Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ (trường hợp nghiên cứu ở đồng bằng Sông Cửu Long)

68 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HÀNH VI LỰA CHỌN ỨNG DỤNG CÁC BIỆN PHÁP SẢN XUẤT NÔNG NGHIỆP BỀN VỮNG CỦA NÔNG HỘ (TRƯỜNG HỢP NGHIÊN CỨU Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG) PGS.TS. Đinh Phi Hổ PGS.TS. Võ Khắc Thường NCS. Lưu Tiến Dũng TÓM TẮT Ứng dụng sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ sẽ đảm bảo nâng cao thu nhập, cung ứng hàng nông sản chất lượng cho xã hội, gìn giữ môi trường sinh thái. Nghiên cứu này phân tích các yếu tố tác động đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ sản xuất lúa dựa trên mô hình Binary Logistic và dữ liệu khảo sát 420 nông hộ ở đồng bằng sông Cửu Long. Kết quả nghiên cứu xác định (i) vốn con người; (ii) diện tích đất sản xuất; (iii) vốn xã hội; (iv) hoạt động khuyến nông và (v) khả năng tiếp cận thị trường là các yếu tố chi phối hành vi của nông hộ. Nghiên cứu cũng đưa ra các kịch bản và dự báo hành vi lựa chọn của nông hộ, tạo nền tảng khoa học cho việc hoạch định chính sách thúc đẩy ứng dụng sản xuất bền vững. Từ khóa: 1 Phải, 5 Giảm; IPM; hồi quy Binary Logistic; nông hộ sản xuất lúa; nông nghiệp bền vững. ừ năm 2005, Việt Nam đã trở thành nước xuất khẩu gạo hàng đầu thế giới (sau Thái Lan), cho thấy khả năng phát triển bền vững đối với sản xuất lúa của Việt Nam. Đóng góp vào thành tựu này, đồng bằng sông Cửu Long (ĐBSCL) giữ vai trò quyết định với 90% sản lượng và 50% giá trị xuất khẩu cả nước (Tổng cục Thống kê, 2017). Trong thời đại công nghiệp 4.0, hòa nhập thị trường thế giới, biến đổi khí hậu toàn cầu, sản xuất lúa ở Việt nam phải thích ứng, nâng cao hiệu quả, đảm bảo an toàn vệ sinh  Giảng viên cao cấp, ĐH Kinh tế TP.HCM; P. Hiêu trưởng ĐH Phan Thiết.  Giảng viên cao cấp, ĐH Phan Thiết; Hiêu trưởng ĐH Phan Thiết.  Giảng viên, ĐH Lạc Hồng, Đồng Nai. T 69 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH thực phẩm và không gây tổn thương môi trường. Các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững chính là nông dân sản xuất lúa ứng dụng công nghệ mới nhằm nâng cao hiệu quả kinh tế nhưng đảm bảo được gìn giữ môi trường tự nhiên và cả môi trường sống. Tuy nhiên, thời gian qua, chưa có nghiên cứu nào được thực hiện một cách có hệ thống để giải thích các câu hỏi đặt ra: Yếu tố nào ảnh hưởng đến quyết định áp dụng các công nghệ mới trong sản xuất lúa? Để nông dân áp dụng các công nghệ mới trong điều kiện hội nhập quốc tế, cần phải giải quyết những thách thức nào? Những vấn đề đặt ra cũng là những thách thức đối với các nhà nghiên cứu và những nhà chính sách ở Việt Nam. Bài viết này, tập trung vào 3 nội dung chính: (1) Xác định các yếu tố tác động đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững; (2) Dự báo hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp này của nông hộ và (3) Gợi ý chính sách nhằm tạo điều kiện cho nông dân ứng dụng công nghê mới trong nông nghiệp. 1. Cơ sở lý thuyết và thực nghiệm Theo FAO (1989) các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững (BPSXNNBV) phải đáp ứng hai tiêu chí hiệu quả kinh tế và sinh thái; chứa đựng các thành phần (i) sử dụng hiệu quả nguồn lực và bảo vệ môi trường, (ii) sử dụng công nghệ hiện đại, (iii) mang lại hiệu quả kinh tế cao và (iv) được xã hội chấp nhận hay phù hợp với điều kiện sản xuất của địa phương. Từ đó, việc ứng dụng các biện pháp sản xuất bền vững sẽ đảm bảo cho sự phát triển bền vững trên cơ sở nâng cao hiệu quả kinh tế cho người sản xuất cũng như gìn giữ sinh thái và môi trường. Theo D’Souza và cộng sự, (1993); Lee (2005); Kassie và cộng sự (2009); Teklewold và cộng sự (2013); Wollni và Andersson (2014), các biện pháp sản xuất bền vững được sử dụng phổ biến trong thực tiễn chính là sản xuất đáp ứng tiêu chí sinh thái gồm bảo tồn nguồn tài nguyên đất- nước, giảm thiểu hoặc sử dụng hợp lý phân bón hóa học, thuốc bảo vệ thực vật, thuốc tăng trưởng, kháng sinh, sử dụng phân bón hữu cơ, quản lý dịch hại cây trồng. Đồng thời với tiêu chí sinh thái, cần đảm bảo tiêu chí kinh tế bao gồm giá thành thấp, chất lượng sản phẩm và tỷ suất lợi nhuận cao (Đinh Phi Hổ và Đoàn Ngọc Phả, 2011). Ở Việt Nam, Chính phủ đã có nhiều chương trình, giải pháp công nghệ đặt trọng tâm vào phát triển bền vững trên cơ sở đảm bảo tăng năng suất, hiệu 70 quả kinh tế và gìn giữ sinh thái, khả năng chịu đựng của môi trường tự nhiên. Các mô hình tiêu biểu như “quản lý dịch hại tổng hợp; “3 phải 3 giảm”; “1 Phải 5 Giảm”. Theo Sandler và Hilary (2010), quản lý dịch hại tổng hợp (Integrated Pest Management, IPM) là một hệ thống quản lý dịch hại mà trong khung cảnh cụ thể của môi trường và những biến động quần thể của các loài gây hại, sử dụng tất cả các kỹ thuật và biện pháp thích hợp có thể được, nhằm duy trì mật độ của các loài gây hại ở dưới mức gây ra những thiệt hại kinh tế. Năm nguyên tắc cơ bản trong quản lý dịch hại tổng hợp bao gồm: (i) Trồng và chăm cây khoẻ; (ii) Thăm đồng thường xuyên; (iii) Nông dân trở thành chuyên gia đồng ruộng; (iii) Phòng trừ dịch hại; (iv) Bảo vệ những sinh vật có ích, giúp nhà nông tiêu diệt dịch hại. Theo Heong và cộng sự (1994); Huan NH và cộng sự (1999), kỹ thuật “Ba giảm ba tăng” (3G3T) là: giảm lượng giống, giảm phân vô cơ, giảm thuốc trừ sâu bệnh; Ba tăng là: tăng năng suất, tăng chất lượng, tăng lợi nhuận. Công nghệ “Một phải năm giảm” (1P5G) là sự mở rộng của “Ba giảm ba tăng”, thêm việc phải dùng giống xác nhận, giảm sử dụng nước tưới bằng cách áp dụng kỹ thuật tưới ướt khô xen kẽ (AWD-alternative wet and dry) và giảm thất thoát sau thu hoạch, chủ yếu là dùng máy gặt đập liên hợp và phơi, sấy đúng kỹ thuật. Các công nghệ mới này giúp nông dân nâng cao hiệu quả kinh tế, gìn giữ sinh thái, khả năng chịu đựng của môi trường tự nhiên và sản phẩm đảm bảo an toàn vệ sinh thực phẩm. Theo lý thuyết Hành động hợp lý (Fishbein và Ajzen, 1975; Ajzen, 1991), dựa trên giả định rằng con người đưa ra những quyết định hợp lí dựa trên những thông tin mà họ biết. Taylor và Todd (1995) đưa ra lý thuyết Diễn dịch hành vi hoạch định nhấn mạnh vào thái độ, chuẩn chủ quan và sự kiểm soát. Trong đó, thái độ được thể hiện thành 3 yếu tố: sự dễ sử dụng cảm nhận, ích lợi cảm nhận và sự tương thích; chuẩn chủ quan bao gồm 2 yếu tố niềm tin gồm ảnh hưởng của gia đình và ảnh hưởng của truyền thông đại chúng; sự kiểm soát được phân tách gồm 3 yếu tố: sự tự chủ, sự ủng hộ của chính phủ và hỗ trợ về mặt công nghệ. Rogers (1995) đưa ra lý thuyết Phổ biến Công nghệ, xem xét sự ảnh hưởng của các yếu tố tính tương thích và lợi thế đối với việc chấp nhận ứng dụng một công nghệ mới. Davis (1985) phát triển lý thuyết Chấp nhận công nghệ thể hiện mối quan hệ nhân quả giữa tính hữu dụng và thái độ của người sử dụng khi tiếp cận công nghệ mới. Venkatesh và cộng sự (2003) phát 71 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH triển lý thuyết Hợp nhất về Công nghệ tập trung nghiên cứu bốn nhân tố chính ảnh hưởng đến sự chấp nhận và sử dụng công nghệ của con người gồm: kỳ vọng về hữu dụng, kỳ vọng về sự cố gắng, ảnh hưởng xã hội; các điều kiện sẵn có về nguồn lực; ảnh hưởng của các biến kiểm soát nhân khẩu học. Kết quả nghiên cứu của Rahm và Huffman (1984), Feder và Zilberman (1985), D’Souza và cộng sự (1993), Chirwa (2005), Liu và cộng sự (2011), Kassie và cộng sự (2013), Teklewold và cộng sự (2013) cho thấy quy mô diện tích đất nông nghiệp và vốn con người tác động cùng chiều đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững. Vốn con người được thể hiện qua trình độ học vấn, trình độ kiến thức nông nghiệp, tuổi chủ hộ, trong đó, tuổi chủ hộ tác động nghịch chiều đến hành vi lựa chọn ứng dụng của nông hộ. Theo kết quả nghiên cứu của El-Osta và Morehart (1999); Haggblade và Tembo (2003); Kabwe và Donovan (2005); Chirwa (2005); Teklewold và cộng sự (2013), sự sẵn có về nguồn lực vật chất, khả năng tiếp cận tài chính có tác động đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ. Nghiên cứu của Isham (2002), Haggblade và Tembo (2003), Bandiera và Rasul (2006), Marenya và Barrett (2007), Kassie và cộng sự (2009), Wollni và cộng sự (2010), Nyangena (2011) cho thấy vốn xã hội tác động đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ theo nhiều hướng như gia tăng mức độ trao đổi thông tin, tiếp cận thị trường, trao đổi nguồn lao động, tiếp cận nguồn vốn cũng như chống chọi với các rủi ro. Những nông hộ với vốn xã hội dồi dào hơn sẽ có xác suất lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững cao hơn so với phần còn lại. Các nghiên cứu của Jedlicka A.D. (1997), Rogers (2003), Jansen và cộng sự (2006), Liu và cộng sự (2011), Teklewold và cộng sự (2013) cho thấy thông tin chính thống từ hoạt động khuyến nông sẽ làm giảm thiểu rủi ro, sự không chắc chắn và qua đó đóng vai trò quan trọng đối với gia tăng tỷ lệ hộ nông dân ứng dụng các tiến bộ khoa học kĩ thuật nói chung và các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững nói riêng. Feder và O’Mara (1981), Feder và cộng sự (1985) cho thấy hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ bị tác động bởi mức độ cảm nhận hữu dụng và sẵn sàng chấp nhận rủi ro của nông hộ 72 đối với việc ứng dụng biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững. Những hộ tin tưởng vào lợi ích mà các biện pháp, kĩ thuật sản xuất nông nghiệp bền vững mang lại càng cao sẽ sẵn sàng chấp nhận rủi ro hơn. Các nghiên cứu trước đây cho thấy tình trạng quyền sử dụng đất nông nghiệp theo luật định của nông hộ có ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn ứng dụng tiến bộ kĩ thuật cũng như các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững như Polson và Spencer (1991), Nkonya và cộng sự (1997), Carolan (2005), Chirwa (2005), Isgin và cộng sự (2008), Teklewold và cộng sự (2013). Neill và Lee (2001), Dimara và Skuras (2002), Pretty (1999), Kassie và cộng sự (2013) cho thấy khả năng tiếp cận thị trường sẽ tác động trực tiếp đến chi phí giao dịch và sẽ trở thành rào cản đối với những nông hộ nhỏ, và là yếu tố đứng sau thất bại thị trường ở các quốc gia đang phát triển, là yếu tố chi phối quan trọng đến hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững. Dựa vào lý thuyết và kết quả các nghiên cứu trước đó, mô hình nghiên cứu như sau: Hình 1: Các yếu tố tác động đến áp dụng biện pháp sản xuất bền vững. Áp dụng biện pháp sản xuất bền vững Vốn con người Qui mô diện tích đất nông nghiệp Vốn vật chất Vốn xã hội Khuyến nông Cảm nhận hữu dụng Tình trạng chủ sử dụng đất Khả năng tiếp cận thị trường. 73 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH 2.Mô hình định lượng - Đo lường các biến Bảng 1: Các yếu tố ảnh hưởng đến áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững Biến Mô tả, đo lường biến Đơn vị tính Kỳ vọng I. Biến phụ thuộc Y Áp dụng biện pháp SXNN bền vững Hộ áp dụng =1; không áp dụng = 0 II. Biến độc lập Vốn con người 1 Tuổi của chủ hộ Năm - 2 Học vấn (năm) Lớp 1 -12 tính theo năm học; số năm học trung cấp (14 năm), cao đẳng (15 năm), đại học (16 năm). Năm + 3 Kiến thức nông nghiệp (Trình độ kiến thức nông nghiệp chủ hộ là biến liên tục, đo lường thông qua số nguồn kiến thức nông nghiệp mà nông dân thường xuyên tiếp cận như từ cán bộ khuyến nông, sách báo nông nghiệp, tivi - đài phát thanh, hội thảo, lớp bổ sung kiến thức, internet, điện thoại thông minh). Điểm số từ 1 đến 5. Tiếp cận một nguồn =1; hai nguồn =2,..;5 nguồn: 5 Nguồn kiến thức nông hộ tham khảo + Quy mô diện tích đất 4 Diện tích đất sản xuất Ha + Vốn vật chất 5 Thu nhập ngoài nông nghiệp Có = 1; không = 0 + 6 Tiếp cận tín dụng nông nghiệp Có vay từ định chế tài chính chính thức=1; không = 0 + Vốn xã hội 7 Tham gia tổ chức, đoàn thể địa phương Có =1; không = 0 + 8 Số doanh nghiệp giao dịch Số doanh nghiệp + Khuyến nông 9 Tiếp xúc cán bộ khuyến nông Lần + 74 Cảm nhận hữu dụng 10 Cảm nhận hữu dụng ứng dụng Có =1; không = 0 + Quyền sử dụng đất 11 Tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất Chủ sử dụng đất = 1; thuê đất = 0 + Thị trường 12 Khả năng tiếp cận thị trường Khoảng cách trung bình từ nông hộ đến chợ trung tâm (km). - - Mô hình kinh tế lượng: Dạng khái quát của mô hình hồi quy tuyến tính: Xi: Các biến độc lập; i = 1 đến 12. Y: Biến phụ thuộc; u: Phần dư. Trong nghiên cứu này, biến phụ thuộc là biến giả (Y =1; Y=0). Do đó, mô hình thích hợp là hồi quy Binary Logistic. Trong đó: P(Y=1) = P0: Xác suất hộ áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững. P(Y = 0) = 1- P0: Xác suất hộ không áp dụng. Xi: Các biến độc lập (i: từ 1 đến 12); Ln: Log của cơ số e (e = 2,714). Hệ số Odds (O0): Thế O0 vào phương trình (1): LnO0 = B0 + B1X1 + B2X2 + B3X3 ++ B12X12 (2) Log của hệ số Odds là một hàm tuyến tính với các biến độc lập Xi (Cox, 1970). Phương trình (2) có dạng hàm Logit, ước lượng các hệ số hồi quy bằng phương pháp Maximum Likelihood. Theo Agresti (2007), dạng dự báo của mô hình: 0 1 i i n i Y B BX u       0 1 1 2 2 3 3 12 12 1 .. ( 0) Y Ln B B X B X B X B X Y              0 0 0 ( ) 1 ( ) P P Hoapdung O P P Hokhongapdung    ( 1) E (Y/Xi): Xác suất để Y = 1 xuất hiện khi biến độc lập X có giá trị cụ thể Xi. 75 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH LnOdds = B0 + B1X1 + B2X2 + B3X3 ++ B12X12 (2) E (Y/Xi) = - THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU Theo Yamane (1967), cỡ mẫu tối thiểu cần có: Trong đó: Z: Chọn độ tin cậy là 95%, giá trị tra bảng phân phối Z = 1.96 P: Tỷ lệ ước lượng n thành công với P = 0.5 e: Sai số mẫu (sampling error) cho phép với +-0.05 (5%). Cỡ mẫu tối thiểu là 385 quan sát. Căn cứ vào khả năng nguồn lực cộng tác viên khảo sát và tài chính cho phép, nhóm nghiên cứu chọn n = 420 quan sát, phương pháp thu thập mẫu theo thuận tiện, địa bàn khảo sát trên 6 tỉnh đại diện cho các tiểu vùng sinh thái ở ĐBSCL bao gồm: Long An, An Giang, Tiền Giang, Đồng Tháp, kiên Giang, Cần Thơ và Sóc Trăng. Mỗi tỉnh chọn một huyện đại diện cho sinh thái lúa bao gồm các huyện Tịnh Biên, Châu Thành, Cai Lậy, Tam Nông, Gò Quao, Cờ Đỏ và Thạnh Trị. Mỗi huyện chọn 1 xã để khảo sát, thu thập dữ liệu. Bảng 2: Phân bổ mẫu nghiên cứu theo khu vực địa lý STT Địa phương Số quan sát 1 Xã Tân Lập (huyện Tịnh Biên - An Giang) 60 2 Xã Hòa Phú (huyện Châu Thành - Long An) 60 3 Xã Phú Nhuận, (huyện Cai Lậy - Tiền Giang) 60 4 Xã Phú Cường (huyện Tam Nông - Đồng Tháp) 60 22 2 2 (1 ) 0.5(1 0.5)(1.96) 384.16 0.05 p p n e      ( / ) 1 LnOdds E Y Xi LnOdds e e   76 5 Xã Định Hòa (huyện Gò Quao, Kiên Giang) 60 6 Xã Thới Xuân (huyện Cờ Đỏ - Cần Thơ) 60 7 Xã Vĩnh Lợi (huyện Thạnh Trị - Sóc Trăng) 60 Tổng 420 Công cụ thu thập dữ liệu được sử dụng là bảng hỏi cấu trúc phỏng vấn trực tiếp nông hộ. Nội dung bảng hỏi bao gồm thông tin của nông hộ liên quan đến các yếu tố về vốn con người, diện tích đất sản xuất, vốn vật chất, vốn xã hội, tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất theo luật định, cảm nhận hữu dụng và khả năng tiếp cận thị trường. 1. Kết quả và thảo luận - Kết quả khảo sát Trong mẫu khảo sát, tỷ lệ chủ hộ là nam chiếm 94%. 6% Hình 2: Giới tính của chủ hộ (%) Bảng 3: Kiểm định t đối với mẫu độc lập Ứng dụng biện pháp SXNNBV Levene's Test t-test Mean Mean Difference Sig. Sig. (2-tailed) (Age) Tuổi chủ hộ Có 40.2 -0.6 0.955 0.621 Không 40.8 (Edu) Trình độ học vấn Có 9.8 2.8 0.001 0.000 Không 6.9 (Kno) Kiến thức nông nghiệp Có 2.9 0.7 0.000 0.000 Không 2.2 (Farsize) Diện tích đất sản xuất Có 5.0 2.0 0.000 0.000 Không 3.0 (Nfirm) Số doanh Có 3.5 0.6 0.000 0.000 77 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH nghiệp, thương lái giao dịch Không 2.9 (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường Có 3.9 -1.2 0.013 0.000 Không 5.1 (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông Có 2.9 0.6 0.000 0.000 Không 2.2 Qua kiểm định Levene và kiểm định t với mức tin cậy trên 99%, Bảng 3 cho biết, những nông hộ có điều kiện nguồn lực tốt hơn gồm kiến thức nông nghiệp, diện tích đất, số doanh nghiệp, thương lái giao dịch, tiếp cận thị trường, tiếp xúc cán bộ khuyến nông sẽ lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất bền vững nhiều hơn những nông hộ không ứng dụng các biện pháp này. Riêng trình độ học vấn, khác biệt không có ý nghĩa. Bảng 4: Kiểm định Chi bình phương (Y) Ứng dụng sản xuất nông nghiệp bền vững (Tỷ lệ %) Không Có Asymp. Sig. (2- sided) (Finc) Tiếp cận tín dụng Không 32.5 11.2 0.000 Có 67.5 88.8 0.000 (NonInc) Thu nhập khác nông nghiệp Không 66.2 28.5 0.000 Có 33.8 71.5 0.000 (Par) Tham gia các tổ chức, đoàn thể Không 44.4 15.4 0.000 Có 55.6 84.6 0.000 (Utility) Cảm nhận hữu dụng Không 40.6 18.1 0.000 Có 59.4 81.9 0.000 (Own) Tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất không 33.8 12.7 0.000 Có 66.2 87.3 0.000 Qua kiểm định chi bình phương với mức tin cậy trên 99%, Bảng 4 cho biết, những nông hộ có điều kiện nguồn lực tốt hơn gồm tiếp cận tín dụng, thu nhập ngoài nông nghiệp, tham gia các tổ chức- đoàn thể, cảm nhận hữu dụng và tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất theo luật định sẽ lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất bền vững nhiều hơn những nông hộ không ứng dụng các biện pháp này. - Kết quả phân tích mô hình hồi quy Binary logistic 78 Bảng 5: Hệ số hồi quy B Wald Sig. eB (Age) Tuổi chủ hộ -0.005 0.202 0.653 0.995 (Edu) Trình độ học vấn 0.106 9.806 0.002 1.112 (Kno) Kiến thức nông nghiệp 0.428 5.663 0.017 1.534 (Farsize) Diện tích đất sản xuất 0.235 9.393 0.002 1.266 (Finc) Tiếp cận tín dụng 0.021 0.004 0.951 1.021 (NonInc) Thu nhập ngoài nông nghiệp 0.149 0.280 0.596 1.161 (Par) Tham gia tổ chức, đoàn thể 0.635 4.480 0.034 1.887 (Nfirm) Số doanh nghiệp, thương lái giao dịch 0.116 0.487 0.485 1.123 (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông 0.722 15.019 0.000 2.058 (Utility) Cảm nhận hữu dụng 0.056 0.036 0.850 1.058 (Own) Tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất 0.105 0.104 0.747 1.111 (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường -0.173 5.086 0.024 0.841 Hằng số -4.332 19.628 0.000 0.013 Kiểm định Omnibus Chi-square 166.635 Significance 0.000 Nagelkerke R Square 0.445 Kiểm định Wald cho thấy có sáu biến Tuổi của chủ hộ, tiếp cận tín dụng, thu nhập ngoài nông nghiệp, số doanh nghiệp - thương lái giao dịch và tình trạng quyền sử dụng đất sản xuất theo luật định có Sig. > 0.05. Sáu biến còn lại đều có Sig. ≤ 0.05. Dấu của các hệ số hồi quy phù hợp với giả thuyết. R2 Nagelkerke = 0.445, như vậy 44.5% thay đổi của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập của mô hình. Kiểm định Omnibus với Sig. ≤ 0.05, về tổng thể, các biến độc lập tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Bảng 6: Mức độ tác động của các yếu tố ảnh hưởng Xác suất ban đầu P0 = 10% B eB P1 Thay đổi xác suất (Giá trị tuyệt đối) Vị trí (Edu) Trình độ học vấn 0.106 1.112 11 1 6 79 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH (Kno) Kiến thức nông nghiệp 0.428 1.534 15 5 3 (Farsize) Diện tích đất sản xuất 0.235 1.266 12 2 4 (Par) Tham gia tổ chức, đoàn thể 0.635 1.887 17 7 2 (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông 0.722 2.058 19 9 1 (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường -0.173 0.841 8,5 -1,5 5 Giả sử xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là (P0), do tác động của biến Xi, xác suất hộ gia đình nghèo đa chiều là P1. Theo Agresti (2007), P1 được xác định: Bảng 6 cho biết vị trị tác động của các yếu tố theo thứ mạnh nhất đến yếu nhất của mô hình: Tiếp xúc cán bộ khuyến nông; Tham gia tổ chức- đoàn thể; Kiến thức nông nghiệp; Diện tích đất sản xuất nông nghiệp; Tiếp cận thị trường; Trình độ học vấn. (Edu) Trình độ học vấn: Xác suất nông hộ áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu chủ hộ đó tăng thêm 1 năm học, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 11%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ tăng lên 1%. (Kno) Kiến thức nông nghiệp: Xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu chủ hộ đó tăng thêm 1 đơn vị trình độ kiến thức nông nghiệp, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 15%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ tăng lên 5%. (Farsize) Diện tích đất sản xuất: Xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu chủ hộ đó tăng thêm 1 ha đất nông nghiệp, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 12%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ tăng lên 2%. 0 0 1 1 (1 ) B P e P B P e     80 (Par) Tham gia tổ chức, đoàn thể: Xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu hộ đó tham gia tổ chức, đoàn thể, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 17%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ tăng lên 7%. (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông: Xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu hộ đó tăng thêm 1 lần tiếp xúc cán bộ khuyến nông, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 19%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ tăng lên 9%. (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường: Xác suất hộ gia đình áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững ban đầu là 10%, nếu vị trí nhà của hộ đó tăng thêm 1 km so với trung tâm chợ, xác suất hộ đó áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 8,5%. Như vậy, so với xác suất ban đầu 10%, khả năng áp dụng BPSXNNBV của nông hộ giảm đi 1,5%. 4. Dự báo kịch bản áp dụng biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ Loại các biến không có ý nghĩa thống kê, kết quả mô hình hồi quy Binary Logistic trong Bảng 7. Bảng 7: Hệ số hồi quy B S.E. Wald Sig. (Edu) Trình độ học vấn 0.107 0.033 10.572 0.001 (Kno) Kiến thức nông nghiệp 0.473 0.175 7.328 0.007 (Farsize) Diện tích đất sản xuất 0.263 0.071 13.614 0.000 (Par) Tham gia tổ chức, đoàn thể 0.670 0.286 5.511 0.019 (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông 0.781 0.176 19.665 0.000 (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường -0.183 0.076 5.835 0.016 81 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH (Edu) Trình độ học vấn -4.315 0.816 27.971 0.000 Phương trình hồi quy của mô hình: Y = -4.315 + 0.107Edu + 0.473Kno + 0.263Farsize + 0.670Par + 0.781Ext -0.183Mar (2) Bảng 8: Dự báo với kịch bản các yếu tố tác động STT Tên biến Hệ số hồi quy (B) Giá trị biến KB 1 KB2 1 (Edu) Trình độ học vấn 0.107 1 16 2 (Kno) Kiến thức nông nghiệp 0.473 2 5 3 (Farsize) Diện tích đất sản xuất 0.263 0.5 11 4 (Par) Tham gia tổ chức, đoàn thể 0.67 0 1 5 (Ext) Tiếp xúc cán bộ khuyến nông 0.781 0 3 6 (Mar) Khả năng tiếp cận thị trường -0.183 13 1 Hệ số cắt trục tung -4.315 LogOdds 5.485 -5.510 elogOdds 238.974 0.004 1+elogOdds 239.974 1.004 P(Y/Xi) (%) 99.58 0.004 Kịch bản 1 (KB1): Thay các giá trị KB1 vào phương trình (2), có kết quả LogOdds. Nếu hộ gia đình có các điều kiện (Trình độ văn hóa = 1; Trình độ kiến thức nông nghiệp = 2; Diện tích đất nông nghiệp = 0.5 ha; Không tham gia vào các tổ chức đoàn thể; Không tiếp xúc cán bộ khuyến nông; Vị trí nhà xa 82 trung tâm chợ 13 km hộ này có xác suất áp dụng biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững là 0.004%. Kịch bản 2 (KB2): Thay các giá trị KB2 vào phương trình (2), có kết quả LogOdds. Nếu hộ gia đình có các điều kiện (Trình độ văn hóa = 16; Trình độ kiến thức nông nghiệp = 5; Diện tích đất nông nghiệp = 11 ha; Tham tham gia vào các tổ chức đoàn thể; Tiếp xúc cán bộ khuyến nông 3 lần/ năm; Vị trí nhà xa trung tâm chợ 1 km hộ này có xác suất áp dụng biện pháp nông nghiệp bền vững là 99.58%. 5. Hàm ý chính sách Kết quả nghiên cứu hành vi lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất nông nghiệp bền vững của nông hộ cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến lựa chọn ứng dụng của nông hộ gồm: (i) vốn con người (trình độ văn hóa; trình độ kiến thức nông nghiệp), (ii) diện tích đất sản xuất, (iii) vốn xã hội (Tham gia vào các tổ chức – đoàn thể ở nông thôn), (iv) tiếp xúc cán bộ khuyến nông và (v) khả năng tiếp cận thị trường. Do đó, để thúc đẩy nông hộ lựa chọn ứng dụng các biện pháp sản xuất bền vững, các chính sách cần tập trung gồm: Nâng cao chất lượng vốn con người thông qua nâng cao trình trình độ văn hóa và đầu tư hơn nữa cho phổ cập kiến thức nông nghiệp qua các các phương tiện thông tin đại chúng, doanh nghiệp – hệ thống khuyến nông mở các lớp tập huấn cho nông dân về công nghệ mới, mô hình sản xuất tạo giá trị gia tăng cao, thông tin thị trường sản phẩm; Hoàn thiện các chính sách về quản lý, sử dụng đất nông nghiệp hướng tới mở rộng tích tụ đất lớn hơn; Đầu tư nâng cao chất lượng vốn xã hội thông qua hoạt động có hiệu quả của các tổ chức đoàn thể - hiệp hội nông dân; Nâng cao hiệu quả hoạt động khuyến nông, tăng cường bồi dưỡng kiến thức về các chính sách phát triển nông nghiệp cho đội ngũ cán bộ khuyến nông; Phát triển thị trường chợ nông thôn và cải thiện hệ thống giao thông nông thôn nhằm tạo điều kiện cho nông dân giảm chi phí tiếp cận thị trường đầu vào và đầu ra cho sản xuất nông nghiệp. TÀI LIỆU THAM KHẢO 2. Agresti, A. (2007). An Introduction to Categorical Data Analysis . A John Wiley & Sons Pubplication. 83 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH 3. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational behavior and human decision processes, 50(2), 179-211. 4. Bandiera, O. & Rasul, I. (2006). Social Networks and Technology Adoption in Northern Mozambique. Econ. J., 116, 869-902. 5. Chirwa, E. W. (2005). Adoption of fertilizer and hybrid seeds by smallholder maize farmers in Southern Malawi. Development Southern Africa, 22(1), 1-12. 6. Cox, D. R. (1970). Analysis of Binary Data. London: Chapman & Hall. 7. Davis, F. D. (1985). A technology acceptance model for empirically testing new end-user information systems: Theory and results’ (Doctoral dissertation. Massachusetts Institute of Technology. 8. Đinh Phi Hổ và Đoàn Ngọc Phả (2011). Sản xuất lúa gạo theo công nghệ mới, hiệu quả kinh tế và gợi ý chính sách. Tạp chí Phát triển kinh tế, số 253. 9. Dimara, E., & Skuras, D. (2003). Adoption of agricultural innovations as a two-stage partial observability process. Agricultural Economics, 28(3), 187-196. 10. El-Osta & Morehart (1999). Technology adoption decisions in dairy production and the role of expansion. Agriculture and Resource Economics Review, 28 (1), 84-95. 11. D'souza, G., Cyphers, D., & Phipps, T. (1993). Factors affecting the adoption of sustainable agricultural practices. Agricultural and Resource Economics Review, 22(2), 159-165. 12. Fishbein, M., & Ajzen, I. (1975). Belief, attitude, intention, and behavior: An introduction to theory and research . Reading, MA: Addison-Wesley. 13. Feder, G., Just, R. E., & Zilberman, D. (1985). Adoption of agricultural innovations in developing countries: A survey. Economic development and cultural change, 33(2), 255-298. 14. Feder, G., & O'Mara, G. T. (1981). Farm size and the diffusion of green revolution technology. Economic Development and cultural change, 30(1), 59-76. 84 15. Haggblade, S., & Tembo, G. (2003). Conservation farming in Zambia. Intl Food Policy Res Inst. 16. Huan NH, Mai V, Escalada MM, Heong KL. (1999). Changes in rice farmers’ pest management in the Mekong Delta . Vietnam. Crop Prot. 18: 557-563. 17. Isgin, T., Bilgic, A., Forster, D. L., & Batte, M. T. (2008). Using count data models to determine the factors affecting farmers’ quantity decisions of precision farming technology adoption. Computers and electronics in agriculture, 62(2), 231-242. 18. Isham, J. (2002). The effect of social capital on fertilizer adoption: Evidence from rural Tanzania. Journal of African Economies, 11(1), 39- 60. 19. Jansen, H. G., Pender, J., Damon, A., Wielemaker, W., & Schipper, R. (2006). Policies for sustainable development in the hillside areas of Honduras: A quantitative livelihoods approach. Agricultural Economics, 34(2), 141-153. 20. Jedlicka A.D (1997). Organization for rural development. NewYork: Praeger Publisher. 21. Heong KL, Escalada MM, Mai V. (1994). An analysis of insecticide use in rice: case studies in the Philippines and Vietnam . Int. J. Pest Manage. 40: 173-178. 22. Huan NH, Mai V, Escalada MM, Heong KL. (1999). Changes in rice farmers’ pest management in the Mekong Delta, Vietnam . Crop Prot. 18: 557-563. 23. Kassie, M., Jaleta, M., Shiferaw, B., Mmbando, F., & Mekuria, M. (2013). Adoption of interrelated sustainable agricultural practices in smallholder systems: Evidence from rural Tanzania. Technological forecasting and social change, 80(3), 525-540. 24. Kassie, M., Zikhali, P., Manjur, K., & Edwards, S. (2009). Adoption of Organic Farming Technologies: Evidence from Semi-Arid Regions of Ethiopia. Natural Resources Forum, 33, 189-198. 25. Kabwe, S., & Donovan, C. (2005). Sustained use of conservation farming practices among small and medium scale farmers in Zambia. Food 85 KỶ YẾU HỘI THẢO PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG TỪ THỰC TIỄN ĐẾN CHÍNH SÁCH Security Research Project/Michigan State University. 26. Lee, D. R. (2005). Agricultural sustainability and technology adoption: Issues and policies for developing countries. American Journal of Agricultural Economics, 87(5), 1325-1334. 27. Liu, M., Wu, L., Gao, Y., & Wang, Y. (2011). Farmers’ adoption of sustainable agricultural technologies: A case study in Shandong Province. China. Journal of Food and Agricultural Environment , 9(2), 623-628. 28. Marenya P.P. & Barrett C.B. (2007). Household-level determinants of adoption of improved natural resources management practices among smallholder farmers in western Kenya. Food Policy, 32, 515-536. 29. Nguyễn Hữu Huân, Hồ Văn Chiến, Lê Văn Thiệt (2010). Implementation of “3 Reductions, 3 Gains” practices in rice production in Vietnam. VIETNAM Fifty Years of Rice Research and Development, Agriculture Publishing House , Hanoi - Vietnam. 30. Nkonya, E. S. T & Norman (1997). Factors affecting adoption of improved maize seed and fertiliser in northern Tanzania. Journal of Agricultural Economics, 48(1), 1-12. 31. Polson, R.A. & Spencer, D.S.C., (1991). The technology adoption process in subsistence agriculture: The case of cassava in South Western Nigeria. Agric. Syst., 36, 65-77. 32. Pretty, J. N. (1999). Sustainable agriculture: a review of recent progress on policies and practice. United Nations Research Institute for Social Development (UNRISD), Geneva. 33. Rahm, M. R., & Huffman, W. E. (1984). The adoption of reduced tillage: the role of human capital and other variables. American journal of agricultural economics, 66(4), 405-413. 34. Rogers, EM (2003). Diffusion of innovations (5th ed.). New York: Free Press. 35. Rogers, EM (1995). Diffusion of innovations. New York: Free Press. 36. Sandler, Hilary A. (2010). Integrated Pest Management. Cranberry Station Best Management Practices, 1 (1): 12–15. 86 37. Taylor, S., & Todd, P. A. (1995). Understanding information technology usage: A test of competing models. Information systems research, 6(2), 144-176. 38. Teklewold, H., Kassie, M., & Shiferaw, B. (2013). Adoption of multiple sustainable agricultural practices in rural Ethiopia. Journal of agricultural economics, 64(3), 597-623. 39. Tổng cục Thống kê (2017). Số liệu thống kê. Truy cập ngày 10 tháng 05 năm 2017 từ . 40. Venkatesh, V., Morris, M. G., Davis, G. B., & Davis, F. D. (2003). User acceptance of information technology: Toward a unified view. MIS Quarterly, 425-478. 41. Wollni, M., & Andersson, C. (2014). Spatial patterns of organic agriculture adoption: Evidence from Honduras. Ecological Economics, 97, 120-128. 42. Yamane, T (1967). Statistics, An Introductory Analysis, 2nd Ed. New York: Harper and Row.