ناﺮﻳا رد ﻪﺒﻨﭘ ﺪﻴﻟﻮﺗ يژﻮﻟﻮﻨﻜﺗ ﺢﻄﺳ ﺪﺷر ﻲﻫﺎﻓر تاﺮﺛا ﻲﺳرﺮﺑ

Transcript

1 ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان مجله 1 بررسي اثرات رفاهي رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه در ايران * سيد محمدرضا حسينيپور عضو هيا ت علمي دانشگاه آزاد اسلامي واحد رفسنجان و دانشجوي دكتري اقتصاد كشاورزي دانشگاه آزاد واحد علوم و تحقيقات تهران مجيد احمديان دانشكده اقتصاد دانشگاه تهران چكيده ابزارهاي سياستي دولت در توليد محصولات كشاورزي متعدد هستند كه تغيير در هر يك از آنها موجب انتقال منحني عرضهي محصول ميشود. اين ابزارها شامل يارانههاي نهادهاي قيمتهاي حمايتي دولت تعرفه واردات محصولات كشاورزي و نيز توسعه تكنولوژي توليد محصول ميباشند. هدف اين مقاله تعيين اثر رشد سطح تكنولوژي در توليد پنبه در ايران بر روي رفاه اجتماعي و اجزاي آن با استفاده از دادههاي سري زماني از سال 1369 تا 1383 مي باشد. از مدل تعادل جزي ي براي بازار پنبه شامل توابع عرضه و تقاضاي پنبه استفاده شده و سپس روش برآورد وقفه هاي توزيعي خود رگرسيوني( ARDL ) بهكار رفته و در نتيجه كششهاي قيمتي عرضه و تقاضاي پنبه در بلند مدت محاسبه شده كه به ترتيب 0/22 و 0/29- ميباشند. در نهايت با استفاده از اين كششها اثرات رفاهي ناشي از رشد و توسعه سطح تكنولوژي در بازار پنبه ايران مورد محاسبه قرار گرفته است. نتايج بهدست آمده نسبت مازاد توليدكنندگان به مازاد مصرفكنندگان را در حدود دو برابر نشان ميدهد. واژگان كليدي: توسعه تكنولوژي رفاه اجتماعي مازاد توليدكننده و مصرفكننده * نويسنده مسي ول

2 مجله ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان مقدمه در ايران پنبه به عنوان يكي از محصولات راهبردي كشاورزي محسوب ميشود كه به دليل تا مين ماده اوليه مورد نياز صنايع نساجي اهميت خاصي دارد. حدود 2 ميليون نفر از جمعيت كشور از طريق فعاليت در توليد و توزيع صنايع وابسته به پنبه امرار معاش مي كنند (خسروي و تركماني 1379 ). فعاليت 90 كارخانه پنبه پاككني 230 كارخانه روغنكشي 80 كارخانه نساجي 33 هزار ماشين بافندگي 907 واحد كشبافي پودي 90 هزار دستگاه بافندگي دستي 800 كارگاه كوچك بافندگي و صدها واحد توليدي ديگر همگي حاكي از اهميت پنبه در اقتصاد كشور است (فريادرس و همكاران 1381 ). اهميت اين محصول بهويژه در شرايط كنوني كه كشور با مشكل بيكاري مواجه است و صنايع نساجي به دليل ساختار خاص و اشتغالزا بودن داراي جايگاه ويژهاي است بيشتر آشكار ميشود. در بين محصولات سالانه كشور پنبه بيشترين سطح زير كشت را پس از گندم جو و برنج به خود اختصاص داده است. سطح زير كشت اين محصول نسبت به سالهاي قبل از انقلاب كاهش چشمگيري داشته است. قبل از انقلاب اسلامي كه دوران رونق پنبه به شمار ميرفت توليد ساليانه پنبه محلوج بهطور متوسط 165 هزار تن بوده كه حدود 50 درصد آن به خارج صادر و باقيمانده در صنايع نساجي كشور مصرف ميشد. بعد از وقوع انقلاب اسلامي عوامل متعدد موجبات كاهش شديد سطح زير كشت و توليد پنبه را فراهم نمودند. بهطوريكه در سالهاي اخير ايران نه تنها صادركننده پنبه به شمار نميرود بلكه به يك واردكننده پنبه تبديل شده است. اين در حالي است كه بر اساس نظر كارشناسان كيفيت پنبه توليدي ايران به دليل شرايط مناسب آب و هوايي در مقايسه با كشورهاي آسياي ميانه بالاتر است و اين موضوع نيز بر مزيتهاي توليد اين محصول در كشور ميافزايد. از سوي ديگر از آنجا كه مصرف الياف طبيعي مانند پنبه نسبت به ديگر الياف مصنوعي مزيت بيشتري دارد و همچنين صادرات پنبه خام منسوجات و پوشاك پنبهاي يكي از راههاي مناسب تحصيل ارز است و ارزآوري آن نسبت به ديگر كالاهاي غير نفتي برتري دارد ميتوان گفت كه پنبه با توجه به فرآوردههاي جانبي آن در مقايسه با ديگر محصولات كشاورزي يك محصول استثنايي به شما ميرود (مركز پژوهشهاي مجلس شوراي اسلامي). با توجه به مطالب عنوان شده و اهميتي كه محصول پنبه در اقتصاد كشاورزي دارا ميباشد به نظر ميرسد كه حمايت از كشاورزاني كه در توليد اين محصول فعاليت مينمايند در جهت رشد و توسعه اقتصادي و بالارفتن رفاه عمومي جامعه بسيار حاي ز اهميت ميباشد. كشورهاي عمده توليدكننده پنبه از قبيل آمريكا چين اسپانيا يونان هند وتركيه نيز با اجراي سياستهاي حمايتي از توليدكنندگان خود يارانههاي قابل توجهي براي صادرات پنبه اختصاص ميدهند. به عنوان مثال آمريكا در طول سالهاي 2001 تا 2005 براي صادرات هر كيلوگرم پنبه 8/9 سنت يارانه پرداخت كرده است (مركز پژوهشهاي مجلس شوراي اسلامي). ابزارهاي حمايتي دولت در بخش كشاورزي كه موجب افزايش توليد محصول شده و به دنبال آن منحني عرضه محصول در بازار رقابتي را به سمت راست منتقل ميكند متعدد ميباشند. تعدادي از اين ابزارها باعث كاهش هزينه توليد محصول كشاورزي شده كه يكي از آنها اشكال گوناگون يارانههاي نهادهاي است كه دولت به كشاورزان ميپردازد. دولت جهت حمايت از توليدات داخلي محصولات كشاورزي در مقابل واردات اقدام به افزايش تعرفه وارداتي و گمركي ميكند. اين افزايش صادرات محصولات كشاورزي را كاهش داده و در نتيجه امكان رقابت را براي توليدات داخلي فراهم ميكند. اشكال گوناگون سياستهاي قيمتي به نوبه خود در افزايش توليد داخلي محصولات كشاورزي عامل عمدهاي به شمار ميروند.

3 3 بررسي اثرات رفاهي رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه در ايران - سيد محمدرضا حسينيپور و همكار خريد تضميني محصولات كشاورزي به قيمت بالاتر از كشاورزان و فروش آن به قيمت پايين تر به مصرفكنندگان ميتواند افزايش توليد محصولات كشاورزي را به همراه داشته باشد. حتي دولت با پرداخت يارانه به اقشار آسيبپذير جامعه و ايجاد قدرت خريد بالقوه در آنها بستر افزايش مصرف و تقاضاي محصولات كشاورزي را امكانپذير كرده كه اين سياست ميتواند انگيزه افزايش توليد در بين كشاورزان را در پي داشته باشد. علاوه برموارد فوق توسعه تكنولوژي توليد و شيوه بهرهبرداري ميتواند موجب انتقال منحني عرضه به سمت راست شده و توليد محصولات كشاورزي را افزايش دهد. انتقال منحني عرضه به سمت راست موجب تغيير مكان نقطه تعادل در بازار محصولات كشاورزي شده و در نتيجه رفاه اجتماعي كه معادل با مازاد خالص اجتماعي است تغيير خواهد كرد. اين تغيير زماني حاصل ميشود كه مازاد خالص مصرفكنندگان و توليدكنندگان تغيير يابند. در مورد ابزارهاي حمايت دولت در ارتباط با محصولات كشاورزي و تاثير آنها بر رفاه اجتماعي و اجزاي آن كتابها و مقالات مفيد و متعددي در سالهاي اخير تدوين شده است. كتاب آلستون نورتون و باردي (1997 al, ( Alston et يكي از معتبرترين كتابها در اين زمينه ميباشد و در آن اثر توسعه تكنولوژي در رفاه اجتماعي و اجزاي آن تجزيه و تحليل گرديده است. كتاب بعدي توسط گاردنر (1986 (Gardner, نوشته شده است كه به اثرات ابزارهاي حمايت دولت پرداخته است. مقالاتي كه اثر ابزارهاي حمايت دولت را در رفاه اجتماعي در توليد محصولات گوناگون كشاورزي مورد مطالعه قرار دادهاند تعداد اندكي هستند كه از لحاظ مباني نظري و كاربردي غنيتر ميباشند. يكي از آنها مقاله فيج لي (Fuglie,1990) است كه اثر تكنولوژي ذخيره سازي سيب زميني را در تانزانيا در منافع رفاهي توليدكنندگان و كاهش خسارت ذخيره سازي براي مصرفكنندگان را برآورد كرده است. مقاله ديگر را ليانوس و همكاران (2001 al, (Lianos, et نوشتهاند كه اهميت سياست كشاورزي را بر مقدار رفاه اجتماعي در مورد توليد پنبه در يونان محاسبه نمودهاند. در مطالعات بعدي اورتمن و همكاران (1987 al, ( Ortman, et هزينه اجتماعي ناشي از سياست قيمت شكر را در آفريقاي جنوبي محاسبه كرده و لاررجن و همكاران (2001 al, (Laregene, et خسارت و زيان ناشي از قدرت بازاري را در توليد محصولات كشاورزي مورد ارزيابي قرار داده اند. احمديان (1384) الگويي نظري را طراحي كرده و روابط مربوط به اجزاي هزينه حمايت دولت را تعيين نموده و سپس اثر قيمت تضمين گندم را بر اجزاي هزينه رفاهي دولت توسط روابط مزبور در ايران محاسبه كرده است. هدف در اين مقاله محاسبه رفاه اجتماعي كه شامل مجموع تغيير در رفاه توليدكنندگان و مصرفكنندگان است ميباشد. و اين رفاه اجتماعي و اجزاي آن در اثر پيشرفت در تكنولوژي توليد پنبه حاصل شده كه منجر به انتقال منحني عرضه شده است. در محاسبه رفاه اجتماعي و اجزاي آن تعيين كششهاي بلند مدت قيمتي عرضه و تقاضاي پنبه حاي ز اهميت بوده و از روش الگوي خود رگرسيوني با وقفه هاي توزيعي (ARDL) استفاده شده است. تي وري و روش تحقيق در اين مقاله مدل تعادل جزي ي براي بازار پنبه طراحي شده است كه شامل توابع عرضه و تقاضاي داخلي پنبه ميباشد. از اين توابع كششهاي قيمتي عرضه و تقاضاي داخلي پنبه محاسبه شده و سپس اثرات رفاهي ناشي از توسعه تكنولوژي توليد با در نظر گرفتن سناريوهاي مختلف نسبت به تغييرات نسبي قيمت پنبه بر روي رفاه مصرفكنندگان رفاه توليدكنندگان و رفاه كل جامعه تعيين ميگردد. توابع عرضه و تقاضاي پنبه به صورت لگاريتمي خطي مشخص شدهاند كه به صورت زير هستند:

4 مجله ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان LnQ LnQ d d t = α 0 + α1lnpt + α 2LnYt + α 3 ln Pt + LnU 1 s s t = α 0 + α1lnpt 1 + α 2LnPt + LnA + LnU 2 ( 1) (2) s d در مدل فوق متغيرهاي درونزا عبارت از Q t يا مقدار تقاضاي داخلي پنبه و Q t يا مقدار عرضه داخلي پنبه s d براي ايران هستند متغيرهاي برونزا عبارتند از قيمت پنبه براي مصرفكننده و P قيمت سر t 1 P t مزرعه پنبه در سال گذشته Y t درآمد سرانه A t سطح زير كشت پنبه و P t شاخص قيمت مصرف كننده ميباشند و همچنين U 1 و U 2 جملات اختلال در مدل هستند. در تخمين مدل از دادههاي سري زماني سالهاي 1369 تا 1383 استفاده شده است. قبل از تخمين و برآورد توابع مذكور ايستايي و عدم ايستايي هر يك از متغيرها مورد بررسي قرار ميگيرد و درجه همجمعي آنها مشخص ميشود. در اين راستا آزمون ايستايي نه مرحلهاي پيشنهاد شده توسط صديقي (2000 (Seddighi, مورد استفاده قرار گرفته است. همچنين با استفاده از آزمون برونزايي اراي ه شده توسط گجراتي( 1999 (Gujarati, برونزايي و درون زايي متغيرهاي مقدار تقاضا و مقدار عرضه پنبه به صورت آماري بررسي شد. از آزمون هاسمن مسا له همزماني و وجود اريب ناشي از همزماني در معادلات استفاده گرديد. به علت عدم وجود همزماني در سيستم معادلات معادلات به صورت تخمين تك معادلهاي برآورد شدند. با توجه به خصوصيت دادهها و متغيرهاي موجود در مدل كه تركيبي از متغيرهاي هم جمع از درجه يك و صفر بودند روش مدل وقفههاي توزيعي خود رگرسيوني كه توسط پسران و شين (1998 Shin, (Pesaran and اراي ه شده است مورد استفاده قرار گرفت. بدين ترتيب با برآورد معادلات تقاضا و عرضه پنبه در ايران كششهاي قيمتي عرضه و تقاضاي پنبه تعيين گرديد تا اين كه آثار رفاهي رشد تكنولوژي مورد تجزيه و تحليل قرار گيرد. نمودار (1) آثار رشد تكنولوژي را در بازار پنبه ايران نشان ميدهد و در اثر رشد تكنولوژي نقطه تعادلي بازار از برخورد منحنيهاي عرضه و تقاضاي اوليه ) 0 P) 0, Q به ) 1 Q) 0, P منتقل ميشود. زيرا منحني عرضه پنبه به S 1 تغيير مكان مييابد و در نتيجه انتقال منحني عرضه به سمت راست نقطه تعادلي به b جابهجا ميشود و بهدنبال آن قيمت تعادلي بازار كاهش يافته و مقدار تعادلي افزايش پيدا ميكند. در روابطي كه به منظور محاسبه رفاه اجتماعي اراي ه شده است درصد كاهش در قيمت تعادلي بازار را با Z نشان داده كه به صورت زير تعريف ميشود: p1 p0 (3) Z = p 0 از طرف ديگر ميزان انتقال عمودي منحني عرضه به سمت پايين را با پارامتر k نشان ميدهيم. بنابراين ميتوان به اين نتيجه رسيد كه اگر K=k/P 0 باشد ميتوان نتيجه گرفت كه بين K وZ رابطه (ɛ+ Z=Kɛ/( Ƞ برقرار است كه در پيوست الف اثبات شده است كه در آن رابطه Ƞ قدر مطلق كشش قيمتي تقاضا و ɛ كشش قيمتي عرضه هستند. الف- اثر رشد تكنولوژي بر رفاه مصرفكنندگان در نقطه تعادلي اوليه a مازاد مصرفكننده برابر با ناحيه p 0 af ميباشد كه پس از انتقال منحني عرضه به سمت راست اين ناحيه به p 1 bf افزايش مييابد. بنابر اين ميتوان گفت كه در نتيجه اين جابهجايي به اندازه ناحيه p 1 p 0 ab به مازاد مصرفكنندگان افزوده ميگردد و اين در واقع همان رفاهي است كه در نتيجه رشد تكنولوژي عايد مصرفكنندگان ميشود. از لحاظ جبري همان طور كه آلستون و همكاران al.1997) (Alston et نشان دادهاند تغيير در مازاد مصرفكنندگان را ميتوان از طريق رابطه زير محاسبه

5 5 بررسي اثرات رفاهي رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه در ايران - سيد محمدرضا حسينيپور و همكار نمودار - 1 چگونگي تغيير نقطه تعادل و رفاه اجتماعي در نتيجه رشد تكنولوژي توليد ( 1 0. Zη) ΔCS = P Q Z نمود: ( 4) ب- اثر رشد تكنولوژي بر رفاه توليدكنندگان با توجه به شكل( 1 ) در نقطه تعادلي اوليه مازاد توليدكننده برابر با ناحيه I 0 P 0 a بوده كه پس از رشد تكنولوژي اين مازاد توليدكننده به ناحيه I 1 P 1 b مبدل ميگردد. با توجه به تساوي دو مثلث I 0 P 0 a و I 1 dc ميتوان نتيجه گرفت كه تغيير در مازاد توليدكننده برابر با ناحيه dp 1 bc ميباشد. به لحاظ جبري نيز همانطور كه آلستون و همكاران (1997 al., ( Alston et نشان داده اند اين تغيير در مازاد توليدكنندگان به واسطه جابهجايي منحني عرضه به سمت راست برابر است با: ΔPS = P ( 5) 0 Q0 ( K Z )( Zη) ج- اثر رشد تكنولوژي بر كل رفاه جامعه اگر بخواهيم اثر رشد تكنولوژي را بر روي كل رفاه جامعه بررسي نماييم بايد تا ثير آن را بر روي رفاه مصرفكنندگان و رفاه توليدكنندگان با يكديگر جمع نماييم. اين اثر كل را ناحيه dp 0 abc در شكل (1) مشخص ميكند. به لحاظ جبري مساحت ناحيه مزبور به صورت زير است: ( 6) ΔTS = ΔCS + ΔPS = PQ K Zη ( ) به منظو استفاده از اين روابط و محاسبه تغييرات رفاه در جامعه سناريوهاي مختلفي در خصوص درصد كاهش قيمت در نتيجه رشد تكنولوژي (Z) در نظر گرفته شده است. نتايج و بحث: براي رسيدن به توابع عرضه و تقاضاي پنبه چندين آزمون صورت گرفت. آزمون برونزايي براي دو متغير تقاضاي پنبه (مقدار كل مصرف پنبه) و عرضه پنبه (مقدار عرضه داخلي پنبه) انجام شد و نتايج نشان داد كه

6 مجله ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان فرضيه صفر مبتني بر برونزايي متغيرها رد ميشود و درونزا بودن متغييرها تاييد گرديد. آزمون همزماني معادلات در سيستم مورد نظر نشان داد كه همزماني در ميان معادلات سيستم مشاهده نگرديد و روشهاي تخمين تك معادلهاي برآوردهاي سازگار از پارامترهاي مدل را اراي ه ميدهند. تخمين توابع عرضه وتقاضاي پنبه با استفاده از نرم افزار Microfit 4 صورت گرفت و به علت وجود تركيبي از متغيرهاي هم جمع از درجه هاي يك و صفر در توابع از روش برآور وقفه هاي خود توزيعي رگرسيوني (ARDL) بهره گرفته شد. در پيوست شماره ب آزمون ريشه واحد كليه متغيرها انجام گرفته است. همانطور كه بيان شد هدف تخمين بهدست آوردن كششهاي قيمتي عرضه و تقاضا براي پنبه ميباشد. روابط( 7 ) و (8 ) بهترين رابطه كوتاه مدت بهدست آمده از روش ARDL را به ترتيب براي توابع تقاضا و عرضه داخلي پنبه در ايران نشان ميدهند. در بهدست آوردن تعداد وقفه بهينه در معادلات زير از معيار شوارتز استفاده شده است. LnQd = LnPd 0.28 LnY LnP ( 7) SE: (0.055) (0.09) (0.13) (0.225) LnQS = LnPs LnPS ( 1) 0.15LnP LnA 0.41LnA( 1) (8) SE : (0.36) (0.11) (0.084) (0.512) (0.1) (0.086) پس از تخمين روابط كوتاه مدت در مرحله بعد روابط بلند مدت برآورد شدند كه به صورت زير ميباشند: LnQd = LnPd LnY LnP ( 9) SE : (0.55) (0.09) (0.14) (0.73) Prob : (0.00) (0.01) (0.81) (0.07) LnQs = LnPs LnP+0.32L n A ( 10) SE: (0.36) (0.14) ( 0.15) (0.1) Prob: (0.00) (0.15) (0.35) (0.01) و در رابطه بلند مدت بهدست آمده براي تابع تقاضا متغيرهاي قيمت تقاضا و قيمت شاخص مصرفكننده در سطح 90 درصد معني دار بوده و علامت بهدست آمده براي متغيرها نيز مطابق انتظار ميباشد. رابطه منفي بين قيمت كالا و مقدار تقاضاي آن و رابطه مثبت بين مقدار تقاضا و سطح درآمد و همچنين رابطه مثبت بين مقدار تقاضا و قيمت شاخص مصرفكننده شواهدي بر اين ادعا ميباشند. از طرف ديگر در تابع عرضه برآورد شده متغير قيمت عرضه كالا در سطح 95 درصد معنيدار بوده و علامت آن نيز مطابق با انتظار است. همچنين متغير قيمت شاخص مصرفكننده نيز طبق انتظار قبلي داراي علامت منفي ميباشد. بدين ترتيب كشش قيمتي تقاضاي پنبه تقريبا 0/29- و كشش قيمتي عرضه براي پنبه 0 22/ تعيين شدند. جدول (1) محاسبات مربوطه به رفاه اجتماعي و اجزاي آن را در اثر توسعه تكنولوژي توليد پنبه نشان ميدهد. در اين محاسبات سه سناريو در نظر گرفته شده است. در سناريوي اول فرض شده است كه رشد سطح تكنولوژي موجب كاهش سطح قيمت به ميزان 2 درصد شده است در حالي كه سناريوي دوم اين كاهش قيمت را 3 درصد فرض نموده و سناريوي سوم كاهش سطح قيمت را 5 درصد در نظر گرفته است. همچنين در محاسبات صورت گرفته از مقادير و قيمتهاي آخرين سال مطالعه يعني سال 1383 استفاده شده است.

7 7 بررسي اثرات رفاهي رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه در ايران - سيد محمدرضا حسينيپور و همكار جدول 1 - محاسبات صورت گرفته و متوسط اثرات رفاهي توليد مصرف و كل اثرات ناشي از رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه ايران سناريوي اول سناريوي دوم سناريوي سوم ماخذ: يافتههاي تحقيق ΔTS ΔPS ΔCS K 0 /046 0 /069 0 /115 Z 0 /02 0 /03 0 /05 در جدول فوق ميتوان مقادير تغيير در مازاد مصرفكننده و تغيير در مازاد توليدكننده را بر حسب ريال و در هر سه سناريو مشاهده نمود. و در هر سه سناريو نسبت مازاد توليدكننده به مازاد مصرفكننده ثابت و برابر با 1/6 ميباشد. در واقع در نتيجه رشد تكنولوژي منافعي كه عايد توليدكنندگان ميشود در حدود دو برابر منافعي است كه مصرفكنندگان بهدست ميآورند. نكته ديگري كه ميتوان به آن توجه نمود اين است كه تنها اگر رشد تكنولوژي بتواند قيمت را به ميزان 1 درصد كاهش دهد اين امر موجب افزايش رفاه كلي جامعه به ميزان 50 درصد خواهد شد. اين موضوع را ميتوان با مقايسه سناريوهاي اول و دوم دريافت. در نهايت با توجه به تا ثير بسيار زيادي كه رشد تكنولوژي بر رفاه جامعه و به خصوص به رفاه توليدكنندگان در جامعه دارد بسيار لازم و ضروري به نظر ميرسد كه براي حمايت از توليدكنندگان دولت زمينههاي رشد تكنولوژي و بهكارگيري تكنولوژيهاي جديد را بيشتر فراهم نموده و در اين زمينه سرمايه گذاريهاي بيشتري انجام شود. نتيجهگيري پنبه محصول عمده كشاورزي است و به عنوان نهاده اصلي در كنار نهادههاي فرعي در صنايع نساجي و واحدها و فعاليت هاي وابسته به آن به انواع گوناگون منسوجات مصرفي تبديل مي گردد. توسعه و بهبود تكنولوژي تبديل باعث ميشود توليد و عرضه منسوجات و پوشاك پنبهاي در جامعه افزايش يافته و به دنبال آن تقاضاي اضافي براي پنبه خام و طبيعي به وجود ميآيد. واردات و يا توليد داخلي ميتوانند تقاضاي اضافي مزبور را جبران نمايند. اگر تكنولوژي توليد محصول پنبه بهبود و توسعه يابد در اين صورت توليد آن بيشتر شده و در نتيجه تقاضاي اضافي مزبور تامين ميگردد. از طرف ديگر افزايش عرضه پنبه موجب انتقال منحني عرضه به سمت راست خواهد شد. هدف مقاله حاضر محاسبه رفاه اجتماعي و اجزاي آن است كه از انتقال منحني عرضه در اثر رشد و توسعه تكنولوژي توليد پنبه ناشي ميشود. البته بايد توجه نمود عوامل متعددي نظير افزايش سطح زير كشت پرداخت يارانههاي نهادهاي به كشاورزان افزايش قيمتهاي تضميني خريد محصولات كشاورزي و نيز ساير ابزارها و سياستهاي حمايتي دولت ميتوانند باعث تغيير مكان منحني عرضه به سمت پايين شوند. بنابراين روش كاربرد در اين مقاله را ميتوان به ساير ابزارهاي سياستي و حمايتي دولت بسط و گسترش داد. در اين مقاله نتيجه اصلي اين است كه رشد تكنولوژي در توليد پنبه منافعي را نصيب توليدكنندگان كشاورزي پنبه ميكند كه در حدود دو برابر منافعي است كه عايد تقاضاكنندهگان نهاده پنبه ميباشد پس از آنجايي كه رشد تكنولوژي در رفاه جامعه و اجزاي آن و به خصوص رفاه توليدكنندگان تاثير زيادي ميگذارد جا دارد براي حمايت از توليدكنندگان پنبه دولت زمينههاي رشد تكنولوژي و شيوههاي جديد توليد را بيشتر فراهم نمايد و در اين راستا سرمايه گذاريهاي بيشتري انجام پذيرد.

8 P 1 مجله ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان پيوستها الف- براي تعيين رابطه (ɛ+ Z=(Kɛ)/( Ƞ توابع عرضه و تقاضا را بدون انتقال عرضه به صورت Q d =b 0 -b 1 P, Q s =a 0 +a 1 P مينويسيم و از حل آنها قيمت ) 1 P 0 =(b 0 -a 0 ) / (b 1 +a بهدست مي آيد. اگر پارامتر انتقال عرضه k باشد در اين صورت تابع عرضه جديد به صورت زير نوشته مي شود Q s =a 0 +a 1 (P+k)=(a 0 +a 1 k)+a 1 P چون معادله تقاضا بدون تغيير باقي ميماند لذا قيمت جديد به صورت ε = ( a 1Po )/ Qo, η= ( b1 Po )/ Qo ميشود. كششهاي قيمتي تقاضا و عرضه P 1 = P o ( a1 k) /( b1 + a1) a آنها بهدست ميآيند. با قرار دادن آنها در 1 = ( ε Q o ) / Po, b1 = ( η Q o تعريف ميشوند و از / Po ) معادله رابطه مورد اشاره حاصل ميشود. ب- جدولهاي (ب- 1 ) و (ب- 2 ) نتايج آزمونهاي ريشه واحد را بر روي متغيرها نشان ميدهند. دو آزمون معروف ريشه واحد يعني DF GLS و Ng-Perronبا فرض حداكثر طول وقفه 2 و همچنين سطح معنيداري %5 (سطح اطمينان %95 ) بر روي متغيرها انجام شد. در مورد هر دو آزمون ابتدا تنها با در نظر گرفتن عرض از مبدأ و بدون وجود روند آزمونها صورت گرفت. نتايج اين آزمونها در جدول(ب- 1 ) آورده شده است. سپس اين دو آزمون در حالت وجود عرض از مبدأ و روند صورت گرفت كه نتايج آنها نيز در جدول (ب- 2 ) خلاصه شده است. از آنجا كه مقدار بحراني آزمون DF GLS در وضعيت وجود تنها عرض از مبدأ برابر با 1/97- و GLS GLS مقادير بحراني آمارههاي MZB GLS MZ t MZ a و MPT GLS در اين وضعيت به ترتيب برابر با 8/1-1/98-0/23 و 3/17 ميباشد كه بر اساس آزمون DF GLS در مورد همه متغيرها به جز متغير LnA نميتوان فرضيه صفر وجود ريشه واحد را رد نمود. به عبارت ديگر تنها متغير سطح زير كشت ايستا بوده و ديگر متغيرها نا ايستا ميباشند. البته همانطور كه در قسمت سمت راست اين جدول مشاهده ميشود با يكبار تفاضل گيري از متغيرها ايستا ميشوند (چرا كه مقادير محاسبه شده درحالت سطح متغيرها به لحاظ جبري از مقادير بحراني بزرگتر هستند و با يكبار تفاضلگيري كوچكتر ميشوند). از طرف ديگر دو آماره آزمون Ng-Perron مثبت و دو آماره ديگر آن منفي ميباشند. هر چند كه با آمارههاي منفي اين آزمون در مورد همه متغيرها نميتوان نتيجه گرفت كه با يكبار تفاضلگيري متغيرها ايستا ميشوند اما آمارههاي مثبت اين آزمون اين مسا له را نشان ميدهند (با نگاهي به آمارههاي مثبت MPT GLS و MZB GLS ديده ميشود كه در حالت سطح متغيرها مقادير محاسبه شده براي تمامي متغيرها به جز سطح زير كشت از مقدار بحراني بزرگتر است و با يكبار تفاضلگيري اين مقادير محاسبه شده از مقدار بحراني كوچكتر ميشوند). در نتيجه ميتوان گفت كه با در نظر گرفتن تنها عرض از مبدأ متغيرهاي مورد نظر يا (0 )I هستند و يا (1 )I. نتايج تقريبا مشابهي را در حالت وجود هم عرض از مبدأ و روند با توجه به جدول (ب- 2 ) ميتوان مشاهده نمود. لازم به GLS GLS ذكر است كه در اين وضعيت مقادير بحراني آمارههاي MZB GLS MZ t MZ a و MPT GLS به ترتيب برابر با 17/3-2/91-0/16 و 5/48 بوده و مقدار بحراني آزمون DF GLS برابر با 3/19- ميباشد.

9 9 بررسي اثرات رفاهي رشد سطح تكنولوژي توليد پنبه در ايران - سيد محمدرضا حسينيپور و همكار جدول(ب- 1 ): نتايج آزمونهاي و Ng-Perron با فرض وجود تنها عرض از مبدأ و سطح اطمينان %95 DF GLS LnQd LnQs LnPd LnPs LnP LnA LnY در سطح متغيرها در حالت تفاضلگيري مرتبه اول 2/01 1/46 3/2 1/26 0/39 7/54 2/94 6/58 1/71 0/21 DF GLS 1/78 3/59 1/32 0/36 6/79 3/17 6/83 1/83 0/21 3/12 0/68 2/49 0/97 0/39 9/02 4/38 14/48 2/47 0/13 2/4 0/68 2/5 0/98 0/39 9/01 4/38 14/49 2/47 0/13 2/4 1/2 21/28 3/17 0/24 1/44 2/03 4/07 1/41 0/13 3/02 3/05 29/2 3/8 0/23 0/89 3/51 24/37 3/46 0/14 1/1 1/43 1/23 0/8 0/64 33/91 3/26 2/6 1/14 0/22 0/37 GLS GLS GLS GLS MZ MZ MZB GLS MPT GLS DF GLS MZ MZ MZB GLS MPT GLS a t a t جدول(ب- 2 ): نتايج آزمونهاي در حالت تفاضلگيري مرتبه اول و Ng-Perron با فرض وجود عرض از مبدأ و روند و سطح اطمينان 95 % در سطح متغيرها LnQd LnQs LnPd LnPs LnP LnA LnY MZB GL MPT GL DF GLS MZB GL GLS GLS GLS GLS DF GLS MZ MZ S S DF GLS MZ MZ S MPT GLS a t a t 1/55 0/16 5/22 5/84 3/15 1/25 0/36 25/6 3/42 1/42 1/83 4/42 1/46 0/33 20/8 3/91 21/92 3/29 0/15 4/24 1/94 2/8 1/01 0/35 27/14 6/64 23/96 1/37 0/13 4/55 1/94 2/8 1/01 0/35 27/14 6/64 23/96 1/37 0/13 4/55 2/1 12/2 2/36 0/19 7/97 3/72 3/96 1/35 0/16 4/67 3/01 23/9 3/45 0/14 3/83 3/6 26/8 3/62 0/13 3/59 2/58 4/8 1/4 0/29 17/86 4/23 1/89 0/97 0/11 4/8 منابع 1- احمديان م.( 1384 ). بررسي اثر قيمت تضميني بر اجزاي هزينه حمايتي دولت در ادغام بازارهاي عمده فروشي و سر مزرعه در ايران اقتصاد كشاورزي و توسعه سال سيزدهم شماره 52 صفحات بخشوده م. شفيعي ح. ( 1385 ). بررسي اثرات حمايتي سياست خريد تضميني روي سطح زير كشت و عملكرد پنبه سيب زميني و پياز در استان فارس علوم و فنون كشاورزي و منابع طبيعي سال دهم شماره سوم(ب) پاييز خسروي ا. و تركماني ج. (1379). تخمين تابع عرضه صادرات پنبه و بررسي رابطه بين صادرات و بهره وري و توليد آن مجموعه مقالات سومين كنفرانس اقتصاد كشاورزي ايران مشهد 29 بهمن تا اسفند شوشتريان ا. بخشوده م. (1386). بررسي اثر آزادسازي بازار گندم ايران بر روي رفاه اجتماعي مجله علمي كشاورزي جلد 30 شماره فرياد رس و. چيذري ا.ح و مرادي ا.( 1381 ). اندازهگيري و مقايسه كارايي پنبهكاران ايران اقتصاد كشاورزي و توسعه سال دهم شماره ص. 5- مركز پژوهشهاي مجلس شوراي اسلامي سايت اينترنتي

10 مجله ترويج و اقتصاد كشاورزي سال اول شماره 4 زمستان Alston, J.M.,G. W. Norton and P.G.Pardey (1997), Science under scarcity (principle and practice for agricultural research evaluation and priority setting), CAB international (ISNAR),UK. 7- Dartman G. F. and W. L. Nieuwoudt (May Estimating Social Costs of Alternative Sugar Policies in South Africa, J. Agr. Eco. Vol. XXXVIII. PP: Fuglie, K. O. (February Measuring Welfare Benefits from Improvements in Storage Technology with an Application to Tunisian Potatoes, Amer. J. Agr. Econ. 77, PP: Gujarati, D.N. (1990). Basic Econometrics. New York, Mc Graw Hill International Editions, PP: Larergne, P. V. Regailart and M. Simione, (Febrary, 2001). Welfare Losses due to Market Power, Hicksian versus Marshallian Measurment, Amer. J. Agr. Econ., PP:38(1), Lianos T. P. and G. Rizopoudo, (January 1989). Estimation of Social Welfare Weights in Agricultural Policicy, the Case of Greek Cotton. J. Agri. Econ. Vol. 39, No. PP: Pesaran.H., and Shin, Y An Autoregresive Distributed Lag Modelling Approach to cointegration analysis: The ragnar frish centennial symposium, econometric society monograph. In (ed) S Strom, Econometrics and Economic Theory in the 20 th Century: The Ragnar Frish Centennial Symposium, Chapter 11. Cambridge University Press, Cambridge, pp: