اثرات تغییر اقلیم بر عملکرد جو آبی در استان اصفهان

مقدمه

بخش کشاورزی منبع اصلی تأمین‌کننده نیازهای اصلی و اساسی جوامع بوده و بیشترین اهمیت را در برنامه‌های توسعه اقتصادی بر عهده دارد؛ در‌نتیجه، بخش کشاورزی تولید و عرضه مواد غذایی موردنیاز جمعیت روز‌افزون کشورها و برقراری امنیت غذایی را به‌عنوان هدفی مهم، بر عهده دارد (صالح نیا و فلاحی، 1389).

در بین محصولات کشاورزی، جو یکی از غلات مهم زراعی در تأمین غذای انسان، دام و طیور است. این محصول پس از گندم، رتبه‌ دوم را ازنظر سطح زیر کشت و میزان تولید در بین محصولات زراعی به خود اختصاص داده است (سازمان جهاد کشاورزی استان اصفهان، 1400). در کشور ایران، هرچند سابقه‌ کشت جو، بسیار طولانی است؛ اما تولید این محصول طی دوره‌های مختلف و تحت تأثیر پدیده‌های اقتصادی، اجتماعی و شرایط متغیر آب‌و‌هوایی با نوسانات زیادی همراه بوده است (اسدپور و همکاران، 1394)؛ به‌ویژه، در عصر کنونی، استفاده بی‌رویه از سوخت‌های فسیلی، تغییر کاربری اراضی و رشد جمعیت و فعالیت‌های فزاینده صنعتی، باعث بروز تغییر اقلیم در کره زمین شده است. افزایش رخدادهای آب‌وهوایی نظیر سیل، طوفان، امواج گرمایی، خشک‌سالی و غیره از عمده‌ترین آنها محسوب می‌شود (بابائیان و همکاران، 1387). تغییر اقلیم به‌عنوان ریسک مهمی برای بخش کشاورزی شناخته می‌شوند؛ زیرا این تغییرات می‌تواند تأثیرات جدی بر تولید محصولات کشاورزی و صنایع غذایی و ارزش‌افزوده این بخش داشته باشد (Raihan & Tuspekova, 2022). به‌طور تقریبی، همه بخش‌های اقتصادی تحت تأثیر اقلیم قرار دارد؛ اما در این میان بخش کشاورزی وابسته‌ترین بخش به اقلیم است (Rosegrant et al., 2008)؛ به‌گونه‌ای که تولید محصولات کشاورزی تحت تأثیر تغییر اقلیم از راه تغییر در الگوی بارش، تغییر در تاریخ کاشت و برداشت، تغییر درجه حرارت و تبخیر و تعرق قرار می‌گیرد ( Pearce, 1995; Lobell et al., 2011 ). اثرات اقتصادی تغییر اقلیم به‌صورت تغییر در عملکرد، تولید و عرضه محصولات کشاورزی و تأثیر آن بر امنیت غذایی آشکار می‌شود. ضمن اینکه تغییرات بلندمدت در پارامترهای اقلیمی، میزان سودآوری و درآمد کشاورزان را تحت تأثیر قرار می‌دهد (change, 1995).

براساس گزارش‌ها هیئت بین‌المللی تغییر آب‌وهوا، منطقه خاورمیانه در آینده گرم‌تر و خشک‌تر می‌شود. مدل‌های برآورد تغییر آب‌وهوا نشان می‌دهند بارش موجود در منطقه خاورمیانه بیش از چهل میلی‌‌متر در سال کاهش می‌یابد (IPCC, 2023). ایران نیز به‌عنوان یکی از کشورهای این منطقه، با چالش‌های جدیدی مواجه خواهد شد. تغییر اقلیمی، بخش‌های اقتصادی کشور به‌خصوص بخش کشاورزی را تحت تأثیر قرار می‌دهد (پناهی و اسمعیل درجانی، 1399). بر این اساس، در مطالعه جاری سعی شده است با تأکید بر موقعیت جغرافیایی و آب‌وهوایی شهرستان‌های استان اصفهان، تأثیر تغییر اقلیم بر میزان تولید جو، موردبررسی قرار گیرد.

پیشینۀ نظری پژوهش

امروزه با اوج‌گیری فعالیت‌های انسانی، غلظت گازهای گلخانه‌ای افزایش ‌یافته و باعث گرم‌شدن کره زمین و درنهایت، منجر به تغییراتی گسترده در آب‌وهوای جهان شده است (Janjua, 2014). تغییر اقلیم، یکی از موانع اصلی رشد اقتصادی و توسعه اجتماعی است (Stern, 2022). به خطر افتادن امنیت غذایی، افزایش فراوانی و شدت بیماری‌ها و شکاف بین افراد ثروتمند و فقیر از دیگر پیامدهای آن است (Zhao & Liu, 2023). آب‌وهوا را می‌توان از اساسی‌ترین ساختار کره زمین دانست که تأثیر گسترده‌‌ای بر تمام جهان هستی و اقتصاد آن دارد. این تغییرات در بلندمدت عواقب جدی اقتصادی و اجتماعی در پی دارد و اثرات سوئی بر سیستم‌های زیست‌محیطی، کشاورزی، فعالیت‌های بشر و اقتصاد می‌گذارد (قهرمانی و قره‌خانی، 1389)؛ برای ‌مثال، براساس گزارش‌های مجمع بین‌المللی تغییر اقلیم^[1] (IPCC) برای درجه حرارت مختلف گرمایش زمین در مطالعات مختلف، افزایش دمای کره زمین تا 2 درجه سانتی‌گراد، خسارتی معادل 1 تا 7 درصد و تا 3 درجه سانتی‌گراد، خسارتی معادل 1 تا14 درصد بر تولید ناخالص داخلی به همراه دارد که پرداخت‌کننده بخش عمده آن کشورهای درحال‌توسعه به خاطر برخورداری از سطح پایین سرانه تولید ناخالص داخلی و فقر گسترده هستند (IPCC, 2014). افزایش دما به‌عنوان یکی از اثرات تغییر اقلیم ازطریق تغییرات فیزیولوژیکی در گیاهان می‌تواند به کاهش عملکرد محصولات و تغییر در ترکیب محصولات منجر شود (Baul & Donald, 2015). علاوه بر این، افزایش دما می‌تواند باعث افت کیفیت محصولات شود که این موضوع نیز تأثیر منفی بر ارزش‌افزوده دارد ( Ozdemir, 2022; Song et al., 2022). از طرف دیگر، تغییرات در الگوهای بارش، شامل افزایش خشک‌سالی در برخی مناطق و بارش‌های شدیدتر در دیگر مناطق به چالش‌های کمبود آب برای آبیاری منجر می‌شوند. شرایط خشک‌سالی ممکن است تأثیر محدودیت شدید بر آب موردنیاز برای آبیاری محصولات داشته باشد که به کاهش عملکرد محصولات کشاورزی و کاهش ارزش‌افزوده این بخش می‌انجامد (Chandio et al., 2020).

شرایط آب‌وهوایی عامل تعیین‌کننده اصلی زمان، مکان و بهره‌وری تولید کشاورزی است (حسینی، نظری و عراقی‌نژاد، 1392). تأثیری که تغییرات اقلیمی برطرف عرضه در بخش کشاورزی دارد، ازطریق تأثیر بر بهره‌وری، بازده و دسترسی به زمین و آب زراعی است (Huang et al., 2011). تغییرات اقلیمی می‌تواند ازطریق کاهش بهره‌وری نیروی کار و سرمایه، بر تولید کل بخش کشاورزی، رفاه و کیفیت زندگی کشاورزان تأثیر بگذارد (Rahim & Puay, 2017; Borhan et al., 2013). با توجه به تحقیقات انجام‌شده تغییر اقلیم می‌تواند عامل اصلی کاهش عملکرد کشاورزی باشد (Zhao & Liu, 2023). کشاورزی یکی از بخش‌های مهم جامعه و تأمین‌کننده تولیدات غذایی جامعه است و با تأثیرپذیری از شرایط آب‌وهوای هر منطقه می‌تواند بر اقتصاد آن منطقه تأثیر بگذارد (واثقی و اسماعیلی، 1387). تغییر در عناصر اقلیمی ازجمله دما و بارش و عوامل دیگر می‌‌تواند به‌طور مستقیم محصولات کشاورزی را تحت‌الشعاع قرار دهد و حتی فعالیت‌های انسانی و اقتصاد منطقه را دستخوش تغییرات کند (Isabel et al., 2020).

پیشینۀ تجربی پژوهش

در ارتباط با اثرات تغییر اقلیم بر تولیدات محصولات کشاورزی، مطالعاتی در داخل و خارج ایران انجام ‌شده است. صالح‌نیا و فلاحی (1389) در پژوهش خود به بررسی و ارزیابی اثرات سیاست‌های قیمتی، عوامـل محیطـی و عوامل اقلیمی بـر عملکرد گندم در استان خراسان رضوی و با استفاده از الگوی داده‌های تابلویی در دوره 84- 1371 پرداختند. نتایج حاصل از تحقیق نشان داد متغیرهای متوسط درجه حرارت حداقل، قیمت دوره قبل و بارندگی بهاره به‌طور منحصربه‌فردی دارای اثـرات مثبـت و معنی‌دار و متغیر درجه ‌- روز سرمائی نیز دارای اثر منفی و معنی‌دار بر عملکرد گندم بوده است.

نوروزیان و همکاران (1392) در پژوهشی، تأثیر متغیرهای دما و بارش و سایر نهاده‌های کشاورزی شامل بذر، کود، سم و ماشین‌آلات را بر عملکرد محصول استراتژیک پنبه، ارزیابی کردند. نتایج آنها نشان داد افزایش دما در طول فصل رشد بر عملکرد پنبه اثر منفی می‌گذارد.

خالقی، بزازان و مدنی (1393) در مقاله‌ خود تأثیر تغییر آب‌وهوا بر تولید بخش کشاورزی و سایر بخش‌ها و تولید ملی در ایران را بررسی کردند. در این مطالعه از الگوی اصلاح‌شده تقاضا‌محور در قالب ماتریس حسابداری اجتماعی (SAM)^[2] سال 1385 استفاده شد. نتایج نشان داد در اثر تغییر اقلیم پیش‌بینی‌شده برای ایران در دوره 2000 تا 2025، تولید بخش کشاورزی 37/5- درصد کاهش می‌یابد. با توجه به روابط متقابل اقتصادی با بخش کشاورزی این اثر به‌صورت کاهش 64/1- درصد تولید بخش خدمات و 27/2- درصد تولید بخش ساختمان برآورد شده است. کاهش تولید ملی متناظر آن 5/9- درصد و کاهش درآمد عوامل تولید 54/25- درصد برآورد شده است.

اسدپورکردی و همکاران (1394) به بررسی اثرات اقلیمی بر تولید محصول استراتژیک جو ایران پرداختند. متغیرهای اقلیمی در این پژوهش انتشار سالانه CO2 و مجموع بارش سالانه ایران است و متغیرهای سطح زیر کشت و مقدار بذر مصرفی به همراه سرمایه ثابت در ماشین‌آلات به‌عنوان شاخصی از فنّاوری انتخاب شدند. داده‌ها به‌صورت سالانه و برای یک دوره 50 ساله و مدل با استفاده از الگوی خود رگرسیونی با وقفه توزیعی برآورد شده است. نتایج این تحقیق نشان داد هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت متغیرهای اقلیمی به همراه سطح زیر کشت رابطه مثبت و معنی‌داری با تولید جو داشته و متغیرهای بذر و سرمایه ثابت در ماشین‌آلات معنی‌دار نشده است.

اسدپورکردی و همکاران (1395) با استفاده از اطلاعات زراعی سال‌های 1370-1371 و 1390-1391، به ارزیابی تأثیر متغیرهای اقلیمی بارش و دما به همراه متغیرهای فیزیکی کود، بذر، نیروی کار و ماشین‌‌آلات بر عملکرد پنبه‌آبی در ایران با استفاده از مدل رگرسیون با داده‌های ترکیبی پرداختند. نتایج مطالعه نشان داد در کوتاه‌مدت متغیر دما به همراه متغیرهای فیزیکی شامل کود مصرفی، نیروی کار و ماشین‌‌آلات اثر مثبت و متغیر بذر، اثر منفی بر عملکرد داشته است. در بلندمدت تنها متغیر اقلیمی دما بر میزان عملکرد پنبه‌آبی به شکل غیرخطی تأثیر داشته است.

امیرنژاد و اسدپور (1396) در مطالعه خود به بررسی اثرات تغییر اقلیم بر تولید گندم در ایران طی یک دوره پنجاه‌ساله با استفاده از مدل خودرگرسیون با وقفه توزیعی پرداخته است. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت متغیرهای اقلیمی به همراه سطح زیر کشت رابطه‌ای مثبت و معنی‌دار با تولید گندم داشته و متغیرهای بذر و سرمایه ثابت در ماشین‌آلات معنی‌دار نشده است.

حلبیان و مؤذنی (1396) به بررسی میزان اثرگذاری پارامترهای اقلیمی ازجمله بارش و دما بر عملکرد محصولات زراعی گندم و جو در بخش بن رود از توابع شرق اصفهان پرداختند. نتایج حاصل نشان داد با کاهش بارش و افزایش دما مقدار تولید کاهش می‌یابد.

کریمی‌فرد و همکاران (1397) به بررسی تأثیر تغییرات اقلیم بر عملکرد محصولات گندم، برنج و جو در استان خوزستان بر مبنای داده‌های ترکیبی دوره ۱۳۹۲-۱۳۷۲ پرداختند. نتایج نشان‌ داد تغییرات در شرایط آب‌وهوایی باعث کاهش در عملکرد گندم، برنج و جو به‌ترتیب به میزان ۰۵/۰ درصد، ۰۳۲/۰ درصد و ۰۲۱/۰ درصد شده است.

پناهی و اسمعیل درجانی (1399)، به بررسی اثر گرمایش جهانی و تغییر اقلیم بر رشد اقتصادی، در قالب یک الگوی اقتصادسنجی پانل با استفاده از تنوع سالانه دما و میزان بارش طی دوره 1390-1380 برای تمام استان‌های ایران پرداختند. نتایج حاکی از آن است که دمای هوا رابطه منفی و معنادار و میزان بارش رابطه مثبت و معنی‌داری در سطح 5درصد با رشد اقتصادی داشته است.

اکبری و همکاران (1400) در پژوهشی به بررسی و تبیین رابطه تغییر اقلیم و رشد بهره‌وری کل عوامل تولید جو دیم در ایران پرداختند. در این راستا، داده‌های مورد نیاز از سازمان جهاد کشاورزی و سازمان هواشناسی کل کشور برای دوره زمانی 1378 تا 1397 جمع‌آوری و با روش داده‌های پانل تحلیل شدند. بررسی اثرپذیری متغیرهای اقلیمی بر رشد بهره‌وری کل عوامل تولید جو نشان داد شاخص نمایه استاندارد بارش اثر منفی و معنی‌دار و کمینه دما اثر مثبت و معنی‌دار بر رشد بهره‌وری جو دیم دارد. همچنین، میزان رشد بهره‌وری کل عوامل تولید جو دیم در اثر تغییرپذیری‌های اقلیم به‌طور میانگین 08/0 درصد کاهش می‌یابد.

زارعی و همکاران (1401) در تحقیق خود به بررسی اثرگذاری‌های تغییر اقلیم بر عملکرد محصولات گندم (آبی و دیم)، جو (آبی و دیم )و ذرت دانه‌ای با استفاده از تابع واکنش عملکرد در اقلیم و زیر اقلیم‌های کشور پرداختند. ایشان از داده‌های میانگین عملکرد کشت و تولید محصولات مورد بررسی، میانگین بارش، میانگین دما طی سال‌های 1361 تا 1394 استفاده کردند. نتایج نشان داد بیشترین ضریب واکنش عملکرد به بارش در اقلیم و زیر اقلیم نیمه‌خشک سرد، نیمه‌خشک گرم، نیمه‌خشک معتدل، خشک سرد، خشک گرم و خشک معتدل به‌ترتیب مربوط به گندم دیم، گندم آبی، گندم دیم، جو دیم، جو دیم و گندم دیم بوده است. افزون بر این، بیشترین ضریب واکنش عملکرد به دما در اقلیم و زیر اقلیم نیمه‌خشک سرد، نیمه‌خشک گرم، نیمه‌خشک معتدل، خشک سرد، خشک گرم و خشک معتدل به ترتیب مربوط به گندم دیم، جو دیم، گندم آبی، گندم دیم، جو دیم و گندم دیم بوده است.

عربی و همکاران (1402) به بررسی اثرات تغییر اقلیم بر توسعه بخش کشاورزی ایران و رفاه خانوار و برنامه‌های دولت برای سازگاری با تغییر اقلیم پرداختند. در این تحقیق برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها از مدل تعادل عمومی محاسبه پذیر پویای بازگشتی^[3] (RDCGE) با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی سال1390 استفاده ‌شده است. نتایج نشان داد تغییر اقلیم، ارزش‌افزوده بخش کشاورزی و بخش صنعت و معدن را کاهش و ارزش‌افزوده بخش خدمات را افزایش و میزان رفاه خانوار را کاهش می‌دهد. همچنین براساس یافته‌ها، تغییر اقلیم منجر به کاهش ارزش‌افزوده اقتصاد ایران و رفاه خانوار خواهد شد.

نیکلس به بررسی تغییرات آب‌وهوا روی عملکرد گندم در استرالیا پرداخت و نتیجه گرفت با افزایش یک درجه حرارت، عملکرد گندم به‌اندازه 3 تا 5 درصد افزایش می‌یابد (Nicholls, 1997). سلطانا با بررسی آسیب‌پذیری و سازگاری تولید گندم به پدیده تغییر اقلیم در چهار ناحیه آب‌وهوایی پاکستان، نتیجه گرفتند افزایش درجه حرارت منجر به کاهش عملکرد محصول در نواحی خشک، نیمه‌خشک و نیمه مرطوب خواهد شد (Sultana, 2009).

جانجوا در مطالعه‌ای با عنوان تغییر اقلیم و تولید گندم در پاکستان به بررسی اثرات متغیرهای اقلیم بر تولید گندم پرداختند. نتایج نشان دادند تغییر اقلیم، تولید گندم در پاکستان را تحت تأثیر قرار نمی‌دهد (Janjua, 2014). تکوناگا و همکاران در مطالعه خود به بررسی تأثیر تغییر اقلیم بر تولیدات محصولات کشاورزی در کشور ژاپن طی بازه زمانی 1995 تا 2006 با استفاده از داده‌های ترکیبی پویا پرداخته است. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد افزایش میانگین دما موجب کاهش تولیدات محصولات کشاورزی شده است (Tokunaga et al., 2015). مندلسن و وانگ به بررسی عوامل مؤثر بر عملکرد سه محصول برنج، ذرت و گندم در کشور چین پرداختند. آنها دریافتند توابع نهاده‌ها نسبت به تغییر اقلیم، بسیار حساس بوده‌اند؛ به‌طوری‌که با تغییرات مطلوب اقلیمی، کشاورزان نهاده‌ها را افزایش داده‌اند (Mendelsohn & Wang, 2017). دی مدیرس و همکاران در مطالعه‌ای تأثیر عناصر اقلیمی در تولید نیشکر در ایالت پارابیا برزیل را از سال 1990 تا 2015 به روش تابع تولید با داده‌های تابلویی بررسی کردند. نتایج برآورد نشان داد متغیرهای بارندگی و دما به ترتیب اثرات معنی‌دار مثبت و منفی بر تولید داشته‌اند (DeMedeiros Silva et al., 2019). کادانالی و یالکینکایا اثرات تغییر آب‌وهوا بر رشد اقتصادی 20 اقتصاد بزرگ جهان را در بازه زمانی 1990 تا 2018 با استفاده از روش تابع تولید کاب - داگلاس بررسی کردند. شواهد به‌دست‌آمده از این مطالعه حاکی از آن است که اثر تغییرات آب‌وهوای بر رشد اقتصادی ازنظر آماری منفی بوده است (Kadanaly & Yalcinkaya, 2020). لی در مطالعه‌ای به مرور مهم‌ترین عوامل اقلیمی تأثیرگذار بر تولید برنج و روش‌های اندازه‌گیری میزان تأثیر تغییر اقلیم بر تولید کشاورزی در استان‌های ژاپن طی دوره 2020- 1978 پرداخت. در این مطالعه از تابع تولید کاب -داگلاس با تحلیل داده‌های تابلویی برای توصیف رابطۀ بین عوامل تولید استفاده شد. براساس یافته‌های پژوهش، رابطۀ معکوس بین دما، بارش و سرعت باد بر تولید برنج وجود داشته است. درمقابل، مدت‌زمان تابش آفتاب بر تولید برنج، تأثیر مثبت داشته است (Li, 2023). چاما در مقاله خود، با استفاده از یک مجموعه داده تابلویی شامل ۴۳ کشور جنوب صحرای آفریقا از سال ۱۹۷۰ تا ۲۰۱۹، تأثیر تغییرات اقلیمی را بر تولیدات بخش کشاورزی بررسی کرده است. نتایج نشان می‌دهد تغییرات اقلیمی که با افزایش دما و کاهش بارندگی مشخص می‌شود، تأثیر مخربی بر تولیدات بخش کشاورزی داشته است (Chamma, 2024). براساس الگوهای ارائه‌شده در مطالعات پیشین که مبنای بسیاری از تحقیقات انجام‌شده در داخل و خارج از کشور است، پژوهش‌های متعددی در زمینه تأثیر تغییر اقلیم بر ارزش‌افزوده بخش کشاورزی انجام‌شده است؛ اما آنچه پژوهش حاضر را از سایر پژوهش‌ها متمایز می‌کند، بررسی عوامل تأثیرگذار اقلیمی بر عملکرد محصول جو در استان اصفهان، در چارچوب مدل‌های اقتصادسنجی و با استفاده از داده‌های تابلویی در شهرستان‌های مختلف این استان بوده است؛ بنابراین، پژوهش حاضر ازنظر تمرکز منطقه‌ای با رویکرد جزئی‌نگر، کاربرد داده‌های تابلویی در سطح شهرستان در حوزه مطالعات اقلیم، استفاده از مدل GLS با دقت تخمین بالا و همچنین تحلیل بازدهی نسبت به مقیاس در تولید محصول جو دارای جنبه‌های نوآورانه است.

روش‌شناسی پژوهش

منطقه مورد مطالعه

استان اصفهان با مساحتی حدود 107018 کیلومتر مربع در مرکز ایران واقع ‌شده ‌است. براساس آخرین تقسیمات کشوری، این استان دارای 28 شهرستان (شکل 1) به مرکزیت شهر اصفهان است. براساس روش دمارتون، استان اصفهان به چهار ناحیه آب‌وهوایی متمایز تقسیم می‌شود که شامل ناحیه آب‌وهوایی خشک در بخش وسیعی از نواحی شرقی و مرکزی، ناحیه آب‌وهوای نیمه‌خشک در دامنه شرقی کوهپایه‌های زاگرس، ناحیه آب‌وهوای مدیترانه‌ای منطبق بر ارتفاعات زاگرس و ناحیه آب‌وهوایی نیمه مرطوب در بخش کوچکی از زاگرس در منتهی‌الیه غرب استان است (شکل 2). بر این اساس، درصد بالایی از استان اصفهان در منطقه خشک و نیمه‌خشک قرار گرفته است که ضرورت مدیریت منابع آب در این بخش‌ها، به‌خصوص در سال‌هایی که با خشک‌سالی‌های طولانی‌مدت روبه‌رو هستند، به‌شدت احساس می‌شود (حلبیان و جهانگیری، 1394). با توجه به شرایط توپوگرافی و وجود مناطق مرتفع و کوهستانی در غرب و نواحی پست و کم ارتفاع (دشت کویر) در شرق و جنوب شرق، در یک روند کلی، با حرکت از غرب به شرق استان، بر دمای هوا افزوده و از میزان بارش کاسته می‌شود (شکل‏های 3 و 4). (امیراحمدی و عباس نیا، 1389؛ حلبیان و جهانگیری، 1394).

داده‌ها و متغیرهای مدل

پژوهش حاضر به لحاظ روش پژوهش از نوع پژوهش‌های کاربردی است. آمار و اطلاعات موردنیاز پژوهش، به شیوه‌ اسنادی جمع‌آوری شده است. بر ‌این ‌اساس، اطلاعات زراعی مورد نیاز از جداول آماری تنظیم ‌شده و سالنامه‌های آماری 1401-1385 سازمان جهاد کشاورزی استان اصفهان و داده‌های مربوط به میزان بارندگی و دما از سازمان هواشناسی استان اصفهان گردآوری ‌شده است. جامعه آماری این پژوهش شامل 19 شهرستان‌های استان اصفهان است که از بین آنها 19 شهرستان فعال در تولید جو آبی شامل (آران و بیدگل، اردستان، اصفهان، برخوار و میمه، تیران و کرون، خمینی‌شهر، خوانسار، سمیرم، شهرضا، فریدن، فریدونشهر، فلاورجان، کاشان، گلپایگان، لنجان، مبارکه، نائین، نجف‌آباد و نطنز) انتخاب شدند. به‌منظور بررسی عوامل تأثیرگذار اقلیمی بر تولید جو در استان اصفهان، مدل پژوهش با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته [4] و داده‌های تابلویی [5] در محیط نرم‌افزاری Eviews12 برازش شد. داده‌های تابلویی درواقع ترکیبی از داده‌های مقطعی و سری زمانی است که در آن اطلاعات مربوط به داده‌های مقطعی در طول زمان مشاهده می‌شود.

در جدول 1، متغیرهای به‌کاررفته در مدل و همچنین منابع داده‌ها معرفی‌ شده است. از میانگین بارندگی و دمای سالانه شهرستان‌های مورد مطالعه به‌عنوان شاخص بارندگی و دما استفاده شد. در میان همه پارامترهای اقلیمی (مانند رطوبت، باد، ساعات آفتابی و ...)، دو متغیر دما و بارندگی بیشترین تأثیر و نوسان را دارند و معمولاً در داده‌های رسمی و بلندمدت ازطریق سازمان‌های هواشناسی دردسترس هستند؛ بنابراین، انتخاب این دو شاخص، هم ازنظر علمی و هم ازنظر عملی، منطقی و قابل اتکا است. همچنین، در بیشتر مطالعات داخلی و بین‌المللی، دما و بارش به‌عنوان مهم‌ترین پارامترهای اقلیمی در تحلیل اثرات تغییر اقلیم به‌کار گرفته می‌شوند (IPCC, 2023).

جدول 1. متغیرهای مورد استفاده در مدل پژوهش

Table1. Variables used in the research model

داده‌های تابلویی

امروزه استفاده از داده‌های تابلویی در مطالعات اقتصادسنجی گسترش درخور ملاحظه‌ای یافته است؛ به‌طوری‌که از داده‌های تابلویی می‌توان برای مواردی که نمی‌توان مسائل را صرفاً به‌صورت سری زمانی یا برش‌های مقطعی بررسی کرد، بهره گرفت. برای اینکه در تخمین‌ها، رگرسیون کاذب ایجاد نشود، باید ابتدا از پایابودن متغیرها اطمینان حاصل کرد. آزمون‌ لوین، لین و چو (LLC)^[6] برای بررسی پایایی متغیرها یا آزمون‌های ریشه واحد در داده‌های تابلویی است. برای تخمین مدل با داده‌های تابلویی، در ابتدا لازم است نوع داده‌های مدل رگرسیون از جهت تابلویی یا تلفیقی بودن مشخص شود که این کار با انجام آزمون اف لیمر صورت می‌گیرد. درنهایت برای انتخاب بین مدل‌های اثرات ثابت و اثرات تصادفی در داده‌های تابلویی، از آزمون تصریح هاسمن استفاده می‌شود (سوری، 1394).

ازجمله فروض مهم کلاسیک در رگرسیون خطی این است که نخست، خودهمبستگی سریالی بین جملات اخلال (پسماندها) وجود نداشته باشد و دوم، واریانس جملات اخلال یکسان باشند. در صورت وجود خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی در مدل باید از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده کرد. در مدل GLS فرض می‌شود ماتریس کوواریانس خطاها که نشان‌دهنده خودهمبستگی و واریانس جملات اخلال است، غیرقطری است. یکی از مزایای اصلی مدل‌های GLS این است که می‌توانند دقت تخمین‌ها را در مقایسه با مدل‌های OLS افزایش دهند. در شرایطی که داده‌ها به‌ویژه دارای مشکلات خودهمبستگی یا واریانس ناهمسانی باشند، استفاده از GLS می‌تواند باعث کاهش واریانس تخمین‌ها و بهبود دقت آنها شود (Green, 2003).

مدل پژوهش

در تبیین الگوی مورد برآورد با استفاده از مبانی تئوریک و همچنین مدل‌های معمول به کار گرفته‌شده در مطالعات تجربی پیشین ( Li, 2023; Janjua et al, 2014; DeMedeiros Silva et al., 2019؛ اسدپورکردی و همکاران، 1395) الگوی استفاده‌شده در پژوهش حاضر، به‌صورت رابطه 1 است:

)                                                           رابطه1

در رابطۀ فوق؛Yb  مقدار تولید جو (کیلوگرم در هکتار)، Ir متوسط آب مصرفی در هکتار (مترمکعب)، M متوسط ساعات استفاده از ماشین‌آلات در هکتار،  Tمیانگین دمای سالانه (سانتی‌گراد)، R میانگین بارندگی (میلی‌متر)، F میزان مصرف کود شیمیایی (کیلوگرم در هکتار)، S میزان بذر مصرفی (کیلوگرم در هکتار) و L ساعات استفاده از نیروی کار در هکتار است. در این رابطه، i معرف شهرستان‌ها (19 شهرستان) و t معرف دوره زمانی (1401-1385) است.

یافته‌های پژوهش

آزمون‌ها

خصوصیات آماری متغیرهای استفاده‌شده در مدل ازنظر مانایی و احتمال وجود ریشه واحد در جدول 2، بررسی‌شده است. مانایی متغیرها با آزمون پرکاربرد لوین، لین و چو، بررسی و نتایج حاصل از بررسی مانایی متغیرهای به‌کاررفته در مدل در جدول ارائه ‌شده‌اند. نتیجه حاصل از بررسی مانایی متغیرهای به‌کاررفته در مدل نشان می‌دهد تمامی متغیرها به‌غیراز بذر مصرفی، در سطح مانا هستند؛ به این معنا که فرضیۀ صفر، مبنی بر نامانایی آنها یا وجود ریشه واحد در باقی‌مانده‌های رگرسیون در سطح رد می‌شود. متغیر بذر مصرفی با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا شد. با توجه به احتمالات به‌دست‌آمده در آزمون‌ فوق، فرضیه صفر رد می‌شود و متغیرهای مدل مانا هستند و رگرسیون حاصل از تخمین مدل کاذب نخواهد بود.

جدول 2. نتایج حاصل از بررسی مانایی متغیرهای به‌کاررفته در مدل

Table2. Results from examining the stationarity of the variables used in the model

مأخذ: یافته‌های تحقیق

برای بررسی رابطه بلندمدت از آزمون هم‌انباشتگی داده‌های تابلویی استفاده می‌شود. در آزمون هم‌انباشتگی مسئله‌ اساسی این است که اگرچه بسیاری از سری‌های زمانی اقتصادی دارای ریشه واحد هستند (عدم‌پایایی)، ممکن است ترکیب خطی این متغیرها در بلندمدت پایا باشد. آزمون هم‌انباشتگی کمک می‌کند روابط بلندمدت میان متغیرها شناسایی و برآورد شود. آزمون کائو ازجمله آزمون‌های هم‌انباشتگی در داده‌های تابلویی است (نوفرستی، 1378). جدول 3، نتایج آزمون کائو را برای داده‌های تابلویی نشان می‌دهد.

جدول 3. نتایج آزمون هم‌انباشتگی کائو

Table3. Results of the Kao cointegration test

مأخذ: یافته‌های تحقیق

در جدول 4، ضرورت استفاده از داده‌های ترکیبی در برآورد مدل به‌وسیله آزمون F لیمر برای تعیین تجمیعی یا تابلویی‌بودن مدل آزمون شده است. نتایج این آزمون، بیانگر عدم پذیرش فرضیه H0 مبنی بر تجمیعی‌بودن مدل و وجود ناهمگنی مقاطع است. به ‌عبارت ‌دیگر، نتایج این آزمون، حاکی از متفاوت‌بودن عرض از مبدأهای مقاطع و مناسب‌بودن روش داده‌های تابلویی برای برآورد مدل است.

جدول 4. نتایج آزمون F لیمر

Table4. Results of the F-limer test

مأخذ: یافته‌های تحقیق

نتایج آزمون هاسمن برای تعیین و انتخاب میان روش اثرات ثابت و تصادفی در جدول 5 آمده است. با توجه به مقدار آماره χ2 و سطح معنی‌داری به‌دست‌آمده، فرضیۀ H0 مبنی بر مناسب‌بودن اثرات تصادفی، رد می‌شود و بنابراین مدل اثرات ثابت، ترجیح داده می‌شود. بر این اساس، می‌توان اینگونه برداشت کرد که عواملی به‌جز متغیرهای تعریف‌شده (متغیرهای توضیحی)، بر میزان تولید جو در هر هکتار از اراضی شهرستان‌های مزبور، به‌طور متفاوت، اما با روند ثابت تأثیرگذارند.

جدول 5. نتایج آزمون هاسمن

Table5. Hausman test results

مأخذ: یافته‌های تحقیق

بررسی فروض کلاسیک باعث می‌شود روش تخمین صحیحی انتخاب شود. بررسی خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی جملات اخلال ازجمله مهم‌ترین این فروض به شمار می‌رود. آزمون بریوش پاگان برای خودهمبستگی و آزمون LR برای واریانس ناهمسانی مورد بررسی قرار گرفته است (گجراتی، 1377). درواقع پس از تخمین اولیه مدل با روش OLS، برای بررسی فروض کلاسیک، آزمون‌های فوق برای تشخیص خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس بین واحدهای مقطعی انجام شد. نتایج هر دو آزمون حاکی از وجود خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی در مدل بودند (P<0.05)؛ ازاین‌رو، به‌منظور رفع این نقایص و افزایش دقت آماری، مدل نهایی با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برآورد شد. این روش با در نظر گرفتن ساختار واقعی خطاها، تخمین‌هایی سازگار و کاراتر نسبت به OLS ارائه می‌دهد. براساس نتایج به‌دست‌آمده در جدول 6، با توجه به مقدار آماره آزمون‌ها و سطح معنی‌داری، مدل با خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی مواجه است. بر این اساس، برای تخمین مدل، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته استفاده شد.

جدول 6. آزمون‌های فروض کلاسیک

Table6. Tests of classical hypotheses

مأخذ: یافته‌های تحقیق

برآورد مدل پژوهش

مدل‌های GLS، یکی از روش‌های آماری پیچیده و قدرتمند است که به‌ویژه در تحلیل‌های اقتصادسنجی، تحلیل داده‌های تابلویی و سایر زمینه‌های آماری که در آنها مشکلاتی مانند خودهمبستگی یا واریانس ناهمسانی در داده‌ها وجود دارد، به کار می‌رود. این مدل‌ها به‌منظور اصلاح مشکلاتی مانند خودهمبستگی خطاها و واریانس غیرثابت در داده‌ها طراحی‌ شده‌اند. نتایج نهایی تخمین الگوی مد نظر به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته طی سال‌های 1401-1375، در جدول 7 ارائه شده است.

در پژوهش حاضر، توابع ترانسلوگ، ترانسندنتال و کاب – داگلاس برآورد شدند که درنهایت، براساس معیار تعداد ضرایب معنی‌دار و مقدار آماره‌ی F محاسبه‌شده، تابع کاب داگلاس به‌عنوان تابع برتر انتخاب شد. نتایج برآورد این تابع به‌عنوان مناسب‌ترین مدل با توجه به معیارهای انتخاب تابع مناسب، در جدول 7 ارائه شده است.

بررسی معناداری ضرایب نشان می‌دهد تمامی ضرایب ازلحاظ آماری در سطح بحرانی 5 درصد معنادارند. همچنین مقدار ضریب توضیح‌دهندگی مدل (R²) نشان می‌دهد که متغیرهای توضیحی حدود 87 درصد تغییرات تولید جو در هکتار را توضیح می‌دهند. آمارۀ F به‌دست‌آمده (21/149) نیز بیانگر برازش خوب مدل پژوهش در سطح کمتر از یک درصد است. از آنجایی‌ که مدل به‌صورت لگاریتمی به کار رفته است، ضریب هر متغیر نشان‌دهنده کشش آن متغیر خواهد بود. بر این اساس، ملاحظه می‌شود ضریب متغیر آبیاری اثر مثبت و معنادار بر تولید جو داشته است و بیانگر آن است با فرض ثابت‌بودن سایر عوامل، یک درصد افزایش در میزان آبیاری، افزایشی معادل 22/0 درصد در عملکرد جو را به همراه خواهد داشت.

جدول 7. نتایج حاصل از برآورد مدل به روش GLS

Table7. Results of model estimation using the GLS method

***، ** و * به ترتیب معنادار در سطح یک، پنج و ده درصد

مأخذ: یافته‌های تحقیق

ضریب تأثیر متغیرهای ماشین‌آلات، کود شیمیایی و نیروی کار نیز بر عملکرد جو مثبت و معناداری بوده است؛ به‌طوری‌که با افزایش یک درصد از این متغیرها، به ترتیب 28/0، 24/0 و 27/0 درصد عملکرد جو افزایش می‌یابد. مطالعه‌ی اسدپور و همکاران (1395) و نوروزیان و همکاران (1392) نیز این موضوع را تأیید کرده است؛ به طوری که در این پژوهش‌ها نیز نهاده‌های فنی به‌عنوان ابزارهای کلیدی در افزایش عملکرد معرفی شده‌اند. در بین عوامل بررسی‌شده، تنها ضریب متغیر بذرمصرفی معنادار نشده است که با مطالعه اسدپورکردی و همکاران (1394) همسو بوده است. می‌توان نتیجه گرفت که تقریباً همه‌ کشاورزان برای کاشت جو از میزان مشخصی بذر در واحد سطح استفاده کرده‌اند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، همه نهاده‌های بررسی‌شده در تابع عملکرد جو استان اصفهان، دارای کششی بین صفر و یک بوده‌اند که بر این اساس، مصرف این نهاده‌ها به شکل منطقی و در ناحیه دوم تولید بوده است. علاوه بر این، نتایج نشان می‌دهد در تولید جو استان اصفهان بازده صعودی نسبت به مقیاس معادل 09/1 وجود دارد که بیانگر آن است با افزایش یک‌درصدی در کلیۀ متغیرها به‌طور هم‌زمان، عملکرد محصول جو، 09/1 درصد افزایش می‌یابد. براساس نتایج به‌دست‌آمده از بررسی متغیرهای اقلیم بر عملکرد جو، میزان دما و بارش به ترتیب اثر منفی و مثبت به شکل معناداری بر عملکرد جو داشته است؛ به‌طوری‌که درنتیجه‌ یک درصد افزایش در میزان دما، تولید جو 18/0 درصد در هکتار، کاهش و درنتیجه‌ یک درصد افزایش در میزان بارش، تولید جو 26/0 درصد در هکتار افزایش می‌یابد. یافته این پژوهش مبنی بر کاهش عملکرد جو با افزایش دما و کاهش بارندگی، با نتایج مطالعات انجام‌شده در زمینه تأثیر اقلیم نظیر مطالعه کریمی‌فرد و همکاران (1397) و حلبیان و موذنی (1396) بر عملکرد گندم و جو، نوروزیان و همکاران (1392) بر عملکرد پنبه، Nicholls (1997) بر عملکرد گندم، Tokunaga (2015) بر تولیدات کشاورزی، DeMedeiros Silva et al. (2019) و Kadanaly (2020) بر عملکرد نیشکر و Li (2023) بر عملکرد برنج همسو است که در آنها نیز دمای بالا به‌عنوان عاملی منفی و بارندگی به عنوان عامل مثبت بر عملکرد غلات شناخته شده است.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در عصر حاضر، تغییرات اقلیمی به‌عنوان یکی از چالش‌های بزرگ جهانی، پیامدهای گسترده‌ای بر ابعاد اقتصادی، اجتماعی و زیست‌محیطی جوامع انسانی به‌ویژه در بخش کشاورزی بر جای گذاشته است. کشاورزی، به‌عنوان بخشی کاملاً وابسته به شرایط اقلیمی، بیش از هر حوزه دیگری از نوسانات آب‌وهوایی تأثیر می‌پذیرد. پژوهش حاضر با هدف تحلیل اثرات تغییرات اقلیم بر تولید محصول استراتژیک جو در استان اصفهان، با بهره‌گیری از داده‌های تابلویی و روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته، گامی علمی و کاربردی در راستای شناسایی عوامل مؤثر بر عملکرد این محصول برداشته است. نتایج حاصل از برآورد مدل، گویای آن است که در میان نهاده‌های فنی، متغیرهای آبیاری، مصرف کود شیمیایی، نیروی کار و استفاده از ماشین‌آلات اثر مثبت و معناداری بر تولید جو داشته‌اند. تنها متغیر بذر مصرفی، اثر معناداری بر عملکرد نشان نداد که این موضوع می‌تواند ناشی از یکنواختی در میزان بذر مصرفی در سطح مزارع باشد. ازنظر کشش تولید نسبت به نهاده‌ها، نتایج حاکی از بازدهی فزاینده نسبت به مقیاس بود که این نشان می‌دهد هنوز ظرفیت‌های قابل ‌توسعه‌ای در تولید جو در استان اصفهان وجود دارد. این یافته‌ها نشان می‌دهد که مدیریت صحیح نهاده‌های تولید، نقش کلیدی در بهره‌وری و پایداری کشاورزی دارد. از سوی دیگر، تحلیل داده‌ها نشان داد که تغییر اقلیمی به‌ویژه افزایش دما و کاهش بارندگی، اثرات معنادار و چشمگیری بر تولید محصول جو در استان اصفهان داشته است. براساس تحلیل‌های آماری مشخص شد که افزایش دما اثری منفی و افزایش بارندگی اثری مثبت و معنادار بر عملکرد جو آبی داشته‌اند. به‌ عبارت ‌دیگر، افزایش دما به کاهش تولید و افزایش بارندگی به بهبود عملکرد این محصول منجر شده است. این نتیجه، ضمن تأیید حساسیت بالای محصول جو نسبت به متغیرهای اقلیمی، سیاست‌گذاران بخش کشاورزی در راستای تدوین برنامه‌های سازگار با اقلیم را ترغیب می‌کند.

درمجموع، پژوهش حاضر بر این نکته تأکید دارد که در کنار به‌کارگیری بهینه نهاده‌های فنی، مدیریت صحیح اثرات اقلیمی بر کشاورزی نیز باید در اولویت سیاست‌گذاری‌ها قرار گیرد. با توجه به اقلیم خشک و نیمه‌خشک استان اصفهان، گرم‌شدن هوا و کاهش بارش براساس روندهای افزایشی دما و کاهشی بارش در سال‌های اخیر، می‌تواند به‌شدت امنیت غذایی، پایداری کشاورزی و تولید محصولات زراعی، به‌ویژه جو را با تهدید جدی مواجه کند. تغییر اقلیم، نه‌تنها یک پدیده‌ زیست‌محیطی، یک چالش اقتصادی - اجتماعی جدی برای آینده کشاورزی محسوب می‌شود. بر این اساس و با توجه به بحران تغییر اقلیم،‌ می‌توان اثرگذاری اقلیم برای آینده تولیدات بخش کشاورزی را مهم توصیف کرد و بررسی‌های بیشتر در این زمینه را پیگیری کرد؛ بنابراین، اتخاذ تدابیر راهبردی برای سازگاری با تغییر اقلیم امری ضروری و اجتناب‌ناپذیر است. بر این اساس، موارد زیر پیشنهاد می‌شود:

• توسعه سامانه‌های آبیاری کارآمد با توجه به شرایط کم‌آبی؛
• استفاده از بذرهای مقاوم به خشکی و گرما؛
• بهره‌گیری از انرژی‌های تجدیدپذیر و نوین کاربرد (انرژی خورشیدی) برای کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای به‌جای سوخت‌های فسیلی؛
• حمایت‌های آموزشی و فنی از کشاورزان در راستای تطبیق با شرایط جدید اقلیمی؛
• تأکید بر اهمیت ترکیب مدیریت علمی منابع کشاورزی با راهبردهای اقلیمی؛
• لحاظ‌کردن تغییرات اقلیمی به‌عنوان یک عامل کلیدی در برنامه‌ریزی‌های بلندمدت کشاورزی در سیاست‌گذاری‌های کلان و محلی.

این پژوهش با محدودیت‌هایی مانند عدم قطعیت در مدل‌های اقلیمی، کمبود داده‌های مزرعه، نادیده‌گرفتن ابعاد کیفی محصول و اثرات اجتماعی - اقتصادی کشاورزان مواجه بود. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی از مدل‌های اقلیمی با لحاظ رویکردهای تلفیقی و ابعاد کیفی و رفتاری بهره‌برداران بهره گرفته شود.

[1] . The Intergovernmental Panel on Climate Change (IPCC).

[2] .Social Accounting Matrix (SAM) model.

[3] The Recursive Dynamic Computable General Equilibrium (RDCGE).

[4] Generalized least Squares

[5] Panel Data

[6] Levin, Lin and Chui (LLC)