Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
76 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
ANALISIS KOMPETITIF DAN TINGKAT EFISIENSI EKONOMI
PADA USAHATANI UBI KAYU
Competitive Analysis and Level of Economic Efficiency of
Cassava Farming
Inca Aprilia Mardiana, Zulkarnain*, Djoko Umar Said
Sekolah Tinggi Ilmu Pertanian Dharma Wacana
Jl. Kenanga No. 3 Mulyojati 16C Kota Metro, Lampung
Email: [email protected]
ABSTRACT
The purpose of the study was to determine the income of cassava farmers, the
most influential production factors on cassava production, and the economic
efficiency of cassava farming in Marga Tiga District, East Lampung Regency. The
total population of 1.250 people who were taken using the Slovin formula,
obtained a sample of 95 people using the Purposive Sampling method. The types
of data are primary data and secondary data. Data analysis uses income analysis,
multiple linear regression, and economic efficiency. The results of the study were
1) the income of cassava farmers was Rp. 7.422.769/ha, 2) the production factors
of urea fertilizer, NPK fertilizer, SP3 fertilizer, ZA fertilizer and herbicides
affected the production of cassava, and 3) the production factors of urea fertilizer,
NPK fertilizer, SP36 fertilizer, ZA fertilizer and herbicide are not economically
efficient, while the production factor of organic fertilizer is economically
inefficient.
Keywords: Economic Efficiency, Production Factors, Income, Cassava
PENDAHULUAN
Pembangunan sebagai proses perubahan menyeluruh dari sistem ekonomi
yang terdapat di masyarakat sehingga membawa kemajuan dan meningkatkan
taraf hidup masyarakat. (Leksono et al., 2018). Pembangunan pertanian
dikembangkan menuju pertanian yang tangguh (Dani et al., 2018). Pembangunan
pertanian yang tangguh dapat diwujudkan melalui tiga sasaran utama yaitu
peningkatan kesejahteraan petani, mewujudkan kemandirian pangan dan
terciptanya peningkatan nilai ekspor hasil pertanian (Zulkarnain et al., 2010).
Pembangunan pertanian di indonesia bertujuan tercapainya swasembada pangan
(Payung & Paraeng, 2020)
http://ojs.stiperdharmawacana.ac.id
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 77
Pemerintah berupaya memajukan pembangunan pertanian ke arah produksi
komoditas melalui program diversifikasi pangan. Hal ini menekan tingkat
kemiskinan masyarakat yang mayoritas berada di pedesaan dan umumnya bekerja
di sektor pertanian. Melalui program diversifikasi pangan diharapkan dapat
meningatkan pendapatan dan menambah kesempatan kerja di wilayah pedesaan
(Yusdja & Basuno, 2004). Sektor pertanian berperan sebagai sektor yang
menopang kehidupan sebagian besar masyarakat indonesia (Kaizan et al., 2014).
Sektor pertanian berkembang dengan bertambahnya jumlah penduduk dan
perkembangan teknologi yang digunakan. Kontribusi sektor pertanian perlu
diimbangi dengan mengutamakan pembangunan pertanian, dikarenakan produk
pertanian memiliki peran penting dan strategis untuk memenuhi konsumsi
masyarakat (Fortunika et al., 2017). Sektor pertanian terbagi ke dalam 5 (lima)
sub sektor yaitu sub sektor tanaman pangan, sub sektor perkebunan, sub sektor
peternakan, dan sub sektor perikanan (Zulkarnain et al., 2010).
Subsektor tanaman pangan berperan dalam ketahanan pangan nasional,
mengatasi kemiskinan, mengurangi pengangguran, menyerap devisa dan menjadi
stimulus untuk pertumbuhan industri hulu dan industri hilir (Zulkarnain et al.,
2020) yang dapat memberikan kontribusi terhadap pertumbuhan ekonomi
nasional. Tanaman pangan secara empiris telah membuktikan perannya sehingga
tercipta kondisi ekonomi normal dan bertahan saat krisis ekonomi melanda
(Mardani et al., 2017).
Salah satu jenis tanaman pangan yang sudah lama dikenal dan
dibudidayakan oleh petani adalah ubi kayu. Ubi kayu merupakan komoditas
unggulan yang layak dikembangkan di Indonesia, selain ketersediaan lahan yang
luas (Zulkarnain et al., 2021), juga karena iklim dan kondisi tanah yang cocok
untuk pengembangan komoditas ubi kayu, terlebih tanaman ini mampu tumbuh di
dataran tinggi dan rendah dan tidak mengenal musim (Nurmala, 2010). Salah satu
provinsi sebagai sentral produksi ubi kayu nasional yaitu Provinsi Lampung
(Badan Pusat Statistik, 2019). Tanaman ubi kayu terus dikembangkan hampir di
seluruh kabupaten di Provinsi Lampung, salah satunya Kabupetan Lampung
Timur. Kecamatan Marga Tiga merupakan sentra produksi tanaman ubi kayu di
Kabupaten Lampung Timur. Kecamatan Marga Tiga memiliki produksi ubi kayu
terbesar dibandingkan dengan Kecamatan lainnya di Kabupaten Lampung Timur,
dengan jumlah produksi ubi kayu sebesar 206.794 Ton (BPS Kabupaten Lampung
Timur, 2020).
Konsep dasar di dalam kegiatan ekonomi pada dasarnya adalah fungsi
produksi itu sendiri. Fungsi produksi dapat menunjukkan secara nyata bentuk
hubungan perbedaan jumlah dari faktor produksi yang digunakan untuk
memperoleh sejumlah produksi, dan sekaligus menunjukan produktivitas dari
hasil itu sendiri. Berdasarkan uraian tersebut, penelitian akan dilakukan pada
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
78 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
sentra produksi ubi kayu yang ada di Provinsi Lampung dengan tujuan yaitu
menganalisis pendapatan, menganalisis pengaruh faktor produksi, dan
menganalisis efisiensi ekonomi.
METODE PENELITIAN
Penelitian dilaksanakan di Kecamatan Marga Tiga Kabupaten Lampung
Timur yang dipilih seacara sengaja (purposive) dengan pertimbangan sebagai
sentra ubi kayu memiliki luas panen dan produksi ubi kayu tertinggi diantara
kecamatan lainnya.
Metode pengumpulan data yang digunakan adalah metode survey. Jenis data
adalah primer dan sekunder. Data primer diperoleh melalui pengamatan dan
wawancara langsung terhadap responden dengan menggunakan kuisioner dan data
sekunder diperoleh melalui studi pustaka, literatur, instansi, dinas, buku-buku
laporan dan lembaga yang berkaitan dengan penelitian ini.
Populasi adalah seluruh petani yang melakukan usahatani ubi kayu. Jumlah
populasi yang digunakan dalam penlitian ini sebanyak 1.250 terdiri dari 2 desa
terpilih yaitu Desa Negeri Katon dan Desa Tanjung Harapan. Populasi di Desa
Negeri Katon sebanyak 935 petani dan di Desa Tanjung Harapan sebanyak 315
petani. Sampel adalah unit/individu dari sejumlah populasi. Jumlah sampel ubi
kayu dengan penduga populasi yang dihitung menggunakan rumus slovin (Sanusi,
2011), diperoleh sampel dari Kecamatan Marga Tiga dengan dua Desa yaitu Desa
Negeri Katon dan Desa Tanjung Harapan sebanyak 92 petani.
Analisis Pendapatan
Perhitungan pendapatan usahatani dapat menggunakan rumus (Soekartawi,
1995) sebagai berikut:
π = TR – TC
Keterangan :
π : Pendapatan Usahatani (Rp)
TR : Total Penerimaan (Total Revenue) (Rp)
TC : Total Biaya (Total Cost) (Rp)
Menurut Soekartawi (1994), untuk mengetahui apakah usahatani
mengutungkan atau tidak secara ekonomi, maka dapat dianalisis dengan
menggunakan perbandingan (nisbah) antara penerimaan dan biaya atau yang biasa
di sebut R/C (Return Cost Ratio). Secara sistematis dihitung dengan rumus
sebagai berikut:
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 79
R/C = 𝐓𝐑
𝐓𝐂
Kriteria keputusan yang digunakan untuk menilai hasil R/C rasio dapat dibagi
menjadi tiga bagian besar:
a. R/C > 1 : maka usahatani ubi kayu menguntungkan
b. R/C = 1 : maka usahatani ubi kayu impas
c. R/C < : maka usahatani ubi kayu rugi
Analisis Pengaruh penggunaan faktor produksi terhadap produksi ubi kayu
Analisis pengaruh penggunaan faktor-faktor produksi terhadap hasil
produksi pada usahatani ubi kayu dilakukan dengan menggunakan fungsi
produksi Cobb-Douglas dengan rumus sebagai berikut :
Y = A Ka Lb
Fungsi produksi adalah hubungan antar output yang dihasilkan dan faktor-
faktor produksi yang digunakan sering dinyatakan dalam satu fungsi produksi
(production function) (Sudarman, 2004).
Hubungan antara produksi ubi kayu dengan faktor produksi yang berupa
masukan luas lahan, tenaga kerja, bibit, pupuk organik, pupuk urea, pupuk NPK,
dan pupuk SP36, pupuk ZA, dan herbisida diketahui dengan melakukan analisis
linier berganda, dimana fungsi produksi model Cobb Douglas tersebut diubah
kedalam bentuk persamaan logaritma natural (Ln). Oleh karena itu, persamaan
tersebut harus diubah menjadi persamaan linier dengan cara melogaritmakan
menjadi:
Ln Y = Ln a + b1Ln X1 + b2LnX2 + b3LnX3 + b4LnX4+ b5LnX5 + b6LnX6 + b7LnX7+ b8LnX8 + b9 LnX9
Keterangan :
Y : Produksi ubikayu (kg)
a : Konstanta
𝑏1−𝑏9: Koefisien Regresi
X1: Luas lahan (Ha)
X2:Tenaga kerja (HOK)
X3: Bibit (ikat/ batang)
X4: Pupuk Organik (kg)
X5: Pupuk Urea (kg)
X6: Pupuk NPK (kg)
X7: Pupuk SP36 (kg)
X8 : Pupuk ZA (kg)
X9 : Herbisida (liter)
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
80 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
Analisis Efisiensi Ekonomi
Ilmu usahatani biasanya diartikan sebagai ilmu yang mempelajari
bagaimana seseorang mengalokasikan sumbedaya yang ada secara efektif dan
efisien dengan tujuan memperoleh keuntungan yang tinggi pada waktu tertentu.
Dikatakan efektif bila petani atau produsen dapat mengalokasikan sumberdaya
yang mereka miliki sebaik-baiknya. Dikatakan efisien bila tidak ada barang yang
terbuang percuma atau penggunaan seefektif mungkin (Samuelson, dkk. 2003).
Menurut Soekartawi (1994), efisiensi ekonomi akan terjadi jika petani
mampu membuat suatu upaya sehingga nilai produk marjinal (NPMX) untuk suatu
faktor produksi sama dengan harga faktor produksi (PX), atau dapat dituliskan
sebagai berikut :
NPMx = Px ; atau NPMx
Px = 1
Pada kenyataannya, NPMx tidak selalu sama dengan Px, yang sering terjadi
adalah sebagai berikut:
a. NPMx / Px > 1; artinya penggunaan faktor produksi x belum efisien.
Untuk mencapai efisien, faktor produksi x perlu ditambah.
b. NPMx / Px < 1; artinya penggunaan faktor produksi x tidak efisien. Untuk
menjadi efisien, maka penggunaan faktor produksi x perlu dikurangi.
HASIL PENELITIAN
Analisis Pendapatan Usahatani Ubi Kayu
Analisis pendapatan dapat digunakan untuk menilai apakah usahatani
tersebut layak atau tidak diusahakan. Menurut Sukirno (2002), pendapatan total
usahatani (pendapatan bersih) adalah selisih penerimaan total dengan biaya total
yang dikeluarkan dalam proses produksi, dimana semua input milik keluarga
diperhitungkan sebagai biaya produksi.
Analisis pendapatan dapat digunakan untuk menilai apakah usahatani
tersebut layak atau tidak diusahakan. Penerimaan usahatani ubi kayu yang
diterima adalah dengan mengalikan jumlah produksi ubi kayu dengan harga ubi
kayu per kilogram. Biaya produksi yang dikeluarkan oleh petani ubi kayu di
Kecamatan Marga Tiga terdiri dari dua jenis biaya yaitu biaya tetap dan biaya
variabel atau biaya tunai dan biaya diperhitungkan. Biaya tetap adalah biaya yang
dikeluarkan untuk input yang tidak habis digunakan dalam satu kali proses
produksi, sedangkan biaya variabel adalah biaya yang dikeluarkan oleh petani ubi
kayu untuk menunjang dan memperlancar kegiatan produksi ubi kayu.
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 81
Pendapatan usahatani diperoleh dari hasil penjualan produksi ubi kayu.
Pendapatan yang diperoleh oleh petani belum dikurang dengan pengeluaran
selama proses berlangsungnya usahatani, seperti pembelian bibit, pupuk, biaya
tenaga kerja, herbisida dan pembelian peralatan dan sebagainya. Untuk
memperjelas berikut analisa biaya usahatani dapat dilihat pada Tabel 1 sebagai
berikut.
Tabel 1. Analisis Pendapatan Usahatani Ubi Kayu di Kecamatan Marga Tiga
Uraian Satuan Harga Jumlah Nilai (Rp)
Penerimaan
Produksi
790,00 18.919,24 14.946.200,00
Biaya Produksi
a. Biaya Variabel
Bibit Ikat 10.913,00 72,35 789.556,00
Pupuk Organik Kg 625,00 676,00 422.500,00
Urea Kg 1.957,00 170,08 332.847,00
NPK Kg 2.867,00 271,92 779.595,00
SP36 Kg 2.693,00 138,67 373.438,00
ZA Kg 1.600,00 325,00 520.000,00
Herbisida
585.099,00
Tenaga Kerja
2.357.190,00
Biaya Angkut
1.164.261,00
Total Biaya Variabel
7.324.485,00
b. Biaya Tetap
Penyusutan Alat
168.293,00
Pajak
30.652,00
Total Biaya Tetap
198.946,00
Biaya Total
7.523.430,00
Pendapatan atas biaya variabel
7.758.298,00
Pendapatan atas biaya total
7.422.769,00
R/C atas biaya variabel
2,08
R/C atas biaya total 1,99
Sumber: Data Primer (Diolah) 2020
Tabel 1 menunjukkan bahwa total biaya yang dikeluarkan petani ubi kayu
untuk satu kali proses produksi adalah sebesar Rp. 7.523.430. Biaya variabel atau
biaya tunai yang digunakan petani untuk membeli bibit, pupuk, herbisida, upah
tenaga kerja dan biaya lainnya sebesar Rp. 7.324.485 dan total biaya tetap yang
dikeluarkan untuk pembelian peralatan dan pajak sebesar Rp. 198.946. Hal ini
sejalan dengan penelitian (Mardika et al., 2017) yang menyatakan biaya tetap
perhektar sebesar Rp. 285.289,80 sedangkan biaya variabel perhektar sebesar Rp.
15.990.518,40. Terdapat perbedaan biaya variabel yang cukup besar, hal ini
dikarenakan jumlah penggunaan biaya variabel yang digunakan oleh petani pada
penelitian cenderung lebih sedikit, maka biaya variabel yang dikeluarkan oleh
petani lebih kecil.
Biaya tenaga kerja yang dikeluarkan oleh petani sebesar Rp. 2.357.190.
Biaya tersebut dikeluarkan petani untuk memberi upah tenaga kerja yang
digunakan dalam usahatani ubi kayu. Tenaga kerja yang digunakan petani dalam
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
82 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
usahatani ubi kayu yaitu tenaga kerja olah tanah, penanaman, pemupukan,
penyiangan, pemanenan dan pasca panen. Hal ini sejalan dengan penelitian
(Muizah et al., 2013) yang menyatakan bahwa biaya tenaga kerja yang
dikeluarkan yaitu sebesar Rp. 3.526.900. Biaya tenaga kerja yang dikeluarkan
cukup besar jika dibandingkan pada saat penelitian. Dimana biaya tenaga kerja
yang paling besar adalah biaya pemanenan.
Bibit yang digunakan adalah sebanyak 72,35 ikat/ha dengan harga bibit
Rp.10.913. Rata-rata biaya yang dikeluarkan petani untuk pembelian bibit sebesar
Rp. 789.556. Hal ini sejalan dengan penelitian (Thamrin et al., 2013) jumlah bibit
yang digunakan oleh petani dengan luas 1 Ha adalah sebanyak 23.809 ikat.
Biaya yang dikeluarkan petani untuk pembelian pupuk yang digunakan
dalam usahatani ubi kayu adalah sebesar Rp. 2.428.380. Penggunaan pupuk lebih
banyak pada saat kemarau dibandingkan pada musim penghujan. Pupuk yang
paling banyak digunakan pada saat penelitian adalah pupuk urea dan NPK, jumlah
yang digunakan yaitu pupuk urea sebesar 170 kg/ha dan pupuk NPK 271 kg/ha.
Hal ini sejalan dengan penelitian (Anggraini et al., 2017) rata-rata penggunaan
pupuk yang paling banyak dipakai yaitu pupuk urea sebesar 146,15 dan NPK
sebesar 189,43.
Total penerimaan petani ubi kayu sebesar RP. 14.946.200 dengan rata-rata
jumlah produksi perhektar sebesar 18.919 Kg dengan harga jual sebesar Rp. 790.
Harga jual ubi kayu masih dibawah penelitian (Thamrin et al., 2013) sebesar
Rp.1000 dan rata-rata produksi yang dihasilkan adalah 52.166.67kg/ha. Selain itu
menurut penelitian (Miftah et al., 2012) rata-rata produksi ubi kayu sebesar
17.085kg/ha dengan harga Rp. 905. Setelah mengetahui besarnya penerimaan
yang diperoleh petani selanjutnya yang harus diketahui adalah besarnya
pendapatan usahatani ubi kayu di Kecamatan Marga Tiga. Pendapatan yang
diperoleh petani ubi kayusebesar Rp.7.442.769.
Usahatani ubi kayu di Kecamatan Marga Tiga dinilai layak dan
menguntungkan dilihat dari nilai R/C atas biaya total dapat dilihat pada Tabel 10.
Nilai R/C atas biaya total sebesar 1.99 yang berarti bahwa setiap Rp.1,00 biaya
yang dikeluarkan petani akan memperoleh penerimaan sebesar Rp. 1,99.
Penelitian ini sejalan dengan penelitian Mansi.,dkk (2018) bahwa usahatani ubi
kayu diperoleh R/C rasio 3,23. R/C rasio lebih dari satu sehingga usahatani ubi
kayu sudah menguntungkan dan layak untuk diusahakan.
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 83
Analisis Pengaruh Penggunaan Faktor Produksi Terhadap Produksi Ubi
Kayu
1). Uji Klasik
Uji Heteroskedastisitas
Pada asumsi uji klasik terdapat uji heteroskedastisitas. Uji ini bertujuan
untuk menguji apakah model regresi terjadi ketidak samaan varians dari residual
untuk semua pengamatan pada model regresi. Syarat yang harus dipenuhi dalam
model regresi ini adalah tidak terjadi gejala heteroskedastisitas. Adapun hasil uji
klasik heteroskedastisitas yang diperoleh dalam penelitian ini disajikan pada
Gambar 1 sebagai berikut :
Sumber : Data Primer Diolah 2020
Gambar 1. Hasil uji klasik heteroskedastisitas
Gambar 1. Grafik Scatterplot menunjukan bahwa tidak ada pola yang jelas
serta titik-titik menyebar di atas dan di bawah angka 0 pada sumbu Y, maka dapat
disimpulkan bahwa tidak terjadi heteroskedastisitas.
Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas digunakan untuk mengetahui apakah ada atau tidaknya
korelasi antar variabel independen dalam model regresi. Model regresi yang baik
adalah model regresi yang tidak mengandung multikolinearitas. Multikolinearitas
dapat dilhat dari nilai tolerance dan varian inflation factor (VIF). Apabila nilai
VIF dibawah 10 maka dapat diambil kesimpulan bahwa model regresi tersebut
tidak terdapat masalah multikolinearitas, sebalinya apabila nilai VIF diatas 10
maka diambil kesimpulan hawa model regresi tersebut terdapat masalah
multikolinearitas. Berikut merupakan hasil uji multikolinearitas disajikan pada
Tabel 13 berikut.
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
84 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
Tabel 2. Hasil Uji Multikolinearitas
Variabel Independent Nilai VIF
Luas Lahan(X1) 62.414
Tenaga Kerja(X2) 17.637
Bibit(X3) 51.891
Pupuk Organik(X4) 1.097
Pupuk Urea(X5) 2.194
Pupuk NPK(X6) 1.615
Pupuk SP36(X7) 1.599
Pupuk ZA(X8) 1.432
Herbisida(X9) 6.877 Sumber : Data Primer (diolah) 2020
Tabel 2 menunjukkan bahwa variabel independen (Pupuk organik, Pupuk
urea, Pupuk NPK, Pupuk SP36, Pupuk ZA, dan herbisida) memiliki nilai VIF
dibawah 10, sedangkan variabel independen (Luas lahan, Tenaga Kerja dan Bibit)
memiliki nilai VIF diatas 10. Maka dapat disimpulkan bahwa model regresi yang
digunakan seperti pupuk organik, pupuk urea, pupuk NPK, pupuk SP36, pupuk
ZA, dan herbisida tidak terdapat masalah multikolinearitas. Sedangkan model
regresi yang digunakan seperti luas lahan, tenaga kerja, dan bibit terdapat masalah
multikolinearitas. Pada tabel 2 menunjukan bahwa hasil uji multikolinearitas
terdapat masalah multikolinearitas. Setelah dilakukan regresi kembali dengan
menggunakan SPSS 16.0 tanpa X1, X2, X3 didapatkan hasil uji heteroskedastisitas
dan uji multikolinearitas sebagai berikut:
Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas bertujuan untuk menguji apakah model regresi
terjadi ketidak samaan varians dari rasidual untuk semua pengamatan pada model
regresi. Adapun hasil uji klasik heteroskedastisitas yang diperoleh dalam
penelitian ini disajikan pada Gambar 2 sebagai berikut :
Sumber : Data Primer (diolah) 2020
Gambar 2. Hasil uji klasik heteroskedastisitas
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 85
Gambar 2. Grafik scatterplot menunjukan bahwa tidak ada pola yang jelas
serta titik-titik menyebar diatas dan dibawah angka 0 pada sumbu Y, maka dapat
disimpulkan bahwa tidak terjadi heteroskedastisitas.
Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas digunakan untuk mengetahui apakah ada atau tidaknya
korelasi antar variabel independen dalam model regresi. Model regresi yang baik
adalah model regresi yang tidak mengandung multikolinearitas. Berikut
merupakan hasil uji multikolinearitas disajikan pada tabel 3 sebagai berikut :
Tabel 3. Hasil Uji Multikolinearitas tanpa X1,X2,X3
Variabel Independent Nilai VIF
Pupuk Organik (X4) 1.071
Pupuk Urea (X5) 2.035
Pupuk NPK (X6) 1.394
Pupuk SP36 (X7) 1.244
Pupuk ZA (X8) 1.235
Herbisida (X9) 2.312
Sumber : Data Primer (diolah) 2020
Tabel 3 menunjukan bahwa variabel independen (pupuk organik, pupuk
urea, pupuk NPK, pupuk SP36, pupuk ZA, dan herbisida) memiliki nilai VIF
dibawah 10, maka dapat disimpulkan bahwa model regresi yang digunakan tidak
terdapat masalah multikolinearitas.
2). Koefisien Determinan (R2)
Hasil pengujian regresi linier berganda dengan menggunkan SPSS 16.0
diperoleh R2 sebesar 0.734 yang berarti bahwa besarnya presentase variabel
independen (X4-X9) terhadap variabel dependen (Y) sebesar 85,2%, sedangkan
sisanya 14,8% dipengaruhi oleh variabel lain diluar model. Persamaan regresi
yang diperoleh dalam penelitian adalah sebagai berikut:
Y = 0.936(constant) 0.015 (X4) + 0.094 (X5) + 0.109 (X6) + 0.046 (X7) + 0.168
(X8) + 0.592 (X9)
3). Uji F (Uji Bersama)
Selanjutnya untuk mengkaji apakah faktor-faktor produksi yang digunakan
secara bersama-sama berpengaruh terhadap produksi ubi kayu digunakan uji f.
Faktor produksi pada usahatani ubi kayu dikatakan berpengaruh apabila nilai f-
hitung 39.120 lebih besar dari f-tabel 2.21 dengan nilai signifikansi 0,000 lebih
kecil dari taraf signifikan 0,005. Maka dapat disimpulkan bahwa secara bersama-
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
86 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
sama variabel independen (X4, X5, X6, X7, X8, X9) berpengaruh terhadap produksi
ubi kayu (y).
4). Uji t (Uji Parsial)
Hasil penelitian analisis pengaruh variabel (X) terhadap produksi ubi kayu
di Kecamatan Marga Tiga Kabupaten Lampung Timur terdiri dari variabel
dependen atau (Y) yaitu produksi ubi kayu dan variabel independen (X) yang
meliputi pupuk organik, pupuk urea, pupuk NPK, pupuk SP36, pupuk ZA dan
herbisida. Hasil penelitian pada 92 responden yang menanam ubi kayu dapat
dilihat pada tabel 4 sebagai berikut:
Tabel 4. Coefficient pada Regresi Linier BergandaTanpa X1,X2,X3
Variabel Koefisien
regresi t- hitung Signifikansi Keterangan
Pupuk Organik (X4) 0.015 0.503 0.616 Tidak Signifikan
Pupuk Urea (X5) 0.094 1.989 0.050*** Signifikan
Pupuk NPK (X6) 0.109 3.085 0.003** Signifikan
Pupuk SP36 (X7) 0.046 2.317 0.023*** Signifikan
Pupuk ZA (X8) 0.168 3.890 0.000* Signifikan
Herbisida (X9) 0.592 6.565 0.000* Signifikan
R2 = 0.734 n =92 Sumber : Data Primer (diolah) 2020
Keterangan :
F-hitung = 39.120
Tingkat taraf kepercayaan 99 %
Tingkat taraf kepercayaan 95 %
Tingkat taraf kepercayaan 90 %
Berdasarkan hasil pengujian regresi linier berganda dengan SPSS 16.0 dari tabel
di atas dapat disimpulkan bahwa:
1. Variabel pupuk organik (X4) tidak mempengaruhi produksi ubi kayu dengan
nilai t-hitung 0.503 lebih kecil dari t-tabel 1.987 pada tingkat kepercayaan
5%. Variabel pupuk organik memiliki nilai koefisien regresi sebesar 0.015
dengan nilai signifikansi 0.616 yang berarti bahwa variabel pupuk organik
tidak berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu. hal ini dikarenakan rata-
rata pupuk organik yang digunakan yaitu sebesar 520 kg dimana pupuk
organik tersebut tidak mempengaruhi produksi ubi kayu.hal ini dikarenakan
pupuk yang dberikan oleh petani tidak berimbang. Hal ini sejalan dengan
penelitian (Thamrin et al., 2013) yang menyatakan bahwa pemberian pupuk
secara berimbang berdasarkan kebutuhan tanaman dan ketersediaan hara
tanah dengan prinsip tepat jumlah, jenis, cara, waktu aplikasi sesuai dengan
jenis tanaman akan mencapai hasil tertinggi.
2. Variabel pupuk Urea (X5) berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu
dengan nilai t-hitung 1.987 dengan nilai signifikansi 0.050< 0,10 dengan
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 87
tingkat kepercayaan 10%. Uji satu arah. Variabel pupuk urea memiliki nilai
koefisien regresi sebesar 0.094 yang berarti bahwa setiap penambahan pupuk
urea sebanyak 1% maka akan meningkatkan produksi ubi kayu 0.94% dari
rata-rata produksi ubi kayu sebesar 14.553 kg. Hal ini sejalan dengan
penelitian Saputra (2013) yang menyatakan bahwa pupuk urea berpengaruh
nyata terhadap produksi ubi kayu.
3. Variabel pupuk NPK (X6) berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu
dengan nilai t-hitung 1.987 dengan nilai signifikansi 0.003< 0.025 dengan
tingkat kepercayaan 5%. Uji satu arah. Variabel pupuk NPK memiliki nilai
koefisien regresi sebesar 0.109 yang berarti bahwa setiap penambahan pupuk
urea sebanyak 1% maka akan meningkatkan produksi ubi kayu 0.109% dari
rata-rata produksi ubi kayu sebesar 14.553 kg. Hal ini sejalan dengan
penelitian (Maharani et al., 2019) yang menyatakan bahwa pemberian pupuk
NPK pada tanaman bertujuan untuk memenuhi unsur hara makro yang
dibutuhkan tanaman untuk proses pertumbuhannya.
4. Variabel pupuk SP36 (X7) berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu
dengan nilai t-hitung 1.987 dengan nilai signifikansi 0.023< 0,10 dengan
tingkat kepercayaan 10%. Uji satu arah. Variabel pupuk SP36 memiliki nilai
koefisien regresi sebesar 0.046 yang berarti bahwa setiap penambahan pupuk
SP36 sebanyak 1% maka akan meningkatkan produksi ubi kayu 0.46% dari
rata-rata produksi ubi kayu sebesar 14.553 kg.
5. Variabel pupuk ZA (X8) berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu
dengan nilai t-hitung 1.987 dengan nilai signifikansi 0.000< 0,1 dengan
tingkat kepercayaan 1%. Uji satu arah. Variabel pupuk ZA memiliki nilai
koefisien regresi sebesar 0.168 yang berarti bahwa setiap penambahan pupuk
ZA sebanyak 1% maka akan meningkatkan produksi ubi kayu 0.168% dari
rata-rata produksi ubi kayu sebesar 14.553 kg.
6. Variabel herbisida (X9) berpengaruh nyata terhadap produksi ubi kayu dengan
nilai t-hitung 1.987 dengan nilai signifikansi 0.000 < 0,1 dengan tingkat
kepercayaan 1%. Uji satu arah. Variabel herbisida memiliki nilai koefisien
regresi sebesar 0.592 yang berarti bahwa setiap penambahan herbisida
sebanyak 1% maka akan meningkatkan produksi ubi kayu sebesar 592%. Hal
ini sejalan dengan penelitian (Maharani et al., 2019) yang menyatakan bahwa
herbisida berpengaruh nyata.
Analisis Efisiensi Ekonomi
Efisiensi usahatani menunjukan perbandingan antara nilai hasil produksi
usahatani ubi kayu dengan nilai masukan (pupuk organik, pupuk urea, pupuk
NPK, pupuk SP36, pupuk ZA dan herbisida) yang digunakan dalam proses
produksi usahatani ubi kayu. Dalam suatu usahatani petani perlu mengetahui
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
88 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
sudah efisien atau belum usahataninya. Berdasarkan hasil penelitian analisis
efisiensi ekonomi dapat dilihat pada Tabel 5 sebagai berikut:
Tabel 5. Hasil Analisis Efisiensi Ekonomi MT II
Variabel Koefisien
Regresi (Bi) NPMxi Pxi NPMxi/Pxi Keterangan
Pupuk Organik (X4) 0.015 255 813 0.31 TE
Pupuk Urea (X5) 0.094 6,357 2,543 2.50 BE
Pupuk NPK (X6) 0.109 4,609 3,726 1.24 BE
Pupuk SP36 (X7) 0.046 3,814 3,501 1.09 BE
Pupuk ZA (X8) 0.168 5,943 2,080 2.86 BE
Herbisida (X9) 0.592 577,771 201,500 2.87 BE
Sumber : Data Primer (diolah) 2020
Tabel 5 menunjukan bahwa pada penggunaan faktor produksi pupuk
organik memiliki nilai efisiensi <1. Hal ini menunjukan bahwa faktor-faktor
produksi tersebut tidak efisien sehingga penggunaan faktor produksi perlu
dikurangi agar mencapai efisiensi ekonomi. Sedangkan faktor produksi pupuk
organik, pupuk NPK, pupuk SP36, dan herbisida memiliki nilai efisiensi >1. Hal
ini menunjukan bahwa faktor produksi tersebut belum efisien sehingga
penggunaan faktor produksi perlu ditambah agar dapat mencapai efisiensi
ekonomi. Berdasarkan hasil perhitungan analisis efisiensi ekonomi dapat
disimpulkan bahwa :
1. Pupuk Organik (X4), nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor
produksi pupuk organik sebesar 0.31, artinya penggunaan faktor produksi
pupuk organik tidak efisien secara ekonomi sehingga perlu adanya
pengurangan input pupuk organik untuk mencapai efisiensi ekonomi.
2. Pupuk Urea (X5), nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor produksi
pupuk urea sebesar 1.17, artinya penggunaan faktor produksi pupuk urea
belum efisien secara ekonomi, sehingga perlu penambahan input pupuk urea
untuk mencapai efisiensi ekonomi. Hal ini sejalan dengan penelitian (Seru et
al., 2017) yang menyatakan penggunaan pupuk urea belum efisien dengan
nilai efisiensi sebesar 44.522.
3. Pupuk NPK (X6), nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor produksi
pupuk NPK sebesar 1.24, artinya penggunaan faktor produksi pupuk NPK
belum efisien secara ekonomi, sehingga perlu adanya penambahan input
pupuk NPK untuk mencapai efisiensi ekonomi. Hal ini sejalan dengan
penelitian (Maharani et al., 2019) yang menyatakan bahwa penggunaan faktor
produksi pupuk NPK belum efisien dengan nilai efisiensi sebesar 9.721.
4. Pupuk SP36 (X7), nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor produksi
pupuk SP36 sebesar 1.09, artinya penggunaan faktor produksi pupuk SP36
belum efisien secara ekonomi, sehingga perlu adanya penambahan input
pupuk SP36 untuk mencapai efisiensi ekonomi.
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 89
5. Pupuk ZA (X8), nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor produksi
pupuk ZA sebesar 2.86, artinya penggunaan faktor produksi pupuk ZA belum
efisien secara ekonomi, sehingga perlu adanya penambahan input pupuk ZA
untuk mencapai efisiensi ekonomi. Hal ini sejalan dengan penelitian Safitri
(2012) yang menyatakan bahwa penggunaan faktor produksi pupuk ZA
belum efisien dengan nilai efisiensi sebesar 8,94.
Herbisida (X9) nilai efisiensi ekonomi yang diperoleh dari faktor produksi
herbisida sebesar 2.87, artinya penggunaan faktor produksi herbisida belum
efisien secara ekonomi, sehingga perlu adanya penambahan input herbisida untuk
mencapai efisiensi ekonomi. Hal ini sejalan dengan penelitian Carkini.,dkk (2014)
yang menyatakan bahwa penggunaan faktor produksi herbisida belum efisien
dengan nilai efisiensi sebesar 1.43.
KESIMPULAN
Kesimpulan yang diperoleh yaitu pendapatan yang diperoleh petani ubi
kayu di Kecamatan Marga Tiga adalah sebesar Rp. 7.422.769 dengan penerimaan
Rp. 14.946.200. Faktor produksi pupuk urea, pupuk NPK, pupuk SP36, pupuk
ZA, dan herbisida secara parsial mempengaruhi produksi ubi kayu di Kecamatan
Marga Tiga. Faktor pupuk urea, pupuk NPK, pupuk SP36, pupuk ZA, dan
herbisida secara ekonomi belum efisien, sedangkan faktor produksi pupuk organik
secara ekonomi tidak efisien.
DAFTAR PUSTAKA
Anggraini, N., Harianto, H., & Anggraeni, L. (2017). Analisis Pendapatan Dan
Faktor Produksi Usahatani Ubikayu Berdasarkan Pasar Yang Dipilih Petani
(Study Kasus Petani di Kabupaten Lampung Tengah). Journal of Food
System & Agribusiness, 1(1), 12–20. https://doi.org/10.25181/jofsa.v1i1.80
Badan Pusat Statistik. 2020. Luas Panen, dan Produktivitas Ubi Kayu Menurut
Kecamatan di Kabupaten Lampung Timur dalam Angka.2020.
Dani, A. W. R., Said, D. U., Zulkarnain, Z., & Afriani, I. (2018). Strategi
Pemasaran Susu Kambing Pada CV. Berkah di Desa Banarjoyo Kabupaten
Lampung Timur. Jurnal Wacana Pertanian, 14(2), 80–91.
Hernanto, F. 1993. Ilmu Usahatani. Penebar Swadaya: Jakarta.
Kaizan, K., Arifin, B., & Santoso, H. (2014). Kelayakan Finansial dan Nilai
Ekonomi Lahan (Land Rent) Pada Penggantian Usahatani Kopi Menjadi
Karet di Kabupaten Way Kanan Provinsi Lampun. Jurnal Ilmu Ilmu
Agribisnis, 2(4), 308–315.
https://doi.org/http://dx.doi.org/10.23960/jiia.v2i4.308-3015
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
90 I. A. Mardiana, Zulkarnain, dan D. U. Said
Leksono, T. B., Supriyadi, S., & Zulkarnain, Z. (2018). Analisis Perbandingan
Pendapatan Usahatani Padi Organik Dan Anorganik Kecamatan Seputih
Banyak Kabupaten Lampung Tengah. Jurnal Wacana Pertanian, 14(2), 69–
79. https://doi.org/http://dx.doi.org/10.37694/jwp.v14i2.45
Maharani, A. D., Prasetyo, E., & Setiawan, B. M. (2019). Analisis Efisiensi
Ekonomi Penggunaan Faktor-Faktor Produksi Pada Usahatai Padi di
Kelompok Tani Sidomakmur I Kecamatan Pati kabupaten Pati.
Agrisaintifika: Jurnal Ilmu-Ilmu Pertanian, 3(1), 2019.
Mardani, Nur, T. M., & Satriawan, H. (2017). Analisis usaha tani tanaman pangan
jagung di Kecamatan Juli Kabupaten Bireuen. Jurnal S. Pertanian, 1(3),
203–204.
Mardika, I. N., Rantau, I. K., & Wijayanti, P. U. (2017). Analisis Usahatani Ubi
Kayu Varietas Gajah (Studi Kasus di Kelompok Tani-Ternak Kerti
Winangun, Desa Bukti, Kecamatan Kubutambahan, Kabupaten Buleleng).
Jurnal Agribisnis Dan Agrowisata (Journal of Agribusiness and
Agritourism), 6(2), 231–239. https://doi.org/10.24843/jaa.2017.v06.i02.p06
Miftah, H., Syarbaini, A., & Andari, T. (2012). Analisis Pendapatan dan Nilai
Tambah Ubi Kayu sebagai Penyusun Model Pola Klaster. Jurnal Pertanian,
3(April), 50–58.
Muizah, R., Supardi, S., & Awami, S. N. (2013). Analisis Pendapatan Usahatani
Ubi Kayu(manihot esculenta crantz) (studi kasus desa Mojo Kecamatan
Cluwak Kabupaten Pati). Mediagro, 9(2), 55–67.
Mubyarto, 1994. Pengantar Ekonomi Pertanian. LP3ES : Jakarta.
Nurmala, T. (2010). Potensi dan Prospek Pengembangan Hanjeli (Coix lacryma
jobi L) sebagai Pangan Bergizi Kaya Lemak untuk Mendukung Diversifikasi
Pangan Menuju Ketahanan Pangan Mandiri. Pangan, 20(1), 41–48.
Oktafiana Fortunika, S., Istiyanti, E. I., & Sriyadi, S. (2017). Kontribusi Sektor
Pertanian Terhadap Perekonomian Kabupaten Banjarnegara, Provinsi Jawa
Tengah (Analisis Struktur Input–Output). AGRARIS: Journal of Agribusiness
and Rural Development Research, 3(2), 119–127.
https://doi.org/10.18196/agr.3252
Payung, S. E. T., & Paraeng, S. (2020). Analisis Komoditas Unggulan Sub Sektor
Tanaman Pangan dan Arah Pengembangannya di Kabupaten Mimika.
JURNAL KRITIS (Kebijakan, Riset, Dan Inovasi), 4(1), 89–109.
Rejeki,2006. Pengantar Ekonomi Pertanian. LP3ES : Jakarta.
Sanusi, A. 2011. Metodologi Penelitian Bisnis. Salemba Empat : Jakarta Selatan.
Samuelson, P. A dkk. 2003. Ilmu Makro Ekonomi. PT. Media Global Edukasi:
Jakarta.
Jurnal Wacana Pertanian Vol. 15 (2): 76—91, Desember 2019 pISSN: 1412-369X
eISSN: 2655-769X
Volume 15 (2): 76—91, Desember 2019 91
Saputra, B.I.D. 2013. Analisis Efisiensi Ekonomi Penggunaan Faktor-faktor
Produksi pada Usahatani Jagung di Kecamatan Geyer Kabupaten Grobokan.
[Skripsi]. Universitas Sebelas Maret : Surakarta.
Salim, E. 2011. Mengolah Singkong Menjadi Tepung Mocaf. Yogyakarta: Andi
Offset.
Sastraatmadja E. 2005. Revitalisasi Pertanian. HKTI : Jawa Barat.
Safitri, A. 2012. Analisis Efisiensi Ekonomi Penggunaan Faktor-faktor Produksi
pada Usahatani Padi Varietas Ciherang Di Kabupaten Karanganyar.[Skripsi].
Universitas Sebelas Maret : Surakarta.
Seru, G., Kardi, C., Yudiarini, N., Agribisnis, P., & Pertanian, F. (2017). Pada
Usahatani Jagung Manis ( Studi Kasus Di Kelurahan. 7(14), 15–19.
Soekartawi. 1994. Teori Ekonomi dengan Pokok Bahasan Analisis Fungsi
CobbDouglas. PT Raja Grafindo Persada : Jakarta.
Soekartawi.1995.Analisis Usahatani. Raja Grafindo Persada : Jakarta.
Soentoro. 1998. Pengembangan Mekanisasi Pertanian Tinjauan Aspek Ekonomi
dan Kelembagaan. Prosiding Perspektif Pemanfaatan Mekanisasi Pertanian
dalam Peningkatan Daya Saing Komoditas. Pusat Penelitian Sosial Ekonomi
Pertanian. Badan Penelitian dan Pengembangan Pertanian: Bogor.
Sukirno, S. 2002. Teori Mikro Ekonomi. Cetakan Keempat Belas. Rajawali Press:
Jakarta.
Thamrin, M., Mardhiyah, A., & Marpaung, S. E. (2013). Analisis Usahatani Ubi
Kayu (Manihot utilissima). Agrium, 18(1), 57–64.
Yusdja, Y., & Basuno, E. (2004). Analisis Peluang Peningkatan Kesempatan
Kerja dan Pendapatan Petani Melalui Pengelolaan Usahatani Bersama.
Jurnal Agro Ekonomi, 22(2), 1–25.
Zulkarnain, Z., Haryono, D., & Kasymir, E. (2010). Keunggulan Komparatif dan
Kompetitif dalam Produksi Padi di Kabupaten Lampung Tengah Propinsi
Lampung. Jurnal Penelitian Pertanian Terapan, 10(3), 185–199.
Zulkarnain, Z., Zakaria, W. A., Haryono, D., & Murniati, K. (2020).
Determination of Cost of Sold Goods in Tapioca Factory of Cluster I and
Cluster II in Lampung Province. International Journal of Advanced Science
and Technology, 29(4), 5227–5234.
http://sersc.org/journals/index.php/IJAST/article/view/25947
Zulkarnain, Z., Zakaria, W. A., Haryono, D., & Murniati, K. (2021). Daya Saing
Komoditas Ubi Kayu dengan Internalisasi Biaya Transaksi di Kabupaten
Lampung Tengah, Lampung, Indonesia. Agro Bali : Agricultural Journal,
4(2), 230–245. https://doi.org/10.37637/ab.v4i2.712