Hành vi ứng dụng tiến bộ kĩ thuật trong sản xuất nông nghiệp ở việt nam trường hợp ứng dụng “1 phải, 5 giảm” trong sản xuất lúa ở đồng bằng sông cửu long

Hành vi ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất nông nghiệp Việt Nam: Trường hợp ứng dụng “1 phải, giảm” sản xuất lúa Đồng sông Cửu Long NCS. Lưu Tiến Dũng 1và ThS. Đoàn Việt Anh Trường Đại học Lạc Hồng, Việt Nam Bằng mô hình hồi quy Probit với liệu thu thập từ 210 nông hộ sản xuất lúa thuộc tỉnh Đồng sông Cửu Long, nghiên cứu làm rõ yếu tố tác động đến định ứng dụng tiến kĩ thuật 1P5G. Kết nghiên cứu tảng lý luận thực tiễn quan trọng cho bên liên quan việc xây dựng sách đẩy mạnh ứng dụng tiến kĩ thuật nông nghiệp, chuyển đổi mô hình tăng trưởng phát triển nông nghiệp Việt Nam theo hướng bền vững. Từ khóa: Ứng dụng tiến kĩ thuật nông nghiệp; 1P5G; Probit. GIỚI THIỆU Phát triển nông nghiệp bền vững trở thành chiến lược chủ đạo nhằm đạt mục tiêu giảm nghèo giảm mức độ suy thoái môi trường tự nhiên quốc gia. Tuy nhiên phát triển nông nghiệp bền vững phải đối mặt với nhiều thách thức, vấn đề nghiêm trọng đặc biệt suy thoái môi trường đất, môi trường nước tác động mạnh mẽ ảnh hưởng biến đổi khí hậu phương thức sản xuất nông nghiệp thiếu bền vững gây ra. Mô hình sản xuất nông nghiệp bền vững cần phải lấy ứng dụng tiến kĩ thuật làm động lực, nhân tố định đảm bảo tăng trưởng phát triển. Tuy nhiên, tỷ lệ ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất nông nghiệp Việt Nam nhiều hạn chế số lượng lẫn mức độ ứng dụng. Các nghiên cứu hành vi ứng dụng tiến khoa học công nghệ sản xuất nông nghiệp thực từ nghiên cứu Griliches (1957) tiếp tục quan tâm bây giờ. Phần lớn nghiên cứu thực trước quan tâm đến hai câu hỏi nghiên cứu: (i) yếu tố ảnh hưởng đến việc người sản xuất ứng dụng hay từ chối ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất (ii) yếu tố ảnh hưởng đến mức độ ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất nông nghiệp Feder Zilberman (1985), Negatu 1, Trường Đại học Lạc Hồng; Email: dunglt@lhu.edu.vn Parikh (1999), Isham (2002), Dimara cộng (2002), D’Souza cộng (1993), Lee (2005), Teklewold cộng (2013), Harper cộng (1990), McNamara cộng (1991), Rahm Huffman (1984), Nguyễn Hồ Lam cộng (2012), Nguyễn Ngọc Sơn cộng (2013), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Nguyễn Trọng Hoài (2014). Mặc dù nhiều nghiên cứu thực xong kết lại nghèo nàn, mô hình đưa với hàng dài biến giải thích biến thực giải thích lại đa phần mô hình đơn giản, nhiều nghiên cứu để thiếu biến quan trọng. Hơn nữa, kết nghiên cứu có trái ngược gây tranh luận không dứt ảnh hưởng đến việc định sách điều hành. Việc thiếu biến quan trọng xem xét chưa thấu đáo xuất đa phần nghiên cứu trước. Nghiên cứu làm rõ hành vi ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất nông nghiệp nông dân thông qua phân tích yếu tố tác động đến định ứng dụng 1P5G sản xuất lúa Đồng sông Cửu Long. Các phần lại báo gồm (i) sở lý luận mô hình nghiên cứu; (ii) phương pháp nghiên cứu; (iii) kết nghiên cứu bàn luận; (iv) kết luận. CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU Dựa kết nghiên cứu tác Chirwa (2005), Doss (2006), Feder Zilberman (1985), Negatu Parikh (1999), Isham (2002), Dimara cộng (2002), D’Souza cộng (1993), Lee (2005), Teklewold cộng (2013), Harper cộng (1990), McNamara cộng (1991), Rahm Huffman (1984), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Nguyễn Trọng Hoài (2014), khung lý luận cho nghiên cứu hình thành. Biến phụ thuộc mô hình nghiên cứu định ứng dụng 1P5G sản xuất lúa nông dân Đồng sông Cửu Long. Nhận giá trị nông dân ứng dụng; nhận giá trị nông dân không ứng dụng. Các biến độc lập đóng vai trò điều chỉnh định ứng dụng 1P5G người nông dân gồm vốn nhân lực đặc điểm nông hộ bao gồm biến tuổi chủ hộ, trình độ học vấn chủ hộ, trình độ kiến thức nông nghiệp chủ hộ, thuê nhân công; Đặc điểm đất canh tác hộ bao gồm biến quyền sở hữu đất, đánh giá dinh dưỡng đất, đánh giá độ dốc đất; Khả tiếp cận nguồn lực bao gồm biến thu nhập nông nghiệp, diện tích đất sản xuất lúa, khả tiếp cận nguồn tài chính. Vốn xã hội sách phủ bao gồm biến tham gia tổ chức đoàn thể, xã hội địa phương, trợ cấp phủ. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Nghiên cứu sử dụng liệu sơ cấp khảo sát phương pháp điều tra nhanh nông thôn – RRA với 210 hộ dân sản xuất lúa địa bàn xã thuộc tỉnh Long An, Tiền Giang, Cần Thơ, Kiên Giang, Sóc Trăng, An Giang, Đồng Tháp2 cách thuận tiện. Trước đó, vấn với chuyên gia, cán khuyến nông, hộ nông dân, cán kĩ thuật nhằm bổ sung khung lý luận, biến phụ thuộc độc lập mô hình nghiên cứu thực hiện. Nghiên cứu sử dụng mô hình Probit để kiểm định tác động biến độc lập đến biến phụ thuộc. Phép ước lượng Maximum Likelihood sử dụng để ước lượng tham số mô hình. Bảng 1: Định nghĩa biến, giả thuyết kì vọng dấu mô hình Định nghĩa biến Tên biến 1P5G Biến giả: hộ nông dân ứng dụng 1P5G; không ứng dụng Age Tuổi chủ hộ: số năm Edu Trình độ học vấn chủ hộ: số năm học Adu Biến giả: tham gia nguồn kiến thức, thêm nguồn 0.5, tối đa 2.5 điểm, không tham gia Hirlab Biến giả: nông hộ có thuê nhân công, nông hộ không thuê Off-inc Biến giả: nông hộ có thu nhập nông nghiệp, nông hộ Farmsize Diện tích đất sản xuất: Hecta Finance Biến giả: nông hộ cần tín dụng tiếp cận, nông hộ tiếp cận. Tenure Biến giả: hộ nông dân sở hữu (có sổ đỏ, sổ hồng, giấy chứng nhận phi thức giấy sang tay), hộ nông dân canh tác đất thuê Solgod Biến giả: nông dân cảm nhận đất màu mỡ trung bình trở xuống Terain Biến giả: nông dân cảm nhận ruộng dốc; phẳng Grant Biến giả: hộ nông dân trợ cấp, nhận giá trị Socapital Biến giả: hộ nông dân tham gia hội đoàn thể, tham gia hội, tham gia hội đoàn thể, không tham gia Nguồn: Khảo sát nhóm nghiên cứu (2015). xã Tân Lập (h. Tịnh Biên – An Giang), xã Hòa Phú (h. Châu Thành – Long An), xã Phú Nhuận, (h. Cai Lậy - Tiền Giang), xã Phú Cường (h. Tam Nông - Đồng Tháp), xã Định Hòa (h. Gò Quao, Kiên Giang), xã Thới Xuân (h. Cờ Đỏ - Cần Thơ), xã Vĩnh Lợi (h. Thạnh Trị - Sóc Trăng). Các biến đo lường biến giả thuyết nghiên cứu trình bày bảng 1. Mô hình Probit tổng quát dùng nghiên cứu viết sau: Yi = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + ….+ βkXk + ui Trong đó: Y định ứng dụng 1P5G (có giá trị hộ nông dân áp dụng; hộ nông dân không áp dụng Xi (i=1, 2, 3…k) biến độc lập mô hình (được mô tả chi tiết bảng 1) KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Hệ số tương quan biến độc lập mô hình nhỏ (Chi-square 0.000 Pseudo-R Mức độ giải thích xác mô hình 0.8604 94.29% Nguồn: Khảo sát nhóm nghiên cứu (2015). Ghi chú: (*): có mức ý nghĩa 10%; (**): có mức ý nghĩa 5%; (***): có mức ý nghĩa 1%. Con số ngoặc đơn sai số ước lượng. Theo kết ước lượng trên, biến tuổi ý nghĩa thống kê. Hay khác biệt độ tuổi chủ hộ không ảnh hưởng đến định ứng dụng 1P5G. Việc khác biệt độ tuổi chủ hộ tác động đến định ứng dụng tiến kĩ thuật nông nghiệp nói chung định dựa mức độ chấp nhận rủi ro, khả tiếp cận 1P5G tiến kĩ thuật chủ yếu tập trung vào việc giúp thay đổi tập quán canh tác người nông dân bao gồm nội dung phải (sử dụng giống tốt, giống xác nhận), giảm (giảm giống, giảm phân đạm, giảm thuốc BVTV, giảm lượng nước tưới số lần bơm tưới). Qua mà người nông dân thấy ứng dụng giảm chi phí sản xuất, tăng lợi nhuận. Đây mục tiêu mà người nông dân hướng đến. Rào cản tập quán dùng thóc ăn làm thóc giống, bón nhiều phân phun nhiều thuốc người nông dân nông dân lớn tuổi. Tuy nhiên nhờ vào nỗ lực hiệu chương trình khuyến nông địa phương thông qua ứng dụng rộng rãi phương tiện truyền thông tivi, internet, báo đài, tham quan thực địa mà người nông dân ý thức rõ ràng vai trò ứng dụng tiến kĩ thuật nông nghiệp, chìa khóa thoát nghèo làm giàu nhờ nông nghiệp. Do đó, khoảng cách tuổi tác người nông dân kinh nghiệm làm nông, truyền thống, mức độ chấp nhận rủi ro ảnh hưởng đến định ứng dụng 1P5G giảm thiểu. Tác động trình độ giáo dục chủ hộ (Edu) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (0.43** (0.17); 0.12***(0.043). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi trình độ học vấn chủ hộ tăng thêm năm xác suất để hộ nông dân định ứng dụng 1P5G tăng 0.12%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Petzel (1976), Huffman (1977), Schultz (1964), Welch (1978), Ram (1976), Chaduri (1968), Sidhu (1976), Welch (1970), Ram (1976), Chirwa (2005), Teklewold cộng (2013). Trình độ kiến thức nông nghiệp (Adu) tác động đến định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (4.21*** (1.48); 1.15*** (0.40). Trong điều kiện yếu tố khác không đổi trình độ kiến thức nông nghiệp tăng thêm nguồn kiến thức xác suất để hộ nông dân định ứng dụng 1P5G tăng 1.15%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Petzel (1976), Huffman (1977), Schultz (1964), Welch (1970), Ram (1976), Chaduri (1968), Welch (1970), Ram (1976), Dimara cộng (2003), Chirwa (2005), Teklewold cộng (2013). Tác động diện tích đất nông nghiệp (Farmsize) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (0.38** (0.19); 0.11** (0.05). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi diện tích đất nông nghiệp tăng thêm hecta xác suất để hộ nông dân định ứng dụng 1P5G tăng 0.11%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Petzel (1976), Huffman (1977), Schultz (1964), Welch (1978), Ram (1976), Chaduri (1968), Welch (1970), Ram (1976), Feder Zilberman (1985), Chirwa (2005), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Teklewold cộng (2013). Tác động thuê nhân công (Hirlab) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (1.88*** (0.99); 0.63** (0.29). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ cần thuê lao động cao không cần thuê lao động 0.63%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Petzel (1976), Huffman (1977), Schultz (1964), Welch (1978), Ram (1976), Chaduri (1968), Welch (1970), Ram (1976), Chirwa (2005), Teklewold cộng (2013). Tác động thu nhập nông nghiệp (Off-Inc) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (2.18*** (0.83); 0.70*** (0.51). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ có thu nhập nông nghiệp cao hộ thu nhập bên 0.70%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Petzel (1976), Huffman (1977), Schultz (1964), Welch (1978), Ram (1976), Chaduri (1968), Welch (1970), Ram (1976), Chirwa (2005), Teklewold cộng (2013). Tác động khả tiếp cận tài (Finance) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (1.49** (0.68); 0.48** (0.21). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ có khả tiếp cận tài cao hộ khả tiếp cận tài 0.48%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Lowdermilk (1972), Lipton (1976), Bhalla (1979), Chirwa (2005), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Teklewold cộng (2013). Tác động quyền sử dụng đất (Tenure) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (1.43* (1.0); 0.61* (0.32). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ có quyền sử dụng đất cao hộ thuê đất 0.61%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Parthasarathy Prasad (1978), Chirwa (2005), Quách Thị Ngọc Thơ (2011). Tác động độ màu mỡ đất (Solgod) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (2.64*** (0.91); 0.81*** (0.16). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ có đất màu mỡ cao hộ màu mỡ trung bình trở xuống 0.81%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Polson Spencer (1991), Nkonya cộng (1997), Clay cộng (1975), Chirwa (2005), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Teklewold cộng (2013). Tác động độ dốc đất (Terain) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (-2.41*** (0.86); -0.63*** (0.17). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ có đất dốc thấp hộ có đất phẳng 0.63%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác (Polson Spencer, (1991), Nkonya cộng (1997), Clay cộng (1998), Chirwa (2005), Teklewold cộng (2013). Tác động trợ cấp phủ (Grant) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (1.71** (0.84); 0.60** (0.51). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi xác suất ứng dụng 1P5G hộ nhận trợ cấp phủ cao hộ không nhận trợ cấp phủ 0.60%. Kết tương đồng với nghiên cứu Falcon (1977). Tác động vốn xã hội (Socapital) định ứng dụng 1P5G kỳ vọng có ý nghĩa thống kê (1.43*** (0.51); 0.39*** (0.15). Theo đó, điều kiện yếu tố khác không đổi số tổ chức đoàn thể mà nông hộ tham gia tăng thêm tổ chức xác suất để hộ nông dân định ứng dụng 1P5G tăng 0.39%. Kết tương đồng với nghiên cứu tác Isham (2002), Chirwa (2005), Bandiera Rasul (2006), Marenya Barrett (2007), Langyintuo (2008), Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Teklewold cộng (2013). Như vậy, mô hình hồi quy Probit, kết nghiên cứu cho thấy có 11 yếu tố tác động đến định ứng dụng 1P5G sản xuất lúa nông dân Đồng sông Cửu Long. Kết phù hợp với lý luận thực tiễn ứng dụng tiến kĩ thuật nông nghiệp Việt Nam mà yếu tố giữ vai trò then chốt việc chi phối hành vi người nông dân có ý nghĩa đóng vai trò nút thắt sản xuất nông nghiệp trình độ kiến thức nông nghiệp hộ nông dân, nguồn lực cho sản xuất nông nghiệp, sách hỗ trợ Nhà nước. KẾT LUẬN Tiến khoa học kĩ thuật nhân tố then chốt đảm bảo cho tăng trưởng phát triển bền vững nông nghiệp, đẩy mạnh coi ứng dụng tiến kĩ thuật sản xuất động lực để thực tăng trưởng. Và điều đạt tiến kĩ thuật chấp nhận ứng dụng người sản xuất truyền thống. Người sản xuất chấp nhận ứng dụng tiến kĩ thuật thực đem lại lợi nhuận cao, khả thi thực hiện, hỗ trợ nguồn lực cho việc thực hiện. Trong đó, vai trò phủ qua sách khuyến nông, quy hoạch sản xuất hỗ trợ nguồn lực có vai trò định. DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Augustine S Langyintuo (2008), Assessing the influence of neighborhood effects on the adoption of improved agricultural technologies in developing agriculture, AfJARE, Vol No 2. Bandiera, O. and Rasul, I. (2006), Social Networks and Technology Adoption in Northern Mozambique, Econ. J., 116: 869-902. Bhalla, Sujit S (1979), Farm and Technical Change in Indian Agriculture, In Agrarian Structure and Productivity in Developing Countries, edited by R. Berry and W. Cline. Baltimore: Johns Hopkins University Press. Chaduri, D. P. (1968), Education and Agricultural Productivity in India, Ph.D. dissertation, University of Delhi. Clay, D., T. Reardon and J. Kangasniemi (1998), Sustainable Intensification in the Highland Tropics: Rwandan Farmers Investments in Land Conservation and Soil Fertility, Economic Development and Cultural Change, 46: 351-377. Dimara el al. (2002), Adoption of agricultural innovations as a two-stage partial observability process, Agricultural Economics 28, 187-196. Ephraim W Chirwa (2005), Adoption of fertiliser and hybrid seeds by smallholder maize farmers in southern Malawi, Development Southern Africa, Vol. 22, No. 1, 1-12. Falcon, Walter P (1977), The Green Revolution: Generations of Problems, American Journal of Agricultural Economics, 59, 698- 709. Feder Zilberman (1985), Adoption of Agricultural Innovations in Developing Countries: A Survey, Economic Development and Cultural Change, Vol. 33, No. 2, pp. 255-298. Gerard D’Souza el al. (1993), Factors Affecting the Adoption of Sustainable Agricultural Practices, Agricultural and Resource Economics Review, 10. Griliches, Zvi. (1957), Hybrid Corn: An Exploration in the Economics of Technological Change, Econometrica, 25, 501-22. Hailemariam Teklewold el al. (2013), Adoption of Multiple Sustainable Agricultural Practices in Rural Ethiopia, Journal of Agricultural Economics, Volume 64, Issue 3, pages 597–62. Harper, J.K. al el. (1990), Factors Influencing the Adoption of Insect Management Technology, American Journal of Agricultural Economics, 72: 997– 1005. Jonathan Isham (2002), The Effect Social Capital on Technology Adoption: Evidence from Rural Tanzania, Journal of African Economies, vol. 11, no. 1, pp. 39-60. Lee D.R. (2005), Agricultural Sustainability and Technology Adoption: Issues and Policies for Developing Countries, American Journal of Agricultural Economics, 87: 1325-1334. Lipton, Michael (1976), Agricultural Finance and Rural Credit in Poor Countries, World Development, 4, 543-54. Lowdermilk, Max (1972), Diffusion of Dwarf Wheat Production Technology in Pakistan's Punjab, Ph.D. dissertation, Cornell University. Marenya P.P. and 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. McNamara, KT,. el al. (1991), Factors Affecting Peanut Producer Adoprion of Integrated Pest Management, Review of Agricultural Economics 13:129-39. Negatu, W & Partkh, A (1999), The impact of perception and other factors on the adoption of agricultural technology in the Morel and Jim wo re da (district) of Ethiopia, Agricultural Economics, 21: 205-16. Nguyễn Hồ Lam cộng (2012) , Kết thực mô hình giảm tăng Việt Nam, Tạp chí khoa học, Đại học Huế, tập 75A, số 6, 75-81. Nguyễn Trọng Hoài (2014), Phát triển nông nghiệp theo hướng tăng trưởng xanh: Tiếp cận hành vi sử dụng thuốc bảo vệ thực vật Đồng sông Cửu Long, Tạp chí phát triển kinh tế, 284, 44-62. Nguyễn Ngọc Sơn cộng (2013), Thâm canh lúa áp dụng 1P5G: trạng sử dụng lượng giống, phân yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận, suất lúa cấp độ nông hộ, Tạp chí khoa học Trường đại học Cần Thơ, số 27, 97-103. Nkonya, E, Schroeder, T & Norman, D, (1997), Factors affecting adoption of improved maize seed and fertiliser in northern Tanzania, Journal of Agricultural Economics 48 (1), 1–12. Parthasarathy, G., and Prasad, D. S. (1978), Response to the Impact of the New Rice Technology by Farm Size and Tenure: Andhra Pradesh, India. Los Banos: International Rice Research Institute. Petzel, Todd (1976), Economics and the Dynamics of Supply, Ph.D. dissertation, University of Chicago. Polson, R.A. and 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. Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Xác định yếu tố ảnh hưởng đến việc sử dụng phân bón hóa học liều hộ nông dân trồng cà phệ tỉnh Đăk Lăk, Tạp chí phát triển KH & CN, tập 14, số M4. Ram, Rati (1976), Education as a Quasi-Factor of Production: The Case of India's Agriculture, Ph.D. dissertation, University of Chicago. Rahm, M.R. and W.E. Huffman (1984), The Adoption of Reduced Tillage: The Role of Human Capital and Other Variables, American Journal of Agricultural Economics, 66:405-13. Welch, Finis (1970), Education in Production, Journal of Political Economy, 78: 35-59. [...]...Nguyễn Ngọc Sơn và cộng sự (2013), Thâm canh lúa và áp dụng 1P5G: hiện trạng về sử dụng lượng giống, phân và các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận, năng suất lúa ở cấp độ nông hộ, Tạp chí khoa học Trường đại học Cần Thơ, số 27, 97-103 Nkonya, E, Schroeder, T & Norman, D, (1997), Factors affecting adoption of improved maize... (1976), Economics and the Dynamics of Supply, Ph.D dissertation, University of Chicago Polson, R.A and 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 Quách Thị Ngọc Thơ (2011), Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến vi c sử dụng phân bón hóa học quá liều của hộ nông dân trồng cà phệ ở tỉnh Đăk Lăk, Tạp chí... M.R and W.E Huffman (1984), The Adoption of Reduced Tillage: The Role of Human Capital and Other Variables, American Journal of Agricultural Economics, 66:4 05- 13 Welch, Finis (1970), Education in Production, Journal of Political Economy, 78: 35- 59 . Hành vi ứng dụng tiến bộ kĩ thuật trong sản xuất nông nghiệp ở Vi t Nam: Trường hợp ứng dụng “1 phải, 5 giảm” trong sản xuất lúa ở Đồng bằng sông Cửu Long NCS. Lưu Tiến Dũng 1 và. hưởng đến vi c người sản xuất ứng dụng hay từ chối ứng dụng một tiến bộ kĩ thuật mới trong sản xuất và (ii) yếu tố nào ảnh hưởng đến mức độ ứng dụng tiến bộ kĩ thuật trong sản xuất nông nghiệp. vi ứng dụng tiến bộ kĩ thuật trong sản xuất nông nghiệp của nông dân thông qua phân tích các yếu tố tác động đến quyết định ứng dụng 1P5G trong sản xuất lúa ở Đồng bằng sông Cửu Long. Các phần