بانک پایان نامه های روانشناسی

بانک پایان نامه های ارشد - رشته روانشناسی - پایان نامه روانشناسی بالینی,پایان نامه روانشناسی عمومی,پایان نامه روانشناسی بالینی,پایان نامه روانشناسی کودکان,پایان نامه روانشناسی استثنائی-با فرمت ورد - متن کامل-

پژوهش user7-267

موقعیت جغرافیاییاستان کردستان با مساحت 28203 کیلومتر مربع یکی از استان‌های غربی ایران است که از شمال به استان‌های آذربایجان غربی و قسمتی از زنجان و از جنوب به استان کرمانشاه و از شرق به استان همدان و قسمتی دیگر […]

  

پژوهش user7-267

پژوهش user7-267

3-اثر تغییر اقلیم بر عملکرد محصولات مختلف متفاوت است.
فصل اول: ادبیات و پیشینه تحقیقفصل اول:ادبیات و پیشینه تحقیق
مقدمهدر این قسمت ابتدا در مورد تأثیر تغییرات اقلیمی بر روی کشاورزی در ایران و سناریو‌های مختلف کشور توضیح داده خواهد شد همچنین روند بارندگی و دمای استان کردستان، میزان تولید، سطح زیرکشت و عملکرد محصولات گندم دیم، گندم آبی، جو دیم، جو آبی، نخود دیم و عدس دیم بررسی می‌گردد سپس چارچوب نظری تابع تولید تصادفی و در نهایت پیشینه تحقیق در قالب مطالعات داخل و خارج کشور بیان خواهد شد.
تغییرات اقلیمی بر کشاورزی ایرانبراساس کنوانسیون تغییر آب و هوا، ایران جزء کشورهای آسیب‌پذیر ناشی از تغییرات اقلیمی در بخش کشاورزی و منابع طبیعی است. زیرا کشور ما دارای آب و هوا خشک و نیمه خشک است و از نظر پوشش جنگلی فقیر بوده و از طرفی در معرض تهدیدات بلایای طبیعی مانند سیل، خشکسالی، بیابان زائی همچنین طغیان آفات در بخش کشاورزی است. غالب این پدیده ها ناشی از تغییرات اقلیمی هستند. تغییرات الگوی بارندگی ودمایی بر تولیدات کشاورزی تأثیر سوء وجبران ناپذیری می‌گذارد. گلدهی زود هنگام فصول برخی درختان در زمستان و آغاز زود هنگام فصول از جمله دیگر تبعات تغییر اقلیم در کشور می‌باشد. ایران به دلیل واقع شدن در نیمکره شمالی، دارای اقلیمی نیمه خشک است و پیش بینی درازمدت شرایط اقلیمی هر منطقه میتواند راهکار مناسبی برای غلبه بر عوارض ناگوار تغییرات اقلیمی باشد (معتمدی و همکاران، ۱۳۸۶)
ایران کشوری با میانگین بارش سالانه حدود 250 میلیمتر است که معادل تنها یک سوم متوسط بارش جهانی می باشد. بر طبق اعلام دفتر تغییرات آب و هوا برای انتشار گازهای گلخانه ای در کشور، سه سناریو پیش بینی گردیده که به شرح زیر می باشند:
سناریوی یک: در صورت کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای [با روند فعلی] افزایش دمایی بین 1 تا 5/1درجه سانتی گراد،کاهش بارندگی به میزان 11 تا 1/19 درصد در کشور بوقوع می پیوندد.
سناریوی دو: اگر میزان انتشار گازهای گلخانه ای با روند موجود تثبیت گردد (ورود 7 میلیون تن دی اکسید کربن به جو) در آن صورت افزایش دما بین 5/2 تا 1/4 درجه سانتی‌گراد اتفاق خواهد افتاد و تأثیر آن بر کاهش بارندگی به میزان 9/30 تا 50 درصد در کشور خواهد بود.
سناریوی سه: انتشار گازهای گلخانه‌ای افزایش یابد که در صورت وقوع چنین رخدادی با افزایش دما بین5/5 تا 7/7 درجه سانتیگراد، 58 تا 80 درصد کاهش بارندگی در کشور اتفاق خواهد افتاد این در حالی است که اگر هر یک از این سناریوها اتفاق بیفتد، میتوان بروز خشکسالی، کاهش متوسط بارندگی را محتمل دانست که حاصل آن بروز عواقب نه چندان مثبت بر روند توسعه کشور خواهد بود و ناگفته پیداست که مسئولین کشوری چنین پدیده ای را خوشایند تلقی نمی‌نمایند.
موقعیت جغرافیاییاستان کردستان با مساحت 28203 کیلومتر مربع یکی از استان‌های غربی ایران است که از شمال به استان‌های آذربایجان غربی و قسمتی از زنجان و از جنوب به استان کرمانشاه و از شرق به استان همدان و قسمتی دیگر از استان زنجان و از غرب به کشور عراق محدود می‌باشد. این استان در 34 درجه و 44 دقیقه تا 36 درجه و 30 دقیقه عرض شمالی و 45 درجه و 31 دقیقه تا 48 درجه و 16 دقیقه طول شرقی از نصف النهار قرار گرفته است. این استان مساحت 7/1 درصد از مساحت کل کشور را شامل می‌شود و از نطر وسعت رتبه 16 را در کشور دارا است. مرکز استان شهر سنندج است که در ارتفاع 1373 متر از سطح دریا واقع شده است. شهرستان‌های سقز، مریوان، قروه، بانه، بیجار، دهگلان، دیواندره، کامیاران و سرو آباد در این استان قرار دارند.
آب و هوای منطقه مورد مطالعهاقلیم استان کردستان تحت تأثیر توده‌های گرم و مرطوب مدیترانه‌ای و گرم و اقیانوس اطلس قرار دارد که با عبور این جریان ها از روی استان و برخورد با ارتفاعات زاگرس مقدار زیادی از رطوبت خود را به صورت باران و برف از دست داده و عامل عمده ریزش‌های جوی کشور را نیز تشکیل می‌دهند. تعداد روز‌های یخبندان 109 روز و میزان بارندگی سالانه در شرایط عادی اقلیمی معادل 500 میلی متر می‌باشد. بیشترین میزان بارندگی مربوط به شهرهای مریوان و بانه حدود 800 میلی متر در سال وکم‌ترین میزان بارندگی در ناحیه شرق حدود 400 میلی متر ودر قسمت مرکزی استان یعنی سنندج نزدیک به 500 میلی‌متر در سال است. حداقل درجه حرارت مطلق در یک دوره ده ساله 33- درجه سانتی‌گراد مربوط به شهرستان‌های سقز و حداکثر آن 41+ درجه سانتی گراد مربوط به به شهرستان‌های سنندج می‌باشد. میانگین بارندگی استان در سال‌های عادی 470-450 میلی متر و در سال‌های خشک کمتر از 350 میلی‌متر می‌باشد (بی نام، 1390). در مناطق مختلف استان کردستان دما، مقدار نزولات جوی و رطوبت یکسان نمی‌باشد. به همین علت استان، دارای اقلیم یکسانی نیست.
نمودار 1-1- میزان بارندگی سالانه در استان کردستان طی سالهای 90-1360
منبع: ایستگاه سینوپتیک کردستان، 1390
همان طور که از نمودار (1-3) قابل دریافت است اینکه روند میزان بارندگی در استان کاهشی است و دارای نوسان چشم‌گیری است که این نوسانات طی سالهای 90-1380 مشهورتر است. همچنین دمای حداکثر و حداقل در طی این سالها روند روبه افزایشی خود را دنبال نموده است که هر دو عوامل بارندگی و دما میتواند در ایجاد ریسک عملکرد محصولات کشاورزی نقش به سزایی را در استان ایفا نمایند.
نمودار 1-2- میانگین دمای سالانه در استان کردستان طی سال‌های 90-1360
منبع: یافتههای تحقیق
استان کردستان از استانهای مهم در زمینه تولیدات زراعی و باغی کشور محسوب میشود و محصولات عمده زراعی منطقه را به خود اختصاص داده است. گندم آبی، گندم دیم، جو آبی، جو دیم و نخود دیم از جمله مهم‌ترین و عمدهترین محصولات زراعی این استان هستند. محصولات گندم، جو و نخود به ترتیب 76، 6 و 10 درصد از سطح زیرکشت اراضی زراعی استان کردستان رو پوشش میدهند (وزارت جهاد کشاورزی، 1391). وضعیت تولید و سطح زیرکشت و عملکرد محصولات زراعی گندم، جو، نخود و عدس در استان کردستان در سال زراعی 91-1390 در جدول (1-1) آمده است.

جدول 1-1- میزان تولید، سطح زیرکشت و عملکرد محصولات گندم، جو و نخودو عدس درکشور و استان کردستان در سال زراعی 91-1390عملکرد تولید (تن) سطح زیرکشت)هکتار) محصول استان
کل دیم آبی کل دیم آبی 976 3455 12339359 3815902 8523456 6375593 3908599 2466994 گندم کل کشور
1033 2892 2853565 965995 1887569 1587374 934750 652624 جو 533 1510 233686 218252 15434 419497 409276 10221 نخود 29/581 57/1138 71808 64323 7485 117230 11656 6574 عدس 770 4022 535059 392883 142176 545188 509841 35347 گندم کردستان
912 3407 35885 19799 16086 26629 21708 4720 جو 394 1016 29604 29051 553 74243 73698 544 نخود 97/327 31/809 509 444 65 1434 1353 80 عدس منبع: آمارنامه کشاورزی، وزارت جهاد کشاورزی،1391
چارچوب نظری تابع تولید تصادفیمعمولا روش اثباتی تحلیل واکنش عرضه و تولید محصولات کشاورزی، استفاده از برآوردهای اقتصادسنجی است که در آن تلاش می‌شود، پارامترهای تکنولوژی تولید (در فرم ریاضی از یک تابع تولید فرموله می‌شود) در چارچوب نظری اقتصادی برآورد شود. به بیان دیگر، تابع تولید یک بیان ریاضی از روابط ستانده و نهاده‌های تولید بوده که معمولا به صورت ضمنیQ=f(x1,x2,…,xn) بیان می‌شود. در این تکنولوژی تولید قطعی که Q سطح تولید و x1 تا xn بیانگر نهاده‌های مورد استفاده در تولید کشاورزی است، روابط تولید تنها به شکل متوسط سطح تولید ومصرف نهاده ها بیان شده است. بنابراین در این فرم سنتی از تابع تولید این فرض ضمنی وجود دارد که سطح مصرف نهاده‌ها تنها بر سطح متوسط تولید اثر می‌گذارد و فاقد هر گونه تاثیری بر واریانس با ریسک تولید است. این تعریف از تابع تولید به ویژه در فعالیت‌های کشاورزی که به طور ذاتی فرایندهای ریسکی هستند وتا حد زیادی متاثر از عوامل غیر قابل کنترل (مثل عوامل اقلیمی) است، خالی از اشکال نمی باشد.
کومب هاکر(2002) معتقد است، ریسک نقش مهمی در تصمیمات مربوط به انتخاب سطح مصرف نهاده‌ها و سطح تولید دارد به گونه‌ای که نادیده گرفتن آن در توابع تولید کشاورزی به تخمین کمتر از حد سطح تولید فعالیت‌ها، تغییرات الگوی کشت و نیز برآورد اریب از کشش‌های عرضه محصولات منجر می‌شود. جاست وپاپ(1978) نیز اینگونه استدلال می‌کنند که تابع تولید برآوردی باید از انعطاف‌پذیری لازم برخوردار باشد به گونه‌ای که اجازه دهد سطح نهاده‌ها بر هر دو جزء تصادفی و قطعی تولید اثر بگذارد. در راستای همین ضعف الگوهای سنتی(قطعی) تابع تولید است که آیگنر و همکاران(1977) و میوزن و وان دن بروک(1977) توابع تولید تصادفی را که در مقایسه با مدل‌های توابع تولید متوسط با تعریف تابع تولید در علم اقتصاد همخوانی بیشتری داشته و نسبت به توابع تولید قطعی واقع بینانه‌تر است توسعه دادند. در تولید کشاورزی، توابع تولید تصادفی برای تصریح عوامل تصادفی موثر بر تولید مانند عوامل آب و هوایی، نوسان‌های قیمتی و کیفیت خاک مورد استفاده قرار می‌گیرند. برای مثال تابع تولید تصادفی گندم با این توجیه که فرآیند تولید گندم تابعی از متغیرهای تصادفی مانند بارندگی است، می‌تواند تصریح شود. در این نوع از تصریح توابع تولید، ضمن این که اجازه می‌دهد، متغیرهای قطعی به عنوان اجزاء قطعی رفتار کنند، اجزاء تصادفی را نیز در درون خود داراست(گاردنر و رائوسر، 2001).
در اینجا برای شرح پایه‌های نظری الگوی مورد استفاده در این پژوهش، به توضیح اصول وفروض اساسی که جاست و پاپ (1978) برای یک تابع تولید تصادفی مورد استفاده در تحلیل ریسک تولید کشاورزی بیان گردیده، پرداخته می‌شود. با فرض اینکه Q بیانگر سطح تولید و xi نشان دهنده نهاده ها ی تولید(i=1,2,…n) باشد، این فروض عبارتند از: (رابیسون و باری، 1987)
1- EQ>0: تولید انتظاری مقدار مثبتی باشد.
2- δ EQ/δXi>0: نقش ومشارکت نهاده در تولید مثبت باشد. یعنی هر چه سطح مصرف نهاده افزایش یابد، میزان تولید انتظاری نیز افزایش یابد.
3- δ2EQ/δXi2<0: بهره‌وری نهایی نهاده‌ها باید در یک سطح از مصرف نهاده کاهشی باشد.
4- δEQ/δσ2σE2=0: یعنی موقعی که واریانس جزء تصادفی کاهش یابد، تولید انتظاری بتواند ثابت بماند.
5- δσ2Q/δxi>=<0: تغییر در واریانس تولید در اثر تغییر نهاده می‌تواند مثبت، منفی یا صفر باشد یعنی هر نهاده بتواند به عنوان یک نهاده ریسک کاه، ریسک‌افزا یا خنثی به ریسک عمل کند.
6- δσ2δQ/δxi/δxi>=<0: تغییر در واریانس تولید نهایی نهاده می‌تواند در علامت ثابت نباشد.
7- fθx=θfx: بازده ثابت (تصادفی) به مقیاس.
اکنون سؤال این است که آیا توابع تولید استانداردی که معمولا برای تحلیل‌های مختلفی از ریسک بکار می‌روند، شرایط بیان شده توسط جاست و پاپ را تأمین می‌کند. در صورتی که این گونه نباشد، چه تصریح جایگزینی برای آن‌ها وجود دارد که بتواند یک تابع خوش رفتار برای تحلیل ریسک تولید ارائه کند. الگوهای تابع تولید معمولا دارای یکی از سه فرم استاندارد زیر است (همان منبع).
Q=f(x)eɛ ; ɛ≈(0 , σɛ2 ) (1-1) (1-1)
Q=f(x) ɛ ; ɛ≈(1 , σɛ2 ) (1-2) (2-1)
Q=f(x) + ɛ ; ɛ≈(0 , σɛ2 ) (1-3) (3-1)
در الگوی 1-1، جمله اخلال نمایی، دارای یک توزیع ثابت است اما از آنجا که f´(x)>0 بوده و توزیع در یک عبارت افزایشی، f(x)، ضرب می‌شود، با افزایش مقدار نهاده x، توزیع افقی تر و تخت تر می‌شود. افزون بر این e´>0 بوده و مقدار Q نسبت به مقادیر مثبت محدود شده است. به عبارت دیگر با تغییر مصرف نهاده‌ها واریانس تولید نیز تغییر می‌کند.

شکل 1-1- واکنش واریانس و توزیع مقدار تولید با اجزای اخلال نماییشکل 2-1 نشان می‌دهد که چگونه توزیع مقادیر Q با تغییر در مقدار نهاده‌ها x3 ,x2 ,x1 زمانی که x1<x2<x3 است، تغییر می‌کند. در الگوی 2-2 نیز مشابه الگوی 2-1، توزیع و واریانس Q با افزایش مقادیر نهاده ها افزایش می‌یابد اما از این جهت که بدست آمدن مقادیر منفی برای Q (زمانی که0 >ɛ)، امکان پذیر بوده و ارزش انتظاری Q معادل f(xi) می‌باشد، از الگوی اول متفاوت است. الگوی 2-3 نیز ساده ترین شکل از توصیف یک تابع تولید را نشان می‌دهد که در آن واریانس تولید، صرف نظر از مقدار x همواره مقدار ثابتی است.

شکل 2-2 واکنش واریانس و توزیع مقدار تولید با اجزای اخلال حاصل ضرب
شکل 2-3 واکنش و توزیع مقدار تولید با اجزای اخلال جمع پذیرشکل‌های 2-2 و 2-3 به ترتیب نمایش گرافیکی واکنش واریانس و توزیع مقدار تولید را به تغییرات مقدار نهاده ها در الگوی دوم و سوم نشان می‌دهد.
در فرم الگویی 2-1 اغلب فرض می‌شود، جمله اخلال دارای توزیع نرمال است. از آنجا که) E(eɛ یک تابع مولد لحظه‌ای el ɛ برای t=1 است، مقدار انتظاری Q، E(Q) در رابطه 2-4 برابر است با (رابیسون و باری، 1987):
(1-4) E(Q)=f(x)E(eɛ) = f(x)eσ2ɛ/2
اگر فرض شود، نهاده x دارای یک تولید نهایی مثبت باشد (در صورتی که غیر این باشد هیچ مقداری از آن خریداری نخواهد شد)، شرط اول از شروط هفت گانه جاست و پاپ یعنی این فرض که مقدار انتظاری تولید یک مقدار مثبت باشد، >0 Q ( E، تامین می‌شود. شرط دوم نیز در رابطه 3-5 برقرار است چرا که:
(1-5) 0 < δ E(Q)/ δ x = f´(x) eσ2ɛ
همچنین به راحتی می‌توان فرض بهره وری نهایی کاهشی مصرف نهاده‌های تولید را به گونه‌ای که شرط سوم مورد نظر جاست وپاپ تامین شود، به آسانی در رابطه 1-6 تحمیل کرد(رابیسون و باری1987):
(1-6) 0> δ2E(Q)/ δ x2 = f´(x)
برای آزمون اینکه آیا شرط چهارم در الگوی 1-1 برقرار است یا نه، از تولید انتظاری Q نسبت به σɛ2 به صورت زیر مشتق گرفته شده است. با توجه به اینکه در این الگو امکان اینکه مقدار δ E(Q)/ δσ2ɛ صفر شود وجود ندارد، فرض چهارم جاست و پاپ برقرار نمی شود. بر این اساس وقتی که واریانس جزء تصادفی کاهش می‌یابد، مقدار انتظاری تولید نیز کاهش یافته و ثابت نیست.
(1-7) δ2E(Q)/ δ x2 = f (x) eσ2 ɛ/2 /2>0
آزمون برقراری فرض پنجم در الگوی 1-1، مبنی بر اینکه آیا تغییر در واریانس تولید در اثر تغییر در مقدار نهاده ها فقط دارای یک جهت است یا خیر، از طریق محاسبه واریانس تولید و سپس مشتق گیری از آن نسبت به نهاده x بررسی می‌شود. واریانس تولید به صورت رابطه 1-8 زیر محاسبه می‌شود:
(1-8) σ2(Q)=E[f(x)e ɛ]2-[f(x) eσ2 ɛ/2]2=[f(x)]2 δ2(e ɛ)
مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x در رابطه 1-9 عبارتند از:
δ σ2(Q)/ δ x = 2E(X)f(x) σ2(e ɛ)>0 (1-9)
ملاحظه می‌شود، با توجه به اینکه مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x تنها دارای یک علامت است (ریسک نهایی همواره مثبت می‌باشد.) فرض پنجم نقض می‌شود. به همین نحو اثبات می‌شود که در این الگو شرایط لازم برای برقراری فرض ششم نیز وجود ندارد. اگر واریانس تولید نهایی تحت شرایط ریسک به صورت رابطه 1-10 باشد:
(1-10) σ2[f´(x)] =[f´(x)] 2σ2(eɛ)
آنگاه مشتق آن نسبت به x طبق رابطه 1-11 عبارت است از:
δσ2[f´(x)] /dx=2f´(x)f″ (x) σ2(eɛ)<0 (1-11)
این عبارت همواره دارای علامت منفی است چرا که با توجه به فرض، مقدار0> f″(x) است. با توجه به رد فروض 4 تا 6، الگوی تابع تولید f (x) eɛ نمی تواند برای تحلیل و فرموله کردن ساختار ریسک تولید الگوی مناسبی باشد. الگوی 1-2 نیز نمی تواند شرایط مورد نظر جاست و پاپ را تامین کند. تابع تولید در الگوی 1-2 به صورتɛ Q=f(x) بوده که در آن مقدار انتظاری تولید برابر با f(x) است. همانند الگوی 1-1 این الگو نیز سه شرط اول{ ,f´(x)>0 E(Q)>0 0> f″(x) } برقرار است. افزون بر این، در این الگو فرض چهارم نیز تامین می‌شود. با این حال، چون که علامت مشتق واریانس تولید نسبت به نهاده x تنها دارای یک جهت است، مشابه الگوی 1-1 در اینجا نیز فرض پنجم نقض می‌شود. واریانس تولید در این الگو به صورت رابطه 1-12 محاسبه می‌شود(رابیسون و باری، 1987):
(1-12) σ2(Q)= f(x)2 σɛ2
با مشتق‌گیری از این رابطه نسبت به نهاده x طبق رابطه 1-13 نتیجه می‌شود که:
(1-13) δ σ2(Q) / δ x= 2 f(x) f´(x) σɛ2>0
باز هم به همین طریق اثبات می‌شود که فرض ششم نیز در این الگو برقرار نیست چرا که واریانس تولید نهایی σ2{f(x)} برابر با σɛ22{ f´(x)} بوده که جهت تغییرات آن براساس رابطه 1-14 برخلاف تغییر (افزایش) سطح نهاده x است.
δσ2{f´ (x)} / δ x= 2f´(x)f″ (x) σɛ2<0
(1-14)
بنابراین فرض ششم نیز در الگوی 1-2 نقض می‌شود. به همین طریق می‌توان عدم برقراری بسیاری از شروط هفتگانه جاست و پاپ را در الگوی جمع پذیر رایج (الگوی 1-3 ) که در آن تابع تولید به صورت ɛ Q=f(x)+ تصریح می‌شود، اثبات نمود. واریانس تولید در این الگو، مقدار ثابت و ریسک نهایی نهاده ها همواره صفر است. مطابق تحلیل‌های ارائه شده در فوق، هیچ یک از الگوهای رایج مذکور قادر به بیان روابط تولیدی بین ستانده ها و نهاده ها به گونه ای که شرایط لازم برای نهاده‌های ریسک کاهنده تامین شود، نیستند. این ناتوانی الگوهای رایج در برقراری شرایط نهایی برای ارزیابی نهاده‌های ریسک کاهنده،جاست و پاپ را رهنمود به ارائه تابع تولید تصادفی کرد که واجد شرایط فروض هفتگانه مورد نظر باشد. در این تابع تولید تصادفی به تفصیل بیان می‌شود.
اگر فرض شود که تکنولوژی تولید با تابع تولید Q=g(x,v) بیان گردد که در آن Q سطح تولید، x برداری از نهاده‌های قابل کنترل (مانند نیروی کار، زمین، کود و سموم شیمیایی )، ν برداری از نهاده‌های غیرقابل کنترل ( مانند متغیرهای آب و هوایی) و g(x,v) حداکثر مقدار تولید قابل دستیابی با مقدار معین از نهاده‌های x و v باشد، جاست و پاپ تابع تولید g(x,v) را به فرم تصادفی زیر تصریح کردند (رابیسون باری، 1987):
(1-15)Q=g(x,v)= f(x;β)+h(x;α) ɛ
که درآن f(x;β)، تابع متوسط تولید و h(x;α) تابع واریانس ( یا ریسک) تولید بوده و ɛ جزء خطای تصادفی برونزا ( شوک تولید) با میانگین صفر (E(ɛ)=0) و واریانس (σɛ2) است. بر این اساس یکی از ویژگی‌های مطلوب این الگو، تفکیک اثرات تغییر در سطح نهاده بر مقدار متوسط تولید، E(Q)= f(x;β)، و واریانس آن، (var(Q)=[ h(x;α)]2 σɛ2)، است. در این تابع فرض می‌شود که f´ (x;β)>0، f″ (x;β)< 0،>=<0 h´ (x;α) است. که در این الگو همه شرایط مورد نظر جاست و پاپ را تامین می‌کند به گونه ای که (رابیسون باری،1987):
1- شرط اول مبنی بر مثبت بودن مقدار تولید انتظاری f (x;β)>0 E(Q)= برقرار است.
2-با توجه به فرض f´ (x;β)>0، شرط دوم مبنی بر اینکه با افزایش سطح نهاده در تولید، مقدار انتظاری تولید افزایشی باشد، تامین می‌شود.
3-شرط سوم نیز مادامی که f″ (x;β)< 0 باشد، برقرار است.
4-با توجه به اینکه تولید انتظاری نهایی نهاده x برابر با= f´ (x;β) δ E(Q)/ δ x است، در این رابطه(1-16) اثبات می‌شود که:
(1-16)δ E(Q) / δ σ2(Q)= f´ (x;β)/2 h(x;α) h´ (x;α) σɛ2
با یک انتخاب مناسب از h´ (x;α)، مقدار رابطه فوق به صفر نزدیک می‌شود و بنابراین شرط چهارم نیز تامین می‌شود.
5-با توجه به اینکه واریانس تولید برابر با f (x;β)+ h(x;α) ɛ- f (x;β)]2=[ h(x;α)]2 σɛ2 σ2(Q)=E[مشتق آن نسبت به x، مساوی با / δ x=2 h(x;α) h´ (x;α) σ2 δ σ2(Q) و h´ (x;α) می‌تواند کوچکتر، بزرگتر یا مساوی با صفر باشد، شرط پنجم برقرار است.
6-با توجه به اینکهf´ (x;β) E(f´ (x;β)+ h´ (x;α)= و واریانس برابر است= h´ (x)2 σɛ2 h´ (x;α) ɛ)2) E، با مشتق گیری از واریانس تولید نهایی در رابطه 1-17 نسبت به نهاده x نتیجه می‌شود:
(1-17) δ σ2[f´ (x;β)+ h´ (x;α) ɛ]/ δ x = 2 h´ (x;α) h″ (x;α) σɛ2
علامت این عبارت تابعی از علامت هر دو عامل h´ (x;α) و h″ (x;α) که تاکنون تصریح نشده اند. بر این اساس، فرض ششم نیز می‌تواند برقرار باشد.
با توجه به تامین شدن شرایط لازم برای همه ی فروض مورد نظر، تصریح کلی تابع تولید تصادفی چاست و پاپ از انعطاف پذیری لازم برای اثبات اثرات نهاده ها بر ریسک تولید برخوردار است چرا که اجازه می‌دهد که در آن ریسک نهایی نهاده‌ها مثبت، منفی یا صفر باشد همین ویژگی، این نوع از تصریح تابع تولید را به یکی از پرکاربردترین روش‌های مطالعه ریسک تولید در بخش کشاورزی، تعین ماهیت ریسکی نهاده ها(ریسک افزا، ریسک کاه و خنثی به ریسک) و تحلیل اثر تکنولوژی‌های جدید بر فرآیند تولید کشاورزی تبدیل کرده است. به این نحو که امکان بررسی آثار متغیرهای مستقل(مانند بارش) بر هر دو مولفه سطح واریانس تولید یا توزیع احتمالاتی آن وجود دارد. به عبارت دیگر در این تابع اجازه داده می‌شود نهاده ها به طور جداگانه بر هر دو جزء قطعی و تصادفی تولید حتی در جهت‌های متضاد اثربگذارند. در پژوهش حاضر نیز با توجه به هدف مورد تعقیب که همانا بررسی اثر تغییر در متغیرعای غیرقبل کنترل اقلیمی بارش و درجه حرارت بر عملکرد وریسک عملکرد محصولات عمده زراعی است، استفاده از این نوع تابع برای تصریح توابع تولید تصادفی محصولات گندم، جو، نخود و عدس در استان کردستان استفاده خواهد شد. با برآورد این توابع، افزون بر این که امکان بررسی اثر تغییر در پارامترهای اقلیمی و غیراقلیمی بر سطح متوسط تولید این محصولات در استان وجود دارد، می‌توان اثر این تغییرات را بر واریانس تولید نیز برآورد کرد. محاسبه کشش تولید متوسط و واریانس تولید این محصولات نسبت به متغیرهای اقلیمی و غراقلیمی و نیز تعیین نوع و ماهیت ریسکی بودن هر یک از این متغیرها از دیگر نتایج حاصل از این برآوردها می‌باشد که در این خصوص در فصل دوم بیشتر بحث خواهد شد.
پیشینه‌ی تحقیق به منظور ارائه الگوی تجربی مناسب برای ارزیابی آثاراقتصادی ناشی از تغییر اقلیم بر زیر بخش زراعی کشور،بررسی پژوهش‌های صورت گرفته در این زمینه در داخل و خارج کشور ضروری است. اهمیت این بخش به دلیل بررسی دیدگاه‌های نظری وروش‌های تجربی مورد استفاده در الگوسازی روابط اقلیمی، زراعی، هیدرولوژی و اقتصادی و در نهایت بهره گیری از یافته ها وپیشنهادهای کاربردی آنها به منظور بسط وتوسعه الگوی تجربی پژوهش است. بنابراین در این قسمت از پایان نامه به بررسی ادبیات وپیشینه تحقثق پیرامون موضوع تغییر اقلیم وآثار آن بر بخش کشاورزی از دیدگاه نظریه‌ها و رهیافت‌های اقتصادی پرداخته شده است. لذا در اینجا سعی شده است به برخی از مهم ترین این مطالعات در داخل وخارج کشور که هر کدام از جنبه خاصی به به موضوع مورد بررسی ارتباط دارند اشاره می‌شود.

دسته‌بندی نشده

No description. Please update your profile.

LEAVE COMMENT

تاریخ ارسال: سه‌شنبه 4 مهر 1396 ساعت 15:17 | نویسنده: محمد علی رودسرابی | چاپ مطلب
نظرات (0)
امکان ثبت نظر جدید برای این مطلب وجود ندارد.