ANALISIS EFISIENSI FAKTOR PRODUKSI USAHATANI JAGUNG DI KABUPATEN

Eka Triana Yuniarsih et al.: Analisis Efisiensi Faktor Produksi ....

ANALISIS EFISIENSI FAKTOR PRODUKSI USAHATANI JAGUNG DI KABUPATEN SIDRAP PROPINSI SULAWESI SELATAN Eka Triana Yuniarsih, Maintang, dan Muh. Taufik Balai Pengkajian Teknologi Pertanian Sulawesi Selatan Jl. P. Kemerdekaan Km. 17,5 Sudiang Email : [email protected]

ABSTRACT Pengembangan usahatani tanaman jagung mengalami peningkatan melihat permintaan pasar dalam negeri dan peluang ekspor komoditas jagung cenderung meningkat dari tahun ke tahun, baik dalam kebutuhan pangan maupun non pangan sehingga peluang pasar masih terbuka lebar untuk usaha tani jagung. Tujuan penelitian adalah: untuk menjelaskan produktivitas jagung dan menganalisis faktor-faktor yang mempengaruhi produktivitas jagung serta menganalisis tingkat efisiensi penggunaan input produksi usahatani jagung. Metode yang dilakukan secara purposive. Metode analisis untuk menganalisis faktorfaktor yang mempengaruhi produktivitas digunakan Fungsi Produksi model Coob-Douglas, dan untuk mengetahui tingkat efisiensi penggunaan input produksi di gunakan analisis efisiensi ekonomi. Secara simultan dan parsial, semua variabel yang dianalisis luas lahan berpengaruh nyata terhadap produksi dan tenaga kerja sangat berpengaruh nyata terhadap produksi sedangkan benih dan pupuk tidak berpengaruh terhadap produksi jagung, dan hasil analisis efisiensi penggunaan input produksi usahatani jagung di daerah penelitian di peroleh nilai efisiensi faktor produksi < 1, yaitu tidak efisien dan penggunaannya melebihi optimal sehingga perlu dikurangi. Kata kunci: Efisiensi, Produksi, Usahatani jagung

PENDAHULUAN Jagung adalah salah satu bahan pangan terpenting karena merupakan sumber karbohidrat kedua setelah padi. Akan tetapi, dengan berkembang pesatnya industri peternakan, jagung merupakan komponen utama (60%) dalam ransum pakan. Diperkirakan lebih dari 55% kebutuhan jagung dalam negeri digunakan untuk pakan sedangkan untuk konsumsi pangan hanya sekitar 30% dan selebihnya untuk kebutuhan industri lainnya dan bibit. Dengan demikian, peran jagung sebetulnya sudah berubah lebih sebagai bahan baku industri dibanding sebagai bahan pangan (Kasryno et al. 2007). Indonesia merupakan negara penghasil terbesar di kawasan Asia Tenggara, maka tidak berlebihan bila Indonesia mencanangkan swasembada jagung (Rukmana 2008) dikarenakan kebutuhan jagung di Indonesia saat ini cukup besar yaitu lebih dari 10 juta ton pipilan kering per tahun (Khalik 2010). Laju peningkatan produktivitas mencapai 4,1% per tahun dan luas panen rata-rata menurun sebesar 0,14% per tahun (Fadwiwati 2013) Program swasembada jagung yang dicanangkan oleh pemerintah membutuhkan kerjasama yang baik dari petani maupun pemerintah. Setidaknya ada dua indikator utama pencetus keberhasilan pencapaian swasembada jagung, pertama adalah peningkatan luas tanam, indikator kedua yakni peningkatan produktivitas dengan penggunaan bibit unggul (Satyadarma 2010).

676

Prosiding Seminar Nasional Serealia, 2015

Luas panen dan produksi jagung di Sulawesi Selatan pada tahun 2010 masingmasing mencapai 303.375 ha dan 1.343.043 ton dengan produktivitas 4,42 t/ha (Dinas Pertanian Tanaman Pangan dan Hortikultura Provinsi Sulawesi Selatan 2012). Produktivitas tersebut masih rendah dibandingkan dengan pro duktivitas hasil penelitian yaitu mencapai 7-8,5 t/ha (Wahid 2004; Subandi dan Syafruddin 2004). Sidrap merupakan salah satu Kabupaten yang berpotensi untuk pengembangan komodiiti jagung karena memiliki permintaan pasar lokal yang cukup tinggi terutama pemenuhan pakan ternak ayam ras di daerahnya. Pengembangan jagung dilaksanakan berbasis agribisnis yaitu penyediaan sarana produksi seperti benih, pupuk dan perbaikan budidaya serta peningkatan kelembagaan kelompok tani. Karena pentingnya komoditi jagung, maka akan dilakukan penelitian mengenai analisis efisiensi penggunaan faktor produksi dari usahatani jagung di Kab. Sidrap.

BAHAN DAN METODE Pengkajian dilaksanakan di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap. Pengkajian ini dilaksanakan pada bulan Mei-September 2012. Pengkajian menggunakan metode survei dengan menggunakan kuesioner secara terstruktur dan semistruktur. Penentuan sampel dilakukan secara acak sederhana (Sampel Random Sampling). Jumlah responden sebanyak 30 petani. Data yang dikumpulkan berupa produksi jagung, luas lahan, jumlah benih, tenaga kerja dan pupuk yang digunakan pada usahatani. Analisis Data Data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data untuk usahatani jagung selama satu musim tanam tahun 2012. Data tersebut merupakan hasil wawancara dengan responden. Fungsi Cobb-douglass adalah suatu fungsi atau persamaan yang melibatkan dua atau lebih variabel, dimana variabel yang satu disebut dengan variabel dependen (Y) dan variabel lain yang menjelaskan disebut Independent (X) (Soekartawi,2003). Secara matematis digambarkan sebagai berikut : Y = b0x1b1 . X2b2 . X3b3. X4b4. ₑµ Dalam memudahkan pendugaan dinyatakan dengan mengubah bentuk eksperimensial menjadi limit berganda ditransformasikan dalam bentuk logaritma natural (ln) sehingga persamaan berubah menjadi : ln Y = ln b0 + b1ln X1+ b2ln X2+ b3ln X3+ b4 ln X4 + µ Uji Simultan (Uji-F) Uji F Hipotesis: H0 : b1 = b2 = ... = b5 = 0 H1 : minimal ada satu bi ≠ 0 Bentuk Hipotesis: Ho : bi = 0 artinya bahwa faktor-faktor yang diamati tidak berpengaruh terhadap produksi. H1 : minimal satu bi ≠ 0 artinya bahwa faktor-faktor yang diamati berpengaruh nyata terhadap produksi.

677


Jika F-hitung> F-tabel, maka H0 ditolak artinya secara bersama-sama variabel independen berpengaruh nyata terhadap variabel dependen. Jika F-hitung ≤ F-tabel, maka H0 tidak dapat ditolak artinya secara bersama-sama variabel independen tidak berpengaruh nyata terhadap variabel dependen. Uji t Hipotesis: H0 : bi = 0 H1 : bi ≠ 0 dimana: bi = koefisien regresi ke-i yang diduga Sbi = standar deviasi koefisien regresi ke-i yang diduga Bentuk Hipotesis : Ho : bi = 0 artinya bahwa faktor-faktor yang diamati tidak berpengaruh terhadap produksi. H1 : minimal satu bi ≠ 0 artinya bahwa faktor-faktor yang diamati berpengaruh nyata terhadap produksi. Apabila t hitung > t tabel, maka H0 ditolak artinya secara individual variabel independen berpengaruh nyata terhadap variabel dependen. Apabila t hitung ≤ t tabel, maka H0 diterima secara individual variabel independen berpengaruh tidak nyata terhadap variabel dependen. Efisiensi harga faktor-faktor produksi NPMXi (VMP) = 1, PXi Seandainya NPMXi (VMP) = k, maka k = 1 PXi Keterangan : Y = Y rata-rata; Py = harga Y rata-rata; Xi = X rata-rata; dan Pxi = harga X ke i rata-rata Menurut Soekartawi dalam Yantu et al. (2013) bahwa bila k = 1, maka faktor produksi telah igunakan secara efisien, sehingga tidak perlu ditambah atau dikurangi. Selanjutnya, bila k > 1, maka faktor produksi belum digunakan secara efisien, sehingga perlu ditambah. Terakhir, bila k < 1, maka faktor produksi tidak digunakan secara efisien, sehingga perlu dikurangi.

HASIL DAN PEMBAHASAN Karakteristik Petani Rata-rata umur petani masih tergolong usia produktif atau kepala keluarga relatif masih muda dan responsif terhadap inovasi teknologi. kisaran usia terbesar ialah 31-40 tahun yaitu 45,1%; berpendidikan SD sebanyak 65%. Relatif rendahnya pendidikan formal petani mengindikasikan masih tingginya kebutuhan pengembangan sumberdaya manusia melalui tambahan pendidikan informal (pelatihan/penyuluhan) untuk melengkapi bekal pengalaman yang telah dimiliki. Kaitan antara tingkat pendidikan petani yang rendah dan umur petani yang masih sangat produktif menunjukkan bahwa peluang pengembangan jagung khususnya di lokasi pengkajian

678


sangat prospektif. Menurut Hakim dan Sugihen (2007) salah satu masalah pertanian nasional secara umum ialah rendahnya kualitas SDM petani Indonesia. Jika dilihat dari tingkat pendidikan petani Indonesia yang tidak tamat dan tamat SD sebanyak 81,25%, tamat SMP sebanyak 13,08%, tamat SMA 9,5%, dan tamat Perguruan Tinggi sebanyak 0,30%. Pengalaman berusahatani berada pada kisaran 11-20 tahun sebanyak 19% di dan rata-rata luas pengusahaan lahan di lahan sawah yaitu 0,84 ha, dengan status kepemilikan lahan sebanyak 52% adalah pemilik. 90% mata pencaharian petani bergerak dibidang tanaman pangan sedangkan 58% bergerak dibidang ternak. Analisis Faktor-faktor Produksi Usahatani Jagung Faktor-faktor produksi yang dianalisis dalam pengkajian ini adalah luas lahan (X1), Benih (X2), Pupuk (X3) dan Tenaga Kerja (X4). Adapun model fungsi produksi jagung adalah sebagai berikut : Log Y = Log 5,232* + 0,516 Log X1 - 0,279 Log X2 + 0,269 Log X3 + 0,731 Log X4** Dimana Y = Produksi jagung (kg), X1 = Luas Lahan (Ha), X2 = Benih (Kg), X3 = tenaga kerja (org), X4 = Pupuk (Kg) Tabel 1. Analisis Ragam Faktor-faktor yang mempengaruhi Produksi Jagung di Kab. Sidrap, 2012. ANOVAb Model Sum of Squares 1 Regression 7.606 Residual 1.659 Total 9.264 Sumber : Hasil Analisis Data Primer, 2012

df 4 25 29

Mean Square 1.901 .066

F Sig. 28.661 .000a

Tabel 1. Menunjukkan bahwa Fhitung = 28,661 dengan nilai sig = 0,000 < 0,01 membuktikan menolak hipotesis nol (H0) pada α = 1%, artinya variabel bebas luas lahan (X1), benih (X2), pupuk (X3) dan tenaga kerja (X4) mempengaruhi produksi jagung di Kab. Sidrap. Hasil analisis regresi linier berganda terhadap penggunaan faktor-faktor produksi dapat dilihat dalam Tabel 2.

679


Tabel 2. Hasil Analisis Faktor-faktor yang Mempengaruhi Produksi Jagung di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap, 2012 Uraian Konstanta Luas Lahan (X1) Benih (X2) Pupuk (X3) Tenaga Kerja (X4) R-Square Ajusted-R Square F-hitung F-Tabel α 1% = 4,18 α 5% = 2,75 t-tabel α 1% = 2,787 α 5% = 2,060

Koefisien Regresi 5,232 0,516 -0,279 0,731 0,269 0,821 0,792 28,661

thitung 4,068 2,131 -1,710 1,152 2,523

Sig 0,000 0,043 0,100 0,260 0,18

0,000

Sumber : Hasil Analisis Data Primer, 2012.

Dari hasil uji Determinasi diperoleh bahwa nilai koefisiensi determinasi (R2) sebesar 0,82 atau 82,1%. Hal ini menunjukkan bahwa variabel-variabel bebas (X) yang mempengaruhi produksi (Y) sebesar 95%, sedangkan 5% dipengaruhi oleh faktor lain diluar model. Luas lahan (X1). Variabel luas lahan berpengaruh nyata terhadap produksi jagung di di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap. Hal ini ditunjukkan oleh semakin besar luas lahan maka semakin besar pula produksi yang dihasilkan petani. Dimana thitung 2,131 > ttabel 2,060 pada taraf kepercayaan 95%. Dengan demikian variabel luas lahan (X1) berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 ditolak dan H1 diterima. Sedangkan nilai keofisien regresi luas lahan sebesar 0,516 berarti bahwa setiap penambahan luas lahan sebesar 1% akan meningkatkan produksi jagung sebesar 0,516% dengan asumsi bahwa faktor lain dianggap konstan. Benih (X2). Berdasarkan hasil analisis menunjukkan bahwa koefisien regresi variabel benih berpengaruh nyata terhadap produksi jagung, dimana thitung 1,710 < ttabel 2,060 pada taraf kepercayaan 95%. Dengan demikian variabel benih (X2) tidak berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 diterima dan H1 ditolak. Nilai koefisien regresi benih sebesar -0,279 berarti bahwa setiap pengurangan benih sebesar 1% tidak akan berpengaruh terhadap peningkatan produksi jagung sebesar 0,279%. Pupuk (X3). Hasil analisis menunjukkan bahwa variabel pupuk (X3) berpengaruh nyata terhadap produksi jagung. Hal ini terlihat dari hasil uji t yang menunjukkan bahwa nilai thitung 1,152 < ttabel 2,060 pada taraf kepercayaan 95% sehingga variabel pupuk berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 diterima dan H1 ditolak. Nilai koefisien regresi pupuk sebesar 0,731 berarti bahwa penambahan pupuk sebesar 1% tidak akan meningkatkan produksi jagung sebesar 0,731%. Tenaga kerja (X4). Hasil analisis menunjukkan bahwa variabel pupuk (X 4) berpengaruh nyata terhadap produksi jagung. Hal ini terlihat dari hasil uji t yang

680


menunjukkan bahwa nilai thitung 2,523 > ttabel 2,060 pada taraf kepercayaan 99% sehingga variabel tenaga kerja sangat berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 ditolak dan H1 diterima. Nilai koefisien regresi tenaga kerja sebesar 0.269 berarti bahwa penambahan pupuk sebesar 1% akan meningkatkan produksi jagung sebesar 0,269%. Analisis Efisiensi Penggunaan Faktor-Faktor Produksi pada Usahatani Jagung Analisis efisiensi penggunaan faktor produksi dapat dilakukan dengan menggunakan nilai koefisien regresi dari masing-masing variabel input, produksi, ratarata penggunaan input produksi, rata-rata harga input produksi dan rata-rata produksi jagung di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap. Rata-rata penggunaan input produksi tersebut dapat digunakan untuk menaksir biaya nilai k, (Tabel 3). Tabel 3. Nilai Rata-rata Variabel Produksi, Input Produksi dan Nilai K pada Usahatani Jagung di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap, 2012 Uraian Luas lahan (X1) Benih Pupuk Tenaga kerja

b 0,516 -0,279 0,731 0,269

̅Y 4814 4814 4814 4814

Py 1760 1760 1760 1760

X 0,965 12,1 69,36 20,34

Px 50.000.000 302.500 810.733 1.016.767

K 0.091 -0.646 0.110 0.110

Variabel luas lahan dengan nilak k = 0,091 < 1 dan statistik uji t menunjukkan thitung 2,131 > ttabel 2,060 pada taraf kepercayaan α5% uji dua arah, menunjukkan menolak H0 berarti penggunaan luas lahan untuk usahatani jagung yang ditinjau dari efisiensi harga di Desa Ma’denra tidak digunakan secara efisien sehingga perlu diusahakan secara optimal agar dapat memaksimalkan produksi jagung yang akan berpengaruh terhadap pendapatan petani jagung di Desa Ma’denra. Variabel benih dengan nilai k = -0,646 < 1 dan statistik uji t dimana thitung 1,710 < ttabel 2,060 pada taraf α 5% uji dua arah, menunjukkan menerima H0, berarti penggunaan benih pada usahatani jagung yang ditinjau dari efisiensi harga di Desa Ma’denra tidak digunakan secara efisien sehingga penggunaan benih harus digunakan secara optimal. Melihat kondisi koefisien benih yang bernilai negatif, ada baiknya penggunaan input ini tidak dikurangi melainkan dioptimalkan. Variabel pupuk dengan nilai k = 0,110 < 1 dan statistik uji t menunjukkan t hitung 1,152 < ttabel 2,060 pada taraf α5% uji dua arah sehingga variabel pupuk berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 diterima dan H1 ditolak berarti penggunaan pupuk untuk usahatani jagung yang ditinjau dari efisiensi harga di Desa Ma’denra tidak digunakan secara efisien serta pupuk digunakan melebihi optimal sehingga penggunaannya perlu dikurangi. Variabel tenaga kerja dengan nilai k = 0,110 < 1 dan statistik uji t menunjukkan thitung 2,523 > ttabel 2,060 pada taraf α5% uji dua arah, sehingga variabel tenaga kerja sangat berpengaruh nyata terhadap produksi jagung sehingga H0 ditolak dan H1 diterima. berarti penggunaan tenaga kerja pada usahatani jagung yang ditinjau dari sisi harga di Desa Ma’denre tidak efisien dan penggunaannya perlu dikurangi sehingga mengurangi biaya variabel yang berlebihan.

681


KESIMPULAN Secara simultan dan parsial, semua variabel yang dianalisis luas lahan berpengaruh nyata terhadap produksi dan tenaga kerja sangat berpengaruh nyata terhadap produksi sedangkan benih dan pupuk tidak berpengaruh terhadap produksi jagung di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap. Selain itu, nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,95 menunjukkan bahwa variasi faktor produksi jagung (Y) dapat diterangkan oleh varian semua variabel (Xi) sebesar 95%, sedangkan 5% disebabkan oleh faktor lain yang tidak dimasukan dalam model. Semua input produksi yang digunakan dalam usahatani jagung di di Desa Ma’denra, Kecamatan Kulo, Kabupaten Sidrap dilihat dari sisi harga dinyatakan tidak efisien dan penggunaannya melebihi optimal.

DAFTAR PUSTAKA Dinas Pertanian Tanaman dan Hortikultura Provinsi Sulawesi Selatan. 2012. Rekomendasi Paket Teknologi Tanaman Pangan Prov. Sul Sel. DistanHort Sul Sel. 113 hal. Fadwiwati, A Y. 2013. Pengaruh Penggunaan Varietas Unggul Terhadap Efisiensi Pendapatan, dan Distribusi Pendapatan Petani Jagung di Provinsi Gorontalo. Disertasi Sekolah Pasca Sarjana IPB. Institut Pertanian Bogor 115 hal. Hakim, L dan B.G. Sugihen. 2007. Pemberdayaan Petani Sayuran: Kasus Petani Sayuran di Sulawesi Selatan. Jurnal Penyuluhan Vol. 3 No. 1. IPB Bogor, hal. 9 Kasryono, F., Pasandaran, E., Suyamto dan Adnyana. O. Made. 2007. Gambaran Umum Ekonomi Jagung Indonesia. Available at http://www.litbang.deptan.go.id. Diakses pada 1 April 2015. Khalik, R.S. 2010. Diversifikasi Konsumsi Pangan di Indonesia: Antara Harapan Dan Kenyataan. Pusat Analisis Sosial Ekonomi Dan Kebijakan Pertanian. Bogor. Rukmana, R. 2008. Usaha Tani Jagung. Kansius. Yogyakarta Satyadarma, W. 2010. Mengukuhkan Swasembada Jagung. Available http://www.poultryindonesia.com/ Diakses pada tanggal 1 April 2015.

at

Soekartawi. 2003. Teori Ekonomi Produksi. PT Raja Grafindo Persada. Jakarta. Subandi dan Syafruddin. 2004. Pengelolaan Tanaman Jagung di Sulawesi Selatan Menunjang Sulawesi Corn Belt. hal 211 Dalam Prosiding Seminar Nasional Teknologi pertanian. (Penyunting) Djafar Baco, Sahardi, Andi Ella, Ali Musa Pasaribu, Achmad Jauhari, Nasrullah. Pusat Penelitian dan Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Bogor. Yantu, M.R., Hadayani, Max Nur Alam dan W.P.S. Hamzens. 2013. Handout Pengembangan Usahatani Terpadu. Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Tadulako. Palu.

682

ANALISIS EFISIENSI FAKTOR PRODUKSI USAHATANI JAGUNG DI KABUPATEN

Recommend Documents