PGS.TS. Quan Minh Nhựt
Trường Đại học Cần Thơ
ThS. Phạm Thị Hồng Như
Trường Đại học Kiên Giang
ThS. Trần Hoàng Khánh Vy
Trường Đại học Kỹ thuật – Công nghệ Cần Thơ
ThS. Nguyễn Thanh Tâm
Trường Cao đẳng Cộng đồng Đồng Tháp
(Quanlynhanuoc.vn) – Nông nghiệp là ngành đóng góp cho sự ổn định kinh tế, Việt Nam cũng đã dựa vào nông nghiệp ổn định tình hình trong các năm lạm phát, suy thoái kinh tế. Theo nhận định của các chuyên gia kinh tế, trong tương lai, nông nghiệp là một trong những ngành quan trọng tạo ra sự giàu có cho quốc gia. Để nền nông nghiệp phát triển bền vững hiệu quả, thì việc chú trong đẩy mạnh sản xuất nông nghiệp quy mô lớn đóng vai trò quan trọng.
Từ khóa: Sản xuất hàng hóa, ngành Nông nghiệp, phát triển bền vững, quản lý nhà nước.
1. Đặt vấn đề
Sản xuất nông nghiệp quy mô lớn là sản xuất một loại sản phẩm có chất lượng giống nhau, với một số lượng lớn, trên một địa bàn tập trung. Mục tiêu của sản xuất nông nghiệp quy mô lớn nhằm đạt các mục tiêu: nâng cao sự đồng đều về chất lượng với một số lượng sản phẩm lớn nhằm chiếm lĩnh một thị trường nhất định; tạo điều kiện để sử dụng những công nghệ sản xuất tiên tiến, nhằm tiết kiệm chi phí, hạ giá thành sản phẩm. Bên cạnh đó, tạo điều kiện để tăng năng suất lao động và năng suất đất đai; tạo điều kiện để thực hiện sự phân công lao động tốt nhất, tận dụng những kinh nghiệm và kỹ năng cao nhất nhằm nâng cao hiệu quả kinh tế cho những người tham gia lao động…
Tuy nhiên, hiện nay nền kinh tế nông nghiệp nước ta vẫn còn là nền nông nghiệp manh mún, nhỏ lẻ, tự phát. Theo đánh giá của Tổng cục Thống kê, dù cả 3 hình thức tổ chức sản xuất có quy mô tương đối lớn và phát triển khá nhanh trong sản xuất nông, lâm nghiệp và thủy sản (hộ, hợp tác xã và doanh nghiệp) nhưng số đơn vị không nhiều, quy mô sản xuất cũng rất khiêm tốn. Tính đến 31/12/2022, cả nước có 29.378 hợp tác xã; 24.075 trang trại (Tổng cục Thống kê, 2024).
Bên cạnh nguyên nhân do chưa có chính sách, cơ chế đặc thù tạo điều kiện cho sản xuất quy mô lớn phát triển thì một nguyên nhân quan trọng là nhận thức của người dân còn khá hạn chế đối với việc sản xuất nông nghiệp tập trung theo quy mô lớn. Chính vì vậy, cần phải có những nghiên cứu khoa học thực tiễn chỉ ra những ưu khuyết điểm phát triển sản xuất nông nghiệp theo quy mô lớn. Từ đó, giúp cho người dân nhận thức được tầm quan trọng của việc sản xuất theo quy mô lớn hướng tới phát triển sản xuất nông nghiệp theo mô hình hợp tác xã, trang trại,… Do đó, nghiên cứu sự ảnh hưởng của quy mô đến hiệu quả sản xuất, trường hợp điển hình trong sản xuất lúa là cần thiết.
2. Cơ sở lý luận
Hiệu quả sản xuất trong nông nghiệp có thể đo lường bởi hiệu quả kỹ thuật, hiệu quả phân bổ và hiệu quả kinh tế. Trong đó, hiệu quả kỹ thuật (Technical Efficiency- TE) là khả năng tạo ra mức sản lượng đầu ra lớn nhất từ một tập hợp các đầu vào nhất định và công nghệ hiện có. Hiệu quả phân bổ (Allocative Efficiency- AE) là khả năng lựa chọn tối ưu các yếu tố đầu vào tại các mức giá cả của chúng. Lợi nhuận hay kết quả đạt được sau quá trình sản xuất với chi phí bỏ ra đó là hiệu quả kinh tế (Economic Efficiency- EE) (Battese và Coelli, 1995).
Dựa trên lý thuyết kinh tế sản xuất, có hai phương pháp ước lượng hiệu quả kỹ thuật là phương pháp phi tham số (phương pháp màng bao dữ liệu DEA) và phương pháp tham số (SFA). Hoạt động sản xuất nông nghiệp có nhiều rủi ro ngẫu nhiên, như: thiên tai, dịch bệnh,… Do vậy, nghiên cứu này sử dụng phương pháp tham số với sự tích hợp sai số ngẫu nhiên trong ước lượng. Hàm sản xuất biên ngẫu nhiên được đề xuất bởi Aigner và cộng sự (1977); và được phát triển bởi Coelli và cộng sự (2005). Đặc điểm cơ bản của hàm sản xuất biên ngẫu nhiên là phần sai số với hai thành phần được giả định là độc lập với nhau: một phần đối xứng thể hiện sai số thống kê do tác động bởi yếu tố ngẫu nhiên và một phần sai số một bên biểu hiện ảnh hưởng của sự phi hiệu quả trong mô hình. Hàm sản xuất biên ngẫu nhiên có dạng sau:
Trong đó: Yi: là năng suất hoặc sản lượng của nông hộ thứ i; xji là yếu tố sản xuất đầu vào thứ j của nông hộ thứ i; β là hệ số cần ước lượng; vi là sai số thống kê do tác động bởi các yếu tố ngẫu nhiên và được giả định có phân phối chuẩn (v ~ N) và độc lập với ui. ui là phần phi hiệu quả kỹ thuật được giả định lớn hơn hoặc bằng 0 (non – negative) và có phân phối bán chuẩn (u ~ |(N|). Nếu u = 0, hoạt động sản xuất của hộ nằm trên đường sản xuất biên (frontier), tức đạt mức năng suất hoặc sản lượng tối đa dựa trên các yếu tố sản xuất và kỹ thuật hiện có. Nếu ui > 0, hoạt động sản xuất của hộ nằm dưới đường sản xuất biên (frontier), có nghĩa là năng suất hoặc sản lượng thực tế (Yi) thấp hơn năng suất hoặc sản lượng tối đa (Y*) và hiệu số giữa Y* và Yi là phần phi hiệu quả kỹ thuật; hiệu số này càng lớn, hiệu quả kỹ thuật càng thấp (Coelli và cộng sự, 2005).
Hiệu quả kỹ thuật của từng nông hộ (TE) được xem xét dựa trên tỷ lệ sản lượng thực tế so với sản lượng biên (sản lượng tối đa) tương ứng với công nghệ kỹ thuật hiện có (Coelli và cộng sự, 2005). Hiệu quả kỹ thuật của nông hộ thứ i trong hàm sản xuất biên ngẫu nhiên như sau:
Trong đó, Yi là mức năng suất hoặc sản lượng thực tế của nông hộ i; Yi* là mức năng suất hoặc sản lượng biên (sản lượng tối đa) của nông hộ i. Xi là yếu tố sản xuất đầu vào thứ i; β là hệ số cần ước lượng; Vi là sai số thống kê như đã định nghĩa trên. Khi TEi = 1 thì Yi đạt giá trị lớn nhất. Trong trường hợp TEi < 1 thể hiện sự thiếu hụt sản lượng thực tế của nông hộ i so với sản lượng tối đa có thể đạt được.
3. Phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu trong nghiên cứu này là dữ liệu không gian (cross-sectional data) được điều tra vào từ 109 hộ dân trồng lúa. Số liệu điều tra trực tiếp bằng bảng câu hỏi bao gồm các thông tin về số lượng sử dụng các yếu tố đầu vào trong sản xuất như giống, phân bón, thuốc nông dược, lao động và năng suất, sản lượng đầu ra của nông hộ ở vụ Đông Xuân. Ngoài ra, số liệu về diện tích đất và số thửa đất của nông hộ cũng được điều tra.
Nghiên cứu sử dụng hàm sản xuất biên ngẫu nhiên ước lượng theo phương pháp một bước (single-stage estimation) được đề xuất bởi Coelli & cộng sự. (2005); trong đó hàm sản xuất và hàm phi hiệu quả kỹ thuật được ước lượng đồng thời bằng frontier 4.1 của Coelli (2005). Hai mô hình được sử dụng phổ biến ước lượng hàm hàm sản xuất biên ngẫu nhiên là Cobb – Douglas và Translog. Tuy nhiên, do kích thước mẫu còn hạn chế nên nghiên cứu chỉ có thể áp dụng ước lượng hàm Cobb – Douglas.
Hàm sản xuất biên dạng Cobb – Douglas:
Trong đó, Yi là năng suất lúa của nông hộ thứ i (tấn/ha); Xji (j=1,2,…,6) là các yếu tố đầu vào trong sản xuất, bao gồm: X1i là số lượng lúa giống (kg/ha); X2i, X3i, X4i lần lượt là khối lượng N, khối lượng P2O5 và khối lượng K2O được chiết tính từ phân đạm, phân lân, phân kali và phân hỗn hợp N-P-K sử dụng (kg/ha); X5i là lượng hoạt chất bình quân thuốc nông dược sử dụng (l/ha); X6i là số ngày công lao động (ngày công/ha). vi: sai số ngẫu nhiên và được giả định có phân phối chuẩn (v ~N) và độc lập với ui. ui: là phần sai số do kém hiệu quả kỹ thuật.
Phương pháp ước lượng một bước, Ui trong công thức (3) là hàm phi hiệu quả kỹ thuật, được sử dụng để giải thích các yếu tố ảnh hưởng đến phi hiệu quả kỹ thuật. Dấu âm của hệ số ước lượng trong hàm phi hiệu quả kỹ thuật được giải thích quan hệ thuận chiều với hiệu quả kỹ thuật và ngược lại.
Hàm phi hiệu quả kỹ thuật có dạng:
Trong đó: TIEi là hệ số phi hiệu quả kỹ thuật của hộ i; Zji (j = 1, 2, …,6) là các yếu tố ảnh hưởng đến phi hiệu quả kỹ thuật, bao gồm Z1 là mức độ manh mún đất đai (nghiên cứu sử dụng chỉ số simpson đo lường mức độ manh mún đất đai. Chỉ số Simpson được tính bằng công thức:
Trong đó, si là tỷ lệ diện tích mảnh thứ i trong tổng diện tích đất canh tác và N là tổng số mảnh đất mà hộ đang canh tác); Z2 là diện tích đất bình quân một thửa. Đo lường bằng tổng diện tích chia cho tổng số thửa của hộ (ha).
4. Kết quả và thảo luận
(1) Đặc điểm quy mô trồng lúa các hộ được khảo sát
Đặc điểm của hộ trồng lúa tại địa bàn điều tra được trình bày ở bảng 1. Diện tích bình quân của 109 hộ được khảo sát tại huyện Tam Nông, tỉnh Đồng Tháp là 1,864 ha/hộ. Trong đó, hộ có diện tích bình quân lớn nhất là 3,0 ha và hộ có diện tích thấp nhất là 1,3 ha. Số thửa đất trung bình tại huyện Tam Nông, tỉnh Đồng Tháp là 1,312 thửa; hộ có thửa đất cao nhất là 3 thửa và hộ có thửa đất thấp nhất là 1 thửa. Chỉ số simpson của nông hộ được khảo sát là 0,224 cho thấy, mức độ manh mún của nông hộ khá ít. Trong đó, hộ có chỉ số simpson thấp nhất là 0 và hộ có chỉ số simpson cao nhất là 0,62.
Bảng 1: Đặc điểm quy mô trồng lúa của nông hộ
| Khoản mục | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Nhỏ nhất | Lớn nhất |
| Diện tích bình quân (ha/hộ) | 1,864 | 0,597 | 1,30 | 3,00 |
| Số thửa | 1,312 | 0,504 | 1,00 | 3,00 |
| Chỉ số simpson | 0,144 | 0,224 | 0,00 | 0,62 |
| Tổng quan sát | 109 |
(2) Năng suất và các yếu tố đầu vào
Mật độ sạ là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến năng suất của lúa. Nếu nông dân gieo sạ thưa sẽ không đạt năng suất nhưng nếu gieo sạ quá dày sẽ dẫn đến cây lúa yếu, cây dễ đỗ ngã, chuột và sâu bệnh tập trung phá hoại nhiều; cây lúa không đẻ thêm được chồi mới mà phần lớn nhiều cây bị chết đi, tuy số bông có nhiều hơn nhưng số hạt chắc trên bông lại ít, tỷ lệ lép và lửng nhiều nên năng suất thấp. Kết quả nghiên cứu cho thấy, lượng giống mà các nông hộ trồng lúa trung bình là 133kg/ha, trong đó, gần 80% sử dụng phương thức gieo sạ lan (thống kê từ số liệu điều tra). Trong khi đó mật độ trung bình theo khuyến cáo mật độ sạ hàng là từ 100 – 120 kg/ha và sạ lan từ 160 – 180 kg/ha (Viện Lúa đồng bằng sông Cửu Long, 2011).
Phân bón đóng vai trò hết sức quan trọng đến khả năng phát triển, năng suất, chất lượng cây lúa. Hiện nay, với tình trạng chất lượng đất ngày càng giảm, bạc màu và thoái hóa do thời gian dài người dân thâm canh tăng vụ và vùng đê bao không nhận được phù sa bồi đắp, chỉ có phân bón là nguồn cung cấp dinh dưỡng chủ yếu cho cây lúa và quyết định năng suất của cây. Nếu bón phân cân đối, hợp lý thì sẽ giúp năng suất của cây tăng cao, phát triển vượt trội không có hiện tượng mất mùa, hạn chế sâu bệnh hại, nâng cao chất lượng nông sản. Nhưng nếu bón phân không hợp lý thì cây sẽ phát triển không cân đối, cho năng suất thấp, chất lượng nông sản kém, sâu bệnh hại nhiều. Kết quả khảo sát cho thấy, lượng phân bón cho cây lúa trung bình của nông hộ cụ thể như sau: lượng phân đạm nguyên chất bình quân là 75,6kg/ha; lượng phân lân nguyên chất là 71,1kg/ha; lượng phân kali nguyên chất là 53,6kg/ha.
Thuốc nông dược (hay còn gọi là thuốc bảo vệ thực vật) là thuật ngữ chung chỉ thuốc trừ dịch hại bao gồm thuốc trừ sâu, thuốc diệt nấm, thuốc diệt cỏ và các loại thuốc trừ các dịch hại khác. Thuốc nông dược là các sản phẩm hóa chất được dùng ngăn ngừa, phòng trừ và tiêu diệt các đối tượng gây hại cho lúa hay để điều hòa, kích thích sinh trưởng cho lúa từ đồng ruộng cho đến kho bảo quản. Việc sử dụng thuốc nông dược đem lại nhiều lợi ích kinh tế, kỹ thuật cho nông hộ giúp tăng năng suất, chất lượng lúa. Ðồng thời, diệt trừ sinh vật gây hại nhanh, triệt để, có thể chặn đứng dịch hại trong thời gian ngắn. Tuy nhiên, để sử dụng thuốc nông dược an toàn, hiệu quả, nông hộ cần phải thực hiện nguyên tắc bốn đúng bao gồm: đúng thuốc, đúng lúc, đúng liều lượng và nồng độ, đúng cách.
Kết quả khảo sát cho thấy, lượng hoạt chất thuốc nông dược bình quân nông hộ sử dụng là 0,61 l/ha. Có sự chênh lệch khá lớn trong việc sử dụng thuốc nông dược giữa các nông hộ, điều này được thể hiện qua sai số chuẩn khá lớn 0,299. Trong đó, nông hộ sử dụng lượng thuốc nông dược thấp nhất là 0,17 l/ha và cao nhất là 1,26 l/ha. Việc sử dụng thuốc nông dược của nông hộ hiện nay hầu hết chỉ theo kinh nghiệm bản thân, sự mách bảo của người quen hay đại lý nông nghiệp. Đa số nông không được hướng dẫn mà tự sử dụng thuốc theo thói quen và nhu cầu diệt sâu hại; tự pha tăng nồng độ gấp rưỡi, hoặc gấp đôi để diệt tận gốc sâu hại mà không biết dư lượng thuốc còn lại không những sẽ làm giảm hiệu quả mà còn ảnh hưởng trực tiếp đến môi trường sống của mình.
Bên cạnh các yếu tố đầu vào quyết định sự sinh trưởng của cây lúa thì việc chăm sóc, quản lý quá trình trồng lúa cũng phần nào quyết định đến năng suất lúa. Ngày công lao động là tổng thời gian quy ra ngày công lao động làm việc trên ruộng lúa (làm đất, sạ, làm cỏ, bón phân, phun thuốc nông dược…), bao gồm cả lao động thuê và lao động nhà.
Kết quả thống kê cho thấy, bình quân nông hộ bỏ ra khoảng thời gian 10,21 ngày công/ha cho vụ lúa Đông Xuân. Việc chăm sóc ruộng lúa giữa các nông hộ cũng có sự chênh lệch lớn thể hiện qua sai số chuẩn cao. Nông hộ giành thời gian ít nhất trung bình là 5,67 ngày/ha và nhiều nhất là 15,38 ngày/ha. Kết quả nghiên cứu cho thấy, nông hộ đạt năng suất là 5,9 tấn/ha.
(3) Kết quả ước lượng hàm sản xuất Cobb – Douglas và hàm phi hiệu quả kỹ thuật
Kết quả ước lượng cho thấy, lượng sử dụng các yếu tố đầu vào có sự ảnh hưởng khác nhau đến năng suất lúa của nông hộ với ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
Kết quả ước lượng hàm sản xuất biên Cobb – Douglas, giống có ảnh hưởng thuận đến năng suất trồng lúa của nông hộ. Điều này có nghĩa, người dân nên tăng mật độ sạ giống sẽ cho năng suất cao hơn. Nguyên nhân là do hiện nay người dân sạ chủ yếu là sạ lan với mật độ thấp hơn khuyến cáo kỹ thuật. Do đó, nông hộ cần gia tăng mật độ sạ hoặc là đổi sang phương thức sạ hàng.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, biến phân đạm tỷ lệ nghịch với năng suất trồng lúa, trong khi đó biến phân lân và phân kali tỷ lệ thuận với năng suất trồng lúa của nông hộ. Điều này có nghĩa, nông dân cần phải giảm lượng phân đạm, đồng thời, tăng cường bón phân lân và phân kali để đạt năng suất cao hơn. Các kết quả ước lượng là khá phù hợp với tình hình sản xuất lúa của nông hộ tại đồng bằng sông Cửu Long.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, biến thuốc nông dược tỷ lệ nghịch với năng suất trồng lúa của nông hộ. Điều này đặt ra yêu cầu các nông hộ cần phải cân đối lại lượng thuốc bảo vệ thực vật cho phù hợp với tình hình sản xuất, tránh lạm dụng thuốc quá nhiều gây hiệu quả ngược trong trồng lúa.
Tương tự, biến lao động ảnh hưởng tỷ lệ nghịch với năng suất trồng lúa. Nguyên nhân là do các nông hộ tại huyện Tam Nông vẫn chưa áp dụng nhiều trang thiết bị máy móc vào trong sản xuất. Chủ yếu sử dụng lao động nhà thay thế cho việc thuê mướn máy móc thiết bị dẫn đến việc không đạt hiệu quả như mong muốn. Bên cạnh đó, yếu tố thời tiết cũng gây giảm năng suất lao động chân tay trong quá trình trồng lúa. Điều này cũng ảnh hưởng đến năng suất trồng lúa của nông hộ.
Nhìn chung, hiệu quả kỹ thuật của nông hộ tại Tam Nông đạt mức 95,68%. Điều này có nghĩa các nông hộ có thể cải thiện thêm 4,32% để đạt hiệu quả sản xuất cao nhất.
Bảng 3: Kết quả ước lượng hàm sản xuất biên và hàm phi hiệu quả kỹ thuật của nông hộ trồng lúa
tại huyện Tam Nông, Đồng Tháp
| Ký hiệu biến | Tên biến | Tham số | Hệ số | Độ lệch chuẩn | Giá trị t | ||||||
| Hàm sản xuất biên (Frontier production function) | |||||||||||
| Hằng số | β0 | 0,727*** | 0,235 | 3,090 | |||||||
| Ln (X1) | Lượng giống sử dụng (kg/ha) | β 1 | 0,207*** | 0,504 | 4,120 | ||||||
| Ln (X2) | Phân đạm (kg/ha) | β 2 | -0,100*** | 0,258 | -3,870 | ||||||
| Ln (X3) | Phân lân (kg/ha) | β 3 | 0,125*** | 0,195 | 6,408 | ||||||
| Ln (X4) | Phân kali (kg/ha) | β 4 | 0,286*** | 0,739 | 3,869 | ||||||
| Ln (X5) | Thuốc nông dược (hoạt chất) (l/ha) | β 5 | -0,341*** | 0,962 | -3,547 | ||||||
| Ln (X6) | Lao động (ngày công/ha) | β 6 | -0,668*** | 0,155 | -2,293 | ||||||
| Hàm phi hiệu quả kỹ thuật (technical inefficiency function) | |||||||||||
| Hằng số | d0 | -0,143** | 0,655 | -2,195 | |||||||
| Z1 | Mức độ manh mún đất đai | d1 | 0,126*** | 0,533 | 2,371 | ||||||
| Z2 | Diện tích đất bình quân (ha) | d2 | -0,335*** | 0,124 | -2,682 | ||||||
| g | 0,99*** | 0,004 | 227,892 | ||||||||
| Log likelihood function | 177,138 | ||||||||||
| LR test of the one-sided error | 83,840 | ||||||||||
| Hiệu quả kỹ thuật trung bình (%) | 95,689 | ||||||||||
Kết quả ước lượng hàm phi hiệu quả kỹ thuật cho thấy, mức độ manh mún đất đai và diện tích đất bình quân đều ảnh hưởng đến hiệu quả kỹ thuật ở mức 1%. Cụ thể:
Hệ số ước lượng của biến mức độ manh mún đất đai tỷ lệ thuận với phi hiệu quả kỹ thuật, nghĩa là tỷ lệ nghịch với hiệu quả kỹ thuật. Điều này có nghĩa, điều kiện hoạt động trồng lúa của nông hộ càng manh mún (canh tác trên nhiều thửa khác nhau) thì càng kém hiệu quả. Việc càng có nhiều thửa ruộng trồng lúa thì hiệu quả sản xuất càng giảm do quy mô manh mún, nhỏ lẻ gây khó khăn trong việc cải tiến và ứng dụng trang thiết bị, máy móc hiện đại vào ruộng lúa.
Hệ số ước lượng của biến diện tích đất bình quân tỷ lệ nghịch với phi hiệu quả kỹ thuật, nghĩa là tỷ lệ thuận với hiệu quả kỹ thuật. Điều này có nghĩa, nông hộ canh tác trên thửa đất có diện tích càng lớn thì càng đạt hiệu quả kỹ thuật, bởi khi đó nông hộ có thể dễ dàng quản lý hoạt động sản xuất, dễ áp dụng các kỹ thuật canh tác tiên tiến để tăng năng suất và góp phần nâng cao hiệu quả sản xuất lúa cho nông hộ.
5. Kết luận và khuyến nghị
Nghiên cứu đã thực hiện ước lượng hiệu quả kỹ thuật và các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả kỹ thuật của nông hộ trồng lúa tại huyện Tam Nông, tỉnh Đồng Tháp dựa vào bộ dữ liệu được thu thập từ 109 hộ trồng lúa. Hàm sản xuất biên Cobb – Douglas kết hợp với hàm phi hiệu quả kỹ thuật (technical inefficiency model) được sử dụng để phân tích bằng chương trình Frontier 4.1. Kết quả cho thấy, hiệu quả kỹ thuật trung bình của nông hộ là 95,68%; hàm ý là, với mức độ sử dụng các yếu tố đầu vào và kỹ thuật hiện có thì sản lượng lúa của hộ còn có khả năng tăng thêm 4,32%.
Kết quả phân tích hàm sản xuất Cobb – Douglas cho thấy, các nông hộ nên tăng mật độ sạ nếu sạ lan hoặc là đổi sang phương thức sạ hàng; giảm lượng phân đạm, tăng lượng phân lân và phân kali; giảm lượng thuốc nông dược cho phù hợp; giảm ngày công lao động phổ thông thay thế bởi trang thiết bị máy móc để tăng năng suất cây lúa. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra, việc sản xuất manh mún, trên nhiều thửa đất với diện tích đất trồng lúa nhỏ sẽ làm giảm hiệu quả sản xuất của nông hộ.
Từ kết quả trên, nghiên cứu đề xuất đối với các nông hộ trồng lúa cần hiểu được mục đích, ý nghĩa của việc thực hiện cánh đồng mẫu lớn, tham gia hợp tác xã, liên kết với các doanh nghiệp từ đó có những kế hoạch, chiến lược sản xuất cho phù hợp nâng cao hiệu quả sản xuất.
Bên cạnh đó, để thực hiện phát triển nông nghiệp theo định hướng sản xuất quy mô lớn, Nhà nước cần phải có các chính sách khuyến khích nông hộ tích tụ, tập trung đất nông nghiệp để hình thành các hộ nông dân lớn, chuyên nghiệp, có trình độ canh tác và quản lý tốt, liên kết chặt chẽ với các doanh nghiệp trong thời gian tới sẽ đóng vai trò then chốt để thúc đẩy sự phát triển lành mạnh và hiệu quả của thị trường đất nông nghiệp, minh bạch hóa thông tin và kết nối cung – cầu một cách thiết thực và bền vững.
Tài liệu tham khảo:
1. Dũng, L. C., Sánh, N. V., Tuấn, V. V., & Thoa, N. T. K. (2019). Phân tích hiệu quả kinh tế của hộ trồng lúa ở Đồng bằng sông Cửu Long. Tạp Chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 55, 5D (2019), 73-81
2. Duyên, N. L., & Khiêm, N. T. (2018). Mối quan hệ giữa quy mô và năng suất đất của nông hộ trồng lúa đồng bằng sông Cửu Long. In Proceedings (Vol. 13, No. 2).
3. Song, N. V. (2006). Hiệu quả kỹ thuật và mối quan hệ với nguồn lực con người trong sản xuất lúa của nông dân ngoại thành Hà Nội. Sở Khoa học và Công nghệ TP.Hồ Chí Minh: Khoa học Kỹ thuật nông nghiệp, 4(5), 1 – 7.
4. Viện Lúa Đồng bằng sông Cửu Long (2011). Quy trình sản xuất lúa. Viện Lúa Đồng bằng sông Cửu Long.
5. Aboaba, K. (2020). Economic Efficiency of Rice Farming. Journal of Agribusiness Rural Development, 58(4), 423-435.
6. Aigner, D., Lovell, C.A.K., and Schmidt, P., (1977). Formulation and estimation of stochastic frontier production function models. Journal of Econometrics. 6: 21-37.
7. Akpan, S. B., Patrick, I. V., & Udoka, S. J. (2012). Stochastic Profit Efficiency of Homestead based Cassava Farmers in Southern Nigeria. Asian Journal of Agriculture Rural Development, 2(393-2016-23826), 498-505
8. Balogun, O. L., & Akinyemi, B. E. (2017). Land fragmentation effects on technical efficiency of cassava farmers in South-West geopolitical zone, Nigeria. Cogent Social Sciences, 3(1), 1387983.
9. Barrett, C. B., Bellemare, M. F., & Hou, J. Y. (2010). Reconsidering conventional explanations of the inverse productivity-size relationship. World Development, 38(1), 88-97.
10. Battese, G.E., and Coelli, T.J., 1995. Amodel for technical inefficiency effects. Empirical Economics. 20(2): 325-332.
11. Bhalla, S. S., & Roy, P. (1988). Mis-specification in farm productivity analysis: the role of land quality. Oxford Economic Papers, 40(1), 55-73.
12. Byiringiro, F., & Reardon, T. (1996). Farm productivity in Rwanda: effects of farm size, erosion, and soil conservation investments. Agricultural economics, 15(2), 127-136.
13. Coelli, T.J., Rao,D.S.P.,O’Donnell, C.J., and Battese, G.E., (2005). An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis, 2nd Edition. Springer. United States, 345 pages.
14. Dorward, A. (1999). Farm size and productivity in Malawian smallholder agriculture. The Journal of Development Studies, 35(5), 141-161.
15. Galawat, F., & Yabe, M. (2012). Evaluation of Technical, Allocative, and Economic Efficiency in Rice. Kyushu University Faculty of Agriculture, 57(1), 317-325.
16. Heriqbaldi, U., Purwono, R., Haryanto, T., & Primanthi, M. R. (2015). An analysis of technical efficiency of rice production in Indonesia. Asian Social Science, 11(3), 91
17. Kachroo, J., Sharma, A., & Kachroo, D. (2010). Technical efficiency of dryland and irrigated wheat based on stochastic model. Agricultural Economics Research Review, 23(347-2016-16917), 383 – 390.
18. Khan, M. H., & Maki, D. R. (1979). Effects of farm size on economic efficiency: the case of Pakistan. American Journal of Agricultural Economics, 61(1), 64 – 69.
19. Lema, T. Z., Tessema, S. A., & Abebe, F. A. (2017). Analysis of the technical efficiency of rice production in Fogera district of Ethiopia: a stochastic frontier approach. Ethiopian Journal of Economics, 26(2), 88-108.
20. Srivastava, U, K., Nagadevara, V., & Heady, E. O. (1973). Resource productivity, returns to scale and farm size in India agricultural: Some recent evidence. Australian Journal ò Agricultural and Resource Economics, 17(1), 43 – 57.
