عوامل مؤثر بر عرضه چای در ایران (مطالعه موردی: استان گیلان)

مدلسازی اقتصادی

مقاله 6، دوره 10، شماره 34، شهریور 1395، صفحه 115-130   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

مهسا لبابی میرقوامی¹؛ شهریار نصابیان^{* 2}؛ سعید یزدانی³

¹کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی

²دانشیار دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی

³استاد دانشکده اقتصاد و توسعه کشاورزی دانشگاه تهران

چکیده

 هدف مقاله برآورد عوامل مؤثر بر عرضه چای استان گیلان با استفاده از اطلاعات سری زمانی دوره 1390- 1360 در قالب الگوی «نرلاو» می‌باشد. بر اساس نتایج، متغیرهای توضیحی مدل توانستند 97 درصد تغییرات متغیر وابسته (عرضه محصول) را توضیح دهند و نتایج نشان داد شاخص قیمت تضمینی برگ سبز چای با میزان کشش 81/0 از حساسیت بیشتری برخوردار است. همچنین عرضه چای با یک وقفه زمانی با میزان کشش 60/0 و فنّاوری نیز با میزان کشش 14/0 از مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار بر عرضه محصول چای هستند. با توجه به ضریب کشش واردات چای و بارندگی به ترتیب برابر با 024/0- و 029/0، این دو متغیر تأثیر زیادی بر عرضه چای نداشته‌ اند.
 

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: C01؛ Q11؛ Q17 واژگان کلیدی: تابع عرضه، عوامل قیمتی و غیرقیمتی، عرضه چای، الگوی «نرلاو»

اصل مقاله

1. مقدمه

چای یکی از محصولات مهم و باارزش در بخش کشاورزی است که به دلیل اهمیت زیادی که در بخش کشاورزی، صنعت و نظام اقتصادی کشور دارد از محصولات راهبردی محسوب می‌شود. روند تاریخی کشت و صنعت چای در کشورمان که قدمتی صد ساله دارد، دارای فراز و نشیب­های بسیاری بوده است و تاکنون به دلایل گوناگون اجتماعی، اقتصادی و سیاسی، در معرض بحران‌های جدی قرارگرفته است؛ در حالی که بخشی از منابع کشور در حوزه­های صنعتی، مالی و انسانی به این صنعت تخصیص‌ یافته ­است (امین­ناصری و همکاران، 1387). در شمال ایران بیش از 32 هزار هکتار از اراضی به کشت این محصول اختصاص دارد. 80 درصد از چای‌ محلی ایران در استان گیلان تولید می‌شود. مدیریت و سیاست‌گذاری ضعیف دولت در بیشتر بخش‌های صنعت چای، بهره‌برداری این محصول را از حالت رقابتی خارج نموده و مشکلات زیادی را برای توسعه آن ایجاد کرده است (مطیعی لنگرودی و همکاران، 1389).

با توجه به آمار منتشرشده سازمان چای ایران، در حال حاضر معیشت 60 هزار خانوار چای‌کار در استان‌های گیلان و مازندران و نیز پنج میلیون نفر از دست‌اندرکاران این صنعت به آن وابسته است؛ بنابراین رونق کشت، صنعت و بازرگانی چای می‌تواند ضمن تقویت بنیه مالی تلاش‌گران این بخش، حرکت در مسیر توسعه را سرعت بخشد[1].

هدف مقاله شناسایی و میزان تاثیرگذاری عوامل موثر بر عرضه چای در ایران با استفاده از مبانی نظری تابع عرضه، با تکیه بر تکنیک‌های اقتصادسنجی است.

فرضیه‌های تحقیق عبارتند از:

-         قیمت برگ سبز چای و فناوری نسبت به سایر متغیرها بر عرضه داخلی چای اثر بیشتری دارد؛

مقاله حاضر در هفت بخش تنظیم شده است. بعد از مقدمه، ادبیات موضوع و در بخش سوم، شواهد آماری بیان شده است. بخش چهارم به روش­شناسی تحقیق می‌پردازد و در بخش پنجم، مدل برآورد و تجزیه و تحلیل می‌شود. بخش ششم، نتایج و تحلیل آماری بیان شده و در پایان، خلاصه و نتیجه­گیری و توصیه‌های سیاستی ارائه می‌شود.

1. مروری بر ادبیات موضوع

 در زمینه چای مطالعات زیادی انجام شده است. چراغی و قلی­پور (1388) در مقاله­ای با عنوان «بررسی اثر سیاست­های اقتصادی بر تنظیم بازار چای در ایران» به این نتیجه رسیدند که به ­طور کلی یکی از سیاست­گذاری­های دولت در زمینه تنظیم بازار، افزایش سرمایه­گذاری در نظام تهیه، تدارک و توزیع چای است.

امین­ ناصری و همکاران (1387) در مطالعه‌ای درباره معماری کلان زنجیره عرضه چای ایران در چهارچوب مدل «الماس گون پورتر»، وضعیت جهانی و تجارت چای را بررسی کردند. نتایج نشان داد می­توان با یکپارچه کردن مدیریت باغ­های کوچک چای کشور و ایجاد ارتباط مؤثر بین کلیه حلقه­های تولید، فرآوری و بازرگانی موجب کارایی این صنعت شده و در نهایت محصول رقابتی­تری را به بازار مصرف عرضه کرد. فلاح­ علی­پور و کرباسی (1386) در مطالعه خود با عنوان «برآورد تابع تقاضای گروه چای برای خانوارهای شهری ایران با کاربرد مدل سیستم مخارج خطی» دریافتند، چای کالایی ضروری به ویژه برای گروه­های کم­درآمد محسوب شده که به سمت لوکس شدن پیش می­رود؛ به همین دلیل، لازم است دولت سیاست­هایی اتخاذ کند که بین عرضه و تقاضای آن تعادل ایجاد گردد.

در زمینه‌ عوامل مؤثر بر عرضه برخی محصولات کشاورزی پژوهش‌هایی انجام شده است؛ مانند میرصالح­پور و همکاران (۱۳۹۱) درباره محصول چغندرقند در استان فارس؛ حیات غیبی و همکاران (۱۳۸۸) در زمینه الگوی واکنش عرضه گندم در ایران؛ ذاکرفر (۱۳۷۵) درباره محصول برنج در کشور که نتایج این تحقیقات نشان می‌دهد، میزان بارندگی مهم­ترین عامل تأثیرگذار بر عرضه محصولات کشاورزی است.

شاه­نوشی و همکاران (1383) عوامل مؤثر بر عرضه گندم در استان خراسان را بررسی کردند. نتایج نشان داد هرچند عوامل قیمتی در میزان عرضه تأثیرگذار هستند؛ اما عرضه با یک وقفه زمانی و نیز میزان بارندگی از مهم­ترین عوامل تأثیرگذار بر عرضه هستند. ترکمانی و رفیعی (1384) تابع عرضه سیب‌زمینی و پیاز و قادری و ترکمانی (1382) توابع عرضه و تقاضای برنج ایران را برآورد کردند. بر اساس این تحقیق‌ها، «تغییر در فناوری» مهم‌ترین عامل تأثیرگذار بر عرضه هستند.

آنوارول هوک و همکاران (2013) واکنش عرضه گندم در بنگلادش را مطالعه کردند. نتایج نشان داد فاکتورهای جوی نظیر بارندگی تأثیر مثبت و زیادی بر عرضه دارند. نرلاو (۱۹۵۶) با مطالعه بر سه محصول پنبه، ذرت و گندم در آمریکا به این نتیجه رسید که میزان عرضه به عوامل کنترل نشدنی بسیاری مانند «شرایط جوی» بستگی دارد. بچانی اچ. چرنی و تیموتی اچ. چرنی[2] (۲۰۱۳) واکنش عرضه ذرت در مالاوی؛ ادیسون و همکاران[3] (۲۰۱۱) واکنش عرضه برنج در ایالت جامبی؛ استفان دیوادوس و جف لاکستید[4] (۲۰۱۰) واکنش عرضه سیب؛ موچوپوندا[5] (۲۰۰۹) واکنش عرضه محصولات کشاورزی زیمباوه و آ. لاجیمی و همکاران[6] (2008) واکنش عرضه محصولات درخت میوه در تونس را مطالعه کردند. نتایج این پژوهش‌ها نشان داد، «قیمت» نقش مهمی در عرضه محصول داشته و نسبت به بقیه متغیرهای تابع عرضه از حساسیت بیشتری برخوردار است. همچنین قوش و نئوجی[7] (۱۹۹۵) در مطالعه­ خود درباره «واکنش عرضه گندم و برنج در مقابل سیاست­های دولت هند» دریافتند «قیمت تضمینی» و «فنّاوری»، تأثیر زیادی بر عرضه این محصولات داشته­اند و سهم فنّاوری در این زمینه بیشتر بوده است.

نوآوری این مقاله نسبت به موارد مشابه که به مطالعه سایر محصولات کشاورزی و تقاضای این محصول پرداخته‌‌اند، این است که مقاله حاضر به عرضه چای و تحلیل متغیرها از مدل معتبر و کاربردی تحلیل جزئی «نرلاو» پرداخته است؛ همچنین قیمت برگ سبز چای، واردات آن، میزان بارندگی و نیز فناوری، به‌عنوان اصلی‌ترین متغیرهای مهم و مؤثر وارد مدل شده‌اند.

از جمله مشکلات زراعت محصول چای را می­توان میل به فروش اراضی، رها کردن باغات چای و فرتوت شدن چای­کاران بیان کرد. همچنین با توجه به این که در حال حاضر بیش از 20 هزار هکتار از باغ­های چای کشور عمری بیش از 70 سال دارند؛ ازاین‌رو، تولید برگ سبز چای در طول سال­های گذشته بر اساس رویه­ای منطقی نبوده و اقدام­های «به‌زراعی» و «به‌نژادی» به ‌منظور افزایش کمیت و کیفیت تولید برگ سبز چای صورت نگرفته، بلکه شرایط آب و هوایی منطقه و به­ویژه خصوصیات ارثی بوته­های چای عامل مؤثری در میزان تولید بوده است. مشکلات موجود در زراعت این محصول باعث کاهش ظرفیت تولید در ایران از نظر عملکرد در واحد سطح و تولید انرژی در مقایسه با بیشتر کشورهای دنیا شده است. با توجه به این مشکلات طبیعتاً عرضه این محصول نیز دچار اختلال و کاهش خواهد شد (مهربانیان و همکاران، 1387). میزان تولید چای داخلی، تقریبا یک‌سوم از نیاز کشور را تأمین می‌کند و بقیه از محل واردات تأمین می‌شود. با توجه به روند افزایش جمعیت، اگر وضع به همین ترتیب ادامه یابد و نتوانیم به سطح زیر کشت و یا به عملکرد محصول در واحد سطح بیفزاییم تا چند سال آینده به میزان بسیار زیادی چای نیاز خواهیم داشت که الزاما باید از خارج تأمین گردد. از آنجا که شرایط اقلیمی استان گیلان برای کشت چای مناسب است؛ به نظر می‌رسد علاوه بر سیاست‌های قیمتی که بیشتر در افزایش سطح زیر کشت تأثیر می‌گذارد، سایر عوامل افزاینده عملکرد در واحد سطح نیز تأثیر بسزایی در افزایش عرضه چای خواهند داشت. بنابراین بررسی تأثیر عوامل مختلف در عرضه چای استان گیلان هدف اصلی این مطالعه است.

 

1. شواهد آماری

با توجه به آمار به‌ دست‌ آمده از سازمان چای و گمرک کشور و همچنین محاسبات صورت گرفته در پژوهش حاضر، میزان عرضه چای استان گیلان حدود 55 درصد و میزان واردات چای حدود 35 درصد از عرضه کل کشور را دربر می‌گیرند. با توجه به نمودار زیر روند افزایشی در میزان واردات چای طی سال­های 1368-1360 و نوسان­های زیاد در طول سال‌های 1382-1369 در میزان صادرات ملاحظه می‌شود، سپس از سال 1382 به بعد این میزان دارای رشدی قابل ملاحظه­ همراه با کمی نوسان بوده است. همچنین طی سال­های 1383- 1360 شاهد افزایش نوسانی تولید چای خشک هستیم؛ در صورتی‌ که در سال‌های 1383 و 1384 کاهش قابل‌توجهی در مقدار تولید چای رخ داده و پس از سال 1383 میزان تولید افزایش پیدا کرده و در سال 1389، دوباره روند کاهشی آغاز شده است. در مورد میزان مصرف چای، آمار معتبر و قابل استنادی وجود نداشت. با توجه به این که مقدار قابل‌توجهی از این محصول از طریق قاچاق وارد کشور شده که در این مقاله بررسی نمی‌شود.

 

 

نمودار 1. میزان عرضه چای در کل کشور، استان گیلان و میزان واردات آن طی سال­های 1360-1390

منبع: سازمان چای کشور سال 1390

 

1. روش‌شناسی

در این مطالعه برای برآورد تابع عرضه، از روش «تعدیل جزئی نرلاو» استفاده ‌شده است. این روش، یکی از راه‌های رایج برای برآورد تابع عرضه محصولات است. همچنین داده­هایی از جمله قیمت تضمینی برگ سبز چای، واردات چای، بارندگی و فناوری یا روند زمانی          (به ‌عنوان شاخصی برای تغییرات فناوری) و میزان عرضه چای در این مدل مورد استفاده قرارگرفته‌اند.

برای برآورد تابع عرضه چای نیز از داده‌های سری زمانی سال‌های 1360-1392 بهره گرفته شد. گفتنی است که آمار یاد شده از مراکز رسمی (سازمان چای کشور، سازمان تعاونی روستایی استان گیلان، گمرک جمهوری اسلامی ایران، سازمان هواشناسی، مرکز آمار ایران و بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران) جمع‌آوری ‌شده است.

در این تحقیق، برای برآورد عوامل مؤثر بر عرضه چای از «تابع واکنش عرضه الگوی نرلاو» استفاده ‌شده است. این تابع بر پایه قیمت مورد انتظار استوار است. «نرلاو» نیز توجیه الگوی خود را با آن شروع می­کند و نشان می‌دهد قیمت­های مورد انتظار قابل‌مشاهده نیستند. به این منظور، نرلاو پیشنهاد کرده است که از قیمت­های گذشته به‌ عنوان جانشین قیمت مورد انتظار استفاده شود .

فرض پایه­ای الگوی تعدیل جزئی نرلاو این است که کشاورزان در هرسال قیمت مورد انتظار خود را که امید دارند در آینده نیز ثابت باشد، بر اساس میزان خطای پیش‌بینی‌شده در سال­های گذشته تعدیل و بازبینی کنند. بر این اساس اگر  قیمت مورد انتظار،  قیمت مورد انتظار سال قبل و  قیمت واقعی سال قبل باشد، رابطه تعدیل جزئی به ‌صورت زیر است (نرلاو، ۱۹۵۶):

(۱)

که در آن  «ضریب انتظار» نامیده می‌شود. معادله (۲) دلالت بر آن دارد که واحدهای اقتصادی انتظارات خود را در سایه تجارب گذشته شکل می‌دهند، به‌ویژه آن‌ که در این راه از خطای گذشته درس می‌گیرند. با وارد کردن سال‌های دورتر و دادن وزن‌های متفاوت به آن‌ها، رابطه (۲) را می‌توان بر اساس فرایند متحرک به ‌صورت زیر نوشت:

(2)

که بیانگر این مطلب است که قیمت مورد انتظار در زمان t معادل میانگین وزنی قیمت واقعی در زمان t-1 و قیمت مورد انتظار در دوره‌های قبل است. در این عبارت وزن‌ها به ترتیب  و  هستند. اگر  باشد، آنگاه  خواهد بود و به این معنا است که قیمت مورد انتظار جاری با قیمت واقعی دوره قبل یکسان است. چنانچه  باشد، به این معنا است که قیمت مورد انتظار جاری با قیمت مورد انتظار سال قبل برابر است. با تغییر ضرایب، معادله پایه الگوی نرلاو نتیجه خواهد شد:

(3)

در برآورد معادله (3) می‌توان رابطه علیت  را با متغیرهای قیمت‌ها و همچنین سطوح زیر کشت گذشته را با آزمون‌های مناسب بررسی کرد و معادله (3) را به نحو مطلوب گسترش داد (شاه نوشی و همکاران، 1383).

1. برآورد و تحلیل مدل

در این مقاله، داده­های آماری مورد استفاده به ­صورت سری زمانی است؛ بنابراین لازم است پیش از تخمین الگو، ابتدا ویژگی متغیرها از نظر ایستایی بررسی شود. به این منظور به آزمون ریشه واحد پرداخته شد که آزمون دیکی فولر برای ایستایی سری زمانی نشان داد که همه متغیرها ایستا هستند. با اطمینان از وجود رابطه همگرایی بین متغیرهای تابع عرضه، آزمون‌های دیگری برای تأیید صحت نتایج به ‌دست ‌آمده مورد استفاده قرار گرفت. این آزمون‌ها شامل آزمون بریوش- گادفری برای همبستگی پیاپی، آزمون رمزی برای صحت تصریح تابع است. برای برآورد تابع عرضه چای نیز از داده‌های سری زمانی سال‌های 1360-1390 بهره گرفته شد.

 

1. نتایج و تحلیل آماری

به ­منظور اطمینان از وجود رابطه همگرایی بین متغیرهای تابع عرضه، آزمون ایستایی روی جمله خطای این تابع انجام گرفت. زمانی که متغیرها ناپایا یا دارای ریشه واحد هستند، فرایند تکنیک اقتصادسنجی مرسوم ممکن است مناسب نباشد؛ زیرا تخمین رگرسیونی منجر به برآوردهای تورش‌دار و گمراه­کننده می­شود (انگل و گرنجر، 1987). با توجه به نتایج حاصل در جدول (1) از آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته (ADF) برای بررسی ایستایی داده­ها استفاده ‌شده است. اگر قدر مطلق آماره محاسباتی، بزرگ‌تر از قدر مطلق مقادیر بحرانی باشد، آنگاه فرضیه مبتنی بر ایستابودن سری زمانی تایید می‌شود؛ از طرف دیگر، اگر مقدار آماره محاسباتی (قدر مطلق آن) کمتر از مقادیر بحرانی باشد، سری زمانی غیرایستا خواهد بود (گجراتی، 1392).

نتایج آزمون نشان داد که تمامی متغیرها در سطح ایستا هستند؛ بنابراین برآوردهای حاصل از الگو و استنباط­های آماری معتبر هستند. بنابراین برای تخمین مدل، روش حداقل مربعات معمولی را می­توان به کار برد. جدول (۱) نتایج آزمون ایستایی هر یک از متغیرها را به ­صورت جداگانه نمایش می­دهد.

 

جدول 1. بررسی ایستایی متغیرهای عرضه چای

پارامتر	تعداد وقفه	درجه ایستایی	ADF	حد بحرانی	نوع مدل
عرضه چای	0	I(0)	20/7-	*96/2-	با عرض از مبدأ
قیمت  ­برگ سبز چای	0	I(0)	98/3-	*98/2-	با عرض از مبدأ
واردات چای	0	I(0)	08/3-	*96/2-	با عرض ­از مبدأ
بارندگی	0	I(0)	78/4-	*96/2-	با عرض­ از مبدأ
فناوری	0	I(0)	21/5-	*56/3-	با عرض ­از مبدأ و روند

منبع: یافته­های تحقیق (* معنا‌داری در سطح 5 درصد)

 

تصریح مدل یکی از فروض کلاسیک است و فرض بر این است که در یک مدل خوب خطای تصریح وجود ندارد. ارتکاب خطای تصریح به ­صورت ناخودآگاه صورت می­گیرد. در بسیاری از موارد، خطای تصریح به ­صورت سهوی بروز می­کند که علت این امر ممکن است عدم فرمول­بندی صحیح مدل در اثر ضعیف بودن نظریه زیربنای آن باشد و یا این­ که ممکن است، داده­های صحیح برای آزمون مدل در دست نباشد (گجراتی، 1392). بنابراین برای اطلاع از وجود خطای تصریح از آزمون RESET رمزی استفاده می­کنیم. با توجه به مفاهیم این آزمون آماره F باید بیشتر از 05/0 باشد. در این صورت خطای تصریح وجود ندارد و بر اساس نتایج، مدل صحیح است و خطای تصریح وجود ندارد (جدول 2).

بر اساس آماره جارک- برا سطح معناداری عدد 72/0 است. تحلیل آماره جارک- برا آن است که اگر میزان احتمال آزمون کمتر از 05/0 باشد، فرض  رد می‌شود؛ به این معنا که داده‌ها از توزیع نرمال برخوردار نیستند و بالعکس.

در این مورد  Prob (Jarque-Bera)=0/727372>0/05  است؛ بنابراین فرض  پذیرفته ‌شده و داده‌ها از توزیع نرمال برخوردار هستند. بنابراین آزمون نرمال بودن پسماندها با آماره جارک- برا هم تأییدکننده برازش مناسب مدل است (جدول 2).

مشکل همبستگی پیاپی به وضعیتی اشاره دارد که اجزاء خطا در مدل رگرسیون، در طول زمان همبستگی داشته باشند. فرضیه صفر این آزمون بیانگر آن است که اجزاء خطا در طول زمان همبستگی ندارند. در جدول زیر مشاهده می‌شود، مقدار احتمال آماره F برابر با 0957/0 است که این مقدار بزرگ‌تر از سطح معنادار 05/0=α است. در نتیجه، فرضیه صفر این آزمون پذیرفته می‌شود. بنابراین، در مدل مشکل همبستگی پیاپی وجود ندارد (جدول 2).

 

جدول 2. نتایج آزمون­های الگو

آزمون­های انجام‌شده	آماره محاسباتی F))	احتمال (آماره F)	فرضیه H0
آزمون Reset رمزی	2286/0 =F	6373/0	عدم­ وجود­ خطای­ تصریح
آزمون جارک- برا	6366/0	7273/0	توزیع نرمال داده­ها
آزمون بریوش-گادفری	6293/0 F=	0957/0	عدم همبستگی پیاپی

منبع: یافته­های تحقیق

 

همان‌ طور که قبلا توضیح داده شد، به ‌منظور برآورد تابع عرضه، با توجه به مبانی نظری و همچنین شکل ساختاری این تابع، از مدل تعدیل جزئی نرلاو استفاده و به روش OLS[8] برآورد شده است. نتایج در جدول (3) بیان ‌شده است.

 

جدول 3. پارامترهای برآورد شده تابع عرضه چای

متغیر	شرح	کشش بلندمدت[9]	کشش کوتاه‌مدت	آماره t	سطح احتمال
C	عرض از مبدأ	4868/14	0311/9	6322/2	0149/0
L(TEA_PRICE)	قیمت برگ سبز	8123/0	5065/0	4578/2	0219/0
L(TEA(-1))	عرضه چای	6038/0	3765/0	9891/1	0587/0
L(TEA_EMPORT(-1))	واردات چای	0398/0-	0248/0-	9891/14-	0000/0
L(RAIN)	بارندگی	0299/0	0186/0	9194/8	0000/0
TREND	فناوری	1440/0	0897/0	5585/2	0176/0
R2: 9572/0	-	-	مشاهدات: 29	-	-
آماره F: 7899/5	-	-	D.W: 3598/2	-	-

منبع: یافته­های تحقیق

 

همان ­طور که در جدول (3) نشان داده‌ شده است؛ بر اساس آماره t، تمام متغیرهای تابع عرضه برآورد شده در سطح 99 الی 95 درصد معنادار است. ملاک تعیین معناداری رابطه بین متغیرهای مستقل و وابسته، سطح معناداری به‌ دست ‌آمده حاصل از مدل است. جهت این رابطه‌ها برای تمامی متغیرهای این مقاله، بجز واردات چای که منفی است، مثبت است؛ بنابراین تمامی ضرایب متغیرها بنا بر انتظار و مطابق با نظریه‌های اقتصادی است.

در جدول (3) کشش­های کوتاه­مدت و بلندمدت هر یک از متغیرهای تابع عرضه گزارش شده است. بر اساس این نتایج، کشش کوتاه‌مدت عرضه نسبت به قیمت چای 506/0 و کشش بلندمدت آن 812/0 است. با توجه به این نتایج، میزان عرضه نسبت به تغییرات بلندمدت قیمت از حساسیت بیشتری برخوردار است. با درنظر گرفتن این مطلب که کشاورزان چای­کار الگوی کشت خود را بر اساس قیمت‌های تضمینی که توسط دولت به آن‌ها ابلاغ می‌شود، تنظیم می‌کنند؛ بنابراین رابطه میان عرضه چای و قیمت آن مثبت و معنا‌دار است. در واقع اعمال سیاست قیمت تضمینی در صورتی ‌که در زمان مناسب خود، یعنی قبل از کشت محصول صورت گیرد، موجب افزایش عرضه چای خواهد شد.

ضریب کشش تغییرات عرضه چای نسبت به واردات چای 024/0- است؛ یعنی با توجه به رابطه منفی بین عرضه چای و واردات آن، افزایش 1 درصد در واردات چای با یک وقفه زمانی، عرضه چای را 024/0 درصد کاهش می‌دهد. افزایش میزان واردات چای می­تواند عاملی برای کاهش عرضه چای تولید داخل باشد؛ بنابراین، با توجه به منفی بودن این رابطه می­توان گفت که عرضه چای نسبت به تغییرات واردات، حساسیت بسیار کمی دارد.

ضریب کشش کوتاه­مدت عرضه نسبت به تغییرات بارندگی 018/0 و کشش بلندمدت آن 029/0 است؛ در این مورد نیز عرضه نسبت به کشش بلندمدت از حساسیت بیشتری دارد. بدین ترتیب می‌توان نتیجه گرفت که عرضه چای در زمینه تغییرات بارندگی نسبتا کشش‌ناپذیر است.

یکی دیگر از متغیرهای تابع عرضه چای، عرضه این محصول با یک وقفه زمانی است. مقدار کشش کوتاه‌مدت مربوط به این متغیر 376/0 و کشش بلندمدت آن 603/0 است؛ یعنی با توجه به کشش بلندمدت، 1 درصد افزایش عرضه با یک وقفه زمانی، عرضه چای را به میزان 603/0 درصد افزایش می­دهد.

تغییرات فناوری در ابعاد مختلف، از جمله فناوری مکانیکی، اصلاح بذر و غیره از شاخص‌های تغییرات فناوری هستند که در طول زمان نمود پیدا کرده‌اند. بنابراین، عامل زمان یکی دیگر از متغیرهای تابع عرضه چای در نظر گرفته ‌شده است که ضریب کشش عرضه چای نسبت به متغیر روند زمانی این دیدگاه را تایید می‌کند. با توجه به نتایج جدول کشش کوتاه­مدت عرضه چای نسبت به روند زمانی 089/0 و کشش بلندمدت آن 144/0  محاسبه ‌شده است. این ضریب نشان می‌دهد که تأثیر متغیر روند زمانی در افزایش تولید و به دنبال آن عرضه چای، زیاد نیست و عرضه نسبت به تغییرات روند زمانی واکنش زیادی نشان نمی‌دهد. همچنین، این ضریب بیانگر آن است که جایگاه فناوری در فرایند تولید چای باید بازنگری شود؛ زیرا با گذشت زمان و بهبود فناوری، بهره‌وری تولید افزایش قابل‌توجهی نداشته است.

گفتنی است که کشش‌های بلندمدت تابع عرضه نسبت به تغییرات متغیرهای وابسته بیش از کشش­های کوتاه­مدت است؛ به‌ عبارت ‌دیگر، در بلندمدت میزان عرضه نسبت به تغییرات متغیرهای وابسته واکنش بیشتری از خود نشان می­دهد.

ضریب تعیین مدل R² بیانگر میزان توضیح متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل تحقیق است. در این مدل ضریب تعیین عدد 9572/0 را نشان می‌دهد که بیانگر میزان بسیار خوبی از تبیین متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل است.

آماره دوربین- واتسون بیانگر عدم همبستگی باقی‌مانده‌های مدل است. این آماره ‌مانند آماره F یا آماره t دارای سطح معناداری نیست؛ بنابراین، به ‌طور تجربی ثابت‌ شده است که باید بین عدد 5/1 تا 5/2 باشد که اگر حدود 2 باشد، عدد خوبی است. در این مدل، آماره دوربین- واتسون عدد 3598/2 را نشان می‌دهد. در نتیجه فرض صفر رد شده و فرض مقابل مبنی بر مستقل بودن باقی‌مانده‌های مدل پذیرفته می‌شود.

آزمون دیگر مدل، آماره F است. این آماره برای معناداری مدل رگرسیون به‌ کار برده می‌شود. اگر سطح معناداری آزمون F از 05/0 کمتر باشد، فرض صفر آن رد شده و نتیجه گرفته می‌شود که مدل رگرسیون معنادار است. آماره F به‌ دست‌ آمده در این مدل عدد 7899/5 با سطح معناداری کمتر از 05/0 است که نشان می‌دهد مدل رگرسیونی معنادار است.

متغیرهای تابع عرضه، علامت‌های منطبق با مبانی نظری و واقعیات موجود دارند. قیمت چای، دارای علامت مثبت است. به‌ عبارت ‌دیگر، با افزایش قیمت چای، عرضه این محصول افزایش خواهد یافت. درواقع، اعمال سیاست قیمت تضمینی در صورتی‌ که در زمان مناسب خود، یعنی قبل از کشت محصول، صورت گیرد؛ موجب افزایش عرضه آن خواهد شد. در مورد محصول چای می­توان گفت که چون قیمت آن تضمینی است و همه‌ساله قبل از شروع دوره کشت از طرف دولت اعلام می­گردد، از فرضیه انتظارات عقلایی^[10] برای به دست آوردن قیمت چای استفاده‌ شده است. از این روش زمانی استفاده می­شود که ما در تمام زمینه­ها اطلاعات لازم و کامل را برای برآورد قیمت مورد انتظار در اختیار داشته باشیم و هیچ­گونه مسئله مبهمی در میان نباشد (یزدانی و مظهری، 1372: 3). چون کشاورزان، قیمت آینده چای را قبل از اقدام به کشت می­دانند، بنابراین می­توان گفت که اطلاعات آن­ها در رابطه با پیش­بینی قیمت مورد انتظار دقیق و کامل است.

با توجه به نتایج، بین واردات چای و عرضه آن رابطه­ منفی وجود دارد که با توجه به توضیحات پیشین، این رابطه کاملا معنادار است. هم­چنین متغیر روند زمانی نیز که شاخصی برای نشان دادن پیشرفت‌های فناوری در امر تولید تلقی می‌شود، با افزایش عرضه محصول رابطه مستقیم دارد؛ به ‌عبارت‌ دیگر، مقدار ضریب این متغیر نشان می‌دهد که بهبود فناوری تولید در بخش کشاورزی عامل مؤثری در افزایش عرضه چای بوده است.

 

1. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در این مقاله، عوامل مؤثر بر عرضه چای ایران با استفاده از برآورد مدل تعدیل جزئی نرلاو به روش OLS برای دوره 90- 1360 بررسی شد. نتایج نشان داد که کشش­های بلندمدت شاخص قیمت تضمینی برگ سبز چای با میزان کشش 81/0 از حساسیت بیشتری برخوردار است. همچنین عرضه چای با یک وقفه زمانی با میزان کشش 60/0 و فناوری نیز با میزان کشش 14/0، از مهم­ترین عوامل تأثیرگذار بر عرضه محصول چای هستند. گفتنی است با توجه به ضریب کشش واردات چای و بارندگی به ترتیب برابر با 024/0- و 029/0، روشن شد که این دو متغیر تأثیر آن‌چنان زیادی بر عرضه چای نداشته­اند.  با توجه به نتایج پیشنهاد می­شود باغ­های چای موجود که بازدهی متعارفی دارند، اصلاح و نوسازی شده و از فناوری‌های نوین و هم‌چنین مکانیزه برای چیدن و به دست آوردن چای مرغوب ایرانی استفاده شود. با توجه به اینکه یک رابطه منفی میان عرضه چای و واردات آن وجود دارد، پیشنهاد می­شود حداقل تا زمانی که تولیدکنندگان داخلی به مزیت­های نسبی طبیعی دست پیدا نکرده­اند، آزادسازی واردات چای به ‌صورت کنترل ‌شده صورت گیرد.

عمده موانع پیشرفت در صنعت چای ایران و منشأ بسیاری از مشکلات موجود در زمینه‌های مختلف این محصول، همواره ناشی از کاستی مدیریت مناسب و برنامه­ریزی صحیح و اصولی بوده است. عدم استقرار ضوابط اصولی و برنامه‌ریزی‌شده در امر ایجاد باغ­های چای و کارخانه­های چای­سازی و کنترل تولید و توزیع و واردات از آغاز فعالیت چای در ایران، پیوسته مشکلاتی را ایجاد کرده است.

با توجه به رشد جمعیت کشور و ثابت ماندن باغ­های چای و تولید آن، اگر از هم­اکنون به دنبال چاره­جویی نباشیم، میزان واردات خارجی از میزان تولید داخلی چای بیشتر خواهد شد و ظرف چند سال آینده، میزان آن به چندین برابر خواهد رسید. همچنین با توجه به عدم ثبات نسبی وضعیت چای در بازارهای جهانی و افزایش متوسط قیمت چای در سال‌های اخیر در مراکز چای دنیا، و عدم توازن بین عرضه و تقاضا، اگر هم مشکلات ارزی نادیده گرفته شود، امکان تأمین چای موردنیاز از خارج هم با مشکل بیشتری مواجه خواهد شد.

عدم نظارت دولت در جنبه­های گوناگون صنعت چای، نه ‌تنها باعث پیشرفت این صنعت نمی‌شود، بلکه باعث شکست آن خواهد شد. بنابراین، حمایت همه‌جانبه دولت، بجای کارشکنی‌های غیرمسئولانه و نظارت بر واردات چای خارجی و هماهنگی بین چای تولیدی و چای وارداتی، باعث رونق صنعت چای و بهبود کمیت و کیفیت آن می­شود تا جایی که از واردات چای خارجی بی­نیاز شده و قادر به صادرات چای برتر ایرانی به اقصی نقاط جهان خواهیم شد.

---

[1] www.irantea.org  

[2] Tchereni, B. H., & Tchereni, T. H.

[3] Edison, A. M., Jie, F., & Parton, K. A.

[4] Devadoss, S., & Luckstead, J.

[5] Muchapondwa, E.  

[6] Laajimi, A., Guesmi, A., Mahfoudhi, A., & Dhehibi, B.

[7] Ghosh, N., & Neogi, C.

[8] Ordinary Least Squares

[9] Carlo Russo, Richard Green and Richard Howitt

[10] Rational Expectation

مراجع

 

 

منابع

-      امین ناصری، محمد­رضا، مرادی، مرتضی، ملیحی، احسان (1387). معماری کلان زنجیره عرضه چای ایران. نشریه پژوهشنامه بازرگانی، (46): 143- 119.

-      ترکمانی، جواد، رفیعی، هادی (1384). بررسی عوامل مؤثر بر عرضه سیب­زمینی و پیاز. فصلنامه پژوهش و سازندگی، (3): 61- 53.

-      چراغی، داود، قلی‌پور، سمانه (1388). بررسی اثر سیاست­های اقتصادی بر تنظیم بازار چای در ایران. مجله بررسی­های بازرگانی، (37): 42- 27.

-      حیات غیبی، فاطمه، شاه‌نوشی فروشانی، ناصر، محمد‌زاده، رؤیا، آذین‌فر، یدالله (1388). مطالعه الگوی واکنش عرضه گندم در ایران. نشریه تحقیقات اقتصاد کشاورزی، (2): 105- 91.

-      ذاکر فر، محمد (1375). عوامل مؤثر بر میزان عرضه برنج در کشور. مجله برنامه ‌و بودجه، (10): 107- 95.

-      شاه نوشی، ناصر، دهقانیان، سیاوش، قربانی، محمد، گیلان‌پور، امید، دانش مسگران، محسن (1383). بررسی عوامل مؤثر بر عرضه گندم در استان خراسان. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، (47): 102- 91.

-      فلاح علی‌پور، سیاوش، کرباسی، علیرضا (1386). برآورد تابع تقاضای گروه چای برای خانوارهای شهری ایران (1369- 1383) کاربرد سیستم مخارج خطی به روش داده­های ادغام‌ شده. ششمین کنفرانس اقتصاد کشاورزی ایران.

-      قادری، خبات، ترکمانی، جواد (1382). برآورد عرضه و تقاضای برنج برای دوره 1379- 1345 (با آزمون­های ایستایی و همگرایی). چهارمین کنفرانس اقتصاد کشاورزی ایران.

-      گجراتی، دامودار (1392). مبانی اقتصاد­سنجی، ترجمه: حمید ابریشمی. مؤسسه انتشارات دانشگاه تهران: تهران.

-      مطیعی لنگرودی، سید حسن، پور رمضان، عیسی، قاسمی وسمه­جانی، ابوطالب (1389). ارزیابی عملکرد اجرای طرح اصلاح ساختار چای از نگاه چای­کاران (مطالعه موردی: دهستان دیوشل، شهرستان لنگرود). نشریه چشم­انداز جغرافیایی، (10): 56- 37.

-      مهربانیان، الهه، حقانی، فردین، اردستانی، مریم، شاه‌وردی، علیرضا، تهامی­پور، مرتضی، حجازی، میترا (1387). چای: تولید و بازرگانی (چالش­های موجود و راهکارها). مؤسسه پژوهش­های برنامه­ریزی و اقتصاد کشاورزی- گروه سیاست­های حمایتی.

-      میرصالح­پور، میر مهیار، مقدسی، رضا، کریمی فرد، ساناز (1391). برآورد تابع واکنش عرضه برنج در ایران، اولین همایش بین­المللی اقتصادسنجی، روش­ها و کاربردها.

-      یزدانی، سعید، مظهری، محمد (1374). بررسی عوامل مؤثر بر عرضه چغندرقند در استان خراسان. مجله علوم کشاورزی ایران، 26 (3): 7-1.

-        Devadoss, S., & Luckstead, J. (2010). An analysis of apple supply response. International Journal of Production Economics, 124(1): 265-271.

-        Edison, A. M., Jie, F., & Parton, K. A. (2011). The analysis of supply response of rice under risk in jambi province. In 2011 Conference (55th), February 8-11, 2011, Melbourne, Australia. Australian Agricultural and Resource Economics Society.

-        Ghosh, N., & Neogi, C. (1995). Supply response of food grains and policy actions: A model with rational expectation hypothesis. Indian Journal of Agricultural Economics, 50(2): 135.

-        Huq, A. A., Arshad, F. M., & Islam, G. N. (2013). Supply response of wheat in Bangladesh: Counteraction and vector error correction analysis. African Journal of Agricultural Research, 8(44): 5440-5446.

-        Laajimi, A., Guesmi, A., Mahfoudhi, A., & Dhehibi, B. (2008). Analyzing supply response of fruit tree products in Tunisia: The case of peaches. Agricultural Economics Review, 9(1): 24-34.

-        Muchapondwa, E. (2009). Supply response of Zimbabwean agriculture: 1970-1999. African Journal of Agricultural and Resource Economics, 3(1): 28-42.

-        Nerlove, M. (1956). Estimates of the elasticities of supply of selected agricultural commodities. Journal of Farm Economics, 38(2): 496-509.

-        R Russo, C., Green, R., & Howitt, R. E. (2008). Estimation of supply and demand elasticities of California commodities. Available at SSRN 1151936.

-        Tchereni, B. H., & Tchereni, T. H. (2013). Supply Response of Maize to Price and Non-price İncentives in Malawi. Journal of Economics and Sustainable Development, 4(5): 141-152.

-        www.teairan.org