I)r. Yaşar AKÇA Y 1 Doy.Dr. Kemal ESENdVN 1Yrd.Doy.Dr. At

Transkript

1 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, Eylül ( 'iit: I S64 T O K A T I L I K A Z O V A B Ö L G E S İ N D E K İ İ K İ K Ö Y D E B U Ğ D A Y Ü R E T İM E T K İ N L İ Ğ İ N İ N M U K A Y E S E L İ B İR A N A L İZ İ I)r. Yaşar AKÇA Y 1 Doy.Dr. Kemal ESENdVN 1Yrd.Doy.Dr. At 1. G İ R İ Ş Tarım, tarihi akış içinde dünya devletlerinin ekonomik hayatlarında önemli rol oynamış, günümüzde ise geri kalmış ve hatta gelişmekte olan ülkelerin ekonomilerinin temelini teşkil etmektedir Türkiye, sahip olduğu toprak ve su kaynaklarının yanısıra topgrafık ve iklim faktörlerinden dolayı önemli bir tarım potansiyeline sahiptir Dunya da gıda maddelerinin tüketimi, toplumlaıa göre farklılıklar göstermekle beraber gıda ihtiyacının % 5 0 ye yakınım tahıl grubu ürünlerinin oluşturduğu ve bunun içerisinde en yüksek payın buğdaya ait olduğu ileri sürülmektedir Türkiye, dünya buğday üretiminde önemli bir yere sahiptir Ekim alanı olarak dünyada 7. ve üretim miktarı olarak 6. sırayı alıyor olması, buğday üretiminin önemini ortaya koymaktadır Türkiye de günlük kalori ihtiyacının % 5 0 den fazlasının buğdaydan elde edildiği ve yılda kişi başına buğday tüketiminin 200 kg'ın üzerinde olduğu belirtilmektedir (Anonim, 1988). Tokat ilinde buğday, üretim deseni İçerisinde I sırayı almaktadır Araştırmanın yürütüldüğü Kazova Bölgesi ndeki tarım arazilerinin yaklaşık yarısı buğday üretimine tahsis edilmektedir Bu nedenle sözkonusu bölgede buğday üretiminde kullanılan faktörlerin etkin kullanımı önem taşımaktadır Üretim ekonomisi, tarım ekonomisi alanında önemli bir yere sahiptir. Son yıllarda tarımda kaynakların etkin kullanımı için zorunlu ve gerekli olan ekonomik kriterleri üretim fonksiyonlarından elde etme eğiliminde bir artış olduğu görülmektedir (A kçay ve Esengün, 1995). Tarımda fonksiyonel analiz çalışmaları, üretim faktörlerinin etkin bir şekilde kullanımına yönelik oluşturulan politikalara ışık tutmaktadır yönelik olarak yapılan bu çalışmanın amaçları; Kaynakların rasyonel kullanımına a-buğday üretiminde kullanılan üretim faktörlerinin marjinal verimlilikleri ve üretim elastikiyetlerinin belirlenmesi, b-buğday üretiminde kullanılan üretim faktörlerinin etkinlik katsayılarının ortaya konulması, c-incelenen işletmelerde çiftlik etkinliğinin belirlenmesi ve bu etkinlik üzerine etkili olabilen sosyo-ekonomik ve demografik faktörlerin irdelenmesi. 'Gaziosmanpaşa Üniversitesi. Ziraat Fakültesi. Tarım Ekonomisi Böliimii. T O K A T

2 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, Eylül Adana Cilt: I Sayfa:65 d-her iki araştırma yöresi için bulunan bulguların mukayeseli bir analizi, olarak özetlenebilir. 2. MATERYAL VE YÖNTEM 2.1. Materyal Araştırmanın verileri, Tokat İli Kazova Bölgesi nde bulunan iki köydeki tarım işletmelerinden elde edilmiştir Kuru şartlarda buğday üretimi yapan işletmelerden anket yoluyla derlenen veriler üretim yılına aittir Yöntem Örnekleme Aşamasında Uygulanan Yöntem Toprak yapısı ve iklim durumu ile diğer tarımsal özellikleri birbirine benzer olan iki köy gayeli olarak belirlenmiştir. Bölgedeki tarımsal kuruluşların teknik elemanları ile yapılan görüşmelerde, bölgede buğday üretiminin yoğun olarak yapıldığı Bahçebaşı köyü ile Çayırlı köyündeki işletmeler araştırmanın populasyonunu oluşturmaktadır Basit tesadüfi örnekleme yöntemi ile Bahçebaşı köyündeki 37, Çayırlı köyündeki 33 işletme örneğe alınmıştır. Örneklemede % 9 5 güven sınırı ve % 5 hata ile çalışılmıştır Analiz Aşamasında Uygulanan Yöntemler Çalışmada tarımsal araştırmalarda yaygın olarak kullanılan Cobb- Douglas tipi üretim fonksiyonu kullanılmıştır Elde edilen tahmin denklemlerine ilişkin; çoklu determinasyon katsayıları (R 2) elde edilmiş, F testi, kısmi regresyon katsayılarının önem testi, içsel bağıntıya (autocorrelation) ilişkin Durbin-Watson testi yapılmış ve çoklu bağıntı (multicollinearity) problemi araştırılmıştır. Tahmin denklemlerine ilişkin marjinal analizler aşağıda verilmiştir: a- Faktörlerin marjinal üretim elastikiyetleri; belli bir üretim seviyesinde, üretim faktörlerinden herhangi birindeki yüzde değişmenin üretim miktarı üzerinde oluşturduğu yüzde değişmeye oranına üretim elastikiyeti denilmektedir (Beattie and Taylor, 1985). Buna göre faktörlerin marjinal üretim üretim elastikiyetleri; b] >1 ise xı faktörü için artan getiri, bı=l ise X üretim faktörü için sabit getiri ve bı<l ise xı faktörü için azalan getiri olarak yorumlanmaktadır. b- Fonksiyonun üretim elastikiyeti; fonksiyonda yeralan bağımsız değişkenlere ait marjinal üretim elastikiyetlerinin toplamı, fonksiyonun bütün olarak üretim elastikiyetini belirler. Bu elastikiyet; M < 1 ise ölçeğe

3 Türkiye 2. Tanın Ekonomisi K o n g re si.4-6 Eyliil 1996) - Adana ( 'ıh:i Sayfa M n azalan getiri; T 7> - I ise ölçeğe sabit getiri, ^/> > I ise ölçeğe artan getiri / I I I olduğunu ifade eder (Z o ra l, 1984). c-üret i m faktörlerinin etkinlik katsayıları; Faktörün etkinlik katsayısı, o faktörün marjinal gelirinin, faktör fiyatına veya fırsat maliyetine oranı ile bulunur (karagölge, 1973). Üretim faktörlerinin marjinal geliri ile faktör fiyatları karşılaştırılarak, üretim faktörünün ne ölçüde ekonomik optim um a yaklaştığı belirlenmeye çalışılır Etkinlik katsayısının bulunmasına ilişkin form ül aşağıdaki gibidir E K = l\ W IX) n Formülde Y " üretim miktarının X üretim faktörünün geometrik ortalaması olup, b,, ait olduğu üretim faktörünün katsayısı ve P t, faktörün fiyatı veya fırsat maliyetidir EK<1 ise, Hesaplanan etkinlik katsayısı, E K = I ise, faktörün etkin kullanıldığını, faktörün aşırı kullanıldığını ve azalınası gerektiğini, E K >I ise, faktörün az kullanıldığını ve artırılması gerektiğini ifade eder Çiftlik Etkinliği Faktörlerin marjinal üretim elastikiyeti, fonksiyonun üretim elastikiyeti ve faktörlerin etkinlik katsayıları gibi marjinal analizler, bir tarımsal işletmede kullanılan liretim faktörleri ile çıktı arasındaki ilişkileri ortaya koymakta, işletmenin bütünü hakkında tam anlamı ile bir sonııç verem em ektedir. Son yıllarda çiftlik etkinliğinin belirlenmesi, birçok gelişmiş ülkede tarım ekonomisi alanında yaygın olarak kullanılmaktadır (Rııssel and Youııg. 1983). Gelişm ekte olan ülke tarımlarındaki verimlilik sorunu, çiftlik etkinliğinin ortaya konulmasını daha önemli bir hale getirmektedir. Y= f(x i, (3) e gibi bir üretim fonksiyonunda stokastik hata terimi ( e ) niıı iki bağımsız unsurdan oluştuğu kabul edilmektedir (P a rik h and S lıa h. 1994). 8 = U + V B u unsurlardan birisi (v), üretimde kontrol edilemeyen değişkenler (iklim, hastalık vb.) den kaynaklanan üretim miktarındaki şansa bağlı değişimi ifade eder. Hata terimini oluşturan unsurlardan diğeri (u ) ise, çiftliğin etkinliği ile ilgilidir.

4 Türkiye 2. Torun Ekonomisi Kongresi, 4-6 Eylül Adana ('ili: I Sayfa:61 u = O veya Yj = ), olması durumunda çiftliğin etkin olduğunu, diğer durumlarda gerçek üretimin potansiyel üretimin altında olduğunu ve çiftliğin etkin olmayan bir yapıya sahip olduğunu ifade eder T E j T E j Y j Yj /Yj olarak ifade edilen formülde; j'inci işletmenin teknik etkinliğini, j inci işletmenin gerçek üretim miktarı veya değerini, )/ : j inci işletmenin mümkün olan maksimum üretim miktarı veya değerini ifade eder Fonksiyonda Yer Alan Değişkenler Buğday üretim faaliyetinin analizinde kullanılan değişkenler, lııy (Brüt Liretini Değeri): B ir üretim döneminde buğday üretim faaliyetinden elde edilen brüt üretim değerinin doğal logaritması (T L ), ln\ı (Arazi): Bir üretim döneminde buğday üretim faaliyetinde kullanılan toplam işletme arazisi miktarının doğal logaritması (D a), lnx2 (Gübre Mas.): B ir üretim döneminde buğday üretiminde kullanılan toplam gııbre masrafının doğal logaritması (T L ), lııx3 (Tohum Mas.) : B ir üretim döneminde buğday üretiminde kullanılan toplam tohum masrafının doğal logaritması ( T L ), lnx4 (İlaç Mas.) : B ir üretim döneminde buğday üretiminde kullanılan toplam ilaç masrafının doğal logaritması (T L ), İn Xj (İşgücü) : Bir üretim döneminde buğday üretiminde kullanılan toplam, erkek işgücü cinsinden, işgücü miktarının doğal logaritması ( E İG ), İn X* (Çekigücü) : B ir üretim döneminde buğday üretiminde kullanılan toplam çekigücünün doğal logaritması ( S a ) dır Etkinlik Katsayılarının Hesabında Kullanılan Faktör Fiyatları X, (Arazi (Da)): I dekar arazinin cari kira bedeli (TL), X : (G ü b re ( T L ) ): Fırsat maliyeti 1TL olarak alınmıştır, X j (Tohum (TL)) : Fırsat maliyeti I T L olarak alınmıştır, X 4 (İlaç (TL)) : Fırsat maliyeti I T L olarak alınmıştır, X* (Işgücü(EIG)): Yetişkin bir erkek işçinin bir günlük ücreti (T L ), X fi (Çekigücü (Sa)): I dekar arazinin cari sürüm bedeli ( T L ) dir Çiftlik Etkinliği Analizinde Kullanılan Sosyo-Ekonomik ve Demografik Faktörler İncelenen işletmelere ait sosyo-ekonomik ve demografik faktörler aşağıda verilmiştir T E = Teknik etkinlik indeksi A B= Aile büyüklüğü (Adet).

5 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, Eylül Adana Cilt: I Sayfa:()% İY = İşletmecinin yaşı (Y ıl) İE = İşletmecinin Eğitimi ( Y ıl) K K = Kredi kullanımı (T L ) PD= Arazinin parçalılık durumu (Adet) TZ= Tarımsal kuruluşlara yapılan ziyaret sayısı (A d et) 3. ARAŞTIRMA SONUÇLARI * 3.1.incelenen işletmelerde Buğday üretiminin Ekonometrik Analizi Bahçebaşı ve Çayırlı köyü buğday üretimi için elde edilen regresyon denklemleri sırası ile aşağıda verilmiştir: lny= lnx, nx lnx lnx lnX lnXf) lny= lnx, nx lnx? nx4-.295lnx lnx6 Tahmin edilen regresyon denklemlerine ait ekonometrik analizlere ilişkin bulgular çizelge l de verilmiştir. Regresyon denklemlerinin çoklu determinasyon katsayıları (R 2) % 9 9 un üzerinde bulunmuştur Yanı denklemlerde yer alan bağımsız değişkenlerin tamamı, bağımlı değişkendeki değişimlerin % 9 9 dan fazlasını açıklamaktadır. Ç izelge I. Buğday Üretim Dalının Fonksiyonel analizine İlişkin Parametreler ve j estler Kısmi Regresyon Katsayıları Arazi Tohum Gübre llay İşgücü Ç.G ücü Igili Testler (D a) (T L ) (TL) (TL) (EİG) (Sa) R: F I)W X, X; X, X, X, X* BB K öyü (a) (b) (c) <c) (b)..(?)... (») (b) Ç Y K öyü (a) (c) (b) (h) (c) (b) <a> (b) (a )= % l e, (b)=% 5'e, c)= % IO a ve (d )= % 20 ye göre anlamlıdır Denklemlerin F hesap değeri, her iki fonksiyonda da çok yüksek çıkmıştır. Yani her iki fonksiyonun hesap değeri teste tabi tutulduğunda fonksiyonların % l düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı olduğu belirlenmiştir Anakitleye ait parametrelerin test edilmesinde önem derecesinin %l ile % 2 0 arasında alınabileceği belirtilmektedir (Heady and Dillon, 1966) Yapılan test sonucunda bağımsız değişkenlere ait kısmi regresyon katsayılarının hangi düzeyde anlamlı oldukları çizelge 1 de görülmektedir Regresyon tahmin denklemlerine ilişkin çoklu bağıntı problemi irdelenmiştir. Bilindiği gibi; çoklu bağıntı aynı fonksiyondaki iki bağımsız değişkenin yüksek derecede bir korelasyon göstermesi halinde ortaya çıkar B u problemin belirlenmesinde muhtelif yöntemler sözkonusudur Çalışmada

6 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, 4-6 Eylül Adana Ci çoklu bağıntı problemi değişkenler arasında bir korelasyon matriksi oluşturularak tesbit edilmeye çalışılmıştır. Herhangi iki değişken arasındaki korelasyon katsayısı 0.90 dan büyük ise çoklu bağıntı ciddi bir problem teşkil etmektedir (Judge, 1988). Ayrıca çoklu bağıntının belirlenmesinde ortak bir sonuç, tahmin denklemine ait çoklu determinasyon katsayısının yüksek çıkmasına karşın, ana kitleye ait parametrelerin bazılarının veya birçoğunun istatistiksel olarak önemli bulunmamasıdır(işyar, 1994) Yapılan incelemede, denklemlerin çoklu bağıntı içermediği belirlenmiştir. Aslında, kısmi regresyon katsayılarının yapılan önem testi sonucunda anlamlı oluşu tahmin denklemlerinde çoklu bağıntı olmadığı yönünde algılanabilir (Akçay, 1996). Regresyon denklemlerine ilişkin yapılan bir diğer ekonometrik analiz de otokorelasyon testidir Bilindiği gibi içsel bağıntı gözlemler arasındaki hata payının bağımlılık göstermesinden kaynaklanmaktadır (Ravvlings, 1988). Genellikle zaman serilerine dayalı araştırmalarda ortaya çıkan içsel bağıntı, çalışmada Durbin-VVatson testi ile belirlenmeye çalışılmıştır. % 5 seviyesinde yapılan test sonucunda tahmin önem denklemlerinde negatif ya da pozitif yönde bir içsel bağıtının olmadığı anlaşılmıştır İncelenen İşletmelerde Buğday Üretimini Fonksiyonel Analizi Her iki köydeki buğday üretim dalına ait elde edilen tahmin denklemlerinden çıkarılan marjinal üretim elastikiyetleri ve fonksiyonların üretim elastikiyetleri çizelge 2'de verilmiştir. Çizelge 2. Buğday Üretim Faaliyetinde Kullanılan Üretim Faktörlerinin Marjinal Üretim Elastikiyetleri ve Fonksiyonun Üretim Elastikiyeti Marjinal lird im Elastikiyetleri Fonksiyonun Arazi T ohum Gübre İlaç İşgücü Ç.G ücü (D n) (T L ) (T l.) (T L ) (F.İG) (Sa) Üretim X X : X, X4 X, X. T L T L TL TL TL TL Elastikiyeti B B K öyü Ç'Y Köyü Her iki köye ait arazi faktörünün ( X (): marjinal üretim elastikiyeti pozitif bulunmuştur. Buna göre diğer faktörler sabit olduğunda arazi faktörlerindeki % 1 lik bir artış, brüt üretim değerinde sırası ile % ve % 1 04 lük bir artış sağlayacaktır Çizelge 2 de görüldüğü gibi tohum ( X 2) ve işgücü ( X 5) faktörünün marjinal üretim elastikiyetleri negatif, diğer faktörlerinki pozitif bulunmuştur I n=.37 ve k=7 için dt. =1.131 ve du = n=33 ve k=7 için dl= ve d,ı=1.90

7 Türkiye 2. Tarım Ekonom isi Kongresi, Eylül 1996) - Adana ('ili: I Sayfa:1i) H e r iki buğday üretim dalı için elde edilen tahmin denklemlerine ilişkin fonksiyonun üretim elastikiyetleri çizelge 2'de görülmektedir. Buna g ö re denklem de yer alan bağımsız değişkenlerin bileşimi aynı kalmak kaydı ile tüm ü birden % 1 oranında artırıldığında brüt üretim değerinde sırası ile % ve % lük bir artış sözkonusu olacaktır liretim Faktörlerinin Etkinlik Katsayıları H er iki köydeki buğday üretim dalında kullanılan üretim faktörlerinin etkinlik katsayıları çizelge 3 de verilmiştir. Üretim faktörlerinin marjinal ürün kıym etlerinin yüksek ya da düşük çıkması tek başına büyük anlam taşım am aktadır. Etkinlik katsayılarının bulunması ile bir üretim faktörünün m evcut kullanma durumuna göre kullanılan miktarın azaltılması ya da artırılm ası sorusuna bir cevap bulunabilir Çizelge 3 'deki bazı önemli faktörlere ait etkinlik katsayılarının yo ru m u aşağıda verilmiştir. Ç iz e lg e 3 B u g d a \ (Y elim Faaliyetinde K ullanılan I retim Faktörlerinin M arjinal K ıym etleri (M I K). Faktör Fiyatları (Fİ ) ve Ftkinlik Katsayıları (F K ) Faktörlerin Ktkinlık K atsayıları Arazi ( D a) X, T o h u m (T L ) X : (iü bıc (II) X, İI;K ( T l.) b g fic ü ( K k î) X, (,.( İllCÜ (Sa) x m. M f K ( T L ) K öyü F F (T L ) i:k Ç Y. M f TK (T L ) K öyü F F (T F ) ) FK X, (Arazi (Da)): Arazi üretim faktörünün incelenen her iki köyde artırılması gerektiği yönünde bir sonuç ortaya çıkmaktadır. Bu durıım faktörün etkinlik katsayısının l den büyük olması ile açıklanabilir X2 (Gübre (TL)): Üretim faaliyetinde kullanılan üretim faktörünün etkinlik katsayısı l den büyük çıkmıştır. Her iki araştırma yöresinde de bu üretim faktörünün yetersiz kullanıldığı söylenebilir. D iğer faktörlerin etkinlik katsayısı ilaç masrafları ve çekigücünde I den büyük ve işgücü üretim faktöründe l'd e n küçük olarak bulunmuştur İncelenen İşletmelerde Çiftlik Etkinliği Buraya kadar yapılan analizlerde üretim faaliyetinde kullanılan üretim faktörlerinin tamamının ya da ayrı ayrı marjinal analizleri yapılmıştır. Ancak incelenen işletmelerin bütünü hakkında bir bilginin elde edilebilmesi, mevcut kaynaklar ve teknoloji seviyesinin işletme etkinliğine nasıl yansıdığını bilme gereği vardır İşletmelerin etkin olup olmadığının belirlenmesine yönelik yapılan analiz sonuçlan çizelge 4 de verilmiştir.

8 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, Adana Cilt: I Sa 1 Çi/clgc 4. İncclcncr. İşletmelere İlişkin Tarımsal İşletme (Çiftlik) Etkinliği htkinlik BB. K öyü U 1etme Savı sı ÇY. Köyü İşletme Sayısı İndeksi Adet M U Adet 11 u X. /7.(Jİ M) 1 İ t ') K 9.0I T O P L A M Çizelge 4'de görüldüğü gibi incelenen her iki araştırma yöresinde çiftlik etkinliği % 8 9 un üzerinde bulunmuştur Buna rağmen her iki araştırma yöresi için bulunan çiftlik etkinliği, kendi içinde farklılıklar göstermektedir. Bahçebaşı köyüne ait olan teknik etkinlik aralığı, %94 ile %97 arasında bulunmaktadır. Mevcut olan aynı kaynaklar ve teknoloji seviyesinde üretici gelirinin artırılabilmesi için % 6 ile % 3 arasında değişen potansiyelin var olduğu söylenebilir Çiftlik Etkinliği ve Sosyo-Ekonomik ve Demografik Faktörler İncelenen işletmelerin sahip olduğu sosyo-ekonomik ve demografik faktörleri nasıl kullanabildiği ve işletmenin etkinliğine bu kaynakların nasıl yansıdığını bilme gereği vardır Çalışmanın yöntem kısmında açıklanan; TE= a + P, A B + (32İY + p Ü E + p4k K + p5pd + p6tz gibi bir fonksiyondan elde edilen parametreler çizelge 5 de verilmiştir. Çizelge 5 Sosvo-Kkonomik ve Demografik Faktörlere Ait Ana Kitle Parametreleri ve İlgili Testler Değişkenler BB. Köyü Ana Kitle Parametreleri ÇY. Köyü Parametre t Parametre t Teknik Flkiıılİk(Y) Sabit Aile B üyüklüğü(a det) İşletmecinin Yaşı( Yıl) İşl.Lğitim i(yıl) * l. 76 Kredi K ull.(tl) * Paryalılık Dur,(A det) T. K u r u lu ş. Z i y.( A d e l ) + 0, İlgili Testler BB. k o v u ÇY. Köyü R F-9.43 L) W-1.86 R F D W Çizelge 5 de çiftlik etkinliği üzerinde rol oynayabilecek işletmelere ait sosyo-ekonomik ve demografik değişkenler ve bunların tahmin denklemlerinde aldığı işaretler görülmektedir. Aile büyüklüğünün çiftlik etkinliği üzerine olumlu bir katkı yaptığı söylenebilir. Zira her iki denklemde bu değişkenin katsayısı pozitif çıkmıştır.

9 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, 4-6 Eylül Adana Cilt: I Sayfa:!?. İşletmeci yaşının büyüklüğünün çiftlik etkinliği üzerine negatif etki yapması, yaşlı işletmecilerin yenilikleri kolay benimseyememesinden kaynaklandığı söylenebilir. İşlemecinin eğitim seviyesi çiftlik etkinliğini olumlu yönde etkilemektedir. Çünkü her iki denklemde ilgili değişkenin işareti pozitiftir. Kredi kullanımı çiftlik etkinliğini pozitif yönde etkilemektedir İşletme arazisinin parçalılık sayısının artmasının çiftlik etkinliği üzerine negatif bir etki yaptığı görülmektedir Gerçekte işletme arazisinin çok parçalı oluşunun kaynakların etkin kullanımı üzerinde negatif bir etkisi olduğu bilinmektedir(akçay, 1989). Tarımsal kuruluşlarla yakın ilişkilerin çiftlik etkinliği üzerine olumlu bir etki yaptığı, denklemlerdeki değişkenlerin işaretinden anlaşılmaktadır. 4.ELDE EDİLEN BULGULARIN KARŞILAŞTIRILMASI Her iki araştırma yöresi için elde edilen tahmin denklemlerine ait ekonometrik analizlerde; -Tahmin denklemleri bir bütün olarak istatistiksel açıdan önemli bulunmuştur. -Denklemlerdeki her bir açıklayıcı değişken istatistiksel olarak önemlidir. -Denklemlere ilişkin çoklu bağıntı problemine rastlanmamıştır. -Tahmin denklemlerine ait otokorelasyonun varlığına ilişkin yapılan Durbin -Watson testi sonucunda denklemlerde negatif ya da pozitif yönde bir otokorelasyon olmadığı belirlenmiştir. -Elde edilen her iki tahmin denklemlerine ait marjinal analizlerde, hesap edilen marjinal üretim elastikiyetlerinin işaretleri, tahmin edilen her iki denklemde de bir pararlellik göstermektedir. Ancak, Çayırlı köyündeki arazi üretim faktörünün brüt üretim değerine yaptığı katkı diğer köydekinin iki katına yakındır (Çizelge 2). Gerçekte Bahçebaşı köyü işletme arazi ortalamasının Çayırlı köyü işletme arazisi ortalamasından iki misli büyük olması ile açıklanabilir. Tahmin denklemlerinden bulunan faktörlerin etkinlik katsayıları işaret olarak her iki yöre için bir paralellik göstermektedir Ancak Çayırlı köyü işletme arazisi etkinlik katsayısı 2 ye yakın çıkmıştır ve diğer köydeki aynı faktörün etkinlik katsayısına göre 1/3 oranında daha yüksektir. Çayırlı köyü işletme arazisinin yetersiz olduğu ve artırılması gerektiği ortaya çıkmıştır. Aslında arazinin marjinal üretim elastikiyetinin diğer köydekinden fazla çıkması bunu doğrulamaktadır B u durum gübre üretim faktörü için de geçerlidir. Çayırlı köyü gübre üretim faktörü ekinlik katsayısı diğer köyün etkinlik katsayısından 3 kat

10 Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, Eylül Adana Cilt: I S a y fa m büyüktür. Yani Çayırlı köyü gübre kullanımının oldukça yetersiz olduğu ve artırılması gerektiği ortaya çıkmıştır (Çizelge 3). Aslında Çayırlı köyü gübre üretim faktörünün brüt üretim değerine yaptığı katkının Bahçebaşı köyünde kullanılan gübre üretim faktörünün brüt üretim değerine yaptığı katkıdan 4 kat daha fazla olması yukarıdaki sonucu doğrulamaktadır. Her iki araştırma yöresi için hesap edilen çiftlik etkinlikleri % 8 9 un üzerinde bulunmuştur. Ancak Çayırlı köyü için hesap edilen çiftlik etkinliğinde, işletmelerin % 2 5 i % 9 0 ın altında bir etkinlik göstermektedir. Bu durum Çayırlı köyünde arazilerin çok parçalı, işletme arazisinin diğer köy ortalama işletme arazisine göre küçük, gübre kullanımının yetersiz olması ve bu gibi nedenlere dayandırılabilir. 5.SONUÇ ve ÖNERİLER Aynı iklim ve topografık yapıya sahip komşu iki köyde kuru koşullarda yoğun olarak üretimi yapılan buğdayın verim farklılıklarını ve çiftlik etkinliğinin bulunmasına yönelik araştırmada ortaya konulabilecek sonuçlar aşağıda verilmiştir: Buğdaya tahsis edilen işletme arazisi ortalamasının 2.5 kat küçük olan köyde arazi üretim faktörünün marjinal üretim elastikiyeti ve etkinlik katsayısı diğer köydeki arazi faktörüne göre sırası ile 3 ve 4 kat daha yüksek çıkmıştır. Buna göre buğday ürertimine tahsis edilen işletme arazisinin büyüklüğünün buğday verimini olumlu yönde etkilediği söylenebilir. Çayırlı köyü tarım işletmelerinde kullanılan gübre üretim faktörünün marjinal üretim elastikiyeti ve etkinlik katsayısı diğer kullanılan aynı faktöre göre sırası ile 3 ve 4 kat daha yüksek çıkmıştır. Buna göre Çayırlı köyünde gübre kullanımının diğer köye göre yetersiz olduğu söylenebilir. Her iki araştırma yöresinde kullanılan ilaç üretim fakörü için gübre üretim faktörüne benzer bir yorum yapmak mümkündür. Üretim faktörlerinin kullanımına ilişkin bu sonuçlar, Çayırlı köyünde dekara buğday veriminin Bahçebaşı köyünde dekara alınan buğday verimine göre 1/3 oranında düşük oluşu ile açıklanabilir. Çayırlı köyü için hesap edilen çiftlik etkinliğinde işletmelerin % 2 5 inin % 9 0 ın altında bir çiftlik etkinliğine sahip olduğu belirlenmiştir. Çiftlik etkinliği üzerinde ailenin büyüklüğü, işletmecinin eğitim seviyesi kredi kullanımı ve tarımsal kuruluşlarla olan yakın ilişkinin olumlu bir rol oynadığı belirlenmiştir Ancak işletmecinin yaşı ve arazinin çok parçalı oluşunun çiftlik etkinliği üzerinde negatif bir etkiye sahip olduğu belirlenmiştir.

11 Türkiye 2. Tarım Ekonom isi Kongresi, Eylül Adana ('Ut: I Sayfa:74 K A Y N A K L A R Anonim.(1988). Altıncı Beş Yıllık Kalkınma Planı. Bitkisel Üretim Özel İhtisas Komisyonu Hububat Alt Grup Raporu. Devlet İstatistik Enstitüsü Yayını. Ankara. Akçav. Y. ve N. Angın.(1989). Arazi Toplulaştırması ve Türkiye'de Bu Konudaki Uygulamaların Değerlendirilmesi. Çiftçi ve Köy Dünyası Dergisi, Cilt:5. Sayı:5 1, Ankara A kçav. Y. ve K. Esengün.( 1905). Translog Üretim Fonksiyonu ve Bir Uygulama. Türk Tarım ve Ormancılık Dergisi, (Baskıda), Ankara. Akçav, Y.. (1996). Tokat İli Kazova Bölgsindeki Tarım İşletmelerinde Kullanılan Üretim Faktörlerinin Verimliliği ve Tarımsal Üretim Fonksiyonları. GOÜ Fen Bilimleri Enstitüsü Tarım Ekonomisi Anabilim Dalı. (Yayınlanmamış Doktora Tezi), Tokat. Beattie. B.R. and C.R., Taylor.( 1985), The Ecoııomics of Production. John Willey and Sons. Nevvyork. Heady, E.O and J L.DiIIon.( 1966). Agricultural Production Functions. Io\va State University Press.Amcs.Iowa. İşvar.Y..(1994). Ekonometrik Metodlar. Uludağ Üniversitesi Basımevi. Bursa. Judge.G.G. et al..(1988). Introduction to the Theory and Practice of Econometrics. John W illey and Sons İne USA. Karagölge. C..(I973). Arazi Tasarruf Şekillerine Göre Erzurum İlindeki Tarım İşletmelerinin Ekonometrik Analizi, Ata. Üni. Yayınları, Yayın No: 312. Sevinç Matbaası. Ankara. Parikh, A. and K. Shah, (1994), Measurement of Tccnical Efficiency in the Nortlı- W est Frontier Province o f Pakistan, Journal o f Agricultural Economics. 45(1), Russel, N.P. and T. Young, (1983), Frontier Production Function and the Measurement of Tecnical Effıciency, Journal of Agricultural Economics Ravvlings, J.O., (1988). Applied Regression Analysis, A Reseach Tool, Wads\vorth and Brooks Inc.. Califomia. Zoral, Y.K., (1984). Üretim Ekonomisi, Dokuz Eylül Üninersitesi Yayınları. Yayın No: 52, İzmir.