دانلود پایان نامه

ل‌های 2-2 و 2-3 به ترتیب نمایش گرافیکی واکنش واریانس و توزیع مقدار تولید را به تغییرات مقدار نهاده ها در الگوی دوم و سوم نشان می‌دهد.
در فرم الگویی 2-1 اغلب فرض می‌شود، جمله اخلال دارای توزیع نرمال است. از آنجا که) E(e? یک تابع مولد لحظه‌ای el ? برای t=1 است، مقدار انتظاری Q، E(Q) در رابطه 2-4 برابر است با (رابیسون و باری، 1987):
(1-4) E(Q)=f(x)E(e?) = f(x)e?2?/2
اگر فرض شود، نهاده x دارای یک تولید نهایی مثبت باشد (در صورتی که غیر این باشد هیچ مقداری از آن خریداری نخواهد شد)، شرط اول از شروط هفت گانه جاست و پاپ یعنی این فرض که مقدار انتظاری تولید یک مقدار مثبت باشد، 0 Q ( E، تامین می‌شود. شرط دوم نیز در رابطه 3-5 برقرار است چرا که:
(1-5) 0 ? E(Q)/ ? x = f?(x) e?2?
همچنین به راحتی می‌توان فرض بهره وری نهایی کاهشی مصرف نهاده‌های تولید را به گونه‌ای که شرط سوم مورد نظر جاست وپاپ تامین شود، به آسانی در رابطه 1-6 تحمیل کرد(رابیسون و باری1987):
(1-6) 0 ?2E(Q)/ ? x2 = f?(x)
برای آزمون اینکه آیا شرط چهارم در الگوی 1-1 برقرار است یا نه، از تولید انتظاری Q نسبت به ??2 به صورت زیر مشتق گرفته شده است. با توجه به اینکه در این الگو امکان اینکه مقدار ? E(Q)/ ??2? صفر شود وجود ندارد، فرض چهارم جاست و پاپ برقرار نمی شود. بر این اساس وقتی که واریانس جزء تصادفی کاهش می‌یابد، مقدار انتظاری تولید نیز کاهش یافته و ثابت نیست.
(1-7) ?2E(Q)/ ? x2 = f (x) e?2 ?/2 /20
آزمون برقراری فرض پنجم در الگوی 1-1، مبنی بر اینکه آیا تغییر در واریانس تولید در اثر تغییر در مقدار نهاده ها فقط دارای یک جهت است یا خیر، از طریق محاسبه واریانس تولید و سپس مشتق گیری از آن نسبت به نهاده x بررسی می‌شود. واریانس تولید به صورت رابطه 1-8 زیر محاسبه می‌شود:
(1-8) ?2(Q)=E[f(x)e ?]2-[f(x) e?2 ?/2]2=[f(x)]2 ?2(e ?)
مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x در رابطه 1-9 عبارتند از:
? ?2(Q)/ ? x = 2E(X)f(x) ?2(e ?)0 (1-9)
ملاحظه می‌شود، با توجه به اینکه مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x تنها دارای یک علامت است (ریسک نهایی همواره مثبت می‌باشد.) فرض پنجم نقض می‌شود. به همین نحو اثبات می‌شود که در این الگو شرایط لازم برای برقراری فرض ششم نیز وجود ندارد. اگر واریانس تولید نهایی تحت شرایط ریسک به صورت رابطه 1-10 باشد:
(1-10) ?2[f?(x)] =[f?(x)] 2?2(e?)
آنگاه مشتق آن نسبت به x طبق رابطه 1-11 عبارت است از:
??2[f?(x)] /dx=2f?(x)f? (x) ?2(e?)<0 (1-11)
این عبارت همواره دارای علامت منفی است چرا که با توجه به فرض، مقدار0> f?(x) است. با توجه به رد فروض 4 تا 6، الگوی تابع تولید f (x) e? نمی تواند برای تحلیل و فرموله کردن ساختار ریسک تولید الگوی مناسبی باشد. الگوی 1-2 نیز نمی تواند شرایط مورد نظر جاست و پاپ را تامین کند. تابع تولید در الگوی 1-2 به صورت? Q=f(x) بوده که در آن مقدار انتظاری تولید برابر با f(x) است. همانند الگوی 1-1 این الگو نیز سه شرط اول{ ,f?(x)0 E(Q)0 0 f?(x) } برقرار است. افزون بر این، در این الگو فرض چهارم نیز تامین می‌شود. با این حال، چون که علامت مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x تنها دارای یک جهت است، مشابه الگوی 1-1 در اینجا نیز فرض پنجم نقض می‌شود. واریانس تولید در این الگو به صورت رابطه 1-12 محاسبه می‌شود(رابیسون و باری، 1987):
(1-12) ?2(Q)= f(x)2 ??2
با مشتق‌گیری از این رابطه نسبت به نهاده x طبق رابطه 1-13 نتیجه می‌شود که:
(1-13) ? ?2(Q) / ? x= 2 f(x) f?(x) ??20
باز هم به همین طریق اثبات می‌شود که فرض ششم نیز در این الگو برقرار نیست چرا که واریانس تولید نهایی ?2{f(x)} برابر با ??22{ f?(x)} بوده که جهت تغییرات آن براساس رابطه 1-14 برخلاف تغییر (افزایش) سطح نهاده x است.
??2{f? (x)} / ? x= 2f?(x)f? (x) ??2<0
(1-14)
بنابراین فرض ششم نیز در الگوی 1-2 نقض می‌شود. به همین طریق می‌توان عدم برقراری بسیاری از شروط هفتگانه جاست و پاپ را در الگوی جمع پذیر رایج (الگوی 1-3 ) که در آن تابع تولید به صورت ? Q=f(x)+ تصریح می‌شود، اثبات نمود. واریانس تولید در این الگو، مقدار ثابت و ریسک نهایی نهاده ها همواره صفر است. مطابق تحلیل‌های ارائه شده در فوق، هیچ یک از الگوهای رایج مذکور قادر به بیان روابط تولیدی بین ستانده ها و نهاده ها به گونه ای که شرایط لازم برای نهاده‌های ریسک کاهنده تامین شود، نیستند. این ناتوانی الگوهای رایج در برقراری شرایط نهایی برای ارزیابی نهاده‌های ریسک کاهنده،جاست و پاپ را رهنمود به ارائه تابع تولید تصادفی کرد که واجد شرایط فروض هفتگانه مورد نظر باشد. در این تابع تولید تصادفی به تفصیل بیان می‌شود.
اگر فرض شود که تکنولوژی تولید با تابع تولید Q=g(x,v) بیان گردد که در آن Q سطح تولید، x برداری از نهاده‌های قابل کنترل (مانند نیروی کار، زمین، کود و سموم شیمیایی )، ? برداری از نهاده‌های غیرقابل کنترل ( مانند متغیرهای آب و هوایی) و g(x,v) حداکثر مقدار تولید قابل دستیابی با مقدار معین از نهاده‌های x و v باشد، جاست و پاپ تابع تولید g(x,v) را به فرم تصادفی زیر تصریح کردند (رابیسون باری، 1987):
(1-15) Q=g(x,v)= f(x;?)+h(x;?) ?
که درآن f(x;?)، تابع متوسط تولید و h(x;?) تابع واریانس ( یا ریسک) تولید بوده و ?
جزء خطای تصادفی برونزا ( شوک تولید) با میانگین صفر (E(?)=0) و واریانس (??2) است. بر این اساس یکی از ویژگی‌های مطلوب این الگو، تفکیک اثرات تغییر در سطح نهاده بر مقدار متوسط تولید، E(Q)= f(x;?)، و واریانس آن، (var(Q)=[ h(x;?)]2 ??2)، است. در این تابع فرض می‌شود که f? (x;?)>0، f? (x;?) 0،=<0 h? (x;?) است. که در این الگو همه شرایط مورد نظر جاست و پاپ را تامین می‌کند به گونه ای که (رابیسون باری،1987):
1- شرط اول مبنی بر مثبت بودن مقدار تولید انتظاری f (x;?)>0 E(Q)= برقرار است.
2-با توجه به فرض f? (x;?)0، شرط دوم مبنی بر اینکه با افزایش سطح نهاده در تولید، مقدار انتظاری تولید افزایشی باشد، تامین می‌شود.
3-شرط سوم نیز مادامی که f? (x;?) 0 باشد، برقرار است.
4-با توجه به اینکه تولید انتظاری نهایی نهاده x برابر با= f? (x;?) ? E(Q)/ ? x است، در این رابطه(1-16) اثبات می‌شود که:
(1-16) ? E(Q) / ? ?2(Q)= f? (x;?)/2 h(x;?) h? (x;?) ??2
با یک انتخاب مناسب از h? (x;?)، مقدار رابطه فوق به صفر نزدیک می‌شود و بنابراین شرط چهارم نیز تامین می‌شود.
5-با توجه به اینکه واریانس تولید برابر با f (x;?)+ h(x;?) ?- f (x;?)]2=[ h(x;?)]2 ??2 ?2(Q)=E[مشتق آن نسبت به x، مساوی با / ? x=2 h(x;?) h? (x;?) ?2 ? ?2(Q) و h? (x;?) می‌تواند کوچکتر، بزرگتر یا مساوی با صفر باشد، شرط پنجم برقرار است.
6-با توجه به اینکهf? (x;?) E(f? (x;?)+ h? (x;?)= و واریانس برابر است= h? (x)2 ??2 h? (x;?) ?)2) E، با مشتق گیری از واریانس تولید نهایی در رابطه 1-17 نسبت به نهاده x نتیجه می‌شود:
(1-17) ? ?2[f? (x;?)+ h? (x;?) ?]/ ? x = 2 h? (x;?) h? (x;?) ??2
علامت این عبارت تابعی از علامت هر دو عامل h? (x;?) و h? (x;?) که تاکنون تصریح نشده اند. بر این اساس، فرض ششم نیز می‌تواند برقرار باشد.
با توجه به تامین شدن شرایط لازم برای همه ی فروض مورد نظر، تصریح کلی تابع تولید تصادفی چاست و پاپ از انعطاف پذیری لازم برای اثبات اثرات نهاده ها بر ریسک تولید برخوردار است چرا که اجازه می‌دهد که در آن ریسک نهایی نهاده‌ها7 مثبت، منفی یا صفر باشد همین ویژگی، این نوع از تصریح تابع تولید را به یکی از پرکاربردترین روش‌های مطالعه ریسک تولید در بخش کشاورزی، تعین ماهیت ریسکی نهاده ها(ریسک افزا، ریسک کاه و خنثی به ریسک) و تحلیل اثر تکنولوژی‌های جدید بر فرآیند تولید کشاورزی تبدیل کرده است. به این نحو که امکان بررسی آثار متغیرهای مستقل(مانند بارش) بر هر دو مولفه سطح واریانس تولید یا توزیع احتمالاتی آن وجود دارد. به عبارت دیگر در این تابع اجازه داده می‌شود نهاده ها به طور جداگانه بر هر دو جزء قطعی و تصادفی تولید حتی در جهت‌های متضاد اثربگذارند. در پژوهش حاضر نیز با توجه به هدف مورد تعقیب که همانا بررسی اثر تغییر در متغیرعای غیرقبل کنترل اقلیمی بارش و درجه حرارت بر عملکرد وریسک عملکرد محصولات عمده زراعی است، استفاده از این نوع تابع برای تصریح توابع تولید تصادفی محصولات گندم، جو، نخود و عدس در استان کردستان استفاده خواهد شد. با برآورد این توابع، افزون بر این که امکان بررسی اثر تغییر در پارامترهای اقلیمی و غیراقلیمی بر سطح متوسط تولید این محصولات در استان وجود دارد، می‌توان اثر این تغییرات را بر واریانس تولید نیز برآورد کرد. محاسبه کشش تولید متوسط و واریانس تولید این محصولات نسبت به متغیرهای اقلیمی و غراقلیمی و نیز تعیین نوع و ماهیت ریسکی بودن هر یک از این متغیرها از دیگر نتایج حاصل از این برآوردها می‌باشد که در این خصوص در فصل دوم بیشتر بحث خواهد شد.
پیشینه‌ی تحقیق
به منظور ارائه الگوی تجربی مناسب برای ارزیابی آثاراقتصادی ناشی از تغییر اقلیم بر زیر بخش زراعی کشور،بررسی پژوهش‌های صورت گرفته در این زمینه در داخل و خارج کشور ضروری است. اهمیت این بخش به دلیل بررسی دیدگاه‌های نظری وروش‌های تجربی مورد استفاده در الگوسازی روابط اقلیمی، زراعی، هیدرولوژی و اقتصادی و در نهایت بهره گیری از یافته ها وپیشنهادهای کاربردی آنها به منظور بسط وتوسعه الگوی تجربی پژوهش است. بنابراین در این قسمت از پایان نامه به بررسی ادبیات وپیشینه تحقثق پیرامون موضوع تغییر اقلیم وآثار آن بر بخش کشاورزی از دیدگاه نظریه‌ها و رهیافت‌های اقتصادی پرداخته شده است. لذا در اینجا سعی شده است به برخی از مهم ترین این مطالعات در داخل وخارج کشور که هر کدام از جنبه خاصی به به موضوع مورد بررسی ارتباط دارند اشاره می‌شود.
مطالعات داخلی
مقدسی ویزدانی (1374)، به بررسی اثر نهاده ها بر ریسک تولید سیب زمینی کاران در شهرستان فریدن با استفاده از روش جاست و پاپ پرداختند. نتایج بیانگر آن است که کود و بذر مصرفی اثر فزاینده ای بر ریسک ندارند و تنها نهاده ای که اثر مثبت بر ریسک تولیدی دارد، نیروی کار است. همچنین یکی از نتایج مهم این پژوهش آن است که اگر نهاده ای باعث افزایش میانگین تولید گردد، الزاما ریسک تولید را بالا نخواهد برد و بر عکس.
علیزاده و کمالی (1381)، اثر تغییر اقلیم بر میزان مصرف آب کشاورزی در دشت مشهد را مورد مطالعه قرار دادند. ایشان در نتیجهگیری خود اشاره داشتند که افزایش دمای هوا، چه به دلیل خشکسالیهای دورهای و چه به دلیل گرمایش جهانی در سالهای آتی، امری بسیار محتمل است. مدلهای پیش بینی اقلیم نیز نشان می‌دهند که دمای هوا در آینده در منطقه شمال شرق ایران و استان خراسان، 2 تا 75/2 درجه افزایش خواهد یافت. ایشان این رقم را اغراق آمیز دانستهاند، اما اشاره میکنند که در هر صورت لازم است برنامهریزیهای زراعی صورت گیرد، به نحوی که بر منابع آب تجدید شونده
، بیش از حد متعارف فشار وارد نیاید. در نهایت پیشنهاد کردهاند که ابتدا باید پتانسیل افزایش نیاز آبی در اثر بالا رفتن دمای هوا برای محصولات مختلف و در الگو و ترکیب کشت موجود بررسی شود. ایشان در مطالعه خود، افزایش نیاز آبی در سه سناریوی افزایش دما (2، 4 و 6 درجه) را بررسی کرده و روشهای سازگاری با آن، به نحوی که مصرف آب کشاورزی در وضعیت کنونی ثابت بماند مورد بحث قرار دادند. در نهایت نتیجه گرفتند که میزان افزایش نیاز آبیاری به ازای 4 و 6 درجه افزایش دما، به ترتیب، 11 و 17 درصد خواهد بود.
عزیزی و صفرخانی (1381)، نیز با استفاده از شاخص Z استاندارد، داده‌های بارش سالیانه وفصلی ایستگاه‌های سطح استان ایلام طی دوره آماری 79-1350 به تحلیل مشخصه‌های خشکسالی پرداختند .آنها با مقایسه توزیع بارش‌های فصلی ومیزان عملکرد گندم دیم در خشکسالی‌های متوالی سال‌های زراعی 77-78 و78-79 نشان دادند که توزیع نامناسب بارش در طول فصول سال وکاهش بارش سالیانه باعث کاهش عملکرد گندم دیم شده است . نتایج نشان داد در طول دوره مورد مطالعه مقدار همبستگی بین توزیع بارش‌های فصلی و میزان عملکرد که در ایستگاه‌های نواحی گرمسیری استان بیشترین همبستگی به ترتیب به فصول پاییز و زمستان در مناطق سردسیر به فصول بهار وپاییز مربوط بوده است.
یار احمدی (1382)، تأثیر پذیری عملکرد گندم دیم از عوامل اقلیمی مقدار بارش، تعداد دوره‌های بارانی و مقادیر بارش‌های پاییزه و بهاره را در قالب مدل رگرسیونی برای دشت سیلاخور لرستان تحقیق نمودند. نتایج آنها نشان داد در مدل رگرسیونی برازش داده شه 47 درصد از تغییرات عملکرد گندم دیم تحت تأثیر متغبر‌های مستقل است و53 درصد تغییرات، به پارامترهای دیگری وابسته است.
جهانبخش و ترابی (1383)، تغییرات دما و بارش در سطح ایران را با مطالعه برروی اطلاعات 5 ایستگاه بابلسر، قزوین، اصفهان، زابل و بندر لنگه به عنوان ایستگاههای معرف مناطق مختلف اقلیمی کشور مورد بررسی قرار دادند. تغیرات حداقل