Phân tích hiệu quả kinh tế và môi trường của mô hình tôm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển đồng bằng sông cửu long

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ NGUYỄN THÙY TRANG PHÂN TÍCH HIỆU QUẢ KINH TẾ VÀ MƠI TRƯỜNG CỦA MƠ HÌNH TƠM THÂM CANH VÙNG CHUYỂN ĐỔI VEN BIỂN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG LUẬN ÁN TIẾN SĨ NGÀNH KINH TẾ NÔNG NGHIỆP MÃ NGÀNH: 96 20 115 Cần Thơ, 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ NGUYỄN THÙY TRANG PHÂN TÍCH HIỆU QUẢ KINH TẾ VÀ MƠI TRƯỜNG CỦA MƠ HÌNH TƠM THÂM CANH VÙNG CHUYỂN ĐỔI VEN BIỂN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG LUẬN ÁN TIẾN SĨ NGÀNH KINH TẾ NÔNG NGHIỆP MÃ NGÀNH: 96 20 115 HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS HUỲNH VIỆT KHẢI TS TRẦN MINH HẢI Cần Thơ, 2020 i LỜI CẢM TẠ Trên thực tế khơng có thành cơng mà khơng gắn liền với hỗ trợ, giúp đỡ dù hay nhiều, dù trực tiếp hay gián tiếp người xung quanh Trong suốt thời gian từ học tập trường đến nay, nhận quan tâm giúp đỡ từ q thầy cơ, gia đình bạn bè Với lòng biết ơn sâu sắc đó, trước tiên xin gửi lời cảm ơn chân thành đến cha mẹ - người khơng quản khó khăn, vất vả, gian khó, tạo điều kiện để tơi cắp sách đến trường người tiếp thêm sức mạnh để vươn lên học tập Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Ban lãnh đạo, Quý Thầy Cô Khoa Kinh tế Trường Đại học Cần Thơ truyền đạt kiến thức, cung cấp tài liệu giúp trang bị thêm nhiều kiến thức bổ ích để hồn thành tốt luận án tiến sĩ Đặc biệt, Tôi xin gửi lời chân thành cảm ơn đến TS Huỳnh Việt Khải TS Trần Minh Hải, Giáo viên hướng dẫn khoa học tận tình định hướng tơi suốt q trình thực nghiên cứu tạo điều kiện thuận lợi để tơi hồn thành luận án tốt nghiệp Chân thành cám ơn Thầy Phạm Lê Thông có đóng góp thiết thực cho nghiên cứu, hỗ trợ suốt năm học kiến thức kỹ Chân thành cám ơn Thầy Nguyễn Phú Son giúp đỡ chia kinh nghiệm q trình hồn thành luận án Trong q trình thực luận án khó tránh khỏi thiếu sót, mong nhận góp ý chân thành quý Thầy cô đồng nghiệp để giúp hoàn thành tốt luận án Trân trọng./ Cần Thơ, ngày tháng năm 2020 Nghiên cứu sinh Nguyễn Thùy Trang ii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam kết luận án hoàn thành dựa kết nghiên cứu kết nghiên cứu chưa dùng cho luận án cấp khác Cần Thơ, ngày năm tháng 2020 sinh Nghiên cứu Cán hướng dẫn TS Huỳnh Việt Khải TS Trần Minh Hải iii Nguyễn Thùy Trang TÓM TẮT Diễn biến thời tiết thất thường xâm nhập mặn với bất ổn định thị trường, giá bán thấp giá vật tư tăng cao làm cho việc thay đổi mơ hình sản xuất để thích ứng diễn tượng tất yếu Chuyển đổi mơ hình sản xuất phù hợp giải pháp để thích ứng với tình hình biến đổi khí hậu Tuy nhiên, q trình chuyển đổi chứa đựng nhiều rủi ro cần nhiều nghiên cứu để góp phần nâng cao hiệu sản xuất đồng thời hạn chế rủi ro cho nông hộ khu vực Do nghiên cứu thực nhằm (1) phân tích thực trạng yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi mơ hình sản xuất nơng nghiệp sang tôm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển Đồng sơng Cửu Long (ĐBSCL); (2) Phân tích hiệu kinh tế, môi trường yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế môi trường mơ hình tơm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển ĐBSCL (3) Đề xuất giải pháp nâng cao hiệu kinh tế mơi trường mơ hình tơm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển ĐBSCL Nghiên cứu thực cách vấn trực tiếp 294 nông hộ vùng chuyển đổi ven biển khu vực ĐBSCL, 157 hộ Sóc Trăng (67 hộ canh tác mía 90 hộ chuyển đổi từ mía sang tôm thâm canh) 137 hộ Kiên Giang (70 hộ canh tác mơ hình lúa – tơm 67 hộ chuyển đổi từ lúa – tôm sang tơm thâm canh) để tiến hành phân tích so sánh hiệu tài kinh tế môi trường Nghiên cứu sử dụng cách tiếp cận phân tích giới hạn biên ngẫu nhiên theo hướng bước (one-step stochastic frontier analysis) để ước lượng hiệu kinh tế mơi trường cho mơ hình tơm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển Kết nghiên cứu cho thấy thực trạng nuôi tôm nông hộ đạt lợi nhuận trung bình 430 triệu đồng/ha/vụ tỉnh Sóc Trăng 394 triệu đồng/ha/vụ tỉnh Kiên Giang Đối với mơ hình chuyển đổi từ mía sang tơm Sóc Trăng, kết nghiên cứu cho thấy lợi nhuận mơ hình ni tơm (827,48 triệu đồng/ha/năm) cao gấp 33,29 lần mơ hình trồng mía (24,85 triệu đồng/ha/năm) Đối với mơ hình chuyển đổi từ lúa – tơm sang tơm thâm canh Kiên Giang, kết nghiên cứu cho thấy lợi nhuận trung bình từ mơ hình tơm thâm canh (394 triệu/ha/vụ) cao khoảng 12 lần so với mơ hình lúa – tơm Tuy nhiên xét hiệu sử dụng đồng vốn số tài mơ hình lúa iv – tơm mía tỏ hiệu hơn, cụ thể tỷ suất doanh thu/chi phí, lợi nhuận/chi phí lợi nhuận/doanh thu cao so với mơ hình tơm thâm canh Kết nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi mơ hình cho thấy, trường hợp tỉnh Sóc Trăng (chuyển đổi mơ hình từ mía sang tơm), biến Lao động nữ, Vay vốn, Tham gia tổ chức, Diện tích đất Khoảng cách ảnh hưởng tỷ lệ nghịch đến định chuyển đổi mơ hình Trình độ biến có ảnh hưởng tỷ lệ thuận Đối với trường hợp tỉnh Kiên Giang (chuyển đổi từ lúa-tôm sang tôm thâm canh), cho thấy Khoảng cách từ ruộng đến sông ảnh hưởng tỷ lệ nghịch Trình độ Kinh nghiệm ni tơm có ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến định chuyển đổi mơ hình sản xuất Kết cho thấy, mức hiệu môi trường trung bình mơ hình tơm chuyển đổi địa bàn nghiên cứu đạt khoảng 91,77%, cụ thể đạt 89,73% tỉnh Sóc Trăng 97,02% tỉnh Kiên Giang Kết cho thấy nông hộ nuôi tôm tỉnh Sóc Trăng Kiên Giang giảm khoảng 10,27% 2,08% tổng lượng đầu vào yếu tố có ảnh hưởng đến mơi trường (thức ăn, thuốc nhiên liệu) mà không làm giảm đầu điều kiện đầu vào khác không đổi Về hiệu kinh tế, kết nghiên cứu cho thấy mức hiệu kinh tế trung bình mơ hình ni tơm tỉnh Kiên Giang 89,98%, khác biệt khơng có ý nghĩa so với hiệu kinh tế tỉnh Sóc Trăng 86,95% Với mức hiệu kinh tế trung bình này, nơng hộ ni tơm tỉnh Kiên Giang Sóc Trăng giảm khoảng 10,02% 13,05% tổng chi phí đầu tư đầu không thay đổi Kết hồi quy yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế theo mơ hình bước cho thấy 03 yếu tố có ảnh hưởng ý nghĩa đến mức hiệu kinh tế nông hộ gồm số ao, diện tích ao mật độ, số ao có ảnh hưởng tỷ lệ nghịch hai yếu tố lại có ảnh hưởng tỷ lệ thuận Đối với yếu tố ảnh hưởng đến hiệu môi trường, kết hồi quy Tobit cho thấy có 05 yếu có ảnh hưởng ý nghĩa đến hiệu mơi trường, ba biến kinh nghiệm, diện tích ao mật độ có ảnh hưởng tỷ lệ thuận hai biến Địa bàn Số ao có ảnh hưởng tỷ lệ nghịch với hiệu mơi trường v ABSTRACT Climate change is becoming more and more serious; For instance, weather variation and saline intrusion along with market instability, low selling prices while rising material prices, which leads to farming system changes in the coastal regions as an inevitable phenomenon Transformation to appropriate farming systems is considered as one of the possible solutions to adapt to the climate change However, this transition contains many hidden risks and needs more research to contribute to improving production efficiency while reducing risks for farmers in this area Therefore, the study was conducted to (1) Assessing the situation and affecting factors of changes in farming system to intensive shrimp cultivation in the coastal area of the Mekong Delta (MD); (2) Estimating economic and environmental efficiency and factors affecting economic and environmental efficiency of intensive shrimp farming in the coastal area of the MD and (3) Proposing solutions to improve economic and environmental efficiency of intensive shrimp farming in coastal transformation areas in the MD The study was conducted via face-to-face interviews with 294 households in the coastal transition area in the MD, of which 157 households in Soc Trang (67 households have been cultivating sugarcane and 90 households switched from sugarcane to intensive shrimp) and 137 households in Kien Giang (70 households have been cultivating rice - shrimp farming and 67 households switched from rice shrimp to intensive shrimp) to conduct analysis and to compare financial indicators as wSell as economic and environmental efficiency indexes The study used a one-step stochastic frontier analysis approach to estimate the economic and environmental efficiency for intensive shrimp farming in coastal conversion areas of the MD The study shows that the average profit of shrimp farming was 430 million VND/ha/season in Soc Trang province and 394 million VND/ha/season in Kien Giang province For the conversion model from sugarcane to shrimp in Soc Trang, the research results show that the profit of shrimp farming (827.48 million VND/ha/year) was 33.29 times higher than that of sugarcane farming (24.8 million VND/ha) For the rice-shrimp conversion model to intensive shrimp in Kien Giang, the study results show that the average profit from intensive shrimp model (394 million/ha/season) was about 12 times vi higher as compared with rice-shrimp model However, when considering the fanancial efficiency indicators, rice-shrimp and sugarcane farming systems were more effective; For instance, the ratios of revenue/cost, profit/cost and profit/turnover were higher than that of the intensive shrimp model Regarding to the factors affecting the transformation decision, the study shows that in the case of Soc Trang province (change from sugarcane to shrimp), the variables namely Female labor, Credit access, Participation in organization, Total land area and Distance affect negatively the transformation decision while Educational level was the only variable having a positive effect In the case of Kien Giang province (conversion from rice-shrimp to intensive shrimp), the study shows that Distance from the field to the river also has a negative effect while the Educational level and Experience of shrimp farming have positive correlation with the transformation decision The results also show that the average environmental efficiency of the converted intensive shrimp farming in the study area is about 91.17%, specifically 89.73% in Soc Trang province and 97.02% in Kien Giang province This result shows that shrimp farmers in Soc Trang and Kien Giang provinces can reduce by 10.27% and 2.08%, respectively, of the bad input (feed, medicine and energy) without reducing output under the condition that other inputs remain constant In terms of economic efficiency, the study shows that the average economic efficiency of shrimp farming model in Kien Giang is 89.98%, which is insignificantly different from that of Soc Trang province with 86.95% With this average economic efficiency, shrimp farmers in Soc Trang and Kien Giang can reduce by about 13.05% and 10.02% of the total production costs, respectively, while the output remains unchanged Regression results of factors affecting economic efficiency in the one-step model show that numbers of shrimp pond, shirmp pond size and density have significant correlations with economic efficiency, in which the number of shirmp ponds has a negative effect while the others have positive effects on economic efficiency For factors affecting environmental efficiency, Tobit regression results show that there are five significant determinants, in which three variables, namely experience, shrimp pond size and density have positive effects while the other two variables, including number of shirmp pond and location have negative effects on environmental efficiency vii MỤC LỤC LỜI CẢM TẠ ii LỜI CAM ĐOAN iii TÓM TẮT iv ABSTRACT vi DANH SÁCH BẢNG xii DANH SÁCH HÌNH xv CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 ĐẶT VẤN ĐỀ 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 CÂU HỎI NGHIÊN CỨU .5 1.4 GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU .6 1.5 ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU 1.6 PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.6.1 Giới hạn nội dung nghiên cứu 1.6.2 Giới hạn không gian nghiên cứu 1.6.3 Giới hạn thời gian nghiên cứu 1.7 NHỮNG ĐIỂM MỚI CỦA LUẬN ÁN CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN TÀI LIỆU 2.1 TỔNG QUAN CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CHẤP NHẬN KỸ THUẬT MỚI VÀ CHUYỂN ĐỔI MƠ HÌNH .9 2.2 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VỀ HIỆU QUẢ KINH TẾ 11 2.2.1 Tổng quan phương pháp đo lường hiệu kinh tế 11 2.2.2 Tổng quan biến sử dụng đo lường hiệu kinh tế 14 2.3 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VỀ HIỆU QUẢ MÔI TRƯỜNG .14 2.3.1 Tổng quan phương pháp đo lường hiệu môi trường 14 viii 2.3.2 Tổng quan biến sử dụng đo lường hiệu môi trường 17 2.4 TỔNG QUAN VỀ HỒI QUY CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ 17 CHƯƠNG 3: CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 CƠ SỞ LÝ LUẬN 20 3.1.1 Mơ hình tôm thâm canh 20 3.1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến định chuyển đổi mơ hình 20 3.1.3 Hiệu kinh tế sở lý thuyết đo lường hiệu kinh tế 21 3.1.4 Hiệu môi trường sở lý thuyết đo lường hiệu môi trường 26 3.2 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 30 3.2.1 Cách tiếp cận nghiên cứu 30 3.2.2 Phương pháp chọn địa bàn nghiên cứu 32 3.2.3 Phương pháp thu thập số liệu 33 3.2.4 Phương pháp phân tích số liệu 35 3.2.4.1 Phương pháp phân tích yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi mơ hình .35 3.2.4.2 Phương pháp ước lượng hiệu kinh tế 36 3.2.4.3 Phương pháp ước lượng hiệu môi trường 38 3.2.4.4 Phương pháp phân tích yếu tố ảnh hưởng đến hiệu môi trường 42 CHƯƠNG 4: TỔNG QUAN VỀ ĐỊA BÀN NGHIÊN CỨU 44 4.1 TỔNG QUAN VỀ NUÔI TÔM VÙNG ĐBSCL 44 4.2 TỔNG QUAN VỀ HUYỆN CÙ LAO DUNG, TỈNH SÓC TRĂNG 51 4.2.1 Tổng quan tình hình sản xuất nơng nghiệp 51 4.2.2 Hiện trạng nuôi tôm 52 4.2.3 Tình hình sản xuất mía huyện Cù Lao Dung 53 4.3 TỔNG QUAN VỀ ĐỊA BÀN NGHIÊN CỨU TỈNH KIÊN GIANG 54 4.3.1 Về sản xuất nông nghiệp 54 4.3.1.1 Về sản xuất lúa 54 4.3.1.2 Thủy sản 54 4.3.2 Về tình hình sản xuất lúa – tôm tôm chuyên canh 55 ix Báo cáo Hội thảo tác động Biến đổi khí hậu ứng phó sản xuất nơng nghiệp vùng đồng cát ven biển Lê Cảnh Dũng, 2012 Tác động trồng lúa đến nuôi tôm từ số kinh tế hệ thống lúa – tôm vùng ven biển Đồng sông Cửu Long Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 22a, 69-77 Le Dang, H., Li, E., Nuberg, I., & Bruwer, J., 2014 Understanding farmers’ adaptation intention to climate change: A structural equation modelling study in the Mekong Delta, Vietnam Environmental Science & Policy, 41, 11-22 Lê Mạnh Tân, 2006 Đánh giá tác động ảnh hưởng tới chất lượng nước vùng ni tơm Cần Giờ Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ, 9(4), 77-84 Lê Thanh Hùng Ong Mộc Quý, 2010 Hiện trạng sử dụng quản lý thức ăn nuôi tôm thẻ chân trắng (Litopenaeus Vannamei) Việt Nam Khoa Thủy Sản, Đại học Nông Lâm Tp.HCM Lee, DR, 2005 Agricultural sustainability and technology adoption: Issues and policies for developing countries American Journal of Agricultural Economics, 87(5), 1325-1334 doi: 10.1111/j.1467-8276.2005.00826.x Meijer, SS, Catacutan, D, Ajayi, OC, Sileshi, GW, Nieuwenhuis, M, 2015 The role of knowledge, attitudes and perceptions in the uptake of agricultural and agroforestry innovations among smallholder farmers in sub-Saharan Africa International Journal of Agricultural Sustainability, 13(1), 40-54 doi: 10.1080/14735903.2014.912493 Mohan Dey, M., Javien Paraguas, F., Srichantuk, N., Xinhua, Y., Bhatta, R., & Thi Chau Dung, L., 2005 Technical efficiency of freshwater pond polyculture production in selected Asian countries: estimation and implication Aquaculture Economics & Management, 9(1-2), 39-63 Mussa, R., 2006 Technical Efficiency of Smallholder Farmers in Southern Malawi: A Study of Adopters and Non-Adopters of Integrated Aquaculture-Agriculture University of Malawi, Chancellor College, Department of Economics Negatu, W, Parikh, A, 1999 The impact of perception and other factors on the adoption of agricultural technology in the Moret and Jiru Woreda (district) of Ethiopia Agricultural economics, 21(2), 205-216 doi: 10.1016/S0169-5150(99)00020-1 143 Nguyễn Khắc Hoàn, 2010 Sử dụng mơ hình tobit phân tích nhu cầu tiêu thụ hàng hóa hộ gia đình Tạp chí khoa học Đại học Huế, 60 Nguyễn Quốc Nghi, Bùi Văn Trịnh Lê Thị Diệu Hiền, 2009 Hiệu sản xuất mía nguyên liệu tỉnh Hậu Giang Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 305311 Nguyễn Sỹ Minh, 2012 Đánh giá hiệu sản xuất mơ hình ni tơm sú TTCT TC Kiên Giang Sóc Trăng Luận văn tốt nghiệp cao học, Khoa Thủy sản, Trường Đại học Cần Thơ Nguyễn Thanh Bình, 2011 Đánh giá tính tổn thương xâm nhập mặn đồng sông Cửu Long Báo cáo tổng kết đề tài NCKH cấp Trường, mã số T2011-57 Nguyễn Thanh Bình, Nguyễn Thị Thanh Tâm Nguyễn Duy Cần, 2009 Các yếu tố ảnh hưởng đến thay đổi hệ thống canh tác vùng bị ảnh hưởng mặn huyện Mỹ Xuyên, tỉnh Sóc Trăng Trong kỷ yếu hội thảo “Phát triển bền vững hệ thống canh tác lúa-tôm vùng ven biển ĐBSCL”, trang 37-48 Nguyễn Thanh Long Huỳnh Văn Hiền, 2015 Phân tích hiệu kỹ thuật tài mơ hình ni tơm thẻ chân trắng tỉnh Cà Mau Tạp chí Khoa học Đại học Cần Thơ, 37, 105-111 Nguyễn Thanh Long Nguyễn Thanh Phương, 2010 Phân tích khía cạnh kinh tế kỹ thuật mơ hình ni thủy sản ven biển chủ yếu tỉnh Thủy Sản Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 14, 222 – 232 Nguyễn Thanh Long, 2016 Phân tích hiệu tài mơ hình ni tơm sú thâm canh tỉnh Cà Mau Tạp chí Khoa học Đại học Cần Thơ, 46, 89-94 Nguyễn Thanh Phương, Nguyễn Anh Tuấn, Trần Ngọc Hải, Võ Nam Sơn Dương Nhựt Long, 2014 Giáo trình ni trồng thủy sản Nhà xuất Đại học Cần Thơ Nguyễn Thị Ngọc Anh, Đinh Thị Kim Nhung Trần Ngọc Hải, 2014 Hiệu sử dụng thức ăn tôm thẻ chân trắng (litopenaeus vannamei) nuôi kết hợp với rong bún (enteromorpha sp.) rong mền (cladophoraceae) Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 31, 98-105 Nguyễn Thùy Trang, Huỳnh Việt Khải, Võ Hồng Tú, Trần Minh Hải, 2019 Cơ sở lý thuyết thực tiễn đo lường hiệu môi trường sản xuất nông nghiệp: Trường hợp nuôi tôm vùng chuyển đổi Kiên Giang Tạp chí Khoa học Đại 144 học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 115-125 Nguyễn Văn Tiển Phạm Lê Thơng, 2014 Phân tích hiệu kinh tế nông hộ trồng sen địa bàn tỉnh Đồng Tháp Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 30, 120-128 Nguyen, K T., & Fisher, T C., 2014 Efficiency analysis and the effect of pollution on shrimp farms in the Mekong River Delta Aquaculture Economics & Management, 18(4), 325-343 Nhan D K., Trung, N H., Van Sanh, N., 2011 The impact of weather variability on rice and aquaculture production in the Mekong Delta In M A Stewart & P A Coclanis (Eds.), Environmental Change and Agricultural Sustainability in the Mekong Delta (pp 437-451): Springer Nhan, D K., N Be, and N H Trung, 2007 Water use and competition in the Mekong Delta, Vietnam In "Challenges to sustainable development in the Mekong Delta: regional and national policy issues and research needs", ed by T T Be, B T Sinh and F Miller, The Sustainable Mekong Research Network, pp 143-188 Nhan, D K., N H Trung, and N Van Sanh, 2011 The impact of weather variability on rice and aquaculture production in the Mekong Delta In "Environmental Change and Agricultural Sustainability in the Mekong Delta", ed by M A Stewart and P A Coclanis, Springer, pp 437-451 Phạm Lê Thông Đặng Thị Phượng, 2015 Hiệu kinh tế mơ hình ni tơm sú thâm canh bán thâm canh Đồng Bằng Sơng Cửu Long Tạp chí Kinh tế Phát triển, 217, 46-55 Phùng Thị Hồng Gấm, Võ Nam Sơn Nguyễn Thanh Phương, 2014 Phân tích hiệu sản xuất mơ hình ni TTCT tơm sú TC tỉnh Ninh Thuận Tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ, (2): 37-43 Pittman R W., 1983 Multilateral productivity comparisons with undesirable outputs The Economic Journal, 883-891 Quan Minh Nhựt, 2010 Các nhân tố tác động đến hiệu sản xuất doanh nghiệp chế biến thủy sản khu vực ĐBSCL Tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ, 13, 137-143 Quayum, M A., & Ali, A M., 2012 Adoption and diffusion of power tillers in Bangladesh Bangladesh Journal of Agricultural Research, 37(2), 307-325 145 Rahm, MR, Huffman, WE, 1984 The adoption of reduced tillage: the role of human capital and other variables American journal of agricultural economics, 66(4), 405-413 doi: 10.2307/1240918 Reinhard S., Thijssen, G., 2000 Nitrogen efficiency of Dutch dairy farms: a shadow cost system approach European Review of Agricultural Economics, 27(2), 167-186 Reinhard S., Knox Lovell, C., Thijssen, G J., 2000 Environmental efficiency with multiple environmentally detrimental variables; estimated with SFA and DEA European Journal of Operational Research, 121(2), 287-303 Reinhard S., Lovell, C K., Thijssen, G., 1999 Econometric estimation of technical and environmental efficiency: an application to Dutch dairy farms American Journal of Agricultural Economics, 81(1), 44-60 Renaud, F G., T T H Le, C Lindener, V T Guong, and Z Sebesvari, 2015 Resilience and shifts in agro-ecosystems facing increasing sea-level rise and salinity intrusion in Ben Tre Province, Mekong Delta Climatic change, 133(1), 69-84 Rosko M D., 2001 Cost efficiency of US hospitals: a stochastic frontier approach Health Economics, 10(6), 539-551 Sakamoto, T., Van, P C., Kotera, A., Duy, K N., & Yokozawa, M., 2009 Detection of yearly change in farming systems in the Vietnamese Mekong Delta from MODIS time-series imagery Japan Agricultural Research Quarterly: JARQ, 43(3), 173-185 Schmidt P., Lovell, C K., 1979 Estimating technical and allocative inefficiency relative to stochastic production and cost frontiers Journal of Econometrics, 9(3), 343-366 Schmidt P., Lovell, C K., 1980 Estimating stochastic production and cost frontiers when technical and allocative inefficiency are correlated Journal of Econometrics, 13(1), 83-100 Sharma, K R., Leung, P., Chen, H., & Peterson, A., 1999 Economic efficiency and optimum stocking densities in fish polyculture: an application of data envelopment analysis (DEA) to Chinese fish farms Aquaculture, 180(3-4), 207-221 146 Sidibé, A, 2005 Farm-level adoption of soil and water conservation techniques in northern Burkina Faso Agricultural water management, 71(3), 211-224 doi: 10.1016/j.agwat.2004.09.002 Smajgl, A., Toan, T Q., Nhan, D K., Ward, J., Trung, N H., Trí, L Q., Tri, V.P.D & Vu, P T., 2015 Responding to rising sea levels in the Mekong Delta Nature Climate Change, 5(2), 167 Son, V N., Phuong, N T., Hai, T N., & Yakupitiyage, A., 2011 Production and economic efficiencies of intensive black tiger prawn (Penaeus monodon) culture during different cropping seasons in the Mekong delta, Vietnam Aquaculture international, 19(3), 555-566 Soule, M J., Tegene, A., & Wiebe, K D., 2000 Land tenure and the adoption of conservation practices American journal of agricultural economics, 82(4), 993-1005 Thái Thanh Hà, 2009 Đánh giá hiệu sản xuất cao su thiên nhiên hộ gia đình tỉnh Kon Tum phương pháp phân tích đường giới hạn (DEA) hồi quy Tobit regression Tạp chí Khoa học Cơng nghệ, Đại học Đà Nẵng, 4(3) 2009 Thanh Nguyen, T., Hoang, V N., & Seo, B., 2012 Cost and environmental efficiency of rice farms in South Korea Agricultural Economics, 43(4), 369-378 Tobin, J., 1958 Estimation of relationships for limited dependent variables Econometrica: journal of the Econometric Society, 24-36 Trần Ái Kết Nguyễn Thành Tích, 2014 Phân tích yếu tố ảnh hưởng tới tính dụng thương mại trang trại ni trồng thủy sản tỉnh Kiên Giang Tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ, 31, 132-138 Trần Ái Kết Thái Thanh Thoảng, 2013 Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng tới tiếp cận tín dụng tiêu dùng ngân hàng thương mại hộ gia đình địa bàn thành phố Cần Thơ Tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ, 28, 26-32 Trang, N.T., Khai, H.V., Tu, V.H and Hong, N.B., 2018 Environmental efficiency of transformed farming systems: a case study of change from sugarcane to shrimp in the Vietnamese Mekong Delta Forestry Research and Engineering: International Journal, 2(2), p 56-62 Trương Hoàng Minh, Trần Hoàng Tuân & Trần Trọng Tân, 2013 So sánh hiệu sản xuất hai mơ hình tơm sú-lúa ln canh truyền thống cải tiến tỉnh Kiên 147 Giang Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 28, 143-150 Tu H V., Yabe, M., 2015 Technical Efficiency of Ecologically Engineered Rice Production in the Mekong Delta of Vietnam: Application of SFA Global Journal of Science Frontier Research, 15(5) Tu V H., Trang, N T., 2015 Cost Efficiency of Rice Production in Vietnam: An Application of Stochastic Translog Variable Cost Frontier Asian Journal of Agricultural Extension, Economics & Sociology, 8(1) Tu V H., 2017 Resource use efficiency and economic losses: implications for sustainable rice production in Vietnam Environment, Development and Sustainability, 1-16 Tu V H., Yabe, M., Trang, N T., Khai, H V., 2015 Environmental Efficiency of Ecologically Engineered Rice Production in the Mekong Delta of Vietnam J Fac Agr., Kyushu Univ 60(2), 493-500 Tu, V H., Can, N D., Takahashi, Y., & Yabe, M., 2018 Water Use Efficiency in Rice Production: Implications for Climate Change Adaptation in the Vietnamese Mekong Delta Process Integration and Optimization for Sustainability, 2(3), 221-238 Tu, V H., Can, N D., Takahashi, Y., Kopp, S W., & Yabe, M., 2019 Technical and environmental efficiency of eco-friendly rice production in the upstream region of the Vietnamese Mekong delta Environment, Development and Sustainability, 21(5), 2401-2424 Tu, V H., Can, N D., Takahashi, Y., Kopp, S W., & Yabe, M., 2018 Modelling the factors affecting the adoption of eco-friendly rice production in the Vietnamese Mekong Delta Cogent Food & Agriculture, 4(1), 1432538 Uddin, M., Bokelmann, W., & Entsminger, J., 2014 Factors affecting farmers’ adaptation strategies to environmental degradation and climate change effects: A farm level study in Bangladesh Climate, 2(4), 223-241 Viện Kinh tế Quy hoạch Thủy sản, 2015 Báo cáo tổng hợp: Quy hoạch nuôi tôm nước lợ vùng Đồng Bằng Sông Cửu Long đến năm 2020, tầm nhìn 2030 Viện Kinh tế Quy hoạch Thủy sản, Bộ Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Viện Nghiên cứu Nuôi trồng Thủy sản 1, 2013 Đề án: kiểm sốt nhiễm mơi trường ni trồng thủy sản (tơm, cá tra) đến năm 2020 Viện nghiên cứu nuôi trồng thủy 148 sản 1, Bộ Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Võ Hồng Tú, Nguyễn Thùy Trang & Phan Văn Hiệp, 2019 Đánh giá tác động ứng dụng giới hóa đến thu nhập nơng hộ trồng mía tỉnh Hậu Giang Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 150-156 Võ Hồng Tú, 2015 Ứng dụng phương pháp phân tích giới hạn sản xuất ngẫu nhiên để đo lường hiệu môi trường hoạt động sản xuất nơng nghiệp Tạp chí Khoa học Phát triển, 13(8), 1519-1526 Wang H.-J., Schmidt, P., 2002 One-step and two-step estimation of the effects of exogenous variables on technical efficiency levels Journal of Productivity Analysis, 18(2), 129-144 Wang, N, Gao, Y, Wang, Y, Li, X., 2016 Adoption of eco-friendly soil-management practices by smallholder farmers in Shandong Province of China Soil Science and Plant Nutrition, 62(2), 185-193 doi: 10.1080/00380768.2016.1149779 Wang, N., Gao, Y., Wang, Y., & Li, X., 2016 Adoption of eco-friendly soilmanagement practices by smallholder farmers in Shandong Province of China Soil Science and Plant Nutrition, 62(2), 185-193 Wassmann R., Hien, N X., Hoanh, C T., Tuong, T P., 2004 Sea level rise affecting the Vietnamese Mekong Delta: water elevation in the flood season and implications for rice production Climatic Change, 66(1-2), 89-107 Weir, S., & Knight, J., 2000 Education externalities in rural Ethiopia: Evidence from average and stochastic frontier production functions University of Oxford, Institute of Economics and Statistics, Centre for the Study of African Economies Weir, S., 1999 The effects of education on farmer productivity in rural Ethiopia The Centre for the Study of African Economies Working Paper Series, 91 World Bank, 2016 Vietnam Development Report 2016: Transforming Vietnames Agriculture: Gaining more from less Hong Duc Publishing House Worthington A C., 2000 Cost Efficiency in Australian Local Government: A Comparative Analysis of Mathematical Programming anf Econometrical Approaches Financial Accountability & Management, 16(3), 201-223 Zhou, S., Herzfeld, T., Glauben, T., Zhang, Y., & Hu, B., 2008 Factors affecting Chinese farmers' decisions to adopt a water‐ saving technology Canadian 149 Journal of Agricultural Economics/Revue canadienne d'agroeconomie, 56(1), 51-61 150 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Kết kiểm định LR hàm chi phí Cobb-Douglas translog Likelihood-ratio test of sigma_u=0: chibar2(01) = 1.53 lrtest semi Prob>=chibar2 = 0.108 Likelihood-ratio test LR chi2(28) = 51.41 (Assumption: nested in semi) Prob > chi2 = 0.0045 Phụ lục 2: Kết kiểm định LR hàm chi phí bước hai bước Likelihood-ratio test (Assumption: nested in full) LR chi2(9) = Prob > chi2 = 19.0564 0.0646 Phục lục 3: Ma trận tương quan biến độc lập hàm chi phí corr lnta lnthuoc lnnguyelieu lngiong lnlaodong lnother lny (obs=125) lnta lnta 1.0000 lnthuoc lnnguyelieu lngiong lnlaodong lnother lny 0.0319 0.0718 0.0395 -0.0539 0.0468 0.0210 lnthuoc lnnguy~u 1.0000 0.6578 0.0987 -0.4164 0.2697 0.5591 1.0000 0.1358 -0.5320 0.4380 0.5911 151 lngiong lnlaod~g 1.0000 0.0065 0.2445 0.2952 1.0000 -0.1394 -0.3238 lnother lny 1.0000 0.4848 1.0000 Phụ lục 4: Kết kiểm định khác biết hai nhóm hộ ni tơm Sóc Trăng Kiên Giang ước lượng hàm chi phí Stoc frontier normal/half-normal model Wald chi2(13) Log likelihood = -33.234722 lncost lnta lnthuoc lnnguyelieu lngiong lnlaodong lnother lny Location Localnta Localnthuoc Localnnguyenlieu Localngiong Coef Number of obs Prob > chi2 Std Err z 2955225 2844215 [95% Conf Interval] 0.299 -.2619333 0.118 0.000 0.437 0.786 0.065 0.000 0.644 0.549 0.232 0.011 0.535 125 614.10 0.0000 8529783 0285961 0427586 3286661 4026385 0340369 0452498 7.66471 449941 0420144 0586793 4326046 1.56 5.42 0.78 -0.27 1.85 11.34 0.46 -0.60 -1.19 -2.53 -0.62 1385872 4899201 9.109693 5.768033 0.28 1.58 /lnsig2v -2.546054 3065366 -8.31 0.000 -3.146855 -1.945253 /lnsig2u -2.830584 1.077863 -2.63 0.009 -4.943157 -.7180103 Localnlaodong _cons 0446967 2317587 2552897 -.1091615 0628276 5130982 3.54024 -.2694361 -.0501649 -.1483321 -.268416 1.04 P>|z| = = = -.0113505 100744 1479533 315564 -.3888841 8994634 -.8983184 6799954 -.0038835 1295387 4244102 6017862 -11.48232 18.5628 -1.151304 6124321 -.1325116 0321819 -.2633415 -.0333227 -1.116305 5794734 0.777 -.8216384 0.114 -2.195445 1.098813 20.41483 sigma_v 2799828 0429125 2073334 3780886 sigma_u sigma2 lambda 2428547 1308821 1373688 0448101 8673916 169028 0844515 0495425 5361028 6983707 2251951 1.19868 Likelihood-ratio test of sigma_u=0: chibar2(01) = 0.39 152 Prob>=chibar2 = 0.265 Phụ lục 5: Kết ước lượng hàm chi phí biên ngẫu nhiên theo bước Stoc frontier normal/tnormal model Wald chi2(33) = Prob > chi2 Log likelihood = -9.2709 Number of obs = = Std Err z P>|z| 125 228.33 0.0000 lncost Coef [95% Conf Interval] lnta lnthuoc lnnguyelieu lngiong lnlaodong lnother lny lnta2 lnthuoc2 lnnguyelieu2 lngiong2 lnlaodong2 lnother2 lny2 lntalnthuoc lntalnnguyelieu lntalngiong lntalnlaodong lntalnother lntalny lnthuoclnnguyelieu lnthuoclngiong lnthuoclnlaodong lnthuoclnother lnthuoclny lnnguyelieulngiong lnnguyelieulnlaodong lnnguyelieulnother lnnguyelieulny lngionglnlaodong lngionglnother lngionglny lnlaodonglnother lnlaodonglny lnotherlny _cons 8.578647 2.838219 -.9868973 -7.975289 -18.26706 -.6369868 -4.923417 4146704 0156821 -.002882 1.227993 1.338501 0485264 2073335 -.1725298 2665828 3173506 -.5551357 -.3997055 -.1827129 0089419 -.2257464 0391711 -.0535002 0240441 0477222 -.1520167 0172015 -.0501754 -.1414631 3374264 -.373094 2394517 6291447 -.0044804 117.3083 54.60348 3.716128 4.252863 42.04281 45.16053 6.673172 8.64687 1.451598 0185389 0285997 1.6272 2.053701 0419226 1033516 2624968 3285898 2.522355 4.184141 5181323 6080893 0154689 2277028 1733047 0238753 0346161 3109128 2542434 0229145 0486513 2.35864 510348 309722 3002531 4818458 0581523 551.5703 0.16 0.76 -0.23 -0.19 -0.40 -0.10 -0.57 0.29 0.85 -0.10 0.75 0.65 1.16 2.01 -0.66 0.81 0.13 -0.13 -0.77 -0.30 0.58 -0.99 0.23 -2.24 0.69 0.15 -0.60 0.75 -1.03 -0.06 0.66 -1.20 0.80 1.31 -0.08 0.21 0.875 0.445 0.816 0.850 0.686 0.924 0.569 0.775 0.398 0.920 0.450 0.515 0.247 0.045 0.511 0.417 0.900 0.894 0.440 0.764 0.563 0.321 0.821 0.025 0.487 0.878 0.550 0.453 0.302 0.952 0.509 0.228 0.425 0.192 0.939 0.832 -98.44221 -4.445257 -9.322356 -90.37768 -106.7801 -13.71616 -21.87097 -2.430409 -.0206536 -.0589363 -1.961261 -2.686679 -.0336404 004768 -.687014 -.3774413 -4.626375 -8.755902 -1.415226 -1.374546 -.0213765 -.6720356 -.3004998 -.1002949 -.0438021 -.5616558 -.6503245 -.0277102 -.1455303 -4.764313 -.6628373 -.980138 -.3490335 -.3152556 -.1184567 -963.7497 115.5995 10.1217 7.348562 74.4271 70.24595 12.44219 12.02414 3.25975 0520177 0531723 4.417247 5.363681 1306932 409899 3419545 9106069 5.261076 7.645631 6158152 1.00912 0392603 2205428 378842 -.0067055 0918904 6571002 3462912 0621131 0451794 4.481387 1.33769 23395 827937 1.573545 109496 1198.366 edu exp organization pond_size density Ponds Distance Labor _cons 0291692 0414799 3565043 -1.137811 -.0268895 1.039917 -.0043065 -.0038761 -.1241001 1294551 1184322 1.89429 4575064 0152991 4367815 0059235 6325979 2.188987 0.23 0.35 0.19 -2.49 -1.76 2.38 -0.73 -0.01 -0.06 0.822 0.726 0.851 0.013 0.079 0.017 0.467 0.995 0.955 -.2245582 -.1906429 -3.356236 -2.034507 -.0568752 1838406 -.0159163 -1.243745 -4.414435 2828966 2736028 4.069244 -.2411144 0030963 1.895993 0073033 1.235993 4.166235 _cons -.6077182 4373055 -1.39 0.165 -1.464821 2493848 _cons -2.919253 1793133 -16.28 0.000 -3.270701 -2.567806 Frontier Mu Usigma Vsigma sigma_u sigma_v lambda 7379648 232323 3.17646 161358 0208293 165139 4.57 11.15 19.24 153 0.000 0.000 0.000 4807487 1948841 2.852794 1.1328 2769543 3.500127 Phụ lục 6: Kết kiểm định LR hàm sản xuất Cobb-Douglas translog Likelihood-ratio test of sigma_u=0: chibar2(01) = 0.00 lrtest semi Prob>=chibar2 = 1.000 Likelihood-ratio test LR chi2(15) = 23.80 (Assumption: nested in semi) Prob > chi2 = 0.0686 Phụ lục 7: Kết kiểm định LR hàm sản xuất bước hai bước lrtest full Likelihood-ratio test (Assumption: nested in full) LR chi2(9) = Prob > chi2 = Phụ lục 8: Ma trận tương quan biến độc lập hàm sản xuất corr lnZ1 lnZ2 lnZ3 lnX1 lnX2 (obs=125) lnZ1 lnZ1 1.0000 lnZ2 lnZ3 lnX1 lnX2 0.4964 0.5362 0.7178 0.6058 lnZ2 lnZ3 lnX1 lnX2 1.0000 0.3807 0.3668 0.3277 1.0000 0.4868 0.4714 1.0000 0.4803 1.0000 154 14.97 0.0918 Phụ lục 9: Phụ lục 4: Kết kiểm định khác biệt hai nhóm hộ ni tơm Sóc Trăng Kiên Giang ước lượng hàm sản xuất Stoc frontier normal/half-normal model Wald chi2(11) Log likelihood = -74.944852 lnY Coef lnZ1 5734404 lnZ2 lnZ3 lnX1 lnX2 Location Locaz1 Locaz2 Locaz3 Locax1 Locax2 _cons Number of obs Prob > chi2 Std Err = = = 125 408.84 0.0000 z P>|z| [95% Conf Interval] 1103544 5.20 0.000 3571497 7897311 1338433 -.0151225 -.0726855 171102 2366642 2356902 -.1024674 0483517 -.0328002 -.2357579 2.508663 0569922 0789108 1317664 1051112 2.718704 1405679 0723922 1021484 2180563 1240581 1.319194 2.35 -0.19 -0.55 1.63 0.09 1.68 -1.42 0.47 -0.15 -1.90 1.90 0.019 0.848 0.581 0.104 0.931 0.094 0.157 0.636 0.880 0.057 0.057 0221406 -.1697848 -.330943 -.0349122 -5.091897 -.0398179 -.2443535 -.1518555 -.4601827 -.4789074 -.0769105 245546 1395398 185572 3771163 5.565225 5111983 0394187 2485588 3945824 0073916 5.094237 /lnsig2v -1.639775 1454186 -11.28 0.000 -1.92479 -1.354759 /lnsig2u -7.505647 69.50478 -0.11 0.914 -143.7325 128.7212 sigma_v 4404813 0320271 381977 5079462 sigma_u sigma2 lambda 0234514 1945738 0532405 8149933 0345913 8312102 6.15e-32 126776 -1.575902 8.94e+27 2623715 1.682383 Likelihood-ratio test of sigma_u=0: chibar2(01) = 0.00 155 Prob>=chibar2 = 1.000 Phụ lục 10: Kết ước lượng hàm sản xuất ngẫu nhiên theo bước Stoc frontier normal/tnormal model Log likelihood = Number of obs = Wald chi2(20) = Prob > chi2 = 125 519.76 0.0000 -59.2113 lnY Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lnZ1 lnZ2 lnZ3 lnX1 lnX2 lnZ1lnZ1 lnZ1lnZ2 lnZ1lnZ3 lnZ1lnX1 lnZ1lnX2 lnZ2lnZ2 lnZ2lnZ3 lnZ2lnX1 lnZ2lnX2 lnZ3lnZ3 lnZ3lnX1 lnZ3lnX2 lnX1lnX1 lnX1lnX2 lnX2lnX2 _cons 1.492548 5587517 1.209248 -.2957546 185127 003662 0578945 -.0950598 -.0326536 0313108 -.1042952 -.0282033 0232303 -.0058051 -.0370005 -.0124227 0898759 0609862 -.0986773 -.0020353 -7.847975 584083 4956128 8089573 1.315545 1.033379 0845574 0441161 0604959 0534786 0848345 0440331 0421064 0384011 0503107 0511963 0425167 0594531 073423 0756578 042508 10.76666 2.56 1.13 1.49 -0.22 0.18 0.04 1.31 -1.57 -0.61 0.37 -2.37 -0.67 0.60 -0.12 -0.72 -0.29 1.51 0.83 -1.30 -0.05 -0.73 0.011 0.260 0.135 0.822 0.858 0.965 0.189 0.116 0.541 0.712 0.018 0.503 0.545 0.908 0.470 0.770 0.131 0.406 0.192 0.962 0.466 3477665 -.4126316 -.3762796 -2.874176 -1.840259 -.1620675 -.0285714 -.2136295 -.1374699 -.1349618 -.1905984 -.1107303 -.0520345 -.1044122 -.1373434 -.0957539 -.0266501 -.0829202 -.2469638 -.0853494 -28.95024 2.63733 1.530135 2.794775 2.282667 2.210513 1693915 1443605 02351 0721626 1975834 -.017992 0543237 0984952 0928019 0633424 0709085 2064019 2048926 0496093 0812788 13.25429 edu exp credit density Location Labor Ponds Water _cons Usigma -.035155 -.307404 9039348 -.045975 4.255139 3753234 6806899 1232673 -3.494457 0794041 1985335 1.022003 0220607 2.844215 3067859 3708194 1537249 3.062238 -0.44 -1.55 0.88 -2.08 1.50 1.22 1.84 0.80 -1.14 0.658 0.122 0.376 0.037 0.135 0.221 0.066 0.423 0.254 -.1907842 -.6965225 -1.099154 -.0892131 -1.319419 -.225966 -.0461028 -.1780279 -9.496333 1204743 0817145 2.907024 -.0027369 9.829698 9766127 1.407483 4245625 2.507419 _cons -1.794893 8346496 -2.15 0.032 -3.430776 -.1590094 _cons sigma_u -1.90811 4076092 1336147 1701054 -14.28 2.40 0.000 0.017 -2.16999 1798939 -1.64623 9235737 sigma_v lambda 385176 1.058241 0257326 173801 14.97 6.09 0.000 0.000 3379035 7175978 4390619 1.398885 Frontier Mu Vsigma 156 Phụ lục 11: Kết hồi quy Tobit yếu tố ảnh hưởng đến hiệu môi trường Number of obs = Tobit regression LR chi2(11) Prob > chi2 Log likelihood = -447.34999 EE Coef = = Pseudo R2 Std Err t P>|t| = 125 51.41 0.0000 0.0543 [95% Conf Interval] edu 0532151 2258314 0.24 0.814 -.3941551 exp organization extension density pond_size Location Labor Ponds Distance Water_intake _cons 5762305 8948443 -.2864928 0684677 4495478 -5.735006 -1.16178 -2.124948 0000344 2.608034 88.82996 1745367 2.902839 1.859114 0181156 2417962 2.148719 7590951 7944263 0051551 1.733269 3.851381 3.30 0.31 -0.15 3.78 1.86 -2.67 -1.53 -2.67 0.01 1.50 23.06 0.001 0.758 0.878 0.000 0.066 0.009 0.129 0.009 0.995 0.135 0.000 2304748 9219863 -4.855657 6.645346 -3.969382 3.396397 0325807 1043546 -.0294487 9285443 -9.991602 -1.47841 -2.665541 341982 -3.698701 -.5511958 -.0101779 0102467 -.8255581 6.041625 81.2004 96.45951 /sigma 8.669936 5483175 Obs summary: 7.583723 left-censored observations 125 uncensored observations right-censored observations 157 5005854 9.756148 ... VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ NGUYỄN THÙY TRANG PHÂN TÍCH HIỆU QUẢ KINH TẾ VÀ MƠI TRƯỜNG CỦA MƠ HÌNH TƠM THÂM CANH VÙNG CHUYỂN ĐỔI VEN BIỂN ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG LUẬN ÁN TIẾN SĨ NGÀNH KINH. .. đến chuyển đổi mô hình sản xuất nơng nghiệp sang tơm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL); (2) Phân tích hiệu kinh tế, mơi trường yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế mơi trường. .. Phân tích yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi mơ hình sản xuất nông nghiệp sang tôm thâm canh vùng chuyển đổi ven biển ĐBSCL; - Phân tích hiệu kinh tế, môi trường yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế