است. حداقل درجه حرارت مطلق در یک دوره ده ساله 33- درجه سانتی‌گراد مربوط به شهرستان‌های سقز و حداکثر آن 41+ درجه سانتی گراد مربوط به به شهرستان‌های سنندج می‌باشد. میانگین بارندگی استان در سال‌های عادی 470-450 میلی متر و در سال‌های خشک کمتر از 350 میلی‌متر می‌باشد (بی نام، 1390). در مناطق مختلف استان کردستان دما، مقدار نزولات جوی و رطوبت یکسان نمی‌باشد. به همین علت استان، دارای اقلیم یکسانی نیست.
نمودار 1-1- میزان بارندگی سالانه در استان کردستان طی سالهای 90-1360
منبع: ایستگاه سینوپتیک کردستان، 1390
همان طور که از نمودار (1-3) قابل دریافت است اینکه روند میزان بارندگی در استان کاهشی است و دارای نوسان چشم‌گیری است که این نوسانات طی سالهای 90-1380 مشهورتر است. همچنین دمای حداکثر و حداقل در طی این سالها روند روبه افزایشی خود را دنبال نموده است که هر دو عوامل بارندگی و دما میتواند در ایجاد ریسک عملکرد محصولات کشاورزی نقش به سزایی را در استان ایفا نمایند.
نمودار 1-2- میانگین دمای سالانه در استان کردستان طی سال‌های 90-1360
منبع: یافتههای تحقیق
استان کردستان از استانهای مهم در زمینه تولیدات زراعی و باغی کشور محسوب میشود و محصولات عمده زراعی منطقه را به خود اختصاص داده است. گندم آبی، گندم دیم، جو آبی، جو دیم و نخود دیم از جمله مهم‌ترین و عمدهترین محصولات زراعی این استان هستند. محصولات گندم، جو و نخود به ترتیب 76، 6 و 10 درصد از سطح زیرکشت اراضی زراعی استان کردستان رو پوشش میدهند (وزارت جهاد کشاورزی، 1391). وضعیت تولید و سطح زیرکشت و عملکرد محصولات زراعی گندم، جو، نخود و عدس در استان کردستان در سال زراعی 91-1390 در جدول (1-1) آمده است.
جدول 1-1- میزان تولید، سطح زیرکشت و عملکرد محصولات گندم، جو و نخودو عدس درکشور و استان کردستان در سال زراعی 91-1390
عملکردتولید (تن)سطح زیرکشت)هکتار)محصولاستانکلدیمآبیکلدیمآبی97634551233935938159028523456637559339085992466994گندمکل کشور10332892285356596599518875691587374934750652624جو53315102336862182521543441949740927610221نخود29/58157/113871808643237485117230116566574عدس770402253505939288314217654518850984135347گندمکردستان912340735885197991608626629217084720جو394101629604290515537424373698544نخود97/32731/809509444651434135380عدسمنبع: آمارنامه کشاورزی، وزارت جهاد کشاورزی،1391
چارچوب نظری تابع تولید تصادفی
معمولا روش اثباتی تحلیل واکنش عرضه و تولید محصولات کشاورزی، استفاده از برآوردهای اقتصادسنجی است که در آن تلاش می‌شود، پارامترهای تکنولوژی تولید (در فرم ریاضی از یک تابع تولید فرموله می‌شود) در چارچوب نظری اقتصادی برآورد شود. به بیان دیگر، تابع تولید یک بیان ریاضی از روابط ستانده و نهاده‌های تولید بوده که معمولا به صورت ضمنیQ=f(x1,x2,…,xn) بیان می‌شود. در این تکنولوژی تولید قطعی که Q سطح تولید و x1 تا xn بیانگر نهاده‌های مورد استفاده در تولید کشاورزی است، روابط تولید تنها به شکل متوسط سطح تولید ومصرف نهاده ها بیان شده است. بنابراین در این فرم سنتی از تابع تولید این فرض ضمنی وجود دارد که سطح مصرف نهاده‌ها تنها بر سطح متوسط تولید اثر می‌گذارد و فاقد هر گونه تاثیری بر واریانس با ریسک تولید است. این تعریف از تابع تولید به ویژه در فعالیت‌های کشاورزی که به طور ذاتی فرایندهای ریسکی هستند وتا حد زیادی متاثر از عوامل غیر قابل کنترل (مثل عوامل اقلیمی) است، خالی از اشکال نمی باشد.
کومب هاکر1(2002) معتقد است، ریسک نقش مهمی در تصمیمات مربوط به انتخاب سطح مصرف نهاده‌ها و سطح تولید دارد به گونه‌ای که نادیده گرفتن آن در توابع تولید کشاورزی به تخمین کمتر از حد سطح تولید فعالیت‌ها، تغییرات الگوی کشت و نیز برآورد اریب از کشش‌های عرضه محصولات منجر می‌شود. جاست وپاپ2(1978) نیز اینگونه استدلال می‌کنند که تابع تولید برآوردی باید از انعطاف‌پذیری لازم برخوردار باشد به گونه‌ای که اجازه دهد سطح نهاده‌ها بر هر دو جزء تصادفی و قطعی تولید اثر بگذارد. در راستای همین ضعف الگوهای سنتی(قطعی) تابع تولید است که آیگنر و همکاران3(1977) و میوزن و وان دن بروک4(1977) توابع تولید تصادفی را که در مقایسه با مدل‌های توابع تولید متوسط با تعریف تابع تولید در علم اقتصاد همخوانی بیشتری داشته و نسبت به توابع تولید قطعی واقع بینانه‌تر است توسعه دادند. در تولید کشاورزی، توابع تولید تصادفی برای تصریح عوامل تصادفی موثر بر تولید مانند عوامل آب و هوایی، نوسان‌های قیمتی و کیفیت خاک مورد استفاده قرار می‌گیرند. برای مثال تابع تولید تصادفی گندم با این توجیه که فرآیند تولید گندم تابعی از متغیرهای تصادفی مانند بارندگی است، می‌تواند تصریح شود. در این نوع از تصریح توابع تولید، ضمن این که اجازه می‌دهد، متغیرهای قطعی به عنوان اجزاء قطعی رفتار کنند، اجزاء تصادفی را نیز در درون خود داراست(گاردنر و رائوسر5، 2001).
در اینجا برای شرح پایه‌های نظری الگوی مورد استفاده در این پژوهش، به توضیح اصول وفروض اساسی که جاست و پاپ (1978) برای یک تابع تولید تصادفی مورد استفاده در تحلیل ریسک تولید کشاورزی بیان گردیده، پرداخته می‌شود. با فرض اینکه Q بیانگر سطح تولید و xi نشان دهنده نهاده ها ی تولید(i=1,2,…n) باشد، این فروض عبارتند از: (رابیسون و باری6، 1987)
1- E(Q)>0: تولید انتظاری مقدار مثبتی باشد.
2- ? E(Q)/??X?_i>0: نقش ومشارکت نهاده در تولید مثبت باشد. یعنی هر چه سطح مصرف نهاده افزایش یابد، میزان تولید انتظاری نیز افزایش یابد.

3- ?^2 E(Q)/?X_i^2<0: بهره‌وری نهایی نهاده‌ها باید در یک سطح از مصرف نهاده کاهشی باشد.
4- ?E(Q)/??^2 ?_E^2=0: یعنی موقعی که واریانس جزء تصادفی کاهش یابد، تولید انتظاری بتواند ثابت بماند.
5- ??^2 (Q)/?x_i>=<0: تغییر در واریانس تولید در اثر تغییر نهاده می‌تواند مثبت، منفی یا صفر باشد یعنی هر نهاده بتواند به عنوان یک نهاده ریسک کاه، ریسک‌افزا یا خنثی به ریسک عمل کند.
6- ??^2 (?Q/?x_i )/?x_i>=<0: تغییر در واریانس تولید نهایی نهاده می‌تواند در علامت ثابت نباشد.
7- f(?x)=?f(x): بازده ثابت (تصادفی) به مقیاس.
اکنون سؤال این است که آیا توابع تولید استانداردی که معمولا برای تحلیل‌های مختلفی از ریسک بکار می‌روند، شرایط بیان شده توسط جاست و پاپ را تأمین می‌کند. در صورتی که این گونه نباشد، چه تصریح جایگزینی برای آن‌ها وجود دارد که بتواند یک تابع خوش رفتار برای تحلیل ریسک تولید ارائه کند. الگوهای تابع تولید معمولا دارای یکی از سه فرم استاندارد زیر است (همان منبع).