Asymmetric effects of sources of inflationary pressures on food and non-food prices in Iranian provinces: an application of quantile regressions

Subject Areas : Agricultural Economics Research

Davoud Mahmoudinia ^{1 *} , Zahra Amiripour Ebrahim Abad ²

1 - Vali-e-Asr University of Rafsanjan
2 - Vali-e-Asr University of Rafsanjan

Received: 2024-06-30 Published : 2025-06-26

Keywords: Food price, Non-food price, Facilities, Gross domestic product, Quantile regression,

Abstract :

Maintaining a constant level of inflation has become one of the main goals of Iran's macroeconomics, because inflationary pressures have increased sharply in recent years, so the effective factors in creating this inflationary pressure must be properly identified and dealt with. In this way, in this research, for a more accurate understanding of total inflation, each of the main components of total inflation, i.e. food price inflation and non-food price inflation, are examined at the level of the country's provinces. Quantile regression as well as provincial and macro data for the period of 2007-2020 were used to investigate the dynamics and asymmetric effects of these relationships. The results of the estimation of the models show that variables such as gross domestic product, employment rate, exports, the cost of producing agricultural products and economic sanctions have a positive and significant effect, but variables such as the ratio of facilities to deposits and taxes on goods and services have a negative effect and Meaningful in all have distribution quantiles.

Full-Text:



Summer 2025. Vol 16. Issue 2 Journal of Agricultural Economics Research

ISSN (Print): 2008-6407 - ISSN (Online): 2423-7248

Research Paper

 

 

Asymmetric effects of sources of inflationary pressures on food and non-food prices in Iranian provinces: an application of quantile regressions

Davoud Mahmoudinia 1*, Zahra Amiripour Ebrahim Abad 2

1 Associate Professor, Department of Economics, Vali-e-Asr University of Rafsanjan, Iran

2 Master of Economics, Department of Economics, Vali-e-Asr University of Rafsanjan, Iran

 

Abstract Introduction: Maintaining a stable inflation rate has become a key macroeconomic goal in Iran, particularly as inflationary pressures—especially in the food sector—have significantly increased in recent years. Therefore, it is essential to accurately identify and address the factors driving this inflationary pressure. Hence, in this current study, to gain a deeper understanding of total inflation, the factors influencing food and non-food prices will be analyzed separately at the provincial level across the country. Materials and Methods:  To analyze the dynamics and asymmetric impacts of these variables, quantile regression and macroeconomic data were utilized over the period 2007 to 2021. Findings: The results indicate that GDP, employment rate, exports, the cost of agricultural production, and economic sanctions have a positive and significant impact. In contrast, the loan-to-deposit ratio and taxes on goods and services have a negative and significant effect across all quantiles of the distribution. Additionally, the results show that the intensity of these effects varies throughout the distribution over the period 2007-2021. Conclusion:The results from estimating the models for food and non-food prices show that control variables significantly and meaningfully impact these prices. Moreover, the influence of these variables on price indices varies across different quantiles. This indicates that the impacts of these factors on food and non-food prices are asymmetric.

Citation Mahmoudinia D., Amiripour Ebrahim Abad  Z. (2025). Asymmetric effects of sources of inflationary pressures on food and non-food prices in Iranian provinces: an application of quantile regressions. Journal of Agricultural Economics Research.17(2):37-60

*Corresponding author: Davoud Mahmoudinia Address: Department of Economic, Vali-e-Asr University of Rafsanjan, Rafsanjan, Iran Tell: 0098 034 3131 2865 Email: [e-mail]

Received: 2024/06/30 Accepted: 2025/03/11 PP:37-60   Use your device to scan and read the article online         DOI: 10.30495/jae.2025.33614.2449     Keywords: Food price, Non-food price, Facilities, Gross domestic product

 

Extended Abstract

 

Introduction:

 

The aim of all countries is to provide their citizens with a lifestyle and living conditions that are both economically and socially sustainable. To achieve this, countries strive to ensure sustainable economic performance through growth and development. While developed and emerging economies are working to improve their existing economic conditions, some developing economies continue to struggle with critical issues such as inflation, particularly food inflation, which remains a strategic challenge. According to indicators from the Statistical Center of Iran, food and non-food prices in 2022 reached 70% and 37%, respectively. This highlights that inflationary pressures were predominantly driven by rising food inflation. In addition, food inflation in 2022 ranged between 60 and 70 percent across most provinces. The significance of food prices lies in the fact that a sharp increase, given the substantial share of food in household consumption baskets, can lead to heightened poverty, a decline in nutritional quality, and even social unrest. Moreover, food inflation can spill over into non-food inflation by rising inflationary expectations and prompting wage demands. This study aims to examine the effects of factors such as GDP, facilities, and employment rates on food and non-food prices across all provinces of Iran. The rationale for conducting this study at the provincial level is that different provinces exhibit distinct economic characteristics, including varying inflationary pressures, the relative importance of food and non-food items, and income levels. By identifying the factors that contribute to inflation in both the food and non-food sectors at the provincial level, this study can provide valuable insights for policymakers and development planners in the country.

Materials and Methods

This study examines the asymmetric effects of various variables on food and non-food prices using quantile regression. Quantile regression allows us to analyze the distinct responses of food and non-food prices to variables such as bank credit and GDP across different quantiles of their price distributions.  Unlike conventional regression methods, quantile regression provides a more comprehensive and integrated distributional perspective on the relationships between variables. The analysis focuses on variables influencing inflation, including credit, GDP, and global food prices, and is grounded in several economic theories: the quantity theory of money, cost-push theory, demand elasticity theory, and structuralism theory. This study utilizes annual provincial and national data in logarithmic form for the period 2007–2021. The data were collected from the Statistical Center of Iran and the Central Bank of Iran.

Findings

The core findings of this paper reveal that the GDP has a positive effect on both food and non-food prices. This positive effect is more pronounced in the upper quantiles of the distributions compared to the lower quantiles. The loan-to-deposit ratio has a negative effect on food and non-food prices across all quantiles. Other results indicate that the employment rate has a positive effect on both food and non-food prices across all quantiles. In addition, the coefficient for non-food prices increases as the quantiles rise. The goods and services tax, on the other hand, has a negative effect on food and non-food prices. This negative effect is more pronounced in the upper quantiles of the food price distribution compared to the lower quantiles. These findings are further validated by the generalized method of moments (GMM) and ordinary least squares (OLS) analyses. The export also has a positive and significant effect on both food and non-food prices across all quantiles. However, this positive effect diminishes as the quantiles increase. In other words, the impact of the export variable is stronger in the lower quantiles of the distribution compared to the higher quantiles. This finding is further confirmed by both the generalized method of moments (GMM) and ordinary least squares (OLS) models. According to the food price model, agricultural production costs are another critical variable that has a positive and significant effect on food prices across all quantiles of the distribution. Furthermore, in the non-food price model, the estimates indicate a positive effect of economic sanctions across all quantiles, with this effect being more pronounced in the lower quantiles.

Discussion and Conclusion

Based on the findings of this study, governments can take several measures to control prices. These include expanding investments in the agricultural sector, as well as in other sectors such as industry, education, health, and services, to boost the production of food and non-food items. Alternatively, governments can combat price increases by enhancing the openness of the economy through measures such as reducing tariffs and trade restrictions. Given the significant and negative impact of the loan-to-deposit ratio on food and non-food prices, ensuring better access to finance for farmers and business owners across various sectors is crucial. To achieve this, it is recommended that the government reduce financing costs for businesses by implementing appropriate market regulations. This would help businesses secure capital more effectively and take a significant step toward supporting economic activities. Additionally, it is suggested that the government strengthen credit institutions to better address the working and long-term capital needs of agricultural businesses and other economic sectors. The results from the quantile model indicate that economic sanctions have a positive and significant effect on the prices of non-food items across all quantiles. Therefore, it is essential to take proactive measures to mitigate the damage and losses caused by these sanctions. To address this, it is recommended to implement strategies such as stabilizing the government’s macroeconomic policies, including foreign exchange policies, to foster a sense of economic security among economic actors. Finally, promoting self-sufficiency, reducing dependence on foreign production, and improving the business environment can help lessen the adverse effects of sanctions on the economy.

Ethical Considerations

Compliance with ethical guidelines

All subjects full fill the informed consent.

Funding

No funding

Authors' contributions

Design and conceptualization: Davoud Mahmoudinia and Zahra Amiripour Ebrahim Abad; Methodology and data analysis: Davoud Mahmoudinia and Zahra Amiripour Ebrahim Abad; Supervision: Davoud Mahmoudinia and final writing: Davoud Mahmoudinia and Zahra Amiripour Ebrahim Abad

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest

 

 

 

 

تابستان 1404.دوره 17. شماره 2   فصلنامه علمی – پژوهشی تحقیقات اقتصاد کشاورزی

شاپا چاپی: 6407 -2008 - شاپا الکترونیکی: 2423-7248

مقاله پژوهشی

اثرات نامتقارن منابع فشارهای تورمی بر قیمت مواد غذایی و غیرغذایی در استان­های ایران: کاربردی از رگرسیون‌های چندکی

داود محمودی­نیا 1*، زهرا امیری­پور ابراهیم­آباد 2 

1. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه ولی­عصر (عج) رفسنجان، ایران

2. کارشناسی ارشد گروه اقتصاد دانشگاه ولی­عصر (عج) رفسنجان، ایران

تاریخ دریافت: 10/04/1403 تاریخ پذیرش: 21/12/1403 شماره صفحات:60-37    از دستگاه خود برای اسکن و خواندن مقاله به صورت آنلاین استفاده کنید            DOI: 10.30495/jae.2025.33614.2449     واژه­های کلیدی: تورم مواد غذایی، تورم مواد غیرغذایی، تولید ناخالص داخلی، تسهیلات بانکی

چکیده مقدمه و هدف: حفظ سطح ثابت نرخ تورم به یکی از اهداف اصلی اقتصاد کلان ایران تبدیل شده است چرا که در سال‌های اخیر فشارهای تورمی به شدت افزایش پیدا کرده­اند و بنابراین عوامل موثر در ایجاد این فشار تورمی باید به درستی شناسایی و با آن‌ها مقابله شود. از این رو در این مطالعه سعی می‌شود برای فهم صحیح‌تر تورم کل، عوامل موثر بر تورم مواد غذایی و تورم مواد غیرغذایی به صورت جداگانه در سطح استان‌های کشور بررسی شوند. مواد و روش­ها: برای بررسی پویایی و اثرات نامتقارن این روابط از رگرسیون چندکی و همچنین داده‌های استانی و کلان در دوره‌ی زمانی 1400-۱۳۸۶ استفاده شد. یافته­ها: نتایج حاصل از برآورد مدل‌ها گویای این است که متغیرهایی همچون تولید ناخالص داخلی، نرخ اشتغال، صادرات، هزینه تولید محصولات کشاورزی و تحریم‌های اقتصادی تاثیری مثبت و معنادار اما متغیرهایی همچون نسبت تسهیلات به سپرده و مالیات بر کالاها و خدمات تاثیری منفی و معنادار در تمام چندک‌های توزیع دارند. همچنین نتایج نشان می‌دهند که شدت اثرگذاری متغیرها در طول توزیع­ها تغییر می‌کند. بحث و نتیجه­گیری: نتایج حاصل از برآورد مدل­های قیمت مواد غذایی و غیر غذایی نشان‌دهنده‌ی اثرگذاری قابل توجه و معنادار متغیرهای کنترلی بر روی قیمت مواد غذایی و غیرغذایی هستند و ضرایب اثرگذاری این متغیرها بر شاخص­های قیمت در چندک‌های مختلف متفاوت است، بنابراین می‌توان گفت که این متغیرها دارای اثرات نامتقارن در چندک‌های مختلف بر روی قیمت مواد غذایی و غیرغذایی هستند.

 

        

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

   

 

 

 

 

 

 

 

 

مقدمه 

 

هدف همه­ی کشورها نه تنها فراهم کردن سبک زندگی و شرایط زندگی بهتر از نظر اقتصادی و اجتماعی برای شهروندان خود است، بلکه سعی می­کنند که همین شرایط فوق را در طول سالیان بهبود دهند. برای انجام این کار کشورها تلاش می­کنند تا از طریق رشد و توسعه­ی اقتصادی به عملکرد اقتصادی پایدار دست یابند. در این بین اگرچه اقتصادهای توسعه­یافته و نوظهور سعی در بهبود شرایط اقتصادی موجود خود دارند، اما متاسفانه برخی از اقتصادهای در حال توسعه همچنان در جهت حل مشکلات اقتصادی از قبیل تورم­های بالا تلاش می­کنند (54). بی‌تردید یکی از مهم‌ترین چالش‌های اقتصاد ایران در چند دهه‌ی گذشته پدیده‌ی تورم بوده است. این معضل اقتصادی رشد اقتصاد، سرمایه‌گذاری، اشتغال، توزیع درآمد و حتی مسائل سیاسی و اجتماعی یک کشور را تحت تاثیر قرار می‌دهد. از این رو تحلیل رفتار تورم و شناسایی عوامل تعیین‌کننده‌ی آن به منظور تدوین سیاست‌های مناسب همواره مورد توجه کارشناسان و سیاست‌گذاران اقتصادی بوده است اما باید به این نکته توجه کرد که هر گونه طراحی و برنامه‌ریزی برای مهار تورم در صورتی ممکن است که فهم درست و دقیقی از مسئله‌ی تورم داشته باشیم. برای پیش‌بینی و مدیریت درست شاخص قیمت می‌توان از یک رویکرد تفکیک شده با استفاده از اجزای اصلی شاخص قیمت یعنی قیمت مواد غذایی و غیرغذایی استفاده کرد، چرا که مولفه‌های اصلی، محتوای غنی‌تری را ارائه می‌دهند و دقت پیش‌بینی تورم را افزایش می‌دهند. استفاده از این رویکرد تفکیکی به خصوص زمانی که اجزای تشکیل­دهنده‌ی شاخص قیمت ویژگی‌های دینامیکی متفاوتی دارند بسیار مفید خواهد بود. این موضوع را می‌توان با نگاه به شکل (۱) مشاهده کرد. همانطور که مشخص است در طول زمان دو تورم مذکور دارای روندها، درجات نوسان و تداوم متفاوتی هستند و در مقایسه با یکدیگر تصویر متفاوتی ارائه می‌دهند. آمار گویای آن است که نوسانات تورم مواد غذایی با توجه به نقش مهم آن در امنیت غذایی در سال‌های گذشته بیش‌تر از تورم مواد غیرغذایی بوده و دلیل این امر آن است که قیمت مواد غذایی حساسیت بیش‌تری به شوک‌های اقتصاد سیاسی نشان می‌دهد و همچنین مواد غیرغذایی چسبندگی قیمتی زیادی داشته و کم‌تر از مواد غذایی از اتفاقات تاثیر می‌پذیرند. به این ترتیب لازم است که این دو تورم به طور جداگانه مورد تجزیه و تحلیل قرار بگیرند.

 

 

شکل 1. تورم مواد غذایی و غیرغذایی

منبع: یافته­های تحقیق و مرکز آمار ایران

 

اقتصاد ایران در پنج دهه‌ی گذشته به خصوص در سال‌های اخیر شاهد افزایش شدید، در قیمت‌های مواد غذایی و غیرغذایی بوده است. به عنوان مثال تورم مواد غذایی و غیرغذایی در سال 1401 طبق برآورد مرکز آمار به ترتیب برابر 70 درصد و 37 درصد در سطح کلان کشور بوده است که این امر نشان می‌دهد که فشار تورمی بیش‌تر از سمت افزایش قیمت مواد غذایی بوده است. تورم مواد غذایی در سال 1401 برای اکثر استان­ها در محدوده­ی 60 و 70 درصدی بوده است که بیش‌ترین میزان تورم مربوط به استان­های لرستان و خراسان شمالی با 84 و 82 درصد بوده است. تورم مواد غیرغذایی نیز در سال 1401 برای تمامی استان­ها در محدوده­ی 30 و 40 درصد بوده و تنها دو استان سیستان بلوچستان و خوزستان با تورمی به میزان 29 و 26 درصدی کم­ترین میزان تورم را دارا بودند و در این محدوده قرار نگرفتند.

در واقع اهمیت بسیار به موضوع قیمت مواد غذایی از این جهت است که افزایش شدید قیمت مواد غذایی با توجه به سهم زیاد غذا در سبدهای مصرفی خانوار، می‌تواند باعث افزایش فقر، کاهش سطح و کیفیت تغذیه و ناآرامی‌های اجتماعی شود. علاوه بر این تورم مواد غذایی می‌تواند با بالا بردن انتظارات تورمی و ایجاد تقاضای دستمزد بالاتر به تورم غیرغذایی تبدیل شود. بنابراین توجه ضعیف به موضوع تورم قیمت مواد غذایی ممکن است منجر به پیش‌بینی فریبنده تورم و برآورد مبهم هزینه زندگی شود (28، 57، 25). با این حال تورم مداوم در مواد غذایی تنها عامل کمک‌کننده به تورم کلی نیست و تورم قیمت مواد غیرغذایی مانند افزایش قیمت مسکن، آموزش و حمل و نقل نیز می‌تواند در ایجاد تورم کل کمک کند (8). به طور کلی قیمت محصولات کشاورزی به طور مستقیم از طریق سیاست­های خاص بخش کشاورزی و یا به طور غیرمستقیم از طریق سیاست­های کلان اقتصاد تحت تاثیر قرار خواهند گرفت. از طرفی مطالعات بسیاری همچون (11، 24، 41، 18) نشان داده­اند که عوامل و متغیرهای مختلفی نظیر تسهیلات بانکی، تولید ناخالص داخلی، نرخ اشتغال، مالیات، هزینه تولید محصولات کشاورزی، صادرات و تحریم­های اقتصادی بر افزایش سطح قیمت مواد غذایی و غیرغذایی تاثیرگذار هستند. بر اساس مطالعه (3) با افزایش قیمت مواد غذایی، هزینه­هایی بیشتری برای خرید مواد غذایی از کل موجودی درآمد لازم است تا صرف شود و از این رو سهم کمتری از درآمد برای سایر نیازها مانند بهداشت و آموزش باقی خواهند ماند. از طرف دیگر برخی دیدگاه­ها بیان می­کنند که با افزایش درآمد، قدرت خرید مردم افزایش پیدا می‌کند و به این ترتیب تقاضای آن‌ها برای کالاهای عادی زیاد می‌شود و از طرف دیگر تصور عمومی بر این است که با افزایش درآمد، هزینه‌های غیرغذایی سریع­تر از هزینه‌های غذایی افزایش پیدا می‌کنند. اما باید اشاره داشت که افزایش درآمد تنها تقاضای کل مواد غذایی ‌را افزایش نمی‌دهد بلکه الگوی مصرف را نیز به الگوی مصرف لوکس که به معنای راحتی بیش‌تر در دسترسی به غذا و محصولات فرآوری شده (آماده برای خوردن) و ایمنی مواد غذایی از نظر محیط زیست و بهداشت است، تغییر می‌دهد (50، 9). همچنین دیدگاه فشار هزینه­ای از سمت عرضه نیز اشاره به این موضوع دارد که افزایش سطح دستمزدها و افزایش هزینه­های تولید و سایر نهاده­ها از طریق انتقال منحنی عرضه می­تواند سطح عمومی قیمت­ها را افزایش دهد و با توجه به اهمیت این موضوع در بخش کشاورزی، افزایش قیمت مواد غذایی را نیز به دنبال خواهد داشت. با این حال محققان بسیاری مانند (27)، (39)، (16) و (30) رابطه‌ی بین تسهیلات پرداختی موسسات مالی و قیمت‌های مواد غذایی و غیرغذایی را مورد مطالعه قرار دادند. چرا که بنگاه‌های اقتصادی نمی‌توانند در تمامی مسیر تولید تنها از امکانات شخصی خود استفاده کنند و نیاز به دریافت تسهیلات بانکی برای بهبود عملکرد نهاده‌های تولید و افزایش ارزش افزوده دارند و به این ترتیب نرخ سود تسهیلات بانکی و حجم تسهیلاتی که در اختیارشان قرار می‌گیرد، اهمیت بالایی برای آن‌ها در جهت برنامه‌ریزی برای تولید محصولات و قیمت تمام شده‌ی کالاها دارد¹ . از طرفی اعمال تحریم‌های اقتصادی توسط کشورهای غربی و تشدید آن‌ها در سال‌های اخیر نقش بسزایی در تعیین قیمت‌های مواد غذایی و غیرغذایی داشته است. این موضوع در مطالعات مختلفی از جمله (37) مورد بررسی قرار گرفته است. به طوری که در این تحقیق نشان داده شده است که تحریم‌های اقتصادی یک محرک مهم و تاثیرگذار در توضیح رفتار قیمت مواد غذایی هستند.

با توجه به موارد فوق در این مطالعه به بررسی اثرات عواملی همچون تولید ناخالص داخلی، تسهیلات و نرخ اشتغال بر قیمت­های مواد غذایی و غیرغذایی در سطح استان­های کشور خواهیم پرداخت. علت انجام این مطالعه در سطح استانی از این جهت است که استان­های مختلف ویژگی­های اقتصادی متفاوتی از قبیل فشارهای تورمی، ضریب اهمیت مواد غذایی و غیرغذایی و درآمد دارند. به این ترتیب شناخت عواملی که در ایجاد تورم چه در بخش مواد غذایی و چه در بخش مواد غیرغذایی در سطح استان‌ها نقش دارند، می‌تواند کمک بسیاری به سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان توسعه‌ی کشور کند، چرا که با شناخت عوامل موثر بر تورم استانی، آن‌ها اطلاعات و توانایی بیش‌تری برای تخصیص منابع و حل شکاف‌های اقتصادی بین استان‌ها خواهند داشت. از طرف دیگر در این مطالعه به بررسی اثرات نامتقارن متغیرهای تحت بررسی بر قیمت مواد غذایی و غیر غذایی خواهیم پرداخت و از این رو به کارگیری رگرسیون چندکی²  (چندکی) همان­طور که توسط (35) معرفی شده است این مهم را مورد بررسی قرار خواهیم داد. رگرسیون چندکی واکنش جداگانه قیمت مواد غذایی و غیرغذایی به متغیرهای تسهیلات بانکی و تولید ناخالص داخلی را در کمیت­های مختلف توزیع قیمت مواد غذایی و غیرغذایی را بررسی می­نماید. همچنین این رگرسیون تصویر توزیعی یکپارچه‌تری از رابطه‌ی موجود بین متغیرها را در مقایسه با رگرسیون‌های رایج و معمولی ارائه می‌کند چرا که برای هر چندک تابع توزیع به صورت کاملاً جدا اجرا می‌شود و قابلیت مدل‌سازی تغییرات متغیر وابسته را نه فقط در مرکز ثقل آن بلکه در تمام بخش‌های توزیع آماری به خصوص در دنباله‌های آغازین و پایانی آن فراهم می‌کند (33، 4). همچنین رگرسیون چندکی امکان اثرگذاری متغیرهای کنترلی در تمامی بخش­های توزیع به خصوص در دنباله­های ابتدایی و انتهایی را میسر می­سازد و از این رو با مشکلات فروض کلاسیک و داده های پرت نیز روبرو نمی­باشد.

مقاله حاضر در شش بخش ارائه شده است، به این صورت که پس از مقدمه در بخش دوم مروری بر ادبیات نظری و پیشینه­ی پژوهش و در بخش سوم به روش تحقیق پژوهش و در بخش چهارم وپنجم نیز به ترتیب به تجزیه و تحلیل نتایج و بعد از آن به نتیجه­گیری و ارائه پیشنهادات خواهیم پرداخت.

مبانی نظری و پیشینه­ی پژوهش

مبانی نظری

اگر قیمت کالاها به دلیل هر عاملی برای یک دوره زمانی خاص افزایش یابد، آن را تورم می‌نامند. اگر تورم ثابتی در کشور وجود نداشته باشد، ثبات اقتصاد کلان تضعیف می‌شود و متعاقبا هزینه‌های هنگفتی از جمله تخصیص ناکارآمد منابع، کاهش قدرت خرید مردم بر اقتصاد تحمیل می‌شود (46، 21 ). در مورد هزینه‌های تورم که شامل هزینه‌های اقتصادی، ناآرامی‌های اجتماعی و نابرابری‌های درآمدی می‌شود، بین محققان و سیاست­گذاران اتفاق نظر وجود دارد اما در مورد علل و سیاست‌های کنترل تورم، اختلاف نظر زیادی بین آن‌ها وجود دارد. هر مکتب فکری در مورد دلایل پدیده تورم توضیح خاص خود را دارد و تئوری‌های تورم از قبیل تئوری مقداری پول، کشش تقاضا، فشار هزینه و ساختارگرایی به موازات رویدادهای جدید و بحران‌های اقتصادی، علل تورم را توسعه داده‌اند (20). 

به گفته پول‌گرایان مهم‌ترین عامل موثر بر افزایش تورم و یا کاهش تورم، سرعت رشد یا کاهش حجم پول است. از طرف دیگر کینزی‌ها بر افزایش تقاضای کل به عنوان منبع تورم کشش تقاضا تاکید کردند (53). تئوری فشار هزینه که تورم شوک عرضه نیز نامیده می‌شود ناشی از عرضه‌ی کل است، به این بیان که افزایش هزینه­های تولید باعث افزایش قیمت­ها خواهد شد (29). ساختارگرایان معتقدند که عدم توازن‌های ساختاری مثل وجود ساختار انحصار به جای رقابت، وابستگی تولید به نهاده‌های وارداتی، انگیزه‌های سیاسی و ضعف بنیان‌های علمی و فنی طرف عرضه نقش ویژه‌ای در افزایش قیمت‌ها در کشورهای در حال توسعه دارند.

تورم عموما یک معیار گسترده است مانند افزایش کلی قیمت‌ها یا افزایش هزینه‌های زندگی اما همچنین می‌توانیم آن را محدودتر و در قالب تورم قیمت مواد غذایی و تورم قیمت مواد غیرغذایی محاسبه کرد. زیرا این گونه تقسیم‌بندی کمک قابل توجهی به فهم عوامل زیربنایی ایجاد تورم می‌کند؛ چرا که این دو تورم مذکور دارای روندها، درجات نوسان و تداوم متفاوتی هستند و در مقایسه با یکدیگر و تورم کل تصویر متفاوتی ارائه می‌دهند (10). به این ترتیب با توجه به اهمیت تورم مواد غذایی و غیرغذایی، ما در ادامه به بررسی مسیرهای اثرگذاری متغیرهایی می­پردازیم که نقش قابل توجهی در ایجاد تورم مواد غذایی و غیرغذایی در سطح استان­های کشور دارند.

تولید ناخالص داخلی

با افزایش درآمد، قدرت خرید افراد افزایش پیدا می‌کند و به این ترتیب تقاضای آن‌ها برای کالاهای عادی زیاد می‌شود و از طرف دیگر تصور عمومی بر این است که با افزایش درآمد، هزینه‌های غیرغذایی سریع­تر از هزینه‌های غذایی افزایش پیدا می‌کنند. در واقع این تصور از قانون انگل نشات گرفته است که بیان می‌کند که درصد درآمدی که برای خرید مواد غذایی تخصیص داده می‌شود به خاطر کشش درآمدی نسبتاً پایینی است که مواد غذایی دارند و با افزایش درآمد خانوار کمتر کاهش می‌یابند، در حالی که درصدی که برای مصارف دیگر مثل مسکن، بهداشت، لوازم خانه، آموزش، تفریح، پوشاک، ارتباطات، هتل و رستوران و حمل و نقل صرف می‌شود افزایش می‌یابد (51).

اما باید به این نکته نیز توجه کرد که افزایش درآمد تنها تقاضای کل مواد غذایی ‌را افزایش نمی‌دهد بلکه الگوی مصرف را نیز به الگوی مصرف لوکس که به معنای راحتی بیش‌تر در دسترسی به غذا و محصولات فرآوری شده (آماده برای خوردن) و ایمنی مواد غذایی از نظر محیط زیست و بهداشت است، تغییر می‌دهد (50، 9). در واقع قانون دیگری به نام قانون بنت وجود دارد که بیان می‌کند که با افزایش درآمد، مردم غذاهای اصلی نشاسته‌ای با کالری نسبتاً کم­تر را با گوشت و لبنیات جایگزین می‌کنند. به عنوان مثال در کشورهای در حال توسعه افزایش درآمد از طریق افزایش توانایی و قدرت خرید پول در دست مردم، موجب تغییر رژیم غذایی مصرف‌کنندگان از رژیم غذایی تحت سلطه غلات به رژیم غذایی حاوی پروتئین‌های حیوانی مانند فرآورده‌های گوشتی، محصولات لبنی، تخم مرغ و همچنین حبوبات، میوه­ها و سبزیجات با نیازهای بالاتر به آب و کود شده است (42). اما این افزایش تقاضا برای محصولات کشاورزی مبتنی بر پروتئین به دلیل محدودیت‌های عرضه‌ی داخلی به خاطر بهره‌وری پایین و همچنین به خاطر موانع تجاری مرتبط با محصولات کشاورزی نمی‌تواند توسط بخش کشاورزی به طور کامل برآورده شود و به این ترتیب قیمت‌های مواد غذایی افزایش پیدا می‌کنند (8). (37) در چارچوب رگرسیون چندکی نشان داد که تولید ناخالص داخلی در تمامی چندکی های تحت بررسی اثر مثبت بر قیمت مواد غذایی دارد. (19) نشان دادند که تولید ناخالص داخلی بر تورم قیمت مواد غذایی در بلندمدت به طور مثبت و قابل توجهی تأثیر می­گذارد. به طوری که افزایش نرخ رشد تولید ناخالص داخلی باعث بالا رفتن قیمت مواد غذایی می­شود و در بخش کشاورزی، قیمت بالای مواد غذایی به کشاورزان کمک می‌کند تا با فروش محصول خود در بازار درآمد بیشتری کسب کنند.

با این حال برخی از دیدگاه نشان می­دهند که یک ارتباط منفی بین تورم مواد غذایی و رشد اقتصاد وجود دارد. (56) نشان دادند که نرخ رشد تولید ناخالص داخلی تاثیر منفی بر تورم در تمام گروه­های درآمدی اقتصادهای کشورهای حال توسعه دارد. از نظر تئوری سطح محصول  بالاتر فشار رو به پایینی بر روی تورم وارد می­کند و از این رو اقتصادها باید برای افزایش نرخ رشد درآمد ملی تلاش کنند. از طرف دیگر از سمت عرضه اقتصاد به خصوص عرضه محصول در بخش کشاورزی نیز می توان بیان کرد با افزایش عرضه محصولات، می توان شاهد یک ارتباط منفی بین تورم و سطح تولید در اقتصاد باشیم.

 تسهیلات بانکی

به طور معمول تولیدکنندگان در کلیه مراحل فرایند تولید خود به دلایل متعدد و مختلفی از قبیل کمبود منابع مالی شخصی نمی‌توانند از آن منابع در جهت افزایش عامل سرمایه استفاده کنند و به این ترتیب به سمت تامین امکانات مالی از طریق موسسات اعتباری و مالی می‌روند (23). دریافت اعتبار از موسسات و یا انتقالات مالی در بین افراد و نهادها، سهم کلیدی در تامین اعتبار فعالیت‌های بنگاه‌های اقتصادی دارد.

از نظر بسیاری از اقتصاددانان، بودجه‌ی دولت، منابع خارجی و پس‌اندازهای مربوط به بخش خصوصی سه عامل مهم تامین‌کننده‌ی منابع مالی هستند. اما با توجه به وجود تحریم­های اقتصادی شدید محدودیت مالی جدی در بودجه وجود دارد و همچنین امکان دستیابی به وجوه مورد نیاز از طریق مسیرهای بین­المللی ممکن نیست. پس تنها پس‌اندازهای مربوط به بخش خصوصی هستند که امکان تامین وجوه مورد نیاز تولیدکنندگان را از طریق بازار سرمایه و پول دارا هستند، اما باز به دلیل محدودیت‌ها و عدم توسعه‌ای که در بازار سرمایه وجود دارد، بازار پول یعنی بانک‌ها هستند که وظیفه تامین مالی اقتصاد کشور را برعهده دارند (22).

پس با توجه به مطالبی که در مورد اهمیت اعتبارات بانکی در تامین سرمایه‌ی مورد نیاز فعالیت‌های اقتصادی گفته شد، می‌توان نتیجه گرفت که در صورتی که دولت تصمیمی مبنی بر کاهش نرخ سود تسهیلات و افزایش میزان پرداخت تسهیلات بگیرد به طور محسوسی، تغییراتی در میزان سرمایه‌گذاری، سطح تولید و در آخر سطح قیمت‌ها چه در بخش مواد غذایی و چه در بخش مواد غیرغذایی شاهد خواهیم بود. به این ترتیب با کاهش نرخ سود اعتبارات بانکی و افزایش حجم اعتبارات پرداختی، هزینه‌ی سرمایه‌گذاری کاهش یافته و در این وضعیت فعالان اقتصادی حجم سرمایه‌گذاری خود را افزایش می‌دهند. به عنوان مثال همان طور که (27) و (39) اشاره کرده‌اند، با کاهش هزینه سرمایه­گذاری کشاورزان به سمت خرید و استفاده از بذرهای اصلاح شده، امکان بیمه محصولات کشاورزی، دسترسی به موقع به نهاده‌ها و استفاده از ماشین‌آلات پیشرفته رفته‌اند و سایر بخش‌های اقتصادی نیز سرمایه‌گذاری‌های زیادی برای خرید ماشین‌آلات و تجهیزات مدرن‌تر و ایجاد زیرساخت‌های مورد نیاز خودشان انجام داده‌اند. این سرمایه‌گذاری‌ها و به دنبال آن استفاده از تکنولوژی‌های مدرن باعث افزایش قابل توجه بهره‌وری در فرآیندهای تولید می‌شود که نتیجه‌اش افزایش سطح تولید و از همه مهم‌تر کاهش سطح قیمت‌ها است.

با این حال دیدگاه متفاوتی دیگری نیز در ارتباط با نقش خلق نقدینگی بانک­ها در ایجاد تورم و تورم مواد غذایی وجود دارد. آمارهای بانک مرکزی ایران نشان می دهد که در طی دهه های اخیر روش نقدینگی ایران در چارچوب بانکداری ذخیره جزیی سه برابر رشد تولید ناخالص داخلی بوده است (38). به طوری این خلق نقدینگی بانک­ها اثرات مخربی بر سطح تورم در اقتصاد داشته است. تئوری­های بانکداری نشان می­دهد که بانک ها در فرآیند وام دهی و وام گیری از هیچ پول خلق می­نمایند و این فرایند خلق نقدینگی در سیستم بانکداری اصل ذخیره جزیی می­تواند مشکلات متعددی از جمله فشار تورمی و کاهش ارزش پول و به دنبال آن افزایش بی عدالتی و بی ثباتی در اقتصاد را به همراه داشته باشد.

مالیات

یکی دیگر از متغیرهای مهم اثرگذار بر تورم مواد غذایی و غیرغذایی مالیات است که افزایش آن می‌تواند کمک قابل توجهی بر کنترل و مدیریت کاهش تورم کند. زیرا از یک طرف قسمت اعظم بودجه‌ی دولت از درآمدهای ارزی حاصل از فروش نفت به دست می‌آید و همین موضوع نیز به عنوان نقطه‌ی ضعف توسط تحریم‌کنندگان غربی مورد توجه قرار گرفته است و اقدامات وسیعی از قبیل جلوگیری از سرمایه‌گذاری‌های بین‌المللی در بخش انرژی و ممنوعیت خرید نفت ایران برای آسیب زدن به بخش انرژی کشور انجام داده‌اند (17). به این ترتیب با کاهش تولید و فروش نفت، درآمدهای مالی دولت نیز به شدت کاهش پیدا می‌کنند و بودجه‌ی دولت دچار کسری می‌شود و در صورتی که دولت برای جبران این کسری به دنبال چاپ پول رود، این نقدینگی ایجاد شده منجر به افزایش شدید قیمت‌ها می‌شود (31). در چنین شرایطی اگر توجه ویژه به مالیات‌گیری به عنوان یک منبع درآمدی پایدار شود، نقش نفت در اقتصاد کاهش پیدا خواهد کرد و دیگر دولت با کسری بودجه و به دنبال آن افزایش نقدینگی و تورم رو به رو نخواهد شد. به علاوه با افزایش درآمدهای مالیاتی دولت می‌تواند به سمت گسترش سرمایه‌گذاری در زیرساخت‌ها و بخش‌های مولد اقتصادی رود و به این طریق کمک قابل توجهی به افزایش عرضه و مدیریت تورم کند.

با این حال مالیات­ها را می­توان به دو دسته تقسیم کرد. مالیات­های مستقیم و غیرمستقیم. مالیات غیر مستقیم مالیاتی است که بر کالاهای مصرفی اشخاص وضع شده و از مصرف کنندگان وصول خواهد شد و هدف تامین مخارج دولت را به آسانی فراهم می­نماید. مالیات غیرمستقیم یا مالیات بر کالا و خدمات یا ارزش افزوده در نهایت به مصرف کننده منتقل می شود وقیمت­ها را افزایش می دهد. مالیات­های غیر مستقیم به دلیل فشارهای هزینه­ای منجر به انتقال منحنی عرضه به سمت چپ می­شود و از تولیدکنندگان به خریدارن منتقل می­شود  و این سیاست منجر به افزایش قیمت کالاها و خدمات می­شود که این مکانیزم اثرگذاری نیز در بخش کشاورزی ملموس است.

هزینه تولید محصولات کشاورزی

وظیفه بخش کشاورزی این است که از طریق استفاده بهینه از منابع تولید و افزایش سطح تولید و درآمدهای کشاورزان، نیازهای غذایی جامعه را تامین کند. کشاورزی در ایران همانند سایر کشورهای در حال توسعه اهمیت بسیاری دارد چرا که بخش مهمی از ایجاد اشتغال، تولید ناخالص داخلی را بر عهده دارد. در واقع بخش کشاورزی ۷/۱۷ درصد اشتغال، ۶/۶ درصد تولید ناخالص داخلی و همچنین ۸۰ درصد مواد غذایی جامعه را تامین می‌کند (2).

ایران به علت واقع شدن در کمربند خشک جهان و نوسان قابل توجه بارش در معرض خشکسالی‌های شدید قرار دارد. در سال‌های گذشته نیز بسیاری از مناطق کشور خشکسالی‌های شدید را تجربه کرده که از نظر شدت و گستره دارای اهمیت بسیاری بودند و همچنین متوسط بارندگی سالانه کشور نیز بسیار کم‌تر از آسیا و جهان است و به این ترتیب با کمبود شدید آب مواجه هستیم. این در حالی است که بخش اعظم تولیدات کشاورزی متکی به استفاده از آب است و این اتکای بالا به آب باعث شده تا وقوع خشکسالی‌های متناوب با خسارات جبران‌ناپذیری همچون کاهش سطح زیر کشت و عملکرد محصولات همراه شود.

یکی از دلایل اصلی افزایش قیمت محصولات کشاورزی، کاهش عرضه ناشی از اثر ترکیب کاهش سطح برداشت و تولید محصول کمتر از افزایش تقاضای کالاهای کشاورزی است (44). شوک عرضه به طور کلی عامل اصلی بی‌ثباتی قیمت‌ها در نظر گرفته می‌شود. به طور خلاصه شوک‌های عرضه مواد غذایی بر تورم مواد غذایی تاثیر می‌گذارند و باعث انحرافات زیادی از روندهای بلندمدت قیمت می­شوند. توسعه بلندمدت عرضه عمدتاً ناشی از پیشرفت فناوری است که هزینه‌ها را کاهش می‌دهد و گسترش عرضه ممکن است در کوتاه‌مدت به دلیل هزینه و در دسترس نبودن نهاده‌های کلیدی و سایر مشکلات طرف عرضه و در دراز مدت به دلیل در دسترس نبودن منابع زمین و آب، نیروی کار و تغییرات آب و هوایی محدود شود (15).

همان طور که بیان شد شوک عرضه‌ی محصولات کشاورزی مهم‌ترین عامل تورم قیمت مواد غذایی است و خود این شوک تحت تاثیر نوسانات ایجاد شده در هزینه‌ی نهاده‌های تولید است. به عبارتی ساختار هزینه‌ی تولید مواد غذایی به قیمت نهاده‌های اصلی همچون کودها، آفت‌کش‌ها، برق، گازوئیل، روغن دیزل، علوفه، خوراک دام، تراکتور و ماشین‌آلات و ادوات کشاورزی بستگی دارد و افزایش قیمت این نهاده‌ها می‌تواند به طور قابل ملاحظه‌ای هزینه تولید را بالا ببرد. به عنوان مثال افزایش قیمت سوخت‌ها، باعث افزایش هزینه‌ی رساندن محصولات از مزارع به مصرف‌کنندگان نهایی می‌شود و این افزایش هزینه‌ی حمل و نقل عموما به معنای افزایش قیمت مواد غذایی است (51، 15).

نرخ اشتغال

نرخ اشتغال، یکی دیگر از عوامل موثر بر شاخص قیمت‌های مواد غذایی و غیرغذایی است‌. در حقیقت قیمت‌های مواد غذایی و غیرغذایی رابطه‌ی بسیار نزدیکی با متغیر نرخ اشتغال دارند. از آن جایی که با افزایش نرخ اشتغال، افراد بیش‌تر و بیش‌تری در جامعه استخدام می‌شوند، درآمد و در نتیجه تقاضای جدیدی برای کالاها ایجاد می‌شود که در نهایت هم منجر به افزایش قیمت‌ها چه در بخش مواد غذایی و چه در بخش مواد غیرغذایی می‌شود. بر این اساس افزایش نرخ اشتغال به طور مثبتی بر قدرت خرید مصرف‌کننده تاثیر می‌گذارد تا تقاضای بالاتری برای انواع مختلف کالاها و خدمات را ایجاد و در نهایت باعث افزایش قیمت‌ها شود.

تحریم­های اقتصادی

اقتصادی برای تاثیرگذاری بر نگرش سیاسی دولت هدف از طریق محدود کردن سهم آن در تجارت جهانی و در نتیجه کاهش رفاه اقتصادی آن استفاده می‌شوند و تاریخچه تحریم­ها علیه ایران در سال­های گذشته و به ویژه بعد از انقلاب اسلامی و خروج آمریکا از برجام در سال 1397 نشان می­دهد که چالش تحریم­ها علیه ایران چقدر عمیق و راهبردی است (43، 45). 

تحریم‌های اقتصادی تاثیرات فراوانی بر اقتصاد کشور هدف می‌گذارند که شاید اولین اثر قابل مشاهده را می‌توان اثر روانی دانست. برقراری تحریم‌های اقتصادی عدم اطمینان شدیدی در بین سرمایه­گذاران و بنگاه‌های اقتصادی نسبت به آینده شکل می‌دهد که آن‌ها را از سرمایه­گذاری در تولید منصرف کرده و به سمت سرمایه‌گذاری در سایر دارایی‌ها مثل ارز و طلا می‌برد (13). همچنین محیط روانی منفی برای فعالیت اقتصادی، سرمایه­گذاران خارجی را نیز مجبور به توقف سرمایه‌گذاری در کشور مورد تحریم می‌کند چرا که ادامه سرمایه­گذاری آن‌ها در کشور تحریم­شده باعث می‌شود که مورد تنبیه و تحریم کشورهای تحریم‌کننده قرار بگیرند، در نتیجه سرمایه‌گذاران خارجی به مناطق دیگر جذب می‌شوند. به این ترتیب با کاهش سرمایه‌گذاری داخلی و خارجی در تولید، به طور قابل توجهی سطح تولید در کشور کاهش پیدا می‌کند (17).

از طرف دیگر مصرف‌کنندگان نیز انتظار دارند که با اعمال تحریم‌ها، آینده‌ی اقتصادی کشور وضعیت نابسامانی را تجربه ‌کند، به این ترتیب تقاضا در زمان حال را افزایش می‌دهند و در چنین شرایطی اگر موجودی کالاهای داخلی با وجود کاهشی که داشته جوابگوی افزایش تقاضا نباشد، واردات افزایش می‌یابد (40). اما تحریم‌های اقتصادی تا حد ممکن مانع وارد شدن کالاهای خارجی به داخل کشور می‌شوند، به این ترتیب تحریم‌های اقتصادی باعث افزایش قیمت برخی از کالاهای نهایی و واسطه‌ای، سرمایه‌ای و قطعات وارداتی می‌شوند و در نتیجه این افزایش قیمت به داخل منتقل می‌شود. برخی از کالاهای دیگر هم که افزایش قیمت ندارند ولی چون امکان واردات مستقیم آن­ها وجود ندارد و باید در فرایند چند مرحله‌ای وارد شوند منجر به افزایش هزینه‌های مبادلاتی می‌شوند که این موضوع باعث افزایش قیمت آن کالاها می‌شود (17).

پیشینه پژوهش

مطالعات متعددی در رابطه با عوامل موثر بر قیمت مواد غذایی و غیرغذایی انجام شده است. به عنوان مثال (10) در مطالعه‌ای به بررسی منابع اصلی فشارهای تورمی بر روی دو شاخص قیمت مواد غذایی و غیرغذایی و رابطه‌ی علیت بین این دو شاخص در اتیوپی پرداختند. نتایج مطالعه‌ی آن‌ها نشان داد که انتظارات تورمی، رشد عرضه‌ی پول، قیمت‌های جهانی غذا، درآمد واقعی و عرضه‌ی غذا به عنوان محرک‌های اصلی تورم مواد غذایی در کوتاه‌مدت و بلندمدت بودند، در حالی که تورم مواد غیرغذایی به طور عمده با تورم مورد انتظار، نرخ ارز، قیمت اداره شده و سطح قیمت‌های جهانی مواد غیرغذایی توضیح داده می‌شدند. همچنین نتایج این مطالعه گویای وجود رابطه‌ی علیت دو طرفه بین دو گروه قیمت مواد غذایی و غیرغذایی بود. در مطالعه‌ی دیگری (37) به ارتباط سیاست‌های پولی و تورم مواد غذایی در ایران پرداخته است. با توجه به رگرسیون‌های کمی، یافته‌های مطالعه نشان داد که سیاست پولی، نرخ ارز، قیمت نفت و تحریم‌های اقتصادی تاثیر مثبت در ایجاد تورم مواد غذایی دارند. به طور مشابه (36) نیز برای اقتصاد اتیوپی و (48) و (49) نیز در ایران تاثیر این گونه عوامل یعنی عرضه‌ی پول، نرخ ارز و قیمت جهانی مواد غذایی را بر قیمت مواد غذایی بررسی کردند و یافته‌هایشان نشان‌دهنده‌ی تاثیر مثبت و قوی این متغیرها بود.

در مطالعه‌ی (1) عوامل تاثیرگذار بر تورم مواد غذایی در دو گروه عوامل سمت عرضه و عوامل سمت تقاضا مورد بررسی قرار گرفتند. یافته‌های این پژوهش نشان داد که عوامل سمت تقاضا یعنی عرضه‌ی پول و درآمد سرانه بیش‌تر از عوامل سمت عرضه یعنی دستمزدها و قیمت انرژی باعث افزایش قیمت‌های مواد غذایی می‌شدند. از طرفی مطالعاتی همانند (12) و (32) توجه ویژه‌ای به بررسی میزان اثرگذاری متغیرهای بین‌المللی بر تورم مواد غذایی داشته‌اند و یافته‌های حاصل از مطالعات آن­ها گواه بر تاثیر مثبت و معنادار متغیرهای بین‌المللی از قبیل قیمت‌های جهانی مواد غذایی و نفت بر قیمت‌های مواد غذایی بود. برخی مطالعات نیز همچون (14) و (7) به طور ویژه بر اثر قیمت حامل‌های انرژی و نفت بر قیمت‌های مواد غذایی ایران تمرکز کردند. نتایج حاصل از کار آن‌ها نشان می‌داد که افزایش قیمت حامل‌های انرژی و نفت نقش زیادی در ایجاد تورم قیمت مواد غذایی به خصوص در دوره‌ی بلندمدت داشته است.

با توجه به پیشینه‌ی مطالعات انجام شده، پژوهشی تاکنون در رابطه با اثرات عوامل مختلف بر چندک‌های مختلف توزیع قیمت مواد غذایی و غیرغذایی در استان‌های ایران انجام نشده ‌است. به عبارتی همان طور که ذکر شد مطالعات، بیش‌تر تغییرات شاخص قیمت مواد غذایی را به تنهایی و با استفاده از روش‌های مبتنی بر میانگین در سطح کلان اقتصاد بررسی کرده‌اند. از این حیث این مطالعه با استفاده از رویکرد رگرسیونی چندکی با بررسی اثر متغیرها بر چندک‌های گوناگون توزیع قیمت مواد غذایی و غیرغذایی را می‌توان یک مطالعه نوآورانه و جدید قلمداد کرد.

روش تحقیق

بررسی روند متغیرهای قیمت مواد غذایی و غیرغذایی

شکل (2) تورم مواد غذایی استان‌های کشور در سال 1401 را نشان می‌دهد. همان­طور که در نمودار قابل مشاهده است اکثر استان­های کشور تورمی در محدوده­ی 60 تا 80 درصدی ثبت کردند و تنها دو استان تورمی بیش از 80 درصد و یک استان تورمی کم­تر از 60 درصد داشتند. استان لرستان با تحمل نرخ تورم 22/84 درصدی در سال 1401 رتبه­ی اول تورم بالا در بخش مواد غذایی را داراست. بعد از آن هم استان خراسان شمالی با تورم 24/82 درصدی رتبه دوم بیش‌ترین تورم مواد غذایی را از آن خود کردند. در مقابل کم‌ترین نرخ تورم مواد غذایی در میان استان‌های کشور مربوط به استان بوشهر است که نسبت به سال قبل 93/58 درصد رشد داشته است و بعد از آن هم استان‌های هرمزگان و فارس رتبه‌های بعدی کم‌ترین تورم مواد غذایی را دارند. تورم ثبت شده‌ی این دو استان به ترتیب 85/63 و 41/65 درصد بوده است. از طرفی می‌توان گفت که بین بالاترین و پایین‌ترین تورم مواد غذایی رقم خورده در بین استان‌ها نزدیک به 28/25 درصد اختلاف وجود دارد. در استان‌های کم­برخوردار و کم­درآمد قسمت اعظم سبد مصرفی را کالاهای اساسی تشکیل داده و از طرفی بیش‌ترین میزان تورم نیز متعلق به کالاهای اساسی است و به این ترتیب این مسئله باعث شده تا تورم مواد غذایی در این استان‌ها در مقایسه با دیگر استان‌ها بیش­تر باشد.

 

---

[1]  با توجه به ماهیت استانی داده­های مورد بررسی در این مطالعه، از این رو از متغیرهای تسهیلات و سپرده بانکی به عنوان پروکسی و جایگزین برای شاخص خلق نقدینگی بانکی استفاده خواهد شد.

[2]  Quantile regression

 

شکل 2. تورم مواد غذایی درسال 1401

منبع: یافته­های تحقیق و مرکز آمار ایران

 

در شکل (3) تورم مواد غیرغذایی استان‌های کشور در سال 1401 نشان داده شده است. همان طور که مشاهده می­شود شهروندان یزد با نرخ 17/44 درصد، بیش­ترین تورم سالانه را احساس کردند و بعد از آن هم استان­های آذربایجان شرقی و البرز نیز با تورم سالانه­ی 81/42 و 78/42 درصدی بیش­ترین تورم سالانه در بخش مواد غیرغذایی را داشتند. همچنین در این سال کم‌ترین میزان تورم در بخش غیرغذایی مربوط به استان سیستان و بلوچستان با نرخ تورم 28/26 درصد بوده است. بعد از استان سیستان و بلوچستان استان خوزستان با نرخ تورم 57/29 درصدی جایگاه بعدی کم‌ترین تورم را از آن خود کرده و رتبه سوم کم‌ترین تورم مواد غیرغذایی نیز به استان سمنان با نرخ تورمی برابر 47/32 درصدی می‌رسد. به این ترتیب بین کم‌ترین و بیش‌ترین نرخ تورم مواد غیرغذایی اختلافی حدود 88/17 درصد وجود دارد. همان طور که مشاهده شد نرخ تورم مواد غیرغذایی در استان‌های برخوردار بیش از استان‌های کم­برخوردار است. در واقع بالا بودن نرخ تورم مواد غیرغذایی در این گونه استان‌های برخوردارتر و کم بودن این نرخ در استان‌های کم­برخوردارتر مثل سیستان و بلوچستان همانطور که پیش‌تر اشاره شد مربوط به سهم انواع کالاها در سبد مصرفی خانوار بستگی دارد و چون مواد غیرغذایی در سبد مصرفی خانوار استان‌های برخوردارتر سهم بیش‌تری دارند و بنابراین تورم این نوع کالاها در این استان‌ها نمود بیش‌تری دارد.

 

 

شکل 3. تورم مواد غیرغذایی در سال 1401

منبع: یافته­های تحقیق و مرکز آمار ایران

 

داده­ها

 

یکی از مهم­ترین اعمالی که یک پژوهشگر در هنگام پژوهش باید انجام دهد انتخاب صحیح متغیرهایی است که تاثیر آن­ها بر متغیر وابسته مورد نظر به طور تجربی اثبات شده است. متغیرهای اثرگذار بر تورمِ همچون تسهیلات، تولید ناخالص داخلی و قیمت جهانی مواد غذایی توسط تئوری‌های اقتصادی مختلف مثل تئوری مقداری پول، تئوری فشار هزینه، تئوری کشش تقاضا و تئوری ساختارگرایی معرفی شده‌اند. از این رو بر اساس مطالعه (5) و (10) متغیرهایی که نقش مهم و تاثیرگذاری بر تورم بخش‌های غذایی و غیرغذایی دارند به صورت زیر معرفی می­شوند

جدول 1. متغیرهای مورد بررسی در تحلیل

نام متغیر	Variable	نماد اختصاری	منبع
شاخص قیمت مواد غذایی	Food Price Index	FPI	مرکز آمار ایران
شاخص قیمت مواد غیرغذایی	Non-Food Price Index	NFPI	مرکز آمار ایران
تولید ناخالص داخلی	Gross Domestic Product	GDP	مرکز آمار ایران
نسبت تسهیلات به سپرده	Facility to Deposit Ratio	FAC	بانک مرکزی ایران
نرخ اشتغال	Employment Rate	EMR	مرکز آمار ایران
مالیات بر کالاها و خدمات	Tax on Goods and Services	TGS	مرکز آمار ایران
هزینه تولید محصولات کشاورزی	Agricultural product production costs	APC	مرکز آمار ایران
صادرات	Export	EXPP	بانک مرکزی ایران
تحریم­های اقتصادی	Economic Sanctions	ESAN	متغیر مجازی

منبع: یافته­های محققین و سایت­های آماری

 

 

در این مطالعه از داده‌های سالانه‌ی استانی و ملی به صورت لگاریتم در دوره‌ی زمانی ۱400-۱۳۸6 برای برآورد مدل‌ها استفاده شده است و انتخاب این دوره‌ی زمانی از این جهت است که در دسترسی به داده­های استانی متغیرهای مدل در بازه‌ی زمانی طولانی‌تر محدودیت جدی وجود دارد. همان طور که در جدول (۱) نشان داده شده است، داده‌های مورد استفاده در این تحقیق با رجوع به پایگاه‌های داده‌ی مرکز آمار ایران و بانک مرکزی گردآوری شدند. متغیرهای شاخص قیمت مواد غذایی و غیرغذایی بر اساس سال پایه 1395 تنظیم شده­اند.

تصریح مدل

در این پژوهش به منظور بررسی عوامل اثرگذار بر شاخص قیمت مواد غذایی و شاخص قیمت مواد غیرغذایی از مدل رگرسیون پانل چندکی و سایر رگرسیون­های مشابه نظیر مدل گشتاورهای تعمیم­یافته و حداقل مربعات معمولی استفاده شده است. با توجه به مبانی نظری و مطالعات تجربی موجود در بخش دوم و همچنین با استناد به الگوی ارائه شده توسط (5) و (10) سعی می­شود برآوردهایی برای قیمت مواد غذایی و غیرغذایی در قالب مدل­های جداگانه و بر اساس معادلات (۱) و (۲) مورد آزمون قرار گیرد:

                                        (1)
                                        (2)

مدل (1) و (2) به ترتیب نشان دهنده اثرات متغیرهای کنترلی بر قیمت مواد غذایی و غیرغذایی در استان­های ایران می­باشد.

مدل چندکی

روش تخمین اصلی مدل‌های پژوهش حاضر روش رگرسیون پانل چندکی است. روش رگرسیون چندکی اولین بار توسط (35) در عرصه اقتصادسنجی مطرح شد و بعد از آن، این رگرسیون به عنوان روشی کامل به منظور تجزیه و تحلیل مدل‌های خطی و غیرخطی و پارامتری و غیرپارامتری متغیرهای وابسته در تمامی زمینه‌ها به طور گسترده مورد استفاده قرار گرفت.

شیوه‌ی برآورد پارامترهای مدل در رگرسیون‌های رایجی مثل رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) بر پایه‌ی حداقل کردن مربعات باقی‌مانده‌های انحرافات است، اما در این رگرسیون، پارامترهای مدل به وسیله‌ی یک تکنیک ناپارامتری معروف به روش حداقل مجموع قدرمطلق انحرافات یا LAD که مجموع قدر مطلق انحرافات را به حداقل می­رساند به دست می‌آیند. روش حداقل قدر مطلق انحرافات یا LAD دارای برتری‌هایی نسبت به روش‌های اقتصادسنجی دیگر است. به عنوان مثال نسبت به داده‌های پرت و خارج از محدوده مقاومت بیش‌تر و حساسیت کم‌تری دارد چرا که در این روش، تنها علامت باقی‌مانده‌ها و نه بزرگی‌شان مورد توجه قرار می‌گیرد (34، 4). همچنین رگرسیون چندکی در شرایطی که مفروضات مربوط به عبارت خطا به عنوان مثال، نرمال بودن توزیع خطاها به طور دقیق اجرا نشود هم، باز قابل اجرا است و نتایج قوی ارائه می‌دهد (55).

تعریف کلی رگرسیون چندکی بیان می‌کند که اگر مدل رگرسیونی به صورت زیر باشد داریم:

                (۳)

 

                  (۴)

که معادله‌ی (4) چندکی شرطی τ امین توزیع متغیر وابسته‌ی y را تحت وضعیت متغیرهای تصادفی x نشان می‌دهد که در آن، شرایط زیر برقرار است:

                (۵)

همان طور که پیش‌تر اشاره کردیم در ساختار رگرسیون چندکی اثر ویژگی‌های قابل مشاهده بر توزیع شرطی با به حداقل رساندن مجموع قدرمطلق انحرافات برآورد می‌شود. به عبارتی برای برآورد ضرایب مدل از قدر مطلق خطاها با وزن­دهی مناسب استفاده می‌شود:

                                (۶)

 

نتایج و یافته­ها

آزمون­ها

در این بخش به بررسی عوامل موثر بر متغیرهای قیمت مواد غذایی و غیرغذایی خواهیم پرداخت. اما قبل از آن برای اطمینان از وجود شرایطی همچون ایستا بودن متغیرها و عدم هم­خطی بین متغیرها و غیرخطی بودن آن­ها لازم است یک سری آزمون­ها انجام شود. در ابتدا از آزمون جارک-برا برای سنجش نرمال بودن متغیرهای وابسته­ی پژوهش استغاده کردیم. همانطور که در شکل­های (4) و (5) مشخص است، هر دو شاخص قیمت مواد غذایی و غیرغذایی متقارن نیستند چرا که مقدار احتمال این آزمون برای آن­ها کم­تر از 05/0 است و فرضیه­ی صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع آن­ها رد می­شود. همچنین مشخص است که قیمت مواد غذایی دارای چولگی به سمت چپ به میزان 14/0 و کشیدگی به میزان 09/2 است و قیمت مواد غیرغذایی نیز دارای چولگی به سمت چپ به میزان 16/0 و دارای کشیدگی به میزان 07/2 است. به همین منظور می‌توان از رگرسیون پانل چندکی برای برآورد مدل‌های مدنظر استفاده کرد، چون که این رگرسیون در مقابل شرایطی که متغیر وابسته توزیع نرمالی نداشته باشد و استفاده از داده‌های پرت نیز مهم باشد، نسبت به دیگر رگرسیون‌ها نیرومندتر عمل می‌کند و نتایج بهتری ارائه می‌دهد.

 

 

شکل 4. هیستوگرام شاخص قیمت مواد غذایی

ماخذ: یافته­های پژوهش

 

شکل 5. هیستوگرام شاخص قیمت مواد غیرغذایی

ماخذ: یافته­های پژوهش

 

 

سپس قبل از برآورد مدل، اطمینان از ایستایی متغیرها مهم می­باشد زیرا در صورتی که متغیرها ایستا نباشند و با آن متغیرها برآوردی صورت گیرد، آن برآورد کاذب و نتایج آن غیرقابل اعتماد خواهند بود. به همین منظور پیش از هر برآوردی باید آزمون‌های ایستایی انجام شوند. با این حال قبل از برآورد آزمون ایستایی، آزمون وابستگی مقطعی¹  به منظور انتخاب آزمون ریشه واحد مورد بررسی قرار می گیرد و برای این هدف از آزمون وابستگی بین مقاطع پسران (2015) استفاده می­شود. نتایج آزمون در جدول (۲) نشان می­دهد که فرضیه صفر مبنی بر نبود وابستگی بین مقاطع در تمامی متغیرها رد می­شود و بر این اساس می­توان بیان کرد که در داده­های ترکیبی همبستگی مقطعی وجود دارد.

 

---

[1]  Cross- sectional dependence

جدول 2. آزمون همبستگی بین مقاطع پسران

	آماره CD پسران	احتمال	نتیجه آزمون
شاخص قیمت مواد غذایی	29/83	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
شاخص قیمت مواد غیرغذایی	69/82	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
تولید ناخالص داخلی	71/82	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
نسبت تسهیلات به سپرده	64/72	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
نرخ اشتغال	89/32	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
مالیات بر کالاها و خدمات	68/80	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
صادرات	51/83	<0/0001	وابستگی بین مقاطع
هزینه تولید محصولات کشاورزی	64/78	<0/0001	وابستگی بین مقاطع

ماخذ: یافته­های پژوهش

نتیجه حاصل از آزمون استقلال مقطعی، نوع آزمون‌های ایستایی را مشخص می‌کند و با توجه به وجود وابستگی مقطعی، دیگر نمی‌توان از آزمون‌های مرسوم ریشه واحد پانل همچون لوین، لین و چو¹ (LLC) و ایم، پسران و شین² (IPS) به دلیل احتمال مواجه با رگرسیون کاذب استفاده کرد. برای رفع این مشکل از آزمون ریشه واحد پسران (CIPS) که وابستگی مقاطع را هم در نظر می‌گیرد، استفاده کردیم. نتایج این آزمون برای تمامی متغیرها یک بار در سطح و با یک تفاضل در قسمت بالای در جدول (۳) آمده است. فرضیه­ی صفر این آزمون مبنی بر ناایستایی است و به این ترتیب بر اساس این نتایج و مقادیر بحرانی ارائه شده پسران در قسمت پایین جداول نتیجه می‌گیریم که برخی از متغیرها همچون قیمت مواد غذایی و نسبت تسهیلات به سپرده در سطح احتمال 5 درصد در سطح ناایستا می­باشند و با یک بار تفاضل­گیری ایستا می­شوند.

 

---

[1]  Levin, Lin & chu

[2]  Im, pesaran & Shin

جدول 3. آزمون ایستایی پسران

متغیر	مقدار آماره CIPS
	سطح		تفاضل مرتبه اول		درجه مانایی
	C	C+T	C	C+T
شاخص قیمت مواد غذایی	43/1-	39/1-	09/3-	98/3-	I(1)
شاخص قیمت مواد غیرغذایی	22/2-	46/2-	50/3-	07/4-	I(0)
تولید ناخالص داخلی	64/2-	64/2-	95/3-	49/4-	I(0)
نسبت تسهیلات به سپرده	43/2-	66/2-	65/3-	51/3-	I(0)
نرخ اشتغال	63/2-	32/3-	22/4-	31/4-	I(0)
مالیات بر کالاها و خدمات	43/3-	88/3-	29/4-	32/4-	I(0)
هزینه تولید محصولات کشاورزی	81/2-	68/2-	09/4-	96/3-	I(0)
صادرات	34/2-	68/2-	14/3-	50/3-	I(1)
مقادیر بحرانی آزمون ریشه واحد پسران در سطوح مختلف
حالت	%1		%5		%10
C	37/2-		18/2-		08/2-
C+T	97/2-		74/2-		63/2-

ماخذ: یافته­های پژوهش

 

 

با توجه به وجود وابستگی مقطعی در مدل­های مورد بررسی و همچنین نتایج آزمون ریشه واحد که نشان می­داد برخی از متغیرهای مورد استفاده در مدل­ها نامانا هستند، وجود رابطه­ی بلندمدت بین مدل­های یاد شده را با استفاده از آزمون هم­انباشتگی وسترلاند¹ بررسی می­کنیم. فرضیه­ی صفر این آزمون بر عدم وجود رابطه­ی هم­انباشتگی دلالت دارد و همان­طور که از نتایج این آزمون در جداول (۴) و (۵) مشخص است، این فرضیه برای هر دو مدل رد و وجود رابطه­ی بلندمدت بین متغیر­ها تایید می­شود.

 

---

[1]  Westerlond

جدول 4. آزمون هم­انباشتگی وسترلاند مدل غذایی

نسبت واریانس (VR)	آماره	احتمال
	14/3	<0/0001

ماخذ: یافته­های پژوهش

جدول 5. آزمون هم­انباشتگی وسترلاند مدل غیرغذایی

نسبت واریانس (VR)	آماره	احتمال
	47/2	<0/0001

ماخذ: یافته­های پژوهش

یکی دیگه از مواردی که باید قبل از برآورد مدل به آن توجه کنیم آزمون هم‌خطی است چرا که در صورت وجود هم‌خطی بین متغیرهای مدل قدرت پیش‌بینی مدل کاهش پیدا می‌کند و ضرایب دیگر آن چنان قابل اعتماد نخواهند بود. ما برای سنجش هم­خطی بین متغیرها از آزمون عامل تورم واریانس (VIF) استفاده می‌کنیم، که نتایج آن در جداول پایین نشان داده شده است. بر اساس یک قاعده تجربی در بین محققین در صورتی که مقدار عامل تورم واریانس متغیرها بیش از مقدار عددی ۱۰ باشد، هم‌خطی چندگانه بالایی وجود خواهد داشت. همانطور که در جداول (۶) و(۷) مشاهده می‌شود، مقدار عامل تورم واریانس همه متغیرها هر دو مدل از ۱۰ کم­تر است و به این ترتیب می‌توان نتیجه گرفت که در بین متغیرهای مدل­ها هیچگونه هم‌خطی شدیدی وجود ندارد.

 

جدول 6. آزمون هم­خطی مدل غذایی

عامل تورم واریانس	متغیر	ردیف
93/4	تولید ناخالص داخلی	1
27/2	نسبت تسهیلات به سپرده	2
29/1	نرخ اشتغال	3
48/5	مالیات بر کالاها و خدمات	4
01/3	صادرات	5
27/4	­هزینه تولید محصولات کشاورزی	6

ماخذ: یافته­های پژوهش

جدول 7- آزمون هم­خطی مدل غیرغذایی

عامل تورم واریانس	متغیر	ردیف
77/4	تولید ناخالص داخلی	1
36/2	نسبت تسهیلات به سپرده	2
15/1	نرخ اشتغال	3
51/5	مالیات بر کالاها و خدمات	4
61/2	صادرات	5
77/2	تحریم­های اقتصادی	6

ماخذ: یافته­های پژوهش

در آخر برای بررسی خطی یا غیرخطی بودن متغیرهای مدل­ها از آزمون (BDS) استفاده می‌کنیم. نتایج این آزمون در جداول پایین آورده شده است و همان­طور که مشاهده می‌شود تمامی احتمالات زیر ۰۵/۰ است و فرضیه صفر آزمون که مبنی بر خطی بودن سری‌ها می­باشد رد می‌شود. به این ترتیب تمامی سری‌های هر دو مدل قیمت مواد غذایی و غیرغذایی دارای رفتار غیرخطی هستند.

جدول 8. آزمون غیرخطی مدل غذایی

ابعاد					متغیر	ردیف
6	5	4	3	2
26/0 (0001/0>)	26/0 (0001/0>)	25/0 (0001/0>)	21/0 (0001/0>)	13/0 (0001/0>)	شاخص قیمت مواد غذایی	1
31/0 (0001/0>)	30/0 (0001/0>)	28/0 (0001/0>)	23/0 (0001/0>)	14/0 (0001/0>)	تولید ناخالص داخلی	3
27/0 (0001/0>)	27/0 (0001/0>)	25/0 (0001/0>)	20/0 (0001/0>)	13/0 (0001/0>)	نسبت تسهیلات به سپرده	4
20/0 (0001/0>)	20/0 (0001/0>)	20/0 (0001/0>)	17/0 (0001/0>)	10/0 (0001/0>)	نرخ اشتغال	5
29/0 (0001/0>)	29/0 (0001/0>)	27/0 (0001/0>)	22/0 (0001/0>)	14/0 (0001/0>)	مالیات بر کالاها و خدمات	6
20/0 (0001/0>)	21/0 (0001/0>)	21/0 (0001/0>)	18/0 (0001/0>)	12/0 (0001/0>)	صادرات	7
21/0 (0001/0>)	21/0 (0001/0>)	20/0 (0001/0>)	17/0 (0001/0>)	11/0 (0001/0>)	هزینه تولید محصولات کشاورزی	8

ماخذ: یافته­های پژوهش، نشان­دهنده­ی آماره­ی احتمال

جدول 9. آزمون غیرخطی مدل غیرغذایی

ابعاد					متغیر	ردیف
6	5	4	3	2
25/0 (<0/0001)	26/0 (<0/0001)	25/0 (<0/0001)	21/0 (<0/0001)	13/0 (<0/0001)	شاخص قیمت مواد غیرغذایی	1
31/0 (<0/0001)	30/0 (<0/0001)	28/0 (<0/0001)	23/0 (<0/0001)	14/0 (<0/0001)	تولید ناخالص داخلی	2
27/0 (<0/0001)	27/0 (<0/0001)	25/0 (<0/0001)	20/0 (<0/0001)	13/0 (<0/0001)	نسبت تسهیلات به سپرده	3
20/0 (<0/0001)	20/0 (<0/0001)	20/0 (<0/0001)	17/0 (<0/0001)	10/0 (<0/0001)	نرخ اشتغال	4
29/0 (<0/0001)	29/0 (<0/0001)	27/0 (<0/0001)	22/0 (<0/0001)	14/0 (<0/0001)	مالیات بر کالاها و خدمات	5
20/0 (<0/0001)	21/0 (<0/0001)	21/0 (<0/0001)	18/0 (<0/0001)	12/0 (<0/0001)	صادرات	6

ماخذ: یافته­های پژوهش ، نشان­دهنده­ی آماره­ی احتمال

بعد از انجام آزمون‌های لازم و اطمینان از وجود شرایط لازم اقدام به تخمین مدل‌های رگرسیونی با استفاده از مدل چندکی کردیم. به علاوه از رگرسیون‌های گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی برای تایید استحکام مدل‌ها استفاده شده است.

مدل قیمت مواد غذایی

نتایج رگرسیون چندکی مدل قیمت مواد غذایی در جدول (۱۰) آورده شده است و همان­طور که مشهود است متغیر تولید ناخالص داخلی در تمامی چندک‌ها تاثیر مثبت و معناداری بر روی قیمت مواد غذایی دارد. با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰ نیز میزان تاثیرگذاری این متغیر افزایش پیدا می‌کند. به عبارتی در چندک‌های انتهایی توزیع، این متغیر تاثیرگذاری بیش‌تری بر افزایش قیمت‌های مواد غذایی دارد. هر دو مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی نیز این تاثیرگذاری مثبت این متغیر را تایید می‌کنند، به گونه‌ای که افزایش یک درصدی تولید ناخالص داخلی، قیمت‌های مواد غذایی را طبق مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته به میزان 60/0 درصد و طبق مدل حداقل مربعات معمولی به میزان 14/0 درصد افزایش می‌دهد. در واقع می‌توان گفت که با افزایش تولید ناخالص داخلی به تبع آن، قدرت خرید مردم بالا رفته و الگوی مصرف عوض می­شود و مواد غذایی با ارزش‌تری تقاضا می‌شود و به این ترتیب این عامل باعث افزایش قیمت مواد غذایی می‌شود.

 

جدول 10. نتایج رگرسیون چندکی مدل غذایی

متغیر	چندک 10	چندک 25		چندک 50	چندک 75		چندک 90	گشتاورهای تعمیم­یافته	حداقل مربعات معمولی
تولید ناخالص داخلی	*10/0 (26/3)	**10/0 (09/2)		*12/0 (02/3)	*20/0 (37/5)		*25/0 (08/3)	*60/0 (26/20)	*14/0 (40/5)
نسبت تسهیلات به سپرده	**18/0- (96/1-)	***14/0- (89/1-)		13/0- (49/1-)	***20/0- (69/1-)		11/0- (78/0-)	*43/0 (03/16)	**16/0- (40/2-)
نرخ اشتغال	**67/0 (56/2)	**62/0 (34/2)		35/0 (51/1)	**57/0 (21/2)		*90/0 (23/3)	*92/0- (67/13-)	*67/0 (78/3)
مالیات بر کالاها و خدمات	*05/0- (84/3-)	05/0- (61/1-)		**07/0- (14/2-)	*12/0- (51/3-)		10/0- (48/1-)	*02/0- (44/3-)	*07/0- (75/3-)
صادرات	*92/1 (35/8)	*72/1 (90/9)		*64/1 (82/13)	*40/1 (26/12)		*67/1 (76/10)	*41/0 (39/25)	*68/1 (99/18)
هزینه تولید محصولات کشاورزی	*48/0 (44/10)	*49/0 (70/7)		*51/0 (63/10)	*55/0 (06/11)		*39/0 (20/5)	*12/0 (98/13)	*46/0 (07/15)
قیمت مواد غذایی با وقفه								*44/0 (46/37)
عرض از مبدا	*44/9- (11/8-)	*33/8- (10/9-)		*58/7- (52/11-)	*16/7- (62/10-)		*06/9- (95/8-)		*41/8- (02/16-)
ضریب تعیین	69/0	73/0		70/0	68/0		65/0		90/0
احتمال آزمون سارگان			احتمال آزمون همبستگی سریالی مرتبه اول			احتمال آزمون همبستگی سریالی مرتبه دوم
6003/0			9984/0			9973/0

ماخذ: یافته­های پژوهش *، ** و *** معناداری در سطح خطای یک، پنج و ده درصد، نشان­دهنده­ی آماره­ی t

متغیر نسبت تسهیلات به سپرده نیز طبق مدل چندکی تاثیر منفی و معناداری بر روی متغیر وابسته می‌گذارد. به طوری که افزایش یک درصدی این نسبت، قیمت مواد غذایی را به طور متوسط به میزان 17/0 درصد در طول توزیع کاهش می‌دهد. مدل حداقل مربعات معمولی نیز این اثرگذاری منفی را بر روی قیمت مواد غذایی تایید می‌کند. متغیر نرخ اشتغال نیز همان‌طور که نتایج حاصل از برآورد نشان می‌دهد، در تمامی چندک‌های تابع توزیع مدل چندکی (به جز چندک 50) تاثیر مثبت و معناداری بر روی قیمت مواد غذایی می‌گذارد، به طوری که افزایش یک درصدی نرخ اشتغال، قیمت‌های مواد غذایی را به میزان 69/0 درصد بالا می‌برد. در واقع زمانی که نرخ اشتغال افزایش پیدا می‌کند، به دنبال آن درآمد مردم نیز افزایش پیدا خواهد کرد و این موضوع باعث می‌شود که سطح تقاضا و به دنبال آن قیمت‌های مواد غذایی افزایش پیدا کنند. متغیر بعد، یعنی متغیر مالیات بر کالاها و خدمات نیز در تمامی چندک‌های تابع توزیع به جز چندک ۲۵ و 90 و در سطوح خطای یک و پنج درصد تاثیر منفی بر روی متغیر وابسته می‌گذارد. به طوری که با افزایش چندک‌ها و حرکت به سمت کرانه‌های بالای توزیع، به لحاظ جبری این تاثیر بیش‌تر می‌شود. مدل‌های گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی نیز این تاثیرگذاری منفی این متغیر را تایید می‌کنند. به عبارتی می‌توان گفت زمانی که مالیات بر کالاها و خدمات افزایش پیدا می‌کند، درآمدهای مالی مالیاتی دولت افزایش می‌یابد و این افزایش درآمد کسری بودجه دولت را کاهش می‌دهد و این موضوع باعث کاهش استقراض دولت از بانک مرکزی و به دنبال آن کاهش عرضه پول و در نهایت قیمت‌های مواد غذایی می‌شود. همان‌طور که نتایج برآورد نشان می‌دهد متغیر صادرات نیز در تمامی چندک‌های توزیع چندکی و در سطح خطای یک درصد، تاثیرگذاری مثبت و قابل توجهی بر روی قیمت مواد غذایی دارد. همچنین با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰، ضرایب اثرگذاری متغیر صادرات کاهش پیدا خواهد کرد، به این معنا که اثر این متغیر بر افزایش قیمت‌های مواد غذایی در چندک‌های ابتدایی بیش از چندک‌های انتهایی می باشد. این تاثیر مثبت متغیر صادرات بر متغیر قیمت مواد غذایی توسط مدل‌های گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی نیز تایید شده است. در واقع زمانی که صادرات افزایش پیدا می‌کند به معنای آن است که عرضه محصولات در داخل کشور کاهش پیدا کرده است. طبیعتاً این کاهش عرضه منجر به افزایش قیمت‌های مواد غذایی می‌شود. متغیر هزینه تولید محصولات کشاورزی نیز همان‌طور که مشهود است در تمامی چندک‌ها بر روی شاخص قیمت مواد غذایی تاثیر مثبت و معناداری در سطح خطای یک درصد دارد. مدل‌های گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی نیز این تاثیرگذاری را تایید می‌کنند، به گونه‌ای که افزایش یک درصدی هزینه تولید محصولات کشاورزی، قیمت‌های مواد غذایی را طبق مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته به میزان 12/0 درصد و طبق مدل حداقل مربعات معمولی به میزان 46/0 درصد بالا می‌برد. در واقع می‌توان گفت که با افزایش هزینه تولید محصولات کشاورزی، منحنی عرضه مواد غذایی به سمت چپ حرکت می‌کند و این عامل باعث افزایش قیمت‌های مواد غذایی می شود.

در شکل (6) همانطور که مشاهده می‌شود متغیر تولید ناخالص داخلی در چندک‌های انتهایی تاثیرگذاری مثبت بیش‌تری بر قیمت مواد غذایی دارد. متغیر مالیات بر کالاها و خدمات نیز در چندک‌های انتهایی بیش‌تر باعث کاهش قیمت مواد غذایی می‌شود. متغیر صادرات نیز در چندک­های ابتدایی اثرگذاری مثبت بیش­تری دارد.

 

 

شکل 6. ضرایب رگرسیون پانل چندکی مدل غذایی

ماخذ: یافته­های پژوهش

مدل قیمت مواد غیرغذایی

 

برآوردگرهای گشتاورهای تعمیم­یافته و حداقل مربعات معمولی تاثیر مثبت و معنادار تولید ناخالص داخلی بر قیمت‌های مواد غیرغذایی را در سطح خطای یک درصد نشان می‌دهند. همچنین این همبستگی مثبت را می‌توان در تمامی چندک‌های مدل چندکی مشاهده کرد. با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰ میزان ضرایب تخمینی متغیر افزایش پیدا می‌کند، این مسئله به این معناست که در چندک‌های انتهایی در مقایسه با چندک‌های ابتدایی میزان تاثیرگذاری تولید ناخالص داخلی بر افزایش قیمت‌های مواد غیرغذایی به مراتب بیش‌تر است. در واقع افزایش تولید ناخالص داخلی یا به عبارتی درآمد مردم، قدرت خرید آن‌ها را افزایش می‌دهد و این موضوع باعث افزایش تقاضا در بازار و به دنبال آن بالا رفتن قیمت‌ها مواد غیرغذایی می‌شود. برآوردگرهای گشتاورهای تعمیم­یافته و حداقل مربعات معمولی تاثیر مثبت و معنادار تولید ناخالص داخلی بر قیمت‌های مواد غیرغذایی را در سطح خطای یک درصد نشان می‌دهند. همچنین این همبستگی مثبت را می‌توان در تمامی چندک‌های مدل چندکی مشاهده کرد. با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰ میزان ضرایب تخمینی متغیر افزایش پیدا می‌کند، این مسئله به این معناست که در چندک‌های انتهایی در مقایسه با چندک‌های ابتدایی میزان تاثیرگذاری تولید ناخالص داخلی بر افزایش قیمت‌های مواد غیرغذایی به مراتب بیش‌تر است. در واقع افزایش تولید ناخالص داخلی یا به عبارتی درآمد مردم، قدرت خرید آن‌ها را افزایش می‌دهد و این موضوع باعث افزایش تقاضا در بازار و به دنبال آن بالا رفتن قیمت‌ها مواد غیرغذایی می‌شود.

 

جدول 11.  نتایج رگرسیون چندکی مدل غیرغذایی

حداقل مربعات معمولی	گشتاورهای تعمیم یافته	چندک 90	چندک 75	چندک 50	چندک 25	چندک 10	متغیر
*15/0 (23/7)	*63/0 (60/35)	**20/0 (51/2)	*22/0 (47/6)	*11/0 (01/4)	**05/0 (75/1)	**03/0 (90/1)	تولید ناخالص داخلی
*14/0- (58/2-)	*21/0 (60/6)	11/0- (07/1-)	**19/0- (08/2-)	*18/0- (31/3-)	**13/0- (03/3-)	*17/0- (11/3-)	نسبت تسهیلات به سپرده
*58/0 (33/4)	*25/1- (10/21-)	37/0 (31/1)	*77/0 (36/4)	*41/0 (09/3)	**34/0 (93/1)	***29/0 (69/1)	نرخ اشتغال
**05/0- (38/3-)	*003/0 (15/0-)	07/0- (60/1-)	05/0- (58/1-)	**04/0- (22/2-)	**02/0- (12/1-)	**02/0- (11/2-)	مالیات بر کالاها و خدمات
*45/1 (83/21)	*35/0 (15/15)	*37/1 (22/17)	*42/1 (55/15)	*46/1 (53/19)	*53/1 (83/18)	*50/1 (18/9)	صادرات
*23/0 (80/12)	*02/0 (13/4)	*31/0 (29/3)	*16/0 (97/6)	*20/0 (66/12)	*24/0 (61/14)	*27/0 (44/10)	تحریم­های اقتصادی
	*18/0 (32/27)						قیمت مواد غیرغذایی با وقفه
*78/6- (40/18-)		*20/6- (81/6-)	*36/7- (13/15-)	*23/6- (27/15-)	*11/6- (74/10-)	*85/5- (11/7-)	عرض از مبدا
89/0		61/0	64/0	70/0	75/0	72/0	ضریب تعیین
احتمال آزمون همبستگی سریالی مرتبه اول			احتمال آزمون همبستگی سریالی مرتبه دوم			احتمال آزمون سارگان
9995/0			9996/0			4280/0

ماخذ: یافته­های پژوهش *، ** و *** معناداری در سطح خطای یک، پنج و ده درصد، نشان­دهنده­ی آماره­ی t

 

یک همبستگی منفی و معنادار را می‌توان در تمامی چندک‌ها (به جز چندک 90) و در سطح خطای یک درصد بین متغیر نسبت تسهیلات به سپرده و قیمت مواد غیرغذایی مشاهده کرد. افزایش یک درصدی این نسبت به طور متوسط باعث می‌شود قیمت‌های مواد غیرغذایی در تمام توزیع به میزان 16/۰ درصد کاهش پیدا کند. این تاثیر منفی توسط مدل حداقل مربعات معمولی تایید می‌شود. در واقع افزایش یک درصدی این نسبت طبق مدل حداقل مربعات معمولی قیمت‌های مواد غیرغذایی را به میزان 14/۰ درصد کاهش می‌دهد. در واقع این تاثیر منفی از این جهت است که با افزایش تسهیلات پرداختی بانک‌ها نسبت به سپرده‌های دریافتی‌شان قیمت سرمایه برای بنگاه‌های اقتصادی کاهش پیدا می‌کند و حجم بیش­تر از تسهیلات در اختیارشان قرار می‌گیرد و این عامل منجر به پایین آمدن قیمت تمام شده کالاهایشان می‌شود و به این ترتیب تورم مواد غیرغذایی کاهش می‌یابد. تاثیر مثبت نرخ اشتغال توسط مدل حداقل مربعات معمولی و در سطح خطای یک درصد تایید می‌شود این تاثیر مثبت را در تمامی چندک‌های مدل چندکی (به جز چندک 90) می‌توان دید در واقع با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰ میزان ضرایب تخمینی متغیر نرخ اشتغال افزایش می‌یابد، این مسئله به این معناست که در چندک‌های انتهایی نسبت به چندک‌های ابتدایی میزان تاثیرگذاری متغیر نرخ اشتغال بر قیمت مواد غیرغذایی به مراتب بیش‌تر است. در واقع زمانی که نرخ اشتغال بالا می‌رود، دستمزدها و درآمدهای در جیب مردم افزایش پیدا می‌کند و تقاضا در بازار را بالا می‌برد بدین صورت قیمت‌های مواد غیرغذایی را افزایش می‌دهد. در چندک‌های ابتدایی مدل چندکی می‌توان تاثیر منفی متغیر مالیات بر کالا و خدمات را بر قیمت‌های مواد غیرغذایی در سطوح خطای پنج درصد مشاهده کرد. افزایش یک درصدی این متغیر به طور متوسط باعث می‌شود قیمت‌های مواد غیرغذایی در توزیع به میزان 026/۰ درصد کاهش پیدا کنند. این تاثیر منفی متغیر مذکور در مدل حداقل مربعات معمولی و در سطح خطای ۵ درصد نیز قابل مشاهده است. در واقع منفی بودن تاثیر متغیر مالیات بر کالا و خدمات از این موضوع ناشی می‌شود، که با بالا رفتن مالیات بر کالاها و خدمات کسری بودجه دولت تا حدودی تامین می‌شود و به همین ترتیب استقراض دولت از بانک مرکزی کاهش می‌یابد و در نتیجه حجم نقدینگی و تقاضا و در نهایت قیمت‌های مواد غیرغذایی پایین می‌آید. برآوردگرهای گشتاورهای تعمیم­یافته و حداقل مربعات معمولی تاثیر مثبت متغیر صادرات را بر قیمت مواد غیرغذایی در سطح خطای یک درصد نشان می‌دهند. در واقع افزایش یک درصدی صادرات، قیمت‌های مواد غیرغذایی را طبق مدل گشتاورهای تعمیم­یافته به میزان 35/۰ درصد و طبق مدل حداقل مربعات معمولی به میزان 45/۱ درصد افزایش می‌دهد. این تاثیر مثبت را می‌توان در تمامی چندک‌های مدل چندکی و در سطح خطای یک درصد مشاهده کرد. همچنین با افزایش چندک‌ها از ۱۰ به ۹۰، ضرایب اثرگذاری متغیر صادرات کاهش پیدا می‌کنند، به این معنا که اثر این متغیر بر افزایش قیمت‌های مواد غیرغذایی در چندک‌های ابتدایی بیش از چندک‌های انتهایی است. این همبستگی مثبت از این جهت است که افزایش صادرات باعث می‌شود که عرضه اقلام در داخل کشور کاهش پیدا کند و به این ترتیب این کمبود عرضه منجر به افزایش قیمت‌ها می‌شود. برآوردهای گشتاورهای تعمیم­یافته و حداقل مربعات معمولی تاثیر مثبت متغیر تحریم‌های اقتصادی را بر قیمت‌های مواد غیرغذایی را در سطح خطای یک درصد نشان می‌دهند. در واقع افزایش یک درصدی تحریم‌های اقتصادی قیمت‌های مواد غیرغذایی را طبق مدل گشتاورهای تعمیم­یافته میزان ۰۲/۰ درصد و طبق مدل حداقل مربعات معمولی به میزان ۲3/۰ درصد افزایش می‌دهد. این همبستگی مثبت و معنادار را می‌توان در تمامی چندک‌های مدل چندکی و در سطح خطای یک درصد مشاهده کرد. افزایش یک درصدی این متغیر به طور متوسط باعث می‌شود قیمت‌های مواد غیرغذایی در توزیع به میزان 23/۰ درصد افزایش پیدا کنند. در واقع تاثیر مثبت تحریم‌های اقتصادی بر قیمت مواد غیرغذایی از این مسئله ناشی می‌شود که، با اعمال تحریم‌های اقتصادی سرمایه‌گذاران داخلی و خارجی به دلیل عدم اطمینانی که ایجاد می‌شود، از سرمایه‌گذاری در بخش‌های تولیدی اجتناب می‌کنند که این موضوع سطح تولید و عرضه را در اقتصاد به شدت کاهش می‌دهد. از طرف دیگر وابستگی دولت به فروش نفت برای تامین کسری‌های بودجه توسط تحریم‌گذاران به عنوان یک نقطه ضعف شناسایی شده و تحریم‌های شدیدی بر فروش نفت وضع می‌کنند و به این ترتیب با برقراری تحریم‌های حوزه نفت درآمد دولت به شدت کاهش می‌یابد. در صورتی که دولت برای جبران کسری‌هایش از بانک مرکزی استقراض کند باعث بالا رفتن حجم نقدینگی و تقاضا و در نهایت بالا رفتن قیمت‌های مواد غیرغذایی در اقتصاد می‌شود.

در شکل (7) همانطور که مشاهده می‌شود متغیر تولید ناخالص داخلی در چندک‌های انتهایی تاثیرگذاری مثبت بیش‌تری بر قیمت مواد غیرغذایی دارد. متغیر نرخ اشتغال نیز همانند متغیر تولید ناخالص داخلی در چندک­های انتهایی بیش­تر باعث افزایش قیمت مواد غیرغذایی می­شود. در آخر نیز می‌توان مشاهده کرد که متغیر صادرات تاثیرگذاری بیش‌تری بر افزایش قیمت مواد غیرغذایی در چندک‌های ابتدایی دارد. به عبارتی با حرکت به سمت چندک‌های انتهایی میزان اثرگذاری مثبت این متغیر کم‌تر و کم‌تر می‌شود.

 

 

 

شکل 7. ضرایب رگرسیون پانل چندکی مدل غیرغذایی

ماخذ: یافته­های پژوهش

 

همان طور که در نتایج دیدیم، ضرایب متغیرها در طول توزیع‌ها تغییر پیدا می‌کرد و به این ترتیب اثرات نامتقارن آن‌ها در چندک‌های مختلف تایید شد. همچنین دیدیم که میانگین تاثیر متغیرها بر روی دو متغیر وابسته متفاوت بود و میزان تاثیرگذاری آن‌ها بر روی قیمت مواد غذایی بیش‌تر از قیمت مواد غیرغذایی بود. به عنوان مثال میانگین اثرگذاری نرخ اشتغال بر روی قیمت مواد غذایی ۶۹/۰ درصد و بر روی قیمت مواد غیرغذایی ۴۵/۰ درصد بوده یا میانگین ضرایب متغیر مالیات بر کالاها و خدمات بر روی قیمت مواد غذایی ۱۶/۰ درصد و بر روی قیمت مواد غیرغذایی ۰۲/۰ درصد بوده است.

نتیجه­گیری و پیشنهادها

با توجه به وجود تورم بالای مواد غذایی و غیرغذایی ، در این مطالعه سعی شد که بر اساس مبانی نظری و مطالعات انجام شده در این زمینه به معرفی عوامل اصلی ایجادکننده تورم مواد غذایی و غیرغذایی در سطح استان‌های کشور پرداخته شود. همچنین در این مطالعه برای تخمین اثر برخی متغیرهای کنترلی بر قیمت مواد غذایی و غیرغذایی از داده‌های استانی و ملی و روش رگرسیون چندکی استفاده شد .نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت مواد غذایی نشان‌دهنده‌ی اثرگذاری قابل توجه و معنادار متغیرهای کنترلی بر روی قیمت مواد غذایی هستند و ضرایب اثرگذاری این متغیرها بر شاخص قیمت مواد غذایی در چندک‌های مختلف متفاوت است، بنابراین می‌توان گفت که این متغیرها دارای اثرات نامتقارن در چندک‌های مختلف بر روی قیمت مواد غذایی هستند.

یافته‌های این پژوهش گویای این موضوع هستند که متغیر تولید ناخالص داخلی تاثیر مثبتی هم بر قیمت مواد غذایی و هم بر روی قیمت مواد غیرغذایی دارد و این تاثیر مثبت در چندک‌های بالای توزیع‌ها بیش‌تر از چندک‌های پایین است. رابطه‌ی مثبت بین تولید ناخالص داخلی و قیمت مواد غذایی توسط (37) و (46) تایید شده است .متغیر نسبت تسهیلات به سپرده اما تاثیری منفی بر قیمت مواد غذایی و قیمت مواد غیرغذایی در طول چندک‌ها دارد. پژوهش‌های صورت گرفته توسط محققان خارجی مانند (27) برای کشور اندونزی، (39) برای کشور فیجی و محققان داخلی مانند (52) نیز تاییدکننده‌ی این رابطه منفی بین نسبت تسهیلات به سپرده و قیمت مواد غذایی هستند.

متغیر نرخ اشتغال نیز در تمامی چندک‌ها تاثیر مثبت بر روی قیمت مواد غذایی و غیرغذایی دارد و طبق مدل قیمت مواد غیرغذایی با افزایش چندک‌ها ضرایب این متغیر و درنتیجه اثرگذاری این متغیر بیش‌تر می‌شود. این تاثیرات مثبت توسط تکنیک جایگزین حداقل مربعات معمولی تایید می‌شود .متغیر مالیات بر کالاها و خدمات نیز در تمامی چندک‌ها تاثیر منفی بر روی قیمت مواد غذایی و همینطور قیمت مواد غیرغذایی دارد و این تاثیر منفی در چندک‌های بالای توزیع قیمت مواد غذایی بیش‌تر از چندک‌های پایین این توزیع است. این تاثیر منفی توسط تکنیک‌های جایگزین گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی تایید می‌شود.

متغیر صادرات نیز دارای تاثیر مثبت و معنادار بر قیمت های مواد غذایی و قیمت مواد غیرغذایی در تمامی چندک‌ها است. این تاثیر مثبت با افزایش چندک‌ها کاهش پیدا می‌کند به عبارتی میزان اثرگذاری مثبت متغیر صادرات در رژیم‌های پایین توزیع‌ها بیش‌تر از رژیم‌های بالاست. این اثرگذاری مثبت توسط مدل‌های گشتاورهای تعمیم‌یافته و حداقل مربعات معمولی نیز تایید می‌شود. (30)، (46) و (47) نیز در مطالعات خود این تاثیر مثبت مذکور را نشان داده‌اند.

طبق مدل قیمت مواد غذایی هزینه تولید محصولات کشاورزی متغیر مهم دیگری است که در تمامی چندک‌های توزیع چندکی اثرگذاری مثبت و معناداری بر قیمت مواد غذایی می‌گذارد. در رابطه با متغیر هزینه تولید محصولات کشاورزی نیز نتایج حاصل از مطالعات صورت گرفته (26) برای کشور ترکیه و (51) برای کشور هند از نتایج حاصل از برآورد مدل این پژوهش حمایت می‌کنند. همچنین نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت مواد غیرغذایی نشان‌دهنده‌ی تاثیر مثبت متغیر تحریم‌های اقتصادی در تمامی چندک‌های توزیع چندکی است به طوری که این تاثیر مثبت در چندک‌های ابتدایی بیش‌تر است.

نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت مواد غذایی و غیرغذایی نشان داد که تولید ناخالص داخلی تاثیر مثبت و قابل توجهی بر روی قیمت‌ها دارد، چرا که در کشورهای در حال توسعه مثل ایران بیش­تر مردم درآمد پایینی دارند و هرگونه افزایش درآمد موجب افزایش مصرف می‌شود. به این ترتیب هر گونه افزایش درآمدی می‌تواند تقاضای مواد غذایی و غیرغذایی و به دنبال آن قیمت‌ها را به طور قابل توجهی افزایش دهد. بنابراین دولتمردان برای کنترل قیمت‌ها می‌توانند تولید مواد غذایی و غیرغذایی را با گسترش سرمایه‌گذاری در بخش کشاورزی و در بخش‌های دیگر مثل صنعت، خدمات همچون آموزش و بهداشت و غیره افزایش داده یا با افزایش درجه باز بودن اقتصاد از طریق کاهش تعرفه‌ها و محدودیت‌ها با افزایش قیمت‌ها مقابله کنند. با توجه به تاثیر منفی و معنادار نسبت تسهیلات بر سپرده بر قیمت مواد غذایی و غیرغذایی، دسترسی بهتر به منابع مالی توسط کشاورزان و دیگر صاحبان بنگاه‌های اقتصادی حاضر در بخش‌های دیگر حیاتی خواهد بود. به ترتیب پیشنهاد می‌شود دولت با جایگزین کردن قوانین صحیح در بازار سرمایه همچون اجازه‌ی انتشار اوراق بدهی توسط بنگاه‌ها بر اساس رتبه‌ی اعتباریشان و عدم دریافت ضمانت‌نامه بانکی از آن‌ها، هزینه‌ی تامین مالی بنگاه‌ها را کاهش دهد و به این ترتیب اقدام مهمی در جهت کمک به تامین سرمایه‌ی بنگاه‌ها نماید. همچنین پیشنهاد می‌شود که موسسات اعتباری توسط دولت تقویت شود تا نیازهای سرمایه در گردش مالی و بلندمدت مشاغل کشاورزی و دیگر فعالیت‌های اقتصادی را تامین کنند.

همچنین در نتایج حاصل از پژوهش مشاهده شد که هزینه‌ی تولید محصولات کشاورزی تاثیر مثبت و قابل توجهی بر روی قیمت مواد غذایی دارد و نوسانات آن باعث تغییرات عظیمی در طرف عرضه می‌شود در چنین وضعیتی دولت باید اقداماتی در جهت کاهش هزینه‌های تولید به منظور حفظ انگیزه‌ی تولید و به تبع آن تولید داخل انجام دهد. در واقع دولت باید ثبات در بازار نهاده‌ها را تامین کند و با توجه به این مسئله که قسمت اعظم نهاده‌های تولید وارداتی هستند و افزایش نرخ ارز می‌تواند بر قیمت این نهاده‌ها اثر بگذارد، به این منظور پیشنهاد می‌شود که سیاستگذاران و مقامات ارزی به منظور تثبیت قیمت‌ها با اتخاذ سیاست‌های مناسب مانع از بروز افزایش شدید نرخ ارز شوند. نتایج به دست آمده از مدل چندکی نشان داد که تحریم‌های اقتصادی در تمامی چندک‌ها تاثیر مثبت و معنادار بر قیمت‌های مواد غیرغذایی دارند به این ترتیب لازم است کارهایی در خصوص کاهش خسارت و زیان‌های ناشی از تحریم صورت گیرد. در واقع باید اقداماتی در دو جهت عمده‌ی مقابله با تحریم‌های اقتصادی و نتایج سنگین آن و همچنین کاهش تنش‌های بین‌المللی و رفع تحریم‌ها انجام گردد. به همین منظور انجام راهکارهایی همچون با ثبات­سازی سیاست­های کلان دولت از جمله سیاست­های ارزی به منظور ایجاد احساس امنیت اقتصادی برای فعالان اقتصادی، خودکفایی و کاهش وابستگی به تولیدات خارجی و بهبود فضای کسب و کار پیشنهاد می‌شود، تا به این ترتیب اثرات تحریم‌ها بر اقتصاد کمرنگ شود. مطالعه حاضر به بررسی منابع ایجادکننده‌ی تورم مواد غذایی و غیرغذایی پرداخت. لذا پیشنهاد می‌شود که پژوهشگران در پژوهش‌های آتی به بررسی رابطه‌ی علّی بین این دو شاخص و سپس تاثیر آن‌ها بر فشارهای تورم کل در اقتصاد ایران بپردازند، چرا که نتایج آن می‌توانند کمک زیادی به خط تحقیق فعلی کنند.

ملاحظات اخلاقی

پیروی از اصول اخلاق پژوهش

در مطالعه حاضر فرم­های رضایت‌نامه آگاهانه توسط تمامی آزمودنی­ها تکمیل شد.

حامی مالی

این پژوهش حامی مالی نداشته است.

مشارکت نویسندگان

طراحی و ایده پردازی: داود محمودی­نیا و زهرا امیری­پور ابراهیم­آباد؛ روش‌شناسی و تحلیل داده­ها: داود محمودی­نیا و زهرا امیری­پور ابراهیم­آباد ؛ نظارت: داود محمودی­نیا و نگارش نهایی: داود محمودی­نیا و زهرا امیری­پور ابراهیم­آباد.

تعارض منافع

بنا بر اظهار نویسندگان مقاله حاضر فاقد هرگونه تعارض منافع بوده است.

 

References:

 

1.       Adjemian M. K, Arita Sh, Meyer S, Salin D. Factors affecting recent food price inflation in the United States. Agricultural & applied economics association. 2023; 1-29. DOI: 10.1002/aepp.13378

2.       Agricultural Economics Report. National Center for Strategic Studies of Agriculture and Water. 2020. http://awnrc.ir (in persian)

3.       Akbay C, Ahmadzai A. K. The Factors Affecting Food Security in the Eastern Region of Afghanistan. Kahramanmaraş Sütçü İmam Üniversitesi Tarım ve Doğa Dergisi. 2020; 23(2): 467-478.

4.       Amani R, Ghaderi S, Ahmadzadeh K. Covid-19 and Inflation Rate: An Evidence for OECD Countries. Iranian Journal of Economic Studies. 2023; 1-20. doi: 10.22099/ijes.2023.43481.1825

5.       Asongu S, Kodila Tedika O. (2015). Conditional determinants of FDI in fast emerging economies: an instrumental quantile regression approach. African Governance and Development Institute. 2015; 15(3): 1-24.

6.       Awan A. G, Imran M. Factors affecting food price inflation in Pakistan. ABC journal advenced research. 2015; 4: 74-88.

7.       Balali H, Mehregan N, Bajelan A. The impact of energy prices index on food prices index: Application of auto-regressive distributed lag model. Journal of agricultural economics research. 2020; 21(4): 171-188. (in persian)

8.       Bandara J. S. What is driving India’s food inflation? A survey of recent evidence. South Asia economic journal. 2013; 14(1): 127–156.

9.       Banse M, Nowicki P, van Meijl H. Why are current world food prices so high. LEI Wageningen UR. 2008; 1-27.

10.       Demeke H. Tenaw D. Sources of recent inflationary pressures and inerlinkages between food and non-food prices in Ethiopia. Heliyon. 2021; 7: 1-11.

11.       Demirkilic s, Ozertan G, Tekguc H. The evolution of unprocessed food inflation inTurkey: an exploratory study on select products. New Perspectives on Turkey. 2022; 67: 57-82.

12.       Derindag O. F, Chang B. H, Gohar R, Wong W. K, Bhutto N. A. Food prices response to global and national factors: Evidence beyond asymmetry. cogent economics & finance. 2023; 11(1): 1-23. https://doi.org/10.1080/23322039.2023.2187128

13.       Drezner D. W. The Sanctions Paradox Economic Statecraft and International Relations. London: Cambridge University Press.1999.

14.       Esmaeili B, Nessabian Sh, Mousavi S. N, Daman keshide M, Khosravi nejad A. A. The impact of oil fluctuation on the price of agricultural products considering the food crisis periods. Journal of Agricultural Economics Research. 2021; 13(4): 192-207. (in persian)

15.       Farandy A. R. Analyzing Factors Affecting Indonesian Food Price Inflation. Jurnal Ekonomi dan Pembangunan. 2020; 28(1): 65-76.

16.       Fasanya I. O, Olawepo F. Determinants of food price volatility in Nigeria. agricultura tropica et subtropica. 2018; 51(4): 165–174.

17.       Feghe Majidi A, Zarouni Z. The Impact of Sanctions on the Economy of Iran. The Open Access Journal of Resistive Economics (OAJRE). 2020; 8(4): 49-65.

18.       Geda A, Tafere K. The galloping inflation in Ethiopia: a cautionary tale for aspiring ‘developmental states’ in Africa. IAES Working Paper. 2011; 1: 1-29.

19.       Geetha C, Mohidin R, Chandran V, Abd. Karim M, Jundam R. (2015). An empirical analysis on the determinant of food price inflation in Malaysia. International Journal of Arts & Sciences. 2015; CD-ROM. ISSN: 1944-6934: 08(05):227–238 (2015)

20.       Ghorbani Dastgerdi H. Inflation theories and inflation persistence in iran. Zagreb international review of economics & business. 2020; 23(2): 1-20.

21.       Gopakumar K. U, Pandit V. Food inflation in India: protein products. Ind. Econ. Rev. 2017; 1-23. https://doi.org/10.1007/s00181-021-02057-9

22.       Heidari H, Sadeghpour S, Dehghandorost M. The relationship between inflation uncertainty and the banl leon facilities granted. Monetary and Finational Economics (previously Knowledge and Development). 2017; 24 (13): 135-154. (in persian)

23.       Hosseinzadeh H, Najafi M. Studying the impact of bank facilities on inflation in selected provinces of Iran. Second International Conference on Challenges and New Solutions in Industrial Engineering, Management, and Accounting. 2021; 1-11. (in persian)

24.       Huria S, Pathania K. Dynamics of Food Inflation: Assessing the Role of Intermediaries. Global Business Review. 2018; 19(5): 1-16.

25.       Ihtasham Ali CH, Ullah S, Ijaz Ahmed U, Ahmad Baig I, Arqam Iqbal M, Masood A. Can food inflation be stabilized by monetary policy? A quantile regression approach. Journal of economic impact. 2022; 4: 205-212.

26.       Isik S, Ozbugday F. C. The impact of agricultural input costs on food prices in Turkey: A case study. Agricultural Economics. 2021; 67(3): 101-110.

27.       Ismaya B. I, Anugrah D. F. Determinant of food inflation: the case of indonesia. bulletin of monetary economics and banking. 2018; 21(1): 81-94.

28.       Ivanic M, Martin W. Implications of domestic price insulation for global food price behavior. Journal of International Money and Finance. 2014; 42: 272-288.

29.       Jofreh M, Dashgarzadeh K. H, Oghbaei M. survey of reduction procedure of facilities interest rate and its role on inflation appropriate pattern for management and control in iran between 1375-86. Financial knowledge of security analysis (financial studies). 2012; 14: 103-117. (in persian)

30.       Joiya S. A, Shahzad A. A. Determinants of high food prices the case of Pakistan. Pakistan Economic and Social Review. 2013; 51(1): 93-107.

31.       Jones L. Societies under siege: exploring how international economic sanctions (do not) work. Oxford University Press, United Kingdom. 2015.

32.       Kartal M. T, Depren O. Asymmetric relationship between global and national factors and domestic food prices: evidence from Turkey with novel nonlinear approaches. Financial Innovation. 2023; 9: 1-24.

33.       Kendo S, Tchakounte J. Impact of asset size on performance and outreach using panel quantile regression with non-additive fixed effects. Empirical Economics. 2021; 1‑28.

34.       Kocak S, Barıs‑Tuzemen O. Impact of the COVID‑19 on foreign direct investment infows in emerging economies: evidence from panel quantile regression. Future Business Journal. 2022; 8(22): 1-12.

35.       Koenker R, Bassett G. Regression quantile. Econometrica. 1978; 46: 33-50.

36.       Kuma B, Gata G. Factors affecting food price inflation in Ethiopia: An autoregressive distributed lag approach. Journal of Agriculture and Food Research. 2023; 1-8. https://doi.org/10.1016/j.jafr.2023.100548

37.       Mahmoudinia D. The Asymmetric Effects of Monetary Policy, Currency Crises and Oil Price on Food Inflation in Iran: An Application of Quantile Regression. Macroeconomics and Finance in Emerging Market Economies. 2021; 1-24. DOI: 10.1080/17520843.2021.2005926

38.       Mahmoudinia D, Hosseini Kandelaji M. h, Borhani L. Explaining the concept of money creation from nothing in the conventional banking system and moving towards full reserve banking system: An application of SFC model. Bi-quarterly Journal of Islamic Economic Studies. 2021; 13(2): 33-80. (in persian)

39.       Makun K. Food inflation dynamics in a pacific island economy-a study of Fiji: Causes and Policy Implications. 2021; 55(4), 119-132.

40.       Mahdiloo A, Abolhasani A, Rezaei M. Ranking of economic sanctions and estimating hazard of sanctions index using fuzzy analytical hierarchy process. Journal of applied theories of economics. 2019; 6(2): 47-72. (in persian)

41.       Mpofu R. T. Macroeconomic variables and food price inflation, non-food price inflation and overall inflation: a case of an emerging market. Risk governance & control: financial markets & institutions. 2017; 7(2): 38-48.

42.       Mueller Sh. A, Anderson J. E, Wallington, T. J. Impact of biofuel production and other supply and demand factors on food price increases in 2008. biomass and bioenergy. 2011; 35: 1623-1632.

43.       Nakhli S. R, Rafat M, Bakhshi Dastjerdi R, Rafei M. Oil sanctions and their transmission channels in the Iranian economy: A DSGE model. Resources Policy. 2020; 70: 1-14.

44.       Nigato G, Badau F, Seeley R, Hansen J. Factors contributing to changes in agricultural commodity prices and trade for the United States and the world. United states department of agriculture. 2020; 272: 1-40.

45.       Pape R. A. Why economic sanctions do not work. International security. 1997; 22(2): 90–136.

46.       Qayyum A, Sultana B. Factors of food inflation: evidence from time series of Pakistan. journal of banking and finance management. 2018; 1(2): 23-30.

47.       Rehman F. U, Khan D. The determinants of food price inflation in Pakistan: an econometric analysis. advances in economics and business. 2015; 3(12): 571-576.

48.       Salem A. A, Mohajeri P, Hamidi Farahani A. H. Determinants of food price index in iran: a quantile regression approache. Quarterly journal of fiscal and economic policies. 2021; 9(35): 71-107. (in persian)

49.       Sarabi Z, Ansari V, Salami H, Hosseini, S. S. Analyzing the effect of increase in exchange rate on cost price of agricultural products. Journal of Agricultural Economics and Development. 2020; 34(2): 201-221. (in persian)

50.       Sasmal J. Food price inflation in India: The growing economy with sluggish agriculture. Journal of Economics, Finance and Administrative Science. 2015; 20: 30-40.

51.       Sonna Th, Joshi H, Sebastian A, Sharma U. Analytics of Food Inflation in India, RBI working paper series. 2013; 10: 1-16.

52.       Tahamipour M, Arabmazar A, Hamedinasab M. Modeling the fluctuations in price for agricultural products in Iran: a case study of cucumber, tomato, potato and onion. Agricultural Economic and Development. 2019; 27(106): 209-259.

53.       Totonchi J. Macroeconomic theories of inflation. international conference on economics and finance research. 2011; 4: 459-462.

54.       Ulussever T, Ertugrul H. M, Depren S. K, Kartal M. T, Depren O. Estimation of Impacts of Global Factors on World Food Prices: A Comparison of Machine Learning Algorithms and Time Series Econometric Models. Foods. 2023; 12: 1-13.

55.       Wei L, Ullah S. International tourism, digital infrastructure, and co2 emissions: fresh evidence from panel quantile regression approach. Research square. 2021; 1-8. DOI: https://doi.org/10.21203/rs.3.rs-912790/v1

56.       Zaman M, Khan R. E. Food and non-food prices nexus in developing economies: Disaggregated panel data analysis. Pakistan Journal of Commerce and Social Sciences (PJCSS). 2018; 12(3): 865-885

57.       Zhang w, Law D. What drives china’s food-price inflation and how does it affect the aggregate inflation? Working Paper. 2010; 6: 1-30.

 

 

        

 

 

---