شناسایی عوامل تعیین کننده امنیت غذایی در استان گیلان
محورهای موضوعی : فصلنامه علمی -پژوهشی تحقیقات اقتصاد کشاورزیمهدیه روحی فرج آباد 1 , رضا اسفنجاری کناری 2 * , مهدی شعبان زاده خوشرودی 3
1 - دانشجوی کارشناسی ارشد توسعه روستایی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران.
2 - استادیار اقتصاد کشاورزی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان.
3 - استادیار اقتصاد کشاورزی، موسسه پژوهشهای برنامه ریزی، اقتصاد کشاورزی و توسعه روستایی، تهران، ایران.
کلید واژه: امنیت غذایی, استان گیلان, لاجیت ترتیبی, متغیرهای اقتصادی, اجتماعی و دموگرافیکی,
چکیده مقاله :
مطالعه حاضر به بررسی کمی وضعیت امنیت غذایی و عوامل موثر بر آن در استان گیلان پرداخته است. برای بررسی تأثیر متغیرهای دموگرافیکی، اقتصادی و اجتماعی بر امنیت غذایی از مدل لاجیت ترتیبی استفاده شد. نتایج نشان داد که تنها 6/43 درصد از خانوارها در استان گیلان در شرایط امن غذایی قرار داشته و بیش از نیمی از خانوارها (4/56 درصد) با درجات مختلف ناامنی غذایی مواجه هستند. ضمن آن که بر اساس نتایج شهرستانهای واقع در غرب استان گیلان نسبت به مرکز و شرق، ناامنی غذایی بالاتری دارند. در نهایت نیز نتایج حاصل از مدل لاجیت رتبهای نشان داد که متغیرهای تحصیلات سرپرست خانوار، محل سکونت، وضعیت محل سکونت، وضعیت اشتغال سرپرست خانوار، درآمد ماهانه، متغیر مجازی مرکز استان و تنوع غذایی بر امنیت غذایی خانوارها اثر مثبت و معنیدار دارند. به عبارت دیگر، افزایش در سطح متغیرهای فوق احتمال این که خانوارهای ساکن استان گیلان در سطوح بهتری از امنیت غذایی قرار بگیرند را افزایش میدهد.
Introduction: In recent years, the level of food insecurity in the country has changed under the influence of various economic, social and demographic variables, and this change has been different in different provinces of Iran. Therefore, knowing the level of food insecurity in different regions and the factors affecting it at the present time can be a useful guide for future planning. With this approach, the present study has quantitatively investigated the food security situation and factors affecting it in Guilan province.
Materials and methods: To calculate food security, the 18-item standard questionnaire provided by the United States Department of Agriculture (USDA) was used, and to investigate the effect of demographic, economic and social variables on food security, the ordinal logit model was used. The data and information needed for the research were collected in the field and by completing 890 questionnaires from the heads of households in Guilan province in 1401.
|
ISSN (Print): 2008-6407 - ISSN (Online): 2423-7248
Research Paper
Identifying the Determinants of Food Security in Guilan Province
Abstract Introduction: In recent years, the level of food insecurity in the country has changed under the influence of various economic, social and demographic variables, and this change has been different in different provinces of Iran. Therefore, knowing the level of food insecurity in different regions and the factors affecting it at the present time can be a useful guide for future planning. With this approach, the present study has quantitatively investigated the food security situation and factors affecting it in Guilan province. Materials and methods: To calculate food security, the 18-item standard questionnaire provided by the United States Department of Agriculture (USDA) was used, and to investigate the effect of demographic, economic and social variables on food security, the ordinal logit model was used. The data and information needed for the research were collected in the field and by completing 890 questionnaires from the heads of households in Guilan province in 1401. Findings: The results showed that only 43.6% of the households in Guilan province were in safe food conditions and more than half of the households (56.4%) were facing various degrees of food insecurity. Besides, according to the results, the cities located in the west of Guilan province have higher food insecurity than the center and east. Finally, the results of the rank logit model showed that the variables of education of the head of the household, place of residence, status of the residence, employment status of the head of the household, monthly income, virtual variable of the provincial capital and food diversity have a positive and significant effect on the food security of households.
|
Received: Accepted: PP:
Doi:
Keywords: Food security, Ordinal logit, Economic, Social and Demographic variables, Guilan province.
|
Use your device to scan and read the article online
|
Citation:
|
Extended Abstract
Introduction
In recent years, the level of food insecurity has changed under the influence of various economic, social and demographic variables, and this change has been different in different provinces of Iran. The low level of nutritional literacy, the acceleration of food prices and the decrease in real household income have caused the consumption pattern of Iranian households to change towards high-calorie foods with no nutritional value, and this problem has increased the number of people suffering from non-communicable diseases in the country. Knowing the level of food insecurity in different provinces and cities and the factors affecting it at the present time, can be a useful guide for policy makers in the direction of future planning and provide valuable assistance to institutions in charge of community health for designing programs.
Materials and Methods
Based on this, the present study has quantitatively investigated the food security situation and factors affecting it in Guilan province. Guilan province includes 851382 households. After identifying the desired community, 100 preliminary questionnaires were completed from this community and by calculating the variance of their food security at the probability level of 1%, a sample size of 873 households was obtained, but for more certainty, 1122 questionnaires were considered for this research. After the completion of statistics, a number of questionnaires were removed due to incomplete information, having outlier data and being outside the study area, and finally 890 questionnaires were used. The required information was collected in the form of a questionnaire in two parts, including the 18-item standard questionnaire provided by the United States Department of Agriculture (USDA) and economic, social and demographic information from households in different parts of Guilan province in 1401. In the following, by quantifying the food security variable, the effect of demographic, economic and social variables on this variable was investigated and evaluated using the ordinal logit model.
Findings
The results showed that only 43.6% of the households in Guilan province were in safe food conditions and more than half of the households (56.4%) were facing various degrees of food insecurity. Besides, according to the results, the cities located in the west of Guilan province have higher food insecurity than the center and east. Finally, the results of the rank logit model showed that the variables of education of the head of the household, place of residence, state of residence, employment status of the head of the household, monthly income, virtual variable of the provincial capital and food diversity have a positive and significant effect on the food security of households
Discussion and Conclusion
an increase in the level of the above variables increases the probability that the households living in Guilan province will be in better levels of food security.
Ethical Considerations
Compliance with ethical guidelines
All subjects full fill the informed consent.
Funding
No funding
Authors' contributions
Design and conceptualization: Reza Esfanjari Kenari, Mehdi Shabanzadeh Khoshroudi, Mehdieh Rouhi Farajabad; Methodology and data analysis: Reza Esfanjari Kenari, Mehdi Shabanzadeh Khoshroudi; Supervision and final writing: Reza Esfanjari Kenari
Conflicts of interest
The authors declared no conflict of interest
شاپا چاپی: 6407 -2008 - شاپا الکترونیکی: 2423-7248
|
مقاله پژوهشی
تاریخ دریافت: تاریخ پذیرش: شماره صفحات:
Doi:
واژههای کلیدی: امنیت غذایی، لاجیت ترتیبی، متغیرهای اقتصادی و اجتماعی، استان گیلان. |
چکیده مقدمه و هدف: در سالهای اخیر میزان ناامنی غذایی در کشور تحت تاثیر متغیرهای مختلف اقتصادی، اجتماعی و دموگرافیکی دستخوش تغییر شده و این تغییر در استانهای مختلف ایران متفاوت بوده است. لذا دانستن میزان ناامنی غذایی مناطق مختلف و عوامل اثرگذار بر آن در زمان حال، میتواند راهنمای مفیدی برای برنامهریزیهای آتی باشد. با این رویکرد، مطالعه حاضر به بررسی کمی وضعیت امنیت غذایی و عوامل موثر بر آن در استان گیلان پرداخته است. مواد و روشها: برای محاسبه امنیت غذایی از پرسشنامه استاندارد 18 گویهای ارائه شده توسط وزارت کشاورزی آمریكا (USDA) و برای بررسی تأثیر متغیرهای جمعیتی، اقتصادی و اجتماعی بر امنیت غذایی از مدل لاجیت ترتیبی استفاده شد. دادهها و اطلاعات مورد نیاز پژوهش به صورت میدانی و با تکمیل 890 پرسشنامه از سرپرستان خانوار استان گیلان در سال 1401 جمعآوری گردید. یافتهها: نتایج نشان داد که تنها 6/43 درصد از خانوارها در استان گیلان در شرایط امن غذایی قرار داشته و بیش از نیمی از خانوارها (4/56 درصد) با درجات مختلف ناامنی غذایی مواجه هستند. ضمن آن که بر اساس نتایج شهرستانهای واقع در غرب استان گیلان نسبت به مرکز و شرق، ناامنی غذایی بالاتری دارند. در نهایت نیز نتایج حاصل از مدل لاجیت رتبهای نشان داد که متغیرهای تحصیلات سرپرست خانوار، محل سکونت، وضعیت محل سکونت، وضعیت اشتغال سرپرست خانوار، درآمد ماهانه، متغیر مجازی مرکز استان و تنوع غذایی بر امنیت غذایی خانوارها اثر مثبت و معنیدار دارند. به عبارت دیگر، افزایش در سطح متغیرهای فوق احتمال این که خانوارهای ساکن استان گیلان در سطوح بهتری از امنیت غذایی قرار بگیرند را افزایش میدهد. بحث و نتیجهگیری: با توجه به نتایج مطالعه، از بين بردن فقر، کنترل تورم و ثبات در قیمت مواد غذایی، فرهنگسازی و آموزش تخصصی و عمومی سواد غذا و تغذیه به منظور دستيابي به امنيت غذايي حائز اهمیت است. بنابراين، با برنامه‌ريزي‌هاي مناسب در زمينه ارتقاي وضعيت اجتماعي- اقتصادي خانوارها مي‌توان شيوع ناامني غذايي را کاهش داد.
|
از دستگاه خود برای اسکن و خواندن مقاله به صورت آنلاین استفاده کنید
|
مقدمه
غذا از جمله نیازهای بنیادی بشر است و تأمین آن در مقوله امنیت غذایی نهفته است. دستیابي به امنیت غذايي جزء ابتداييترين حقوق بشر در بین اولويتهاي اهداف توسعه هر کشور محسوب میشود و تأمین غذا و تغذيه مناسب از پیش شرطهاي اصلی توسعه و سلامت جامعه و عامل مهمي در برقراري شرايط ثبات، رفاه، صلح و امنیت بینالمللي به شمار میآید. بر اساس آمارهاي جهانی، جمعیت جهان از حدود ٨ میلیارد نفر در سال 2020 به حدود ١٠ میلیارد نفر در سال ٢٠٥٠ افزایش مییابد؛ تأمین غذاي سالم، کافی و متنوع موردنیاز این جمعیت رو به رشد یکی از بزرگترین چالش‌هایی است که جهان با آن مواجه خواهد بود (25).
در ایران نیز در سالهای پس از انقلاب اسلامی همواره به موضوع خودکفایی در محصولات کشاورزی و امنیت غذایی تاکید و در تنظیم برنامه‌های توسعه این موضوع مدنظر قرار گرفته است. بنا به تعریف نشست جهانی غذا (١٩٩٦)، امنیت غذایی هنگامی وجود دارد که همه مردم در همه‌ی زمان‌ها به غذای کافی، سالم و مغذی دسترسی فیزیکی و اقتصادی داشته باشند و غذای در دسترس، نیازهای برنامه تغذیه‌ای سازگار با ترجیحات آنان را برای یک زندگی فعال و سالم فراهم سازد (13). بررسی آمار در سال 2022 نشان میدهد که حدود 9 درصد جمعیت جهان در وضعیت ناامنی غذایی شدید قرار دارند؛ به این معنی که نزدیک به 697 میلیون نفر از افراد در وضعیت ناامن غذایی هستند (5). آسیا با 8/2471 میلیون نفر جمعیت بیشترین تعداد افراد با وضعیت ناامن غذایی (3/647 میلیون نفر) را در سال 2021 به خود اختصاص داده است. لازم به ذکر است که کشورهای جنوب آفریقا و آسیا در سال 2021 به ترتیب 6006 و 28285 میلیون تن شکاف غذایی1 داشتهاند (17). مؤسسه بین‌المللی تحقیقات سیاست غذایی2 (IFPRI)نیز به منظور کاهش ناامنی غذایی در آینده، تجدیدنظر در سیستم غذایی جهانی را با تمرکز بیشتر بر کیفیت تغذیه و ایمنی و عرضه پایدار محصولات توصیه کرده است (20).
در ایران نیز مقوله امنیت غذایی و تأمین غذا و اطمینان از تولید محصولات غذایی که نیازهای جامعه را تأمین کنند، از اهمیت بالایی برخوردار است. بر اساس برآوردهای مرکز آمار ایران (1402) جمعیت کشور طی سالهای 2025 و 2050 به ترتیب به 34/88 و 75/100 میلیون نفر میرسد، بنابراین مسئله امنیت غذایی در مواجه با جمعیت آینده نیز مطرح میباشد؛ اگر پیشبینی افزایش جمعیت مرکز آمار ایران اتفاق افتد در این صورت رشد جمعیت میتواند به رشد بیشتر تقاضا برای مواد غذایی دامن زده و اگر عرضه نتواند پاسخگوی تقاضا باشد، امنیت غذایی مورد تهدید قرار خواهد گرفت. از این‌رو مطالعه و ایجاد یک سیستم ملی مؤثر برای تأمین امنیت غذایی دارای اهمیت است؛ افزون بر این، در سالهای اخیر میزان ناامنی غذایی تحت تاثیر متغیرهای مختلف اقتصادی، اجتماعی و جمعیتی دستخوش تغییر شده و این تغییر در استانهای مختلف ایران متفاوت بوده است. دانستن میزان ناامنی غذایی استانها و شهرستانهای مختلف و عوامل اثرگذار بر آن در زمان حال، میتواند برای سیاستگذاران در جهت برنامهریزیهای آتی مفید باشد و به نهاد‌های متولی سلامت جامعه برای طراحی برنامهها کمک ارزندهای داشته باشد (20). امنیت غذایی همواره یکی از اهداف عمده برنامه‌های توسعه کشاورزی و روستایی ایران بوده است و موضوع آن تنها رفع گرسنگی عیان نیست بلکه تأمین نیازهای سلولی به مواد مغذی، یعنی رفع گرسنگی پنهان را نیز در برداد و جزء اهداف راهبردی و اولویت‌های برنامه‌های بلندمدت آینده (سند چشم انداز 20ساله) نیز میباشد (23). استان گیلان یکی از استانهای نسبتا برخوردار از منابع طبیعی است که در آن تولید مواد غذایی نقش مهمی دارد و نقش محوری در امنیت غذایی و قدرت غذایی کشور دارد (12).
در زمینه بررسی امنیت غذایی و عوامل موثر بر آن در داخل کشور و همچنین در سطح جهان مطالعات متعددی صورت گرفته است. از میان مطالعات داخلی، اکبرپور و همکاران(4) وضعیت امنیت غذایی را در شهرستان مرودشت بررسی نمودند. در این مطالعه برای تبیین وضعیت امنیت غذایی از روش توصیفی- پیمایشی استفاده شد. بدین منظور 500 خانوار شهری و روستایی به صورت تصادفی انتخاب شدند. داده های جمعیتی، اجتماعی و اقتصادی خانوارها با پرسشنامه اطلاعات عمومی گرد آوری و وضعیت امنیت غذایی با پرسش نامه امنیت غذایی خانوار که توسط وزارت کشاورزی ایالات متحده ارائه شده است، سنجیده شد. ارتباط بین تحصیلات والدین، درآمد خانوار و شمار افراد خانوار با وضعیت ناامنی غذایی خانوار با انجام آزمون همبستگی اسپیرمن مشخص شد. وضعیت ناامنی غذایی خانوار در مناطق شهری و روستایی و همچنین ارتباط بین وضعیت ناامنی غذایی خانوار و شغل والدین بر پایه آزمون خی دو مشخص شد. نتایج نشان داد 8/73 درصد خانوارها با درجات مختلف ناامنی غذایی روبرو هستند؛ ضمن آن که ناامنی غذایی در خانوارهای روستایی بیشتر از خانوارهای شهری بوده است؛ همچنین نتایج نشان داد که با افزایش تحصیلات والدین و درآمد خانوار، ناامنی غذایی کاهش مییابد. ناامنی غذایی در خانوارهای دارای فرزند، از دیگر خانوارها بیشتر بوده است. ناامنی غذایی در خانوار هایی که پدر بیکار و مادر خانه دار است نیز از دیگر خانوار ها بیشتر بوده است.
سجادیان و همکاران(21)، نقش عوامل اقتصادی را در بهبود امنیت غذایی خانوارهای شهری استان زنجان مورد بررسی قرار دادند. در این مطالعه برای تحلیل عوامل اقتصادی و نقش آن در فقر غذایی از طریق نمونهگیری خوشهایی اقدام به جمعآوری اطلاعات شده است. اطلاعات مستخرج از پرسشنامهها با استفاده از نرمافزارهای آماری مورد تحلیل قرار گرفته و نتایج آن با استفاده از سیستم اطلاعات جغرافیایی به صورت شماتیک نمایش داده شد. یافتهها نشان داد که رابطه معنیداری بین درآمد، مسکن، اشتغال، جنس سرپرست خانوار و فقر غذایی وجود دارد. ضمن آن که نتایج نشان داد رابطه معنیداری بین سطح تحصیلات و درآمد و فقر غذایی خانوارهای شهری وجود ندارد
شعبانزاده خوشرودی و حسینی(23)، عوامل موثر بر امنیت غذایی خانوارها را در استان تهران بررسی نمودند. بدین منظور، با استفاده از اطلاعات هزینه درآمد خانوارهای استان تهران، ابتدا خانوارهای امن و ناامن غذایی شناسایی شدند و سپس، با استفاده از مدل لاجیت، بررسی متغیرهای کمی و کیفی اثرگذار بر امنیت غذایی خانوارها صورت گرفت. نتایج مطالعه نشان داد که تنها 4/64 درصـد از خانوارهـای تهرانی در سال 1397 از امنيت غذايي برخوردار بودهاند. ضمن آن که بر اساس نتایج متغیرهای سن سرپرست خانوار، میزان یارانه دریافتی خانوار، درآمد خانوار، تنوع غذایی، محل سکونت، تعداد اتاق منزل و زیربنای منزل بر امنیت غذایی اثر مثبت و معنیدار و متغیرهای بعد خانوار و ساعت کار سرپرست خانوار بر امنیت غذایی خانوارها اثر منفی و معنیدار داشتهاند؛ همچنین، خانوارهای با سرپرست زن از امنیت غذایی پایینتر برخوردار بودهاند و متغیر تحصیلات بر امنیت غذایی خانوارها اثر معنیدار نداشته است.
قالیباف و همکاران (16)، تاثیر ویژگیهای فردی – خانوادگی را بر امنیت غذایی خانوارهای روستایی شهرستان کرخه در استان خوزستان مورد بررسی قرار دادند. در این مطالعه اطلاعات موردنیاز از طریق پرسشنامه جمعآوری و برای تجزیه و تحلیل دادهها از رگرسیون لجسیتک استفاده شد. یافتههای پژوهش نشان داد که تنها ۶۲ درصد از خانوارهای مورد مطالعه از امنیت غذایی مناسب برخوردارند. از میان ویژگیهای فردی و خانوادگی مورد مطالعه، متغیرهای سطح تحصیلات سرپرست خانوار، سن سرپرست خانوار، دارا بودن فرزند ذکور، دارا بودن فرد فعال در خانواده، دارا بودن فرد شاغل در بخش غیرکشاورزی و نیز دارا بودن فرد دارای بیماری زمینهای بر امنیت غذایی خانوار از نظر آماری اثر معنیدار دارند.
باقری و همکاران (7)، رابطه بین امنیت غذایی و فقر درآمدی را در مناطق روستایی شهرستان املش مورد بررسی قرار دادند. نتایج مطالعه نشان داد که فقر ذهنی و فق نسبی دارای رابطه مثبت و معنیدار با ناامنی غذایی خانوارهای روستایی دارد، ضمن اینکه نتایج تحلیل اثر نهایی مطالعه نشان داد که فقر ذهنی بیشترین تاثیر را در امنیت غذایی دارد.
علیزاده و همکاران (2) در مطالعه‌ای وضعیت امنیت غذایی در روستای حسین آباد شهرستان لنگرود را مورد بررسی قرار دادند، نتایج نشان داد که ناامنی غذایی در تمام خانوارهای روستایی مورد مطالعه وجود دارد و ناامنی غذایی باگرسنگی شدید 17 درصد، ناامنی غذایی با گرسنگی متوسط 51 درصد و ناامنی غذایی بدون گرسنگی 32 درصد میباشد. ضمن اینکه سطح ناامنی غذایی در خانوارهای دارای فرزند، بیشتر از خانوارهای بدون فرزند است و با افزایش تعداد اعضای خانوار ناامنی غذایی افزایش مییابد.
آزمایش آسیابسری و همکاران (6)، تغییرات هزینه‌های خوراکی خانوارهای استان گیلان را با کل کشور مقایسه کرده و ابعاد اجتماعی و سیاستی آن را مورد تحلیل قرار داده است. نتایج مطالعه نشان داد میانگین هزینة خوراک خانوار در کل کشور و در استان گیلان طی سالهای 99-1392 به صورتی معنیدار پایینتر از دوره 92-1384 بود و در دورة زمانی 92-1384، تفاوت آماری معنیداری بین میانگین هزینه خوراک خانوار کل کشور و استان گیلان وجود نداشت.
از میان مطالعات صورت پذیرفته در خارج از کشور نیز دارجو و همکاران (13)، وضعیت امنیت غذایی و نیز ارتباط بین مصرف و ناامنی غذایی را در کشور برزیل بررسی نمودند. اطلاعات مورد نیاز در این مطالعه از طریق پرسشنامه طی سالهای 2014-2013 از 2817 نفر از استفاده‌کنندگان از خدمات بهداشتی درمانی در ایالت بلوهوریزونته3 برزیل جمعآوری شد. بر اساس نتایج این پژوهش وضعیت امنیت غذایی با متغیرهایی چون سن، جنسیت، وضعیت تأهل، سطح تحصیلات و وضعیت اشتغال ارتباط معنیدار دارد.
در مطالعه‌ای دیگر عوامل مؤثر بر الگوی تنوع غذایی خانوارها را در نواحی روستايی پنجاب پاکستان مورد بررسی قرار گرفت. نتايج نشان داد كه متغیرهای تحصيلات، درآمد، اندازه زمين و مالکيت دام بر تنوع غذايی خانوار تاثير مثبت دارد. همچنين سن سرپرست خانوار، بعدخانوار و زمان رسيدن به بازار بر تنوع غذايی تاثير منفی دارند (14).
در مطالعه ای دیگر تنوع غذايی خانوارهای ساكن در منطقه كيلومبرو کشور تانزانيا مورد بررسی قرار گرفت. نتايج تحقيق نشان داد كه اكثر خانوارها تنوع غذايی متوسطی دارند، ضمن اینکه داشتن تنوع غذايی بالا، با متغیر تحصیلات و اندازه مزرعه همبستگی مثبت داشت. آنها پیشنهاد دادند که بهبود دانش و آگاهی اعضای جامعه ازفوايد تغذيه‌ای میتواند تنوع غذايی را در سطح خانوار بهبود ببخشد(18).
عوامل تعيين كننده تنوع غذايی خانوارهای روستايی را در اكوادور مورد بررسی قرار دادند. در این مطالعه برای تعيين رابطه بين تنوع غذايی و متغيرهای جمعيت‌شناختی از رگرسيون پواسون استفاده شد. در مطالعه‌ای دیگر وضعیت امنیت غذایی خانوار و عوامل تعیین کننده آن در مناطق روستایی کشور اتیوپی مورد بررسی گرفت. نتایج مطالعه نشان داد که 4/29 درصد خانوارها دارای امنیت غذایی هستند و 6/70 درصد خانوارها با درجات متفاوت ناامنی غذایی مواجهند. ضمن آن که براساس نتایج متغیرهای بعد خانوار و وقوع خشکسالی بر امنیت غذایی اثر منفی و در مقابل متغیرهای تحصیلات، اندازه زمین کشاورزی، درآمد و دسترسی به اعتبارات تاثیر مثبت بر امنیت غذایی خانوارها داشتهاند (8).
تحریمهای اقتصادی و شرایط تورمی، دسترسی فیزیکی و اقتصادی به غذا را برای بسیاری از گروهای فقیر دشوار ساخته است (24). تحلیل پیشینه مطالعات مختلف نشان میدهد که، در سالهای اخیر ضریب امنیت غذایی کاهش یافته است؛ ضمن اینکه میزان ناامنی غذایی در مناطق مختلف متفاوت است؛ بنابراین دانستن میزان ناامنی غذایی استانهای مختلف و عوامل اثرگذار بر آن در زمان حال، میتواند راهنمای مفیدی برای سیاستگذران در جهت برنامهریزیهای آتی باشد. همچنین بررسی پیشینه مطالعات نشان داد که تاکنون در خصوص امنیت غذایی و عوامل موثر بر آن در استان گیلان مطالعه جامعی صورت نگرفته است. بر این اساس مطالعه حاضر به بررسی کمی وضعیت امنیت غذایی و عوامل موثر بر آن در استان گیلان پرداخته است.
روش تحقیق
محاسبه امنیت غذایی
در مطالعه حاضر بهمنظور سنجش وضعیت امنیت غذایی خانوارها، از پرسشنامه استاندارد 18 گویهای ارائه شده توسط وزارت کشاورزی آمریكا4 (USDA) استفاده شده است. پرسشنامه امنیت غذایی خانوار5 USDA که وضعيت امنيت غذايی خانوار را در دوازده ماه گذشته بررسی میكند در سال 1995 معرفی و در مطالعات امنیت غذایی کشورهاي در حال توسعه به عنوان پرسشنامهاي معتبر مورد استفاده قرار گرفته است (22). پرسشنامه مذکور داراي 2 بخش است که بخش اول براي همه خانوارها و بخش دوم براي خانوارهاي داراي فرزند زير 18 سال تكميل ميشود. پس از امتيازدهي و جمع شمار پاسخهاي مثبت، هر خانوار در يك وضعيت امنيت غذايي خاص مطابق با جدول (1) قرار ميگيرد. بر این اساس اگر خانوار دارای فرزند زیر 18 سال به 2 گویه پرسشنامه پاسخ مثبت دهد، آن خانوار دارای امنیت غذایی است. اما اگر به 7 گویه پاسخ مثبت دهد، دارای ناامنی غذایی بدون گرسنگی خواهد بود. در نهایت نیز چنان چه به 12 و بیش از 12 گویه پاسخ مثبت دهد به ترتیب در وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و ناامن غذایی با گرسنگی شدید قرار خواهد گرفت. برای خانوارهای بدون فرزند نیز در صورتی که به 2 گویه پاسخ مثبت داده شود، خانوار دارای امنیت غذایی خواهد بود. اما چنان چه به 5 گویه پاسخ مثبت داده شود، ناامنی غذایی بدون گرسنگی وجود دارد. در نهایت نیز چنان چه به 8 و بیش از 8 گویه، پاسخ مثبت داده شود به ترتیب خانوار در وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و ناامن غذایی با گرسنگی شدید قرار میگیرد (9).
[1] - شکاف غذایی (Food Gap) معیاری است که مقدار غذای لازم جهت دستیابی تمام گروههای درآمدی به کالری آستانه را تعیین می‌کند.
[2] The International Food Policy Research Institute
[3] - Belo Horizonte
[4] - U.S. HOUSEHOLD FOOD SECURITY SURVEY MODULE: THREE-STAGE DESIGN, WITH SCREENERS Economic Research Service, USDA September 2012.
[5] - https://www.ers.usda.gov/media/8271/hh2012.pdf
جدول (1). طبقهبندي خانوارها بر اساس پرسشنامه امنیت غذایی خانوار USDA
وضعیت امنیت غذایی | کد | تعداد پاسخ مثبت | |
خانوار دارای فرزند زیر 18 سال | خانوار فاقد فرزند زیر 18 سال | ||
امن غذایی | 0 | 2-0 | 2-0 |
ناامنی غذایی بدون گرسنگی | 1 | 7-3 | 5-3 |
ناامنی غذایی با گرسنگی متوسط | 2 | 12-8 | 8-6 |
ناامنی غذایی با گرسنگی شدید | 3 | 18-13 | 10-9 |
ماخذ: Bickel et al., 2008
الگوی لاجیت ترتیبی
در مطالعه حاضر متغیر وابسته به صورت کیفی و ترتیبی شامل میزان امنیت غذایی خانوارها در سه طبقه ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید، ناامن غذایی بدون گرسنگی و امن غذایی است. بر این اساس از آن جا که جواب‌ها حالت ترتیبی دارند، از مدلهاي انتخاب گسسته و مشخصا الگوي لاجیت ترتیبی استفاده شده است. الگوي لاجیت ترتیبی مبتنی بر یک متغیر گسسته است که به منظور تعیین تأثیر متغیرهاي توضیحی (سن سرپرست خانوار، بعد خانوار، تحصیلات سرپرست خانوار، محل سکونت، وضعیت محل سکونت، وضعیت اشتغال سرپرست خانوار، متوسط ساعت کار روزانه، دریافت یارانه، نوع شغل سرپرست خانوار، متغیر مجازی مرکز استان، درآمد ماهانه و تنوع غذایی1) بر امنیت غذایی خانوارها و همچنین نحوه تأثیر هر متغیر بر احتمال قرارگرفتن هر خانوار در سه گروه نا امن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید (
)، نا امن غذایی بدون گرسنگی (
) و امن غذایی (
) مورد استفاده قرار میگیرد. لذا اگر فرض شود y متغیر پیوسته باشد و متغیرهاي توضیحی x باشند براي خانوار iام تابع تمایل به صورت رابطه (١) تعریف میشود:
(1) |
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
(2) |
|
با توجه به رابطه (2) و با تخمین 
و 
، احتمال قرار گرفتن هر خانوار در یکی از سه گروه نا امن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید، نا امن غذایی بدون گرسنگی و امن غذایی، و محاسبه می‌گردد. شایان ذکر است که
ها آستانه‌هایی هستند كه پاسخ‌های مشاهده شده گسسته را تعريف می‌کنند، لذا لازم است برآورد شوند. در ادامه و با محاسبه احتمال قرار گرفتن افراد در گروههای مختلف، میتوان الگوی لاجیت ترتیبی این مطالعه را به صورت رابطه (3) تصریح نمود:
(3) |
|
در رابطه (3)، 
احتمال تجمعي و به صورت 
میباشد. 
بردار ستوني پارامترها 
و 
بردار ستوني متغيرهاي توضيحي را شامل میشود. لازم به ذکر است كه 
تنها به احتمال طبقه پيشبيني وابسته است و با متغيرهاي توضيحي ارتباطی ندارد. با تصریح الگوی فوق، پارامترهای الگوی لاجیت ترتیبی از طریق روش حداکثر درستنمایی (که احتمال طبقهبندی صحیح را حداکثر می‌کند) به دست می‌آیند. در ادامه میتوان با استفاده از آزمون رگرسيونهاي موازي2، منطقي بودن فرضيه برابري پارامترها را براي هر سه گروه ارزيابي کرد (27). در انواع مدلهای انتخاب گسسته، ضرایب تخمینی تفسیر اقتصادي معینی ندارند. به عبارت دیگر در مدلهای فوق مقدار پارامترهای برآورد شده همیشه تفسیر مستقیم راحتی ندارند و نمی‌توانند به‌صورت مستقیم برای متغیرهای توضیحی متناظر روی احتمال انتخاب تصمیمj ام تفسیر شوند. بنابراین، براي ارزیابی اثرات متغیرها باید از کشش و اثرات نهایی مربوط به متغیرها استفاده شود. در این رابطه از آن جا که کشش‌ها توابع غیرخطی از مقادیر مشاهدات هستند، تضمینی مبنی بر عبور تابع لاجیت از نقاط تعریف شده به وسیله میانگین نمونه وجود ندارد. براي حل این مشکل محاسبه اثر نهایی به جاي محاسبه کشش‌ها پیشنهاد شده است. در این روش، ابتدا کشش‌ها براي هر یک از مشاهدات محاسبه و سپس از آنها میانگین وزنی گرفته میشود. به گونه‌اي که وزن‌ها احتمالات پیشبینی شده هستند. سپس اثر نهایی از طریق مقیاس‌گذاري پارامترهاي برآورد شده محاسبه می‌گردد. این مقیاس براي هر یک از مشاهدات متغیر مستقل، متفاوت است؛ بنابراین براي تسهیل در گزارش نتایج، این مقیاس در میانگین متغیر مستقل محاسبه میشود (26). اگرچه محاسبه اثر نهایی در مدلهای رگرسیونی با پاسخ چندگانه ترتیبی تا حدودی متفاوت است، اما همگی بیانگر این مفهوم هستند که با یک واحد افزایش در متغیر مستقل x، چه مقدار به احتمال واقع شدن در گروه j افزایش مییابد. اثر نهایی در الگوی لاجیت ترتیبی با توجه به رابطه (4) محاسبه میشود:
(4)
|
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
(5) |
|
در رابطه (5)،
(5)
| ||||||||||
(6) |
| |||||||||
(7) |
| |||||||||
(8) |
| |||||||||
(9) |
| |||||||||
|
| |||||||||
متغیر | درصد | مد | میانگین | حداقل | حداکثر | انحراف معیار | ||||
سن سرپرست خانوار |
|
| 2/49 | 20 | 87 | 18/12 | ||||
بعد خانوار |
|
| 37/3 | 1 | 7 | 09/1 | ||||
محل سکونت (روستا=0، شهر=1) |
| 1 |
|
|
|
| ||||
روستا | 01/18 |
|
|
|
|
| ||||
شهر | 99/81 |
|
|
|
|
| ||||
جنسیت سرپرست خانوار (مرد=1 زن=2) |
| 1 | 09/1 | 1 | 2 | 28/0 | ||||
مرد | 20/90 |
|
|
|
|
| ||||
زن | 80/9 |
|
|
|
|
| ||||
سواد سرپرست خانوار(بی‌سواد=1 ابتدایی=2 دیپلم =3 لیسانس=4 فوق‌لیسانس=5 دکتری و بالاتر=6) |
| 3 | 59/3 | 1 | 6 | 02/1 | ||||
بی‌سواد | 16/1 |
|
|
|
|
| ||||
ابتدایی | 09/9 |
|
|
|
|
| ||||
دیپلم | 20/40 |
|
|
|
|
| ||||
لیسانس | 04/30 |
|
|
|
|
| ||||
فوق‌لیسانس | 51/15 |
|
|
|
|
| ||||
دکتری و بالاتر | 01/4 |
|
|
|
|
| ||||
مأخذ: یافتههای تحقیق
جدول (2) اطلاعات آماری امنیت غذایی در استان گیلان را نشان میدهد، شکل (1) وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه را در استان گیلان نشان میدهد. همان‌گونه که از اطلاعات جدول (2) و شکل (1) مشخص است تنها 6/43 درصد از خانوارهای تحت بررسی استان گیلان در سال 1401 در شرایط امن غذایی قرار داشته و بیش از نیمی از خانوارها (4/56 درصد) با درجات گوناگون ناامنی غذایی مواجه بودهاند. ضمن اینکه
درصد خانوارهایی که در استان گیلان در شرایط امن غذایی هستند کمتر از مرکز استان (شکل 3) است و این موضوع وضعیت به نسبت متعادل‌تر مرکز استان نسبت به سایر شهرستا‌های استان را نشان میدهد.
جدول 2- اطلاعات آماری امنیت غذای در استان گیلان | |||||
منطقه | امنیت غذایی | درصد | حداقل | حداکثر | انحراف معیار |
شرق استان | امن غذایی | 1/43 | 0 | 2 | 51/0 |
نا امنی غذایی بدونه گرسنگی | 8/35 | 3 | 7 | 12/3 | |
نا امنی غذایی با گرسنگی | 1/21 | 6 | 17 | 87/3 | |
غرب استان | امن غذایی | 1/31 | 0 | 2 | 63/0 |
نا امنی غذایی بدونه گرسنگی | 1/24 | 3 | 7 | 45/3 | |
نا امنی غذایی با گرسنگی | 8/44 | 6 | 18 | 03/4 | |
مرکز استان | امن غذایی | 7/45 | 0 | 2 | 81/0 |
نا امنی غذایی بدونه گرسنگی | 9/29 | 3 | 7 | 72/3 | |
نا امنی غذایی با گرسنگی | 4/24 | 6 | 17 | 11/4 | |
کل استان | امن غذایی | 6/43 | 0 | 2 | 92/0 |
نا امنی غذایی بدونه گرسنگی | 1/26 | 3 | 7 | 26/3 | |
نا امنی غذایی با گرسنگی | 3/30 | 6 | 18 | 01/4 | |
مأخذ: یافتههای تحقیق
شکل1- وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه در استان گیلان
شکل (2) وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه را در شرق استان گیلان نشان میدهد. همان‌گونه که از اطلاعات شکل مشخص است تنها 1/43 درصد از خانوارهای تحت بررسی در سال 1401 در شرایط امن غذایی قرار داشتهاند. اگرچه وضعیت امن غذایی شرق استان گیلان پایینتر از مرکز استان است اما میزان ناامنی غذایی باگرسنگی متوسط و شدید شرق استان (1/21 درصد) نسبت به کل استان (3/30 درصد)، غرب استان (8/44 درصد) و حتی مرکز استان (4/24 درصد) کمتر است. این نتیجه تلویحا همسو با مطالعه (عظیمی دوبخشری، 1384) میباشد. طبق مطالعه ایشان ساخت ویژه‌ی طبیعی و جغرافیایی در شرق گیلان موجب شده است تا مردم این ناحیه به جای کشت انحصاری نیمه معیشتی نیمه کالایی برنج، به کشت محصولات کالایی و تجاری چای، بادام زمینی، تولید مرکبات، پرورش کرم ابریشم و کنف روی آورند و ناگریز جلوتر از غرب گیلان به روابط بازاری و سرمایه دارانه کشیده شده و در نتیجه موفق شوند به طور نسبی گام های توسعه یافتگی را با سرعت بیشتری از غرب گیلان جلو ببرند.
شکل 2- وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه در شرق استان گیلان ماخذ: یافته های تحقیق
شکل (3) وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه را در مرکز استان نشان میدهد. همان‌گونه که از اطلاعات شکل مشخص است تنها 7/45 درصد از خانوارهای تحت بررسی در شرایط امن غذایی قرار داشته و بیش از نیمی از خانوارها (3/54 درصد) با درجات گوناگون ناامنی غذایی مواجه بودهاند. نتایج نشان داد که وضعیت امنیت غذایی مرکز استان (7/45 درصد) به مراتب بهتر از غرب استان (1/31 درصد) و حتی شرق استان (1/43 درصد) میباشد. به نظر میرسد وضعیت امنیت غذایی به نسبت بهتر خانوارهای ساکن در مرکز استان به دلیل دسترسی به فرصت‌های شغلی بیشتر و بهتر و طبیعتا سطح درآمد به نسبت بالاتر و همچنین دسترسی به فروشگاه‌ها و مواد‌غذایی بیشتر و با کیفیت‌تر باشد.
شکل 3- وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه در شهرستان رشت ماخذ: یافتههای تحقیق
شکل (4) وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه را در غرب استان گیلان نشان میدهد. همان‌گونه که از اطلاعات شکل مشخص است، درصد بالایی از خانوارها (9/68درصد) با درجات گوناگون ناامنی غذایی مواجه بودهاند، ضمن اینکه 8/44 درصد از خانوارهای ساکن در غرب استان گیلان در وضعیت ناامنی غذایی متوسط و شدید قرار دارند. درصد خانوارهای با وضعیت امن غذایی غرب استان(1/31 درصد) نسبت به میانگین استان(6/43 درصد)، شرق(1/43 درصد) و مرکز(7/45 درصد) به مراتب کمتر است و اینکه ناامنی غذایی با گرسنگی شدید و متوسط (8/44 درصد) به مراتب بالاتری دارد.
شکل 4-وضعیت امنیت غذایی خانوارهای مورد مطالعه در غرب استان گیلان
با عنایت به مؤلفه‌های اعتبار سنجی الگوی لاجیت ترتیبی که در جدول (3)، گزارش شده‌اند، اعتبار مدل استفاده شده تائید میشود. ضریب تعیین AN نیز گویای آن است که 66 درصد از تغییرات متغیر وابسته، توسط متغیرهای مستقل منظور شده در مدل توضیح داده میشود. درصد پیشبینی صحیح الگو نیز بیانگر دقت بالای طبقهبندی در الگوی استفاده شده در مطالعه میباشد. ضمن اینکه نتایج دو آزمون پیرسون و دویانس بیانگر پردازش مناسب دادهها توسط الگوی برآوردی هستند. برای آزمون رگرسیون موازی یا آزمون یکسان بودن پارامترها برای همه گروه‌ها از آماره‌های والد1 و برنت2 استفاده شده است با در نظر گرفتن سطح معنیداری آماره‌‌ها که از نظر آماری معنیدار نشده‌اند، فرضیه صفر مبنی بر اینکه ارزش پارامترهای وضعیت برای تمامی گروههای پاسخ، ثابت و یکسان هستند را نمی‌توان رد کرد. بنابراین میتوان این گونه فرض نمود که ارزش پارامترهای وضعیت برای تمامی گروههای پاسخ، ثابت و یکسان میباشد و از این لحاظ نیز برآورد الگوی لاجیت ترتیبی از مبانی محکم برخوردار است؛ با توجه به جدول، الگوی لاجیت ترتیبی مطالعه حاضر 3/54 درصد تغییرات سطوح مختلف امنیت غذایی خانوارها را در استان گیلان به درستی پیشبینی می‌کند.
با عنایت به اینکه در انواع مدلهای انتخاب گسسته، ضرایب تخمینی تفسیر اقتصادی معینی ندارند و تنها میتوانند به طور کلی برای بررسی جهت اثر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته تفسیر شوند. در این رابطه بررسی معنیداری و علامت ضرایب، حاکی از آن است که متغیرهای تحصیلات سرپرست خانوار، محل سکونت، وضعیت محل سکونت، وضعیت اشتغال سرپرست خانوار، درآمد ماهانه، تنوع غذایی و متغیر مجازی مرکز استان در جهت مثبت (مستقیم) بر سطح امنیت غذایی خانوارها در سطح استان گیلان تأثیر می‌گذارند. به عبارت دیگر، با افزایش در سطح متغیرهای مستقل فوق، این احتمال که خانوارهای ساکن در استان گیلان در سطوح بهتری از امنیت غذایی قرار بگیرند، افزایش مییابد. از سوی دیگر، متغیر بعد خانوار در جهت منفی (معکوس) بر سطح امنیت غذایی خانوارها در سطح استان گیلان مؤثر است. در ادامه به منظور استنتاج بیشتر نتایج الگوی برآورد شده، اثرات نهایی برای هر یک از گروه‌ها با توجه به سطوح مختلف محاسبه شده است.
[1] Wald
[2] Brant
جدول 3- نتایج حاصل از برآورد الگوی لاجیت ترتیبی استان گیلان
متغیر | ضریب | آماره z | سطح معنیداری |
سن سرپرست خانوار | 001/0- | 27/0- | 790/0 |
بعد خانوار | **264/0- | 58/3- | 000/0 |
تعداد افراد شاغل در خانوار | 056/0 | 62/0 | 535/0 |
تحصیلات سرپرست خانوار (بی‌سواد=1 ابتدایی=2 دیپلم =3 لیسانس=4 فوق‌لیسانس=5 دکتری و بالاتر=6) | **166/0 | 69/2 | 007/0 |
محل سکونت (روستا=0، شهر= 1) | **598/0 | 09/3 | 002/0 |
وضعیت محل سکونت (اجاره‌ای=0، شخصی=1) | **592/0 | 45/3 | 001/0 |
وضعیت اشتغال سرپرست خانوار (بیکار=0، شاغل=1) | **302/0 | 72/2 | 006/0 |
متوسط ساعت کار روزانه | 022/0- | 14/1- | 253/0 |
دریافت یارانه (خیر=0، بله=1) | 027/0- | 15/0- | 882/0 |
نوع شغل سرپرست خانوار (کشاورزی=0، غیرکشاورزی=1) | 119/0- | 53/0- | 597/0 |
درآمد ماهانه | **559/0 | 33/6 | 000/0 |
تنوع غذایی | *076/0 | 39/2 | 017/0 |
متغیر مجازی مرکز استان (مرکز=1، غیرمرکز=0) | *273/0 | 27/2 | 023/0 |
ضریب تعیین Pseudo | 41/0 | دویانس | (91/0) 1201 |
ضریب تعیین آلدریچ نلسون (AN) | 66/0 | پیرسون | (39/0) 1317 |
درصد پیشبینی صحیح | 3/54% | والد | (17/0) 8/10 |
|
| برنت | (19/0) 6/11 |
مأخذ: یافتههای تحقیق * معنی داری در سطح 5 درصد ** معنی داری در سطح 1 درصد
اثرات نهایی برای هریک از گروه‌ها با توجه به سطوح مختلف امنیت غذایی محاسبه و نتایج حاصل از آن در جدول (4) گزارش شده است. در ادامه اثرات نهایی متغیرهایی که در جدول (3) ضرایب آنها معنیدار بوده مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است.
بر اساس نتایج جدول (4) میتوان گفت، خانوارهایی که تعداد اعضای خانواده بیشتری دارند، احتمال قرارگرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی کاهش مییابد. بدین معنی که با افزایش یک واحدی تعداد اعضای خانوار و ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن یا باقی ماندن در گروه با وضعیت امن غذایی 064/0 واحد کاهش مییابد. به عبارت دیگر با افزایش تعداد اعضای خانوار سهم افراد از مصرف مواد غذایی کاهش یافته و افراد با کاهش دریافت حداقل انرژی لازم برای فعالیت‌های روزانه و کاهش امنیت غذایی مواجه خواهند بود و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن این خانوارها در گروههای با وضعیت ناامنی غذایی افزایش مییابد. این نتیجه با نتیجه مطالعات (19) درخصوص وجود رابطه بین ناامنی غذایی و بعدخانوار مطابقت دارد؛ نتایج حاصل از بررسی مذکور نشان داد که هرچه تعداد افراد خانوار بيشتر باشد، مقدار غذايي كه به هر فرد مي رسد، نيز كاهش مییابد و احتمال قرار گرفتن این خانوارها در گروههای با وضعیت ناامنی غذایی افزایش مییابد.
طبق نتایج خانوارهایی که سرپرست آنها از سطح سواد بالاتری برخوردار است، احتمال این که در گروه خانوارهای دارای امنیت غذایی قرار بگیرند، بیشتر میشود. بدین معنی که با افزایش یک واحدی سطح سواد خانوار و ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن یا باقی ماندن در گروه با وضعیت امن غذایی 04/0 واحد افزایش مییابد و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن یا باقی ماندن در گروه با وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید 032/0 واحد کاهش مییابد. در این خصوص باید اذعان نمود که داشتن سواد کافی و تحصیلات با ایجاد فرصت‌های شغلی مناسب و افزایش توانایی کسب درآمد، دسترسی افراد خانواده به مواد غذایی با کیفیت را افزایش میدهد. ضمن آنکه با تأثیرگذاری بر سواد تغذیه‌ای، موجب افزایش دانش و آگاهی در مورد وضعیت تغذیه‌ای اعضای خانواده می‌گردد. این نتیجه با نتیجه مطالعه (11) در خصوص وجود ارتباط آماری بین ناامنی و تحصیلات مطابقت دارد.
بر اساس نتایج، برای خانوارهای روستایی، احتمال قرار گرفتن در وضعیت امن غذایی کمتر است و احتمال این که این خانوارها در شرایط ناامنی غذایی به سر ببرند، بیشتر است. در نقطه مقابل برای خانوارهای شهری احتمال قرار گرفتن در گروه امن غذایی بالاتر و احتمال قرار گرفتن در گروه ناامن غذایی کمتر است. بدین معنی که برای خانوارهایی که محل سکونت آنها در شهر است با ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی 45/14 درصد افزایش مییابد و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید 57/11 درصد کاهش مییابد. در این خصوص باید عنوان نمود که عموماً افراد دارای سطح پایین درآمدی و تحصیلات به نسبت پایینتر در روستا ساکن هستند که هرگونه نوسان در شرایط اقتصادی به شدت آنها را تحت تأثیر قرار میدهد و امنیت غذایی آنها را متأثر می‌سازد. ضمن آن که عموماً مردم در مناطق شهری دارای شغل ثابت با درآمد بالاتر نسبت به مردم روستا که بیشترشان کشاورز و دارای درآمد فصلی هستند، می‌باشند. این نتیجه با نتیجه مطالعه (4) در خصوص بررسی وضعیت امنیت غذایی خانوارها در مناطق شهری و روستایی مطابقت دارد؛ نتایج حاصل از بررسی مذکور نیز نشان داد که ناامنی غذایی در خانوارهای روستایی بیشتر از خانوارهای شهری است.
بر اساس نتایج، خانوارهایی که محل سکونت آنها شخصی است احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی بالاتر است و احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت ناامن غذایی پائینتر است. بدین معنی که برای خانوارهایی که محل سکونت آنها شخصی است با ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی 41/14 درصد افزایش مییابد و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید 47/11 درصد کاهش مییابد. در این مورد باید عنوان نمود که در رابطه با خانوارهایی که محل سکونت آنها اجاره‌ای است، بخش قابل توجهی از درآمد قابل تصرف صرف پرداخت اجاره‌بها میشود؛ بنابراین قدرت خرید و توانایی تأمین نیازهای غذایی این خانوارها کاهش مییابد. بر این اساس میتوان گفت که اتخاذ تمهیدات حمایتی و سیاستهای مناسب در جهت خانه‌دار نمودن مستأجران میتواند عامل مهمی در جهت کاهش احتمال قرار گرفتن خانوارها در گروههای ناامن غذایی باشد.
نتایج بیانگر آن است که احتمال قرار گرفتن خانوارهای دارای درآمد ماهانه بالاتر در گروه با وضعیت امن غذایی بیشتر و احتمال قرار گرفتن خانوارهای اشاره شده در گروه با وضعیت ناامنی غذایی کمتر است.
بدین معنی که با افزایش یک واحدی (ده میلیون ریال) سطح درآمد خانوار و ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن یا باقی ماندن در گروه با وضعیت امن غذایی 60/13 درصد افزایش مییابد و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن یا باقی ماندن در گروه با وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید 62/10 درصد کاهش مییابد. همچنین نتایج نشان داد خانوارهایی که سرپرست آنها بیکار است، احتمال قرار گرفتن آنها در گروه ناامنی غذایی با گرسنگی و گروه نا امنی غذایی بدون گرسنگی زیاد است از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن این خانوارها در گروه با وضعیت امن غذایی پائین است. در این خصوص باید گفت که قدرت خرید و توانایی در تأمین نیازهای غذایی با اشتغال و سطح درآمد خانوار ارتباط مستقیم دارد. لذا هرچه شغل مناسبتر و سطح درآمد خانوار بیشتر باشد، سبد غذایی متنوع‌تر و باکیفیت‌تری نیز برای خانوار فراهم خواهد شد. این نتیجه با نتیجه مطالعه(3) مطابقت دارد. در این بررسی در خانوارهایی که پدر بیکار بوده ناامنی غذایی بیشتر بوده است؛ ضمن آن که خانوارهایی که سرپرست کارمند داشتهاند، بیشترشان به لحاظ امنیت غذایی، در شرایط امن قرار داشتهاند.
در نهایت نیز نتایج نشان داد خانوارهایی که از تنوع غذایی بالاتری برخوردارند، احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی بیشتر است؛ از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن این خانوارها در گروههای با وضعیت ناامن غذایی کاهش مییابد. در این رابطه باید اذعان نمود که بدن انسان نیازهای متفاوتی دارند و صرفا با تنوع دادن به نوع مواد غذایی مصرفی میتوان این نیازهای مختلف را برطرف کرد. یک رژیم غذایی متنوع ضمن تأمین انرژی مورد نیاز بدن، کیفیت غذایی را افزایش داده و دریافت تمام ریزمغذی‌ها و درشت مغذی‌ها را برای بدن به همراه دارد. این نتیجه با نتیجه مطالعه (24) مطابقت دارد، طبق مطالعات آنان خانوارهای دارای تنوع غذایی بیشتر ناامنی غذایی کمتری داشتهاند. از این رو، چنانچه سطح قیمت مواد غذایی کم‌نوسان و پایدار باشد، افزایش درآمد میتواند سبب شود تا مصرفکنندگان سبد غذایی خود را متنوع کنند و از مصرف مواد غذایی با ارزش غذایی پایین به سمت مصرف مواد‌غذایی با ارزش بالا گرایش یابند. همچنین نتایج نشان داد خانوارهایی که محل سکونت آنها مرکز استان است با ثابت ماندن سایر شرایط، احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت امن غذایی 66/6 درصد افزایش مییابد و از طرف دیگر احتمال قرار گرفتن آنها در گروه با وضعیت ناامن غذایی با گرسنگی متوسط و شدید 53/0 درصد کاهش مییابد.
جدول 4- اثرات نهایی محاسبه شده برای گروههای مختلف خانوارها از نظر سطح امنیت غذایی استان گیلان
متغیر | اثر نهایی گروه 1 (گروه با وضعیت ناامن با گرسنگی متوسط و شدید) | اثر نهایی گروه 2 (گروه با وضعیت ناامن بدون گرسنگی) | اثر نهایی گروه 3 (گروه با وضعیت امن غذایی) |
سن سرپرست خانوار | 0003/0 | 0000/0 | 00044/0- |
بعد خانوار | **0511/0 | **0131/0 | **0643/0- |
تعداد افراد شاغل در خانواده | 0109/0- | 0028/0- | 0137/0 |
تحصیلات سرپرست خانوار (بی‌سواد=1 ابتدایی=2 دیپلم =3 لیسانس=4 فوق‌لیسانس=5 دکتری و بالاتر=6) | **0321/0- | **0082/0- | **0404/0 |
محل سکونت (روستا=0، شهر= 1) | **1157/0- | **0288/0- | **1445/0 |
وضعیت محل سکونت (اجاره‌ای=0، شخصی=1) | **1147/0- | **0294/0- | **1441/0 |
وضعیت اشتغال سرپرست خانوار (بیکار=0، شاغل=1) | **0585/0- | **0150/0- | **0735/0 |
متوسط ساعت کار روزانه | 0043/0 | 0011/0 | 0054/0- |
دریافت یارانه (خیر=0، بله=1) | 0053/0 | 0014/0 | 0067/0- |
نوع شغل سرپرست خانوار (کشاورزی=0، غیر کشاورزی=1) | 0232/0 | 0059/0 | 0291/0- |
درآمد ماهانه | **1082/0- | **0278/0- | **1360/0 |
تنوع غذایی | *0148/0- | *0038/0- | *0187/0 |
متغیر مجازی مرکز استان (مرکز=1، غیرمرکز=0) | *0530/0- | *0136/-0 |
مأخذ: یافتههای تحقیق * معنی داری در سطح 5 درصد ** معنی داری در سطح 1 درصد
نتیجهگیری و پیشنهادها
نتایج نشان داد که تنها 6/43 درصد از خانوارهای تحت بررسی در استان گیلان در شرایط امن غذایی قرار داشته و بیش از نیمی از خانوارها (4/56 درصد) با درجات گوناگون ناامنی غذایی مواجه هستند. در این رابطه باید اذعان نمود که وقوع تحریمهای اقتصادی، تنش در خاورمیانه، کاهش درآمدهای نفتی و افزایش نرخ ارز سبب تورم و افزایش قیمت نسبی کالاها در کشور شده و هزینه‌های معیشتی خانوار را به طور قابل توجهی افزایش داده است. اما در کنار این افزایش، میزان دستمزد و درآمد با نسبت بسیار كمتری رشد كرده و شكاف عمیق میان درآمد و هزینه موجب کاهش قدرت خرید به خصوص برای طبقه متوسط و پایین جامعه شده است. در اين خصوص، بررسي تجربه بسياری از کشورهای اروپايي، آمريكای لاتین و آسيايي نشان ميدهد ثبات در قيمت مواد غذايي در کنار اعطای کمكهای نقدی و بستههای غذايي هدفمند ميتواند سبب افزايش مصرف شده و امنيت غذايي را در خانوارهای فقير و به خصوص زنان و کودکان به طور قابل توجهي افزايش دهد. لذا کنترل تورم و به دنبال آن افزايش درآمد واقعي و قدرت خريد مصرفکنندگان به خصوص در دهكهای پايين درآمدی باعث ميشود تا امنيت غذايي خانوارها بهبود يابد. ضمن آن که بر اساس نتایج حاصل از مدل لاجیت ترتیبی، متغیرهای تحصیلات سرپرست خانوار، محل سکونت، وضعیت محل سکونت، وضعیت اشتغال سرپرست خانوار، درآمد ماهانه، متغیر مجازی مرکز استان و تنوع غذایی بر امنیت غذایی خانوارها اثر مثبت و معنیدار داشتند. به عبارت دیگر، افزایش در سطح متغیرهای فوق این احتمال را که خانوارهای ساکن استان گیلان در سطوح بهتری از امنیت غذایی قرار بگیرند، افزایش میدهد. با توجه به نتایج مطالعه، از بين بردن فقر، کنترل تورم و ثبات در قیمت مواد غذایی، فرهنگسازی و آموزش تخصصی و عمومی سواد غذا و تغذیه به منظور دستيابي به امنيت غذايي حائز اهمیت است. بنابراين، با برنامه‌ريزي‌هاي مناسب در زمينه ارتقاي وضعيت اجتماعي- اقتصادي خانوارها مي‌توان شيوع ناامني غذايي را کاهش داد.
با توجه به یافتههای حاصل از مطالعه با توجه به تاثیر تنوع غذایی بر کاهش ناامنی غذایی، باید اذعان نمود چنان چه سطح قیمت مواد غذایی کم نوسان و پایدار باشد، افزایش درآمد میتواند سبب شود تا مصرفکنندگان سبد غذایی خود را متنوع کنند و از مصرف مواد غذایی که ارزش غذایی پائینی دارند به سمت مصرف مواد غذایی با ارزش غذایی بالا بروند. با توجه به تاثیر سطح درآمد بر امنیت غذایی، برای ارتقا امنیت غذایی و رفع ناامنی غذایی برای دهک‌های پایین، تشکیل بانک غذا، تامین غذای ارزان و توزیع مجدد غذای مازاد1 میتواند مورد توجه دولت قرار گیرد. در اين راستا با توجه به آن که بخش قابل توجهي از منابع کشور به صورت يارانه پنهان2 و غيرهدفمند هدر ميرود و از اين جهت ايران در رتبه نخست پرداخت يارانههای غيرهدفمند غذا و سوخت جهان قرار گرفته است، هدفمندسازی يارانهها و پرداخت يارانه نقدی و غيرنقدی با شناسايي مناسب جامعه هدف، مسئله مهمي است که باید مدنظر سياستگذاران قرار گيرد. البته با توجه به پائینتر بودن سطح امنیت غذایی در مناطق روستایی نسبت به مناطق شهری، چنان چه منابع ناشی از حذف هدفمندی توسط دولت به طور مساوي بین خانوارها تقسیم گردد نه تنها این باز توزیع درآمد نمیتواند امنیت غذایی را براي گروههای کم درآمد جبران کند، بلکه گروههاي بالاي درآمدي شهري از این باز توزیع بیشتر منتفع میشوند. بنابراین لازم است در بازتوزیع درآمد با به کارگیری ابزارهای سیاستی جایگزین به مناطق روستایی توجه ویژه شود. طبق نتایج اهمیت آموزش و سواد خانوارها در بهبود امنیت غذایی بسیار بالا است. در این رابطه سازمان‌های متولی میتوانند با فرهنگسازی و آموزش تخصصی و عمومی سواد غذا و تغذیه نقش مهمی در امنیت غذایی خانوارها ایفا نمایند. این سازمان‌ها میتوانند با همکاری سازمان‌های دیگر، برنامهها و کارگاه‌های تخصصی جهت آموزش ترکیب صحیح مواد غذایی و تامین درشت مغذی‌ها و ریز مغذی‌های مورد نیاز فرد بالغ از منابع با کیفیت و همچنین آشنایی خانوارها با هرم غذایی، تدوین و اجرا نمایند. همچنین اصلاح سیاستهای جاری در امر تبلیغات غذا و نظارت بر تبلیغات کالاهای خوراکی در رسانه، به کارگیری کارشناسان تغذیه، تدوین مطالب آموزشی تغذیه و اطلاع رسانی آن به خانواده‌ها در مناطق روستایی، به کارگیری طرح تغذیه رایگان در مدارس، همکاری در اجرای الگوی استانی جیره میان وعده غذایی دانش آموزان با توجه به نیازهای تغذیه آنان، تدوین کتاب های آموزشی حاوی مطالب غذا و به کارگیری کارشناسان تغذیه در کلیه واحد‌ها و مراکز از جمله دانشگاه‌ها، مدارس، مهدکودک‌‌ها، کارخانه‌ها و بیمارستان‌ها حائز اهمیت است.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
در مطالعه حاضر فرمهای رضایت نامه آگاهانه توسط تمامی آزمودنیها تکمیل شد.
در مطالعه حاضر فرمهای رضایت‌نامه آگاهانه توسط تمامی آزمودنیها تکمیل شد.
حامی مالی
هزینه های مطالعه حاضر توسط نویسندگان تامین شد.
مشارکت نویسندگان
طراحی و ایده پردازی: رضا اسفنجاری کناری، مهدی شعبان زاده خوشرودی ، مهدیه روحی فرج آباد. روش‌شناسی و تحلیل دادهها: رضا اسفنجاری کناری، مهدی شعبان زاده خوشرودی؛ نظارت: رضا اسفنجاری کناری.
تعارض منافع
بنا بر اظهار نویسندگان مقاله حاضر فاقد هرگونه تعارض منافع بوده است.
[1] - منظور از غذای مازاد، غذای سالم و دست نخورده مجالس، میهمانی‌ها، سازمان‌ها، تالارها، دانشگاه‌ها و ... جهت رساندن به افراد نیازمند میباشد.
[2] - یارانه پنهان آن دست از یارانه‌ها را شامل میشود که به کالاهایی مانند آب، برق، بنزین، کالاهای اساسی و غیره تعلق میگیرد.
References
1. Agresti A. (2013). Categorical data analysis. University of Florida, USA. 3rd Ed.
2. Alizadeh, B., Kavosi Kelashemi, M., & Hodneh Dafchaho, F. (2017). Investigating the food security situation in the foothill villages of eastern Gilan province (Case study: Hossein Abad village, Langroud city), The fifth national conference of applied research in management and accounting.
3. Amidi, A. (1999). Sampling theory and its applications (Vol. 1). Academic publishing center. (In Farsi).
5. Amin, N., Akbari, H., & Jafarnejad, S. (2022). Food security, mental health, and socioeconomic status: A cross‐sectional study among medical college students in central part of Iran, Kashan. Health Science Reports, 5(1), e476.
6. Azemayesh Asyabsari, M., Motie Haghshenas, N., & Rostamalizadeh, V. (2024). Trends in Household Food Expenses and Implications for Food Security: A Case Study of Gilan Province, Iran. Journal of Social Continuity and Change (JSCC), 2(2), 231-248. doi: 10.22034/jscc.2023.19192.1049
7. Bagheri, M., Hadad, H., & Shirvanian, A. (2020). Study of Relationship between Food Security and Income Poverty in Rural Areas of Guilan Province in Iran: A Case Study of Amlash County. Village and Development, 22(4), 157-180. doi: 10.30490/rvt.2020.293733.1076
8. Bahiru, A., Senapathy, M., & Bojago, E. (2023). Status of household food security, its determinants, and coping strategies in the Humbo district, Southern Ethiopia. Journal of Agriculture and Food Research, 11, 100461.
9. Bickel, G., Nord, M., Price, C., Hamilton, W.,& Cook, J.(2008). Guide to measuring household food security, revised 2000.
10. Cordero-Ahiman, O. V., Vanegas, J. L., Franco-Crespo, C., Beltrán-Romero, P., & Quinde-Lituma, M. E. (2021). Factors that determine the dietary diversity score in rural households: The case of the Paute River Basin of Azuay Province, Ecuador. International journal of environmental research and public health, 18(4), 2059.
11. Dastgiri S, Mahboob S, Tutunchi H, Ostadrahimi A. Determinants of Food Insecurity: A Cross – Sectional Study in Tabriz. J Ardabil Univ Med Sci 2006; 6 (3) :233-239
URL: http://jarums.arums.ac.ir/article-1-427-fa.html
13. DeAraújo, M.L., de Deus Mendonça, R., Lopes Filho, J.D. and Lopes, A.C.S. (2018). Association between food insecurity and food intake, Nutrition, 54: 54-59.
14. FAO, (1996). FAOSTAT. Available at: http://faostat.fao.org/site/375/default.aspx.
15. Iftikhar, M., Yasin, M. A., Ali, R., Samiullah, Khan, M. I., & Iftikhar, N. (2020). Factors affecting the household dietary diversity pattern in rural areas of southern Punjab, Pakistan.
16. Gholabifar, J., Barati, A. A., Kalantari, K. The Effect of Individual And Family Characteristics on Food Security of Rural Households. Iranian Journal of Agricultural Economics and Development Research, 2022; 53(4): 945-956. doi: 10.22059/ijaedr.2022.333582.669099
17. Maddala, G.S.(1983). Limited Dependent and Qualitative Variables in Econometrics. New York: Cambridge University Press. https://doi.org/10.1017/CBO9780511810176.
18. Meade, B., & Thome, K. (2017). International Food Security Assessment, 2017-2027, Amber Waves, 1-14
16. Minja, E. G., Swai, J. K., Mponzi, W., Ngowo, H., Okumu, F., Gerber, M., ... & Finda, M. (2021). Dietary diversity among households living in Kilombero district, in Morogoro region, South-Eastern Tanzania. Journal of Agriculture and Food Research, 5, 100171.
19. Mohammad-Zadeh, A., Dorosty, A. and Eshraghian, M., 2010. Household Food Security status and associated factors among high-school students in Esfahan, Iran. Public Health Nutrition. 13, 1609-1613
20. Rouhi Farajabad, M., Esfanjari Kenari, R., & Shabanzadeh-Khoshrody, M. (2023). Investigating the status of food security and factors affecting it among households in Rasht county. Agricultural Economics and Development, 32(1), -. doi: 10.30490/aead.2023.362900.1537
21. Sajjadian, N., Moradi Mofard, S.,& Hosseinzadeh, A. (2017). Evaluation of the role of effective economic factors in improving the food security of urban households with an emphasis on income (case study: Zanjan city). Economic Research and Agricultural Development of Iran, 49(3): 413-427. [In Persian]
22. Sawari, M., Barfizadeh, L., & Asadi, Z. (2021). The effects of social capital on achieving food security in drought conditions, research sample: rural settlements in Durood city. Environmental Geography and Planning, 32(4): 1-28. [In Persian]
24. Shabanzadeh Khoshrody, M., Javadan, A., & Rafati, M. (2022). Assessment of the food diversity status of households and the factors affecting it in Tehran province. Research paper, volume 36, number 1, spring 2011, pp. 83-97. [In Persian]
25. United Nations. (2020). Policy Brief: The Impact of COVID-19 on Latin America and the Caribbean; United Nations Sustainable Development Group: New York, NY, USA. 1-25.
26. Williams R. (2016). Understanding and interpreting generalized ordered logit models. The Journal of Mathematical Sociology 40(1): 7-20. https://doi.org/10.1080/0022250X.2015 .1112384
27. Williams R. (2018). Ordered Logit Models-Basic & Intermediate Topics. University of Notre Dame.
مقالات مرتبط
-
-
-
-
نقش اعتبارات بانک کشاورزی در رونق فعالیت‌های دامداری بخش قرقری شهرستان هیرمند
تاریخ چاپ : 1397/04/01 -
حقوق این وب‌سایت متعلق به سامانه مدیریت نشریات دانشگاه آزاد اسلامی است.
حق نشر © 1404-1400