت با استفاده از نتایج بررسی‌ها و اجرای برنامه‌های هدف‌دار موجب ارتقای شاخص‌های امنیت غذایی و رفع یا کاهش شاخص‌های منفی آسیب‌پذیری غذایی شود.

بر اساس نتایج، کاهش ضریب توزیع انرژی بین فقرا منجر به کاهش رشد شاخص امنیت غذایی در کشور می‌شود. بنابراین بهبود ضریب توزیع انرژی در کشور در راستای توسعه عدالت اقتصادی- اجتماعی بیش از پیش ضروری است. از جمله برنامه‌هایی که می‌تواند باعث بهبود ضریب توزیع انرژی گردد، توزیع بسته­های مناسب غذایی در مناطق محروم کشور است. همچنین بررسی برنامه­های اجرا شده توسعه نیز بیانگر آن است که در برنامه چهارم، رشد شاخص امنیت غذایی خانوارهای شهری نسبت به برنامه­های گذشته کاهش یافته است. هرچند میزان مطلق این شاخص در برنامه چهارم نیز افزایشی بوده است؛ اما رشد آن نسبت به سایر برنامه­ها با کاهش روبرو بوده است. بنابراین به نظر می­رسد،  ثبات این شاخص و حفظ روند افزایشی آن باید به عنوان یکی از اولویت­های برنامه­های توسعه آتی مدنظر قرار گیرد. با توجه به این که شاخص‌های اقتصادی از جمله شاخص‌های رشد درآمد سرانه، تغیرات قیمت مواد غذایی، درصد اشتغال جمعیت فعال، توزیع درآمد و شکاف فقر و سایر شاخص‌های اقتصادی نقش مهمی در تامین امنیت غذایی خانوارها دارند، ضروری است کشور به رشد اقتصادی بالاتری جهت بهبود و پایداری امنیت غذایی برسد.



[1] Diaz-Bonilla

[2] Thomas

[3] Robinson

[4] Cattaneo

[5] Satrowite

1 Food and Agricultural Organization

[7] Aggregate Household Food Security Index

[8] Tsegay

[9] Crush and Frayne

[10] Deshingkar

[11] Tiffen

[12] Schneider

[13] Thomson&   Metz

[14] URBANPOP

[15] Deki

[16] Philips and Prone

[17] Eliut,Rutenberge and Stag

[18] Levin, Lin & Chu

[19] Breitung

[20] Pesaran and Shin  

[21] Fisher  

[22] Hadri  

[23] Schwartez

[24] AHFSI

منابع

-   خداداد کاشی، فرهاد، حیدری، خلیل(1383). برآورد سطح امنیت غذائی خانوارهای ایرانی بر اساس شاخص AHFSI، فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، 12 (4): 16-1.

-   صفرخانلو، الهام، محمدی نژاد، امیر(1390). بررسی تاثیرات ضایعات نان روی خط فقر و  شاخص امنیت غذائی خانوارهای شهری و روستائی، فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، (3): 29-15.

-      ضرغامی، حسین (1388). مهاجرت در ایران، مجموعه مقالات پنجمین کنفرانس جمعیت، مرکز آمار ایران. تهران.

-   قاسمی اردهانی، علی (1386). بررسی عوامل مهاجرت روستائیان به شهرها طی دوره 1359 الی 1383در ایران ، فصلنامه روستا و توسعه، موسسه پژوهش‌های برنامه‌ریزی و اقتصاد کشاورزی،  (1): 46-32.

-   مهرابی بشرآبادی، حسین، موسوی محمدی، حمیده (1387). بررسی تاثیر آزادسازی تجاری روی امنیت غذائی خانوارهای روستائی، فصلنامه روستا و توسعه، (10): 143-129.

-   مهرابی بشرآبادی، حسین، موسوی محمدی، حمیده (1389). بررسی تاثیر سیاست‌های حمایت از بخش کشاورزی روی امنیت غذائی خانوارهای روستائی در ایران، فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، (3): 168-153.

-      مرسلی، ادریس (1385). نابرابری اشتغال شهری و روستائی در استان آذربایجان غربی طی دوره 1345 الی 1375. فصلنامه روستا و توسعه، (2): 77-61.

-      مرکز آمار ایران، نتایج سرشماری جمعیت، 1394. انتشارات مرکز آمار ایران. تهران.

-      نقدی، علی (1381). مطالعه توسعه شهرنشینی و تاثیرات اجتماعی آن، پایان‌نامه کارشناسی ارشد. دانشگاه اصفهان.

-      Ahmad, Sh. and M. Siddique Javed and A. Ghafoor )2004(.Estimation of food security situation at household level in rural areas of Panjab, International Journal of Agricultural& Biology, 36(6): 616-640.

-      Beauchemin, C. & Bocquier, P. (2004). Migration and urbanization in Francophone West Africa: an overview of the recent empirical evidence, Urban Study, 41(2): 2245–2272.

-      Bigman, D. (1993). The measurement of food security, In: Berck, P. / Bigman, D (eds.1993): Food security And Food Inventories, In Developing Countries, Wallingford: CAB International, 238-251.

-      Deshingkar, P. (2006). Internal migration, poverty and development in Asia. ODI Briefing Paper 11. London, UK: Overseas Development Institute.

-      Crush, J, Frayne , B. (2011). Rapid Urbanization and the Nutrition Transition in Southern African. Urban Food Security Series No. 7. Queen’s University

-      Diaz-Bonilla, E., M. Thomas, S. Robinson and A. Cattaneo (2000). Food Security and Trade Negotiations in the World Trade Organization: A Cluster Analysis of Country Groups, Trade and Macroeconomics Discussion Paper 59, Washington D.C: International Food Policy Research Institute.

-      Food and Agriculture Organization of the United Nations (2001), Some Issues Relating to Food Security in the Context of WTO Negotiations on Agriculture”,Geneva Round Table on Food Insecurity in the Context of WTO Negotiations on Agriculture (2001), Discussion Paper No. 1, Rome, Italy: FAO.

-      Ruel, M., J.L. Garrett, S.S. Morris, D. Maxwell, A. Oshaug, P. Engle, P. Menon, A.Slack, and L. Haddad. (1998). Urban challenges to food and nutrition security: a review of food security, health and care giving in the cities. Food Consumption and Nutrition Division discussion paper 51. Washington, D.C.: International Food Policy Research Institute.

-      Satterthwaite D. , Gordon Mc G. and Cecilia, T., (2010). Urbanization and its implications for food and farming,

-      Sen A.K. (1976), Poverty: An ordinal approach to measurement, Econometrical, Vol.44, PP.219-231.

-      Schneider, A., Friedl, M. A. and Potere, D. (2009), a new map of global urban extent from MODIS satellite data. Environ.Res. Letts. 4, 044003.

-      Shapouri, Sh and Rosen, R. (2010). Developing Countries Face Urbanization Growth, Food-Security Worries, and Food-Safety Challenges, Food Security Assessment, 2008-09/ GFA-20 Economic Research Service/USDA.

-      Thomson, A. and Metz, M. (1998). Implication of economic policy for food security. A  Training Manual. FAO, Rome.

-      Tiffen, M. (2003), Transitions in sub-Saharan Africa: Agriculture, Urbanization and income growth. World Dev. 31, 1343–1366.

-      Tsegay G. (2009). Determinants of food security in rural households of the Tigray region. A thesis submitted to Addis Ababa University in partial fulfillment of the requirements for the degree of Master of Science in applied statistics.

-      United Nations (2012), World population prospects. New York.

-      World Trade Organization, (2000a). Agreement on agriculture: Special and differential treatment and a development box. Proposal to the June 2000 special session of the committee on agriculture by Cuba, The Dominican Republic, Honduras, Pakistan, Haiti, Nicaragua, Kenya, Uganda, Zimbabwe, Srilanka, and Elsalvador. G/AG/NG/W/13.

-      World Trade Organization. International trade Statistic 2014.