چکيده مقدمه.

جلالی مقدم و ترکمانی: اثرات مخارج عمرانی دولت بر رشد بهرهوری در مناطق روستايي ايران. ۶۱ مجله علوم كشاورزي ايران دوره ٣٨ ٢ شماره (۶۱ ۶۷) ١٣٨٦ ١ ۱ اثرات مخارج عمراني دولت بر رشد بهرهوري در مناطق روستايي ايران ۲ ۱ الهام جمالی مقدم و جواد ترکمانی* ۲ دانشجوی سابق کارشناسی ارشد و استاد دانشکده کشاورزی دانشگاه شيراز (تاريخ دريافت: ۸۳/۹/۱۴ تاريخ تصويب: ۸۴/۱۲/۱۶) چکيده تحقيق حاضر با هدف تعيين اثرات مخارج عمراني دولت بر رشد بهرهوري در روستاهاي ايران انجام شد. در اين رابطه ابتدا با استفاده از ا مارهاي دوره زماني ١٣٥٠ الي ١٣٨٠ سيستم معادلاتي از متغيرهاي تا ثيرگذار بر رشد بهرهوري روستايي اراي ه گرديد. اين معادلات شامل توابع رشد بهرهوري كل عوامل توليد كشاورزي ا بياري توابع جاده و نرخ باسوادي است. به منظور تعيين روش برا ورد اين توابع پس از اطمينان از وضعيت ايستايي دادهها از ا زمونهاي اريب همزماني و قطري بودن ماتريس واريانس كوواريانس جملات پسماند استفاده شد. با توجه به نتايج اين ا زمونها معادلات سيستم همزمان مطالعه به روش حداقل مربعات سه مرحله اي برا ورد گرديد. سپس تاثيرات نهايي مخارج دولت بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد از طريق محاسبه كشش هاي جزيي محاسبه شد. نتايج مطالعه نشان داد كه سرمايهگذاري عمراني در امر ا بياري داراي بيشترين اثر بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد است. سرمايهگذاري در تحقيق و ترويج كشاورزي نيز بر رشد بهرهوري كل تا ثير مثبت نشان داد. واژههای کليدی: مخارج عمراني رشد بهرهوري كل عوامل توليد حداقل مربعات سه مرحله اي مقدمه طي چند دهه گذشته كشورهاي عضو سازمان بهرهوري ا سيايي براي بهبود بهرهوري كشاورزي در چارچوب سياست هاي توسعه ملي كوششهايي را انجام دادهاند. اين تلاشها شامل سرمايهگذاري تحقيق و توسعه كشاورزي و سرمايهگذاري در امور زيربنايي روستاها حمايتهاي قيمتي از محصولات كشاورزي اراي ه خدمات حمايتي از قبيل اعتبارات روستايي و پرداخت يارانه به برخي از نهاده هاي توليد مي باشد. با اين حال تغيير در بهرهوري كشاورزي در ايران مطلوب نبوده است (۴). در ايران روستاها بيشتر به عنوان منبع توليد مواد مورد نياز شهري به ويژه كالاهاي خوراكي مورد توجه است. در حالي كه اين روستاها از منابع ملي كمتر بهرهمند شدهاند. اين امر پيامدهاي نامطلوبي در بر داشته كه همراه با اثرات حوادث طبيعي نظير كم ا بي و خشكسالي و همچنين جاذبه هاي شهري منجر به تخليه تدريجي روستاها و در نتيجه تشديد فقر و پديده توسعه نيافتگي شده است. افزون بر اين پايين بودن سطح بهرهوري و نيز مولد نبودن برخي از مشاغل از جمله عوامل مهم تشديد فقر در مناطق روستايي ايران است. بر اين اساس ارتقاء بهرهوري گروههاي كم درا مد و افزايش ضريب بازدهي برخي از مشاغل ميتواند به عنوان يك استراتژي مهم در امر فقرزدايي محسوب گردد (٤). به منظور تعيين ميزان موفقيت دولت در افزايش بهرهوري كشاورزي لازم است برنامههاي مختلف توسعه كه در جهت افزايش سطح بهرهوري در گذشته و حال به اجرا درا مده از نظر ثمر بخشي مورد ارزيابي دقيق قرار گيرد. به عبارت ديگر بررسي عوامل مو ثر بر بهرهوري ميتواند موجب تقويت دولت در اجراي هرچه مو ثرتر برنامه هاي توسعه اقتصادي گردد (٧). E-mail:torkamanijavad@yahoo.com * نويسنده مسي ول: جواد ترکمانی تلفن: ۲۲۸۶۰۸۲ ۰۷۱۱

مجله علوم کشاورزی ايران دوره ۲ ۳۸ شماره ۱ ۱۳۸۶ ۶۲ در زمينه تعيين رشد بهرهوري روسگرنت و اونسون (١٩٩٥) رشد بهرهوري كل عوامل و همچنين منابع ايجاد رشد در بهرهوري شامل سرمايهگذاريهاي خصوصي و دولتي و نرخ بازده سرمايهگذاريهاي دولتي را در كشاورزي هندوستان مورد بررسي قرار دادهاند. در اين مطالعه از شاخص تيل به منظور محاسبه رشد بهرهوري كل استفاده گرديد. نتايج حاكي از ا ن بوده كه رشد بهرهوري كل در بخش كشاورزي هند از طريق سرمايهگذاريها به ويژه در تحقيقات ترويج بازارها و ا بياري افزايش يافته است. وانگ و سنگ (١٩٩٧) با استفاده از دادههاي ١٩٧٦ الي ١٩٩٥ و با تخمين تابع توليد به روش ترانسلوگ رشد بهرهوري كل عوامل توليد در سنگاپور را بررسي كردند. در اين مطالعه عوامل توليد شامل نهاده هاي نيروي كار و سرمايه است. نتايج مطالعه ا نها نشان داد كه بهرهوري علي رغم كاهش در اواخر دهه ١٩٧٠ و اوايل ١٩٨٠ به طور كلي افزايش يافته است. كوروراتون (٢٠٠٢) بهرهوري كل عوامل توليد براي دوره زماني ١٩٦٧ الي ٢٠٠٠ را در كشور فيليپين محاسبه نمود. در اين مطالعه به منظور تعيين بهرهوري كل از روش برا ورد تابع توليد كل استفاده شد. نتايج نشان دهنده ا ن بوده است كه در كشور فيليپين علي رغم افزايش سهم نيروي كار ماهر در كل اشتغال ميزان مساعدت اين نهاده به رشد بهرهوري كل عوامل توليد در طول زمان كاهش يافته است. گردين (٢٠٠٢) الگوهاي رشد اقتصادي و بهرهوري در كشاورزي كنيا براي دوره زماني ١٩٦٤ الي ١٩٩٦ را بررسي كرده است. او به منظور تعيين رشد بهرهوري از برا ورد تابع توليد كل عوامل كشاورزي شامل نيروي كار سرمايه و نهادههاي واسطهاي به فرم ترانسلوگ استفاده نمود. بر اساس نتايج اين مطالعه نيروي كار تا ثيرگذاري اندكي بر رشد بهرهوري كل داشته است. همچنين نهاده سرمايه در مقايسه با عوامل ديگر توليد تا ثير بيشتري بر رشد توليدات كشاورزي داشته است. در ايران اكبري و رنجكش (١٣٨٢) نرخ رشد بهرهوري كل عوامل توليد براي بخش كشاورزي اقتصاد ايران در دوره زماني ١٣٤٥ الي ١٣٧٥ را محاسبه كردند. بدين منظور از شيوه مطلق روش محاسبه رشد با استفاده از ا مار سريهاي زماني استفاده شده است. ا نها با محاسبه تابع توليد بخش كشاورزي به روش كاب داگلاس رشد بهرهوري كل عوامل توليد را تعيين كردند. نتايج اين مطالعه نشان داد كه نرخ رشد بهرهوري كل عوامل توليد در بخش كشاورزي داراي نوسان زيادي بوده و سطوح اين بهرهوري نيز روندي صعودي داشته است. به طور كلي در مطالعات اندكي رابطه مخارج دولت با رشد بهرهوري بررسي شده است. در اين رابطه در بيشتر مطالعات روند رشد بهرهوري و روشهاي مختلف برا ورد ا ن مورد بررسي قرار گرفته است. بدين منظور در مطالعه حاضر تا ثير سرمايهگذاريهاي عمراني دولت در امور زير بنايي روستاها كه يكي از تلاش هاي دولت در جهت افزايش بهرهوري در بخش كشاورزي محسوب ميشود مورد بررسي قرار گرفته است. منظور به (TFP ), كشاورزي گرديد. و مواد و روشها ١ محاسبه رشد بهرهوري كل عوامل توليد از روش برا ورد تابع توليد كل محصولات تعيين سهم هر يك از عوامل توليد استفاده در محاسبه رشد بهرهوري به روش برا ورد تابع توليد به محاسبه كششهاي عوامل توليد نياز است. به منظور محاسبه رشد بهرهوري كل عوامل توليد در بخش كشاورزي از رابطه زير استفاده شد: TFP ρ t (٢ t = = qt α. lt β. kt t كه l t q t و k t به ترتيب نرخ رشد ستانده نيروي كار و سرمايه در بخش كشاورزي و نيز نرخ رشد بهرهوري كل عوامل توليد است. ρ t (٣ به منظور بررسي رابطه بين سرمايهگذاريهاي عمراني دولت و رشد بهرهوري روستايي در ايران در مطالعه حاضر از يك سيستم معادلات استفاده شد (۱۰). شكل ساختاري سيستم معادلات همزمان در اين مطالعه به صورت زير است: TFP= F( RDE, RDE -1, RDE -i,ir, LITE, ROADS, T) 1. Total Factor Productivity

۶۳ جمالی مقدم و همکاران:اثرات مخارج عمرانی دولت بر رشد... IR= F (IRE,IRE -1, IRE J,PVELE, T) ( ٤ ROADS= F (ROADE -1,, ROADE -K, T) (٥ LITE= F (EDE, EDE -1,, EDE M, T) (٦ كه متغيرهاي اين سيستم معادلات درجدول ١ ا ورده شده است: جدول ١ متغيرهاي موجود در سيستم مخارج دولت بر روي ا موزش روستايي درصد كل سطح زير كشت تحت سيستم ا بياري (خصوصي و دولتي) نرخ باسوادي جمعيت روستايي مخارج دولت بر روي ا بياري تراكم جاده اي در مناطق روستايي رشد بهرهوري كل (در سطح ملي) مخارج دولت بر روي R&D كشاورزي مخارج دولت بر روي جاده هاي روستايي درصد روستاهايي كه برق دارند متغير روند EDE IR LITE IRE ROADS TFP RDE ROADE PVELE T در معادله ٣ رابطه مربوط به رشد TFP در كشاورزي بررسي مي شود. در اين معادله رشد TFP تابعي از مخارج جاري و با وقفه دولت در امر تحقيقات و توسعه كشاورزي درصد سطح زير كشت تحت ا بياري در كل سطح زير كشت نرخ باسوادي جمعيت روستايي تراكم جاده اي و متغير روند زماني در نظر گرفته شده است. معادله ٤ رابطه بين درصد سطح زير كشت ا بياري را با متغيرهاي مخارج دولت در امر ا بياري درصد برق داري روستاها و متغير روند زماني بررسي مي كند. و ٥ معادلات ٦ به ترتيب رابطه بين مخارج دولت (جاري و با وقفه) در امور جاده سازي ا موزش را با تراكم جاده اي و نرخ باسوادي نشان مي دهد. براي تعيين تعداد وقفه مخارج عمراني دولت در امور مختلف از الگوي اقتصادسنجي كلان طراحي شده توسط سازمان برنامه و بودجه (١٣٧٩) استفاده شد. همچنين به منظور اطمينان از تعداد بهينه وقفه ها وقفه هاي توزيعي ١ چند جمله اي تعيين گرديد (صديقي و همكاران ٢٠٠٠). بدين ترتيب متغير مخارج دولت در امر تحقيق و ترويج كشاورزي در سال جاري و نيز با يك وقفه در مدل لحاظ شده است. به منظور تعيين تاثيرات نهايي و كشش انواع مختلف مخارج عمراني دولت بر رشد بهرهوري توليدات كشاورزي از معادلات موجود در سيستم معادلات همزمان مشتق جزي ي به نحو زير گرفته شده است. تاثير سرمايهگذاري دولت در امر ا بياري ) در مدل لگاريتمي) در سال رشد بهرهوري در سال t بر روي افزايش t به صورت ذيل محاسبه شد: dtfp/dire t =(δtfp/δir)(δir/δire t ) ( ٧ در سال تاثير سرمايهگذاري دولت در امر جاده سازي روستايي زير محاسبه گرديد: t بر روي رشد بهرهوري در همان سال به صورت dtfp/droade t =(δtfp/δroads)(δroads/δroade t ) (٨ تاثير سرمايهگذاري دولت در امر ا موزش در سال t بر روي رشد بهرهوري كل عوامل توليد در اين سال به صورت زير برا ورد شد: dtfp/dede t =(δtfp/δlite)(δlite/δede t ) (٩ تا ثير سرمايهگذاري عمراني دولت در امر تحقيق و ترويج كشاورزي نيز مستقيما از طريق محاسبه درصد تغييرات رشد بهرهوري كل نسبت به درصد تغييرات در سرمايهگذاري در امر تحقيق و ترويج كشاورزي بدست ا مد. پس از محاسبه كشش هاي فوق ا زمون معني داري كششها با استفاده از روش پيشنهادي گرين (٢٠٠٠) انجام شده است. در اين روش يك تقريب خطي سري تيلور براي محدوديت هاي غير خطي (فرضيه صفر) به نحو زير برا ورد گرديد: H 0 : c(β) = q (۱۰ c(β) داراي تقريب خطي تيلور به صورت زير كه ميباشد: c ( β ^ ) c ( β ) + (١١ ( c ( β ) / β ) ( β ^ β ) 1. Polynomial distributed lag

مجله علوم کشاورزی ايران دوره ۲ ۳۸ شماره ۱ ۱۳۸۶ ۶۴ به منظور تعيين واريانس تابع غيرخطي β از تقريب (١٢) استفاده مي گردد: Var[ c( β ^ )] ( c( β )/ β ) Var[ β ^ ]( c( β ) / β )( ١٢ در رابطه (١٢) مشتقات واريانس تابعي از پارامترهاي نامشخص معادلات ميباشد. به منظور بررسي رابطه بين مخارج دولت و رشد بهرهوري در مناطق روستايي ايران در دوره ١٣٨٠ ١٣٥٠ از منابع ا ماري مختلفي استفاده گرديده است. ا مارهاي مربوطه به سرمايهگذاري عمراني دولت در امور مختلف روستايي از طريق قوانين بودجه كشوري سالهاي مختلف مصوب مجلس شوراي اسلامي براي دوره مذكور جمع ا وري شده است. همچنين از ا مارهاي مربوط به مو سسه مطالعات و توسعه (P.D.S) بهره گرفته شده است. پس از جمع ا وري داده ها و ا مار لازم داده هاي مربوط به مخارج عمراني دولت در امور روستايي از طريق شاخص بهاي كالاها و خدمات مصرفي درمناطق روستايي ايران تعديل و همگي به صورت قيمت هاي ثابت بر مبناي سال پايه ١٠٠=١٣٧٤ تنظيم شدند. به منظور برا ورد توابع موجود در سيستم معادلات بنابه ضرورت از ا زمونهايي مختلف از جمله ا زمون ايستايي متغيرها شكست ساختاري و ا زمون قطري بودن استفاده شد. از ا زمون ايستايي نه مرحله اي در قالب ا زمون هاي ديكي فولر و ديكي فولر تعميم يافته براي بررسي موضوع ايستايي استفاده شد. سپس ا زمون شكست ساختاري در مورد متغيرهايي كه در سطح ايستا نبودند صورت گرفت و ١ متغيرهاي موهومي در هر موردي كه ا زمون شكست ساختاري تاي يد گشت در مدل به كار گرفته شد. پس از بررسي اين مساله ا زمون همزماني سيستم معادلات همزمان با استفاده از ا زمون هاوسمن (١٩٧٦) در مورد توابع به كار رفته در سيستم انجام شد (۱۵). به منظور تعيين استراتژي برا ورد توابع به فرم سيستمي يا تك معادله ا زمون قطري بودن ماتريس واريانس كوواريانس جملات پسماند معادلات سيستم صورت گرفت. بر اساس نتايج اين ا زمون قطري بودن ماتريس واريانس كوواريانس جملات پسماند پذيرفته شد. لذا از برا وردهاي سيستمي به منظور تخمين پارامترهاي موجود در معادلات استفاده گرديد. به منظور تعيين قابليت تشخيص معادلات ٢ موجود در سيستم شرايط ترتيب و رتبه اي بررسي گرديد و بر اساس نتايج اين ا زمون تمامي معادلات بيش از حد مشخص بودند. براي برا ورد سيستم معادلات اين مطالعه از روش حداقل مربعات سه مرحله اي استفاده شد. از ا ماره R كارتر_نيگر ( R cn) به نحو زير براي ا زمون اعتبار معادلات تخمين زده شده استفاده گرديد: R 1 cn = ( MSE / Y MSE = 1 / t (Y s Y a ) ( ١٣ مقدار تخمين زده شده براي متغير s كه Y ميانگين a وابسته Y مقدار واقعي متغير وابسته و MSE مربع خطا و y واريانس متغير وابسته مقدار اين است. ا ماره براي هر يك از معادلات به صورت جداگانه محاسبه شد. اين ا ماره نشان مي دهد كه معادلات برا ورد شده توانسته اند درصد نسبتا بالايي از تغييرات متغيرهاي وابسته را توضيح دهند. ا ماره t انجام شد. ا زمون معني داري ضرايب با استفاده از براي تعيين اعتبار الگوي معادلات همزمان اين مطالعه از روش تحليل حساسيت الگو نيز استفاده گرديد. در تحليل حساسيت الگو عكس العمل مدل نسبت به زمان شروع بررسي الگو تعيين ميگردد. اگر با تغيير زمان شروع مقدار عددي ا ماره هاي كمي تفاوت اساسي نداشته باشند ميتوان نتيجه گرفت كه مدل نسبت به زمان شروع حساس نخواهد بود (۳). نتايج و بحث نتايج حاصل از ا زمون هاي ايستايي و شكست ساختاري در پيوست اراي ه شده است. در زير نتايج حاصل از برا ورد معادلات سيستم به روش 3 SLS ا ورده شده است. 3. Order and Rank Conditions (١٤. Dummy variables

۶۵ جمالی مقدم و همکاران:اثرات مخارج عمرانی دولت بر رشد... TFP=3/59E-06RDE *-3/1-06RDE -1 * +7/3IR*- /9LITE+0.017ROADS*-46/9T R CN = 0.7 IR=-/04E-8IRE*+4/81E-8IRE -1 *+0/49PVELE* ( ١٥ -/16T* R CN = 0.53 ROADS=-1/561E-5ROADE+1/76E-5ROADE - 1*+١٠٢٠ T R CN = 0.55 ( ١٦ LITE=-4/41E-10EDE-1/93E-10EDE -1-0.16 T* ( ۱۷ معني داري در سطوح ٥ و ١٠ درصد معادلات * R CN = 0.31 تا ١٤ ١٧ به ترتيب نمايانگر توابع رشد بهرهوري كل عوامل توليد ا بياري جاده و نرخ باسوادي است. معادله ١٤ نشان مي دهد كه مخارج عمراني دولت در امر تحقيق و ترويج كشاورزي در سال جاري داراي رابطه مثبت و معني داري با متغير رشد بهرهوري كل عوامل توليد است. اما مخارج عمراني دولت در امر تحقيق و ترويج كشاورزي با يك سال وقفه تا ثير منفي بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد دارد. لازم به ذکر است که بر اساس مطالعات فن هيزل و تورت (٢٠٠٠) و فن (٢٠٠٣) در محاسبات مربوط به تعيين کششهاي فقر نسبت به سرمايه گذاري هاي دولت برا يند و مجموع ضرايب سرمايه گذاري هاي دولت حاي ز اهميت است. جدول, بر اين اساس با توجه به نتايج برا يند سرمايه گذاري هاي عمراني دولت در امر تحقيق و ترويج کشاورزي مثبت مي باشد و در مجموع بهره وري کل عوامل توليد را افزايش مي دهد. همچنين درصد كل سطح زير كشت ا بي تا ثير مثبتي بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد دارد ) معادله ١٤). به نحوي كه يك درصد افزايش در سطح زير كشت ا بي رشد بهرهوري كل عوامل توليد را به ميزان ٧/٣ درصد افزايش مي دهد. طول جادههاي روستايي كل كشور تا ثير مثبت بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد دارد. به طوري كه يك درصد افزايش در طول جاده هاي روستايي بهرهوري كل عوامل توليد را حدود ٠/٠٢ درصد افزايش مي دهد. همچنين ا ماره R كارتر نيگر در معادله اين ا ماره نشان است. ٠/٢٧ ميدهد كه معادله برا ورد شده توانسته است حدود ٢٧ درصد از تغييرات متغير وابسته را توضيح دهد ) معادله ١٤). بر اساس معادله ١٥ متغير سرمايهگذاري دولت در امر ا بياري محصولات كشاورزي تا ثير منفي و معني داري بر سطح زير كشت ا بي دارد. از طرفي ديگر سرمايهگذاريهاي عمراني دولت در امر ا بياري با يك وقفه زماني تا ثيري مثبت و معني دار بر سطح زير كشت ا بي دارد. در مجموع برا يند سرمايه گذاري هاي عمراني دولت در امر ا بياري مثبت مي باشد و بهره وري کل عوامل توليد را افزايش مي دهد. درصد برق داري روستاها نيز داراي تا ثير مثبت و معني داري بر سطح زير كشت ا بي مي باشد. معادله ا بياري ٠/٣٠ است. ا ماره R كارتر نيگر در نتايج حاصل از برا ورد تابع جاده ) معادله ١٦) نشان مي دهد كه سرمايه گذاري دولت با يک وقفه تاثير مثبت و معني داري در سطح بالاي ۵ درصد داشته است. لذا برا يند اين سرمايه گذاري تنها شامل سرمايه گذاري با وقفه دولت مي شود که تاثير مثبتي بر طول جاده هاي روستايي دارد. لذا يك درصد افزايش در مخارج عمراني با وقفه دولت در امر جاده سازي روستايي موجب افزايش طول جاده هاي روستايي حدود ٠/٠٠٠٠١ درصد مي گردد. همچنين متغير روند در اين تابع از سطح معني داري بالايي در حدود ١٠٠ درصد برخوردار است كه اين امر بيانگر تا ثير متغيرهاي ديگري است كه در الگو وارد نشده اند. ا ماره نيگر در معادله ٠/٥٠ است. كارتر R معادله ١٧ نشان مي دهد كه سرمايهگذاريهاي دولت در امر ا موزش روستايي تا ثير منفي بر نرخ باسوادي روستايي داشته است. البته اين رابطه از نظر ا ماري در سطح معني داري قابل قبولي نمي باشد. به نظر مي رسد که افزايش سرمايه گذاري دولت در امر ا موزش روستايي ميزان تاثيرگذاري ا ن را بر نرخ باسوادي افزايش دهد. لازم به ذکر است که در قانون بودجه كل كشور ا موزش روستايي به صورت برنامه اي جداگانه ا ورده نشده است. لذا سهم بودجه ا موزش روستايي از كل بودجه مربوط به فصل ا موزش و

مجله علوم کشاورزی ايران دوره ۲ ۳۸ شماره ۱ ۱۳۸۶ ۶۶ پرورش در قالب برنامه هاي ا موزش قبل از دبستان برنامه ا موزش ابتدايي برنامه ا موزش راهنمايي برنامه ا موزش متوسطه و برنامه ا موزش بزرگسالان و بر اساس نسبت جمعيت دانش ا موزان روستايي به كل جمعيت دانش ا موزي كشور تعيين ميگردد. ا ماره R كارتر نيگر در معادله ٠/٣١ بوده است. اين ا ماره نشان ميدهد كه معادله برا ورد شده توانسته است حدود ٣١ توضيح دهد. درصد از تغييرات متغير وابسته (نرخ باسوادي) را پس از برا ورد توابع فوقالذكر ا زمون تحليل حساسيت الگو صورت گرفت. نتايج اين امر حاكي از ا ن بود كه الگوي برا ورد شده نسبت به زمان شروع تحليل حساس نبوده است. لذا با وجود پايين بودن ا ماره بيشتر معادلات نتايج ا زمون اعتبار الگوي همزمان برازش شده ميباشد. R كارتر نيگر در تحليل حساسيت نمايانگر تا ثيرات مخارج دولت بر روي رشد بهرهوري كل عوامل توليد در جدول ٢ ا ورده شده است. جدول ٢ كشش هاي برا ورد شده رشد بهرهوري كل عوامل توليد * متغير رشد بهرهوري ا مارهt محاسباتي سرمايهگذاري كل عوامل ١/٧٠ ٠/١٦ R&D ١/٨٤ ٠/٩٨ ١/٢١ ٠/٤٩ ٠/٠٨ ٠/٠٤ IRE ROADE EDE * با استفاده از روش پيشنهادي گرين محاسبه شده است. (٢٠٠٠) اين ا ماره جدول ٢ نشان مي دهد كه سرمايهگذاري عمراني در امر ا بياري محصولات كشاورزي بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد تا ثير مثبت دارد در اين رابطه يك درصد افزايش در اين نوع سرمايهگذاري بهرهوري كل عوامل توليد را حدود ٠/٥ درصد افزايش مي دهد. ا ماره t محاسباتي نشان داد كه كشش برا وردشده از نظر ا ماري نيز در سطح قابل قبولي ميباشد. سرمايهگذاري در امر تحقيق و ترويج كشاورزي از نظر تا ثيرگذاري بر رشد بهرهوري كل در رتبه بعدي قرار دارد به نحوي كه يك درصد افزايش در اين نوع سرمايهگذاري حدود ٠/١٦ درصد رشد بهرهوري را افزايش ميدهد. ا ماره t محاسباتي نيز نشان مي دهد كه كشش برا ورد شده از نظر ا ماري در سطح قابل قبولي مي باشد. اما سرمايهگذاري در امر ا موزش و جاده سازي بر رشد بهرهوري كل عوامل توليد تا ثير معني داري ندارد. در مجموع با توجه به يافته هاي تحقيق موارد زير پيشنهاد ميگردد: ١) مطالعه حاضر نشان داد كه سرمايهگذاري عمراني در امر ا بياري رشد بهرهوري كل عوامل توليد كشاورزي را بيشتر از ساير انواع سرمايهگذاريها افزايش مي دهد. لذا توجه بيشتر دولت به اين نوع سرمايهگذاري و فراهم كردن امكانات لازم جهت توسعه سيستم هاي نوين ا بياري ميتواند به افزايش رشد بهرهوري كل عوامل ياري رساند. ٢) سرمايهگذاري در امر تحقيق ترويج كشاورزي بر رشد بهرهوري تا ثير مثبت و معني داري دارد لذا لازم است كه در سياست گذاريها به مسا له گسترش تحقيقات كشاورزي و ترويج توجه گردد. نتايج ا زمون ايستايي ) روش نه مرحله اي ديكي و فولر) جدول پ ١ ١ نتايج مربوط به ا زمون ايستايي متغيرها متغير درصد برق داري نرخ باسوادي درصد سطح زير كشت ا بي تراكم جاده اي رشد TFP مخارج ا بياري مخارج ا موزش مخارج جاده سازي مخارج تحقيق و ترويج متغير مخارج ا بياري مخارج ا موزش وضعيت ايستايي ايستا(با عرض از مبدا) ايستا(با روند و عرض از مبدا ) ايستا(باعرض از مبدا ) روند ايستا ايستا(بدون عرض از مبدا و روند) روند ايستا جدول پ ٢ ١ نتايج شكست ساختاري سال وقوع شكست سال ٥٣ سال ٦٠ وضعيت ايستايي روند ايستا

۶۷ حسينی و همکاران: بررسی ميزان پايداری اکولوژيکی نظام زراعی خرده مالکی... REFERENCES منابع مورد استفاده ۱. اكبري ن. و م. رنجكش. ١٣٨٢. بررسي رشد بهرهوري كل عوامل توليد در بخش كشاورزي ايران طي دوره ٧٥ ١٣٤٥. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه (٤٣ و ٤٤) : ١٤٢ ١١٧. ۲. حاجي رحيمي م. و ج. ترکماني. ۱۳۸۲. بررسي نقش رشد بخش کشاورزي در رشد اقتصادي ايران کاربرد الگوي تحليل مسير. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه (٤١ و ٤٢). ٣. رحيمي ح. ١٣٨٠. بررسي تغييرات نرخ ارز بر قيمت صادرات و تراز تجاري: مورد ايران (١٣٧٦ ١۳۴۵). پايان نامه كارشناسي ارشد دانشگاه شيراز. ٤. سازمان مديريت و برنامه ريزي كشور. ١٣٧٩. گزارش اجمالي برنامه مبارزه با فقر و افزايش درا مد خانوارهاي كم درا مد مهرماه.١٣٧٩ ٥. مجلس شوراي اسلامي قوانين بودجه كشوري سالهاي مختلف. هژبركياني ك. و ب. رنجبري. ١٣٨٠. بررسي رابطه درازمدت بين نهاده هاي انرژي كار و سرمايه در بخش كشاورزي فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه ( ٦٤ ٣٥). اندازهگيري و تجزيه و تحليل بهرهوري در كشاورزي مترجمان: غلامرضا حيدري جواد نيازي و فرهاد.٦ ٧. يامادا س. ١٩٩٤. ماهر ١٣٧٤ مركز مطالعات برنامه ريزي و اقتصاد كشاورزي وزارت كشاورزي معاونت طرح و برنامه. 8. Corroraton, C. 00. Total factor productivity in the Philippines, Retrieved from the World Wide Web: http://www.google.com. 9. Fan, S. 003. Public investment and poverty reduction, Paper presented for the ADBI Conference, Tokyo, June 1-13, 003. 10. Fan, S., P. Hazell, & S. Thorat. 000. Government spending, growth and poverty in rural India, American Journal of Agricultural Economics, 8:1038-1051. 11. Gerdin, A. 00. Productivity and economic growth in Kenyan agriculture, 1964-1996, Agricultural Economics: 7: 7-13. 1. Greene, W.H. 000. Econometric Analysis, New York: Prentice Hall. 13. Rosegrant, M. & R. Evenson. 1995. Total factor productivity and sources of long term growth in Indian agriculture, Retrieved from the World Wide Web: http://www.ifpri.com. 14. Sargent, T. & M. Rodriguez. 001. Labour or total factor productivity: Do we need to choose?, Economic Studies and Policy Analysis Division, Retrieved from the World Wide Web: http://www.google.com. 15. Seddighi, H.R., K. A. Lawler, & A.V. Katos. 000. Econometrics: A practical approach, London and New York. 16. Wong, S. & B. Song. 1997. Total factor productivity growth in Singapore: Methodology and Trends, Capital Stock Conference, March 1997, Agenda item VII.