Model Regresi Linear Berganda Uji Asumsi Linear Klasik Model Regresi Linear Berganda
149
Tabel 45.
Hasil Analisis Korelasi dan Regresi Linear Berganda
Model Summaryb
Model R
R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate
1 ,962a
,925 ,917
45,37719 a Predictors: Constant, X3, X2, X1
b Dependent Variable: Y
ANOVAb
Model Sum of
Squares df
Mean Square F
Sig. 1
Regression 662280,551
3 220760,184
107,213 ,000a
Residual 53536,324
26 2059,089
Total 715816,875
29 a Predictors: Constant, X3, X2, X1
b Dependent Variable: Y
Coefficientsa
Model Unstandardized
Coefficients Standardized
Coefficients t
Sig. B
Std. Error Beta
1 Constant
-345,022 222,425
-1,551 ,133
X1 ,005
,007 ,056
,741 ,465
X2 -10,959
9,062 -,083
-1,209 ,237
X3 1105,508
92,254 ,906
11,983 ,000
a Dependent Variable: Y
Residuals Statisticsa
Minimum Maximum
Mean Std. Deviation
N Predicted Value
581,5730 1047,0969
824,7500 151,12002
30 Residual
-98,8135 96,7370
,0000 42,96603
30 Std. Predicted Value
-1,609 1,471
,000 1,000
30 Std. Residual
-2,178 2,132
,000 ,947
30 a Dependent Variable: Y
Berdasarkan uji t dua arah yang dilakukan, dinyatakan bahwa konstanta,
variabel harga jual lada di tingkat petani X
1
, dan variabel peluang usaha lain X
2
tidak berpengaruh signifikan masuk ke persamaan regresi linear, pada taraf nyata α 10 persen, karena:
1. Untuk konstanta, nilai
t
hitung
t
0,1 2
DF=26
-1,551 1,706 dan
Sig. α 0,133 0,1.
2. Variabel harga jual X
1
, nilai
t
hitung
t
0,1 2
DF=26
0,741 1,706
dan Sig. α 0,465 0,1.
3. Variabel peluang usaha lain X
2
, nilai
t
hitung
t
0,1 2
DF=26
-1,209 1,706 dan
Sig. α 0,237 0,1.
150 Oleh sebab itu, untuk variabel harga jual dan peluang usaha lain, hipotesis
nol H diterima pada taraf nyata α 10 persen. Variabel yang berpengaruh
signifikan masuk ke persamaan regresi linear hanya teknologi budidaya lada petani X
3
, dengan nilai
t
hitung
t
0,1 2
DF=26
11,983 1,706
dan Sig. α 0,000 0,1, sehingga disimpulkan hipotesis nol H
ditolak pada taraf nyata α 10 persen. Koefisien regresi variabel teknologi budidaya lada petani, saat dikaji
bersama-sama dengan harga jual lada di tingkat petani dan peluang usaha lain, adalah sebesar positif + 1.105,508. Dengan melihat bahwa skor indeks
maksimum variabel teknologi budidaya lada adalah 2 dua, maka koefisien regresi variabel tersebut menunjukkan untuk setiap kenaikan teknologi budidaya
lada petani 0,1 satuan, maka rata-rata produksi lada akan meningkat sebesar 110,5508 kgha. Sebaliknya, saat teknologi budidaya lada petani menurun 0,1
satuan, maka rata-rata produksi lada akan menurun sebesar 110,5508 kgha. Uji F dua arah menghasilkan kesimpulan bahwa penggunaan model Y =
-345,022 + 0,005 X
1
− 10,959 X
2
+ 1.105,508 X
3
pada taraf nyata 10 persen relatif memuaskan dalam menerangkan data, karena nilai
F
hitung
F
0,1v1=3;v2=26
326,383 2,31
dan Sig. α 0,000 0,1. Dengan demikian, disimpulkan bahwa hipotesis nol H
ditolak pada taraf nyata α 10 persen. Nilai R
2
yang didapat adalah sebesar 92,5 persen, yang menunjukkan bahwa sebesar 92,5 persen dari
seluruh variasi produksi lada Y dapat dijelaskan oleh harga jual X
1
, peluang usaha lain X
2
, dan teknologi budidaya lada petani X
3
, sedangkan sisanya sebesar 7,5 persen dijelaskan oleh faktor-faktor lain yang tidak dimasukkan ke
dalam model persamaan. Atau dapat dikatakan bahwa model persamaan regresi cukup baik menerangkan data.
Apabila hasil analisis uji F dikaitkan dengan hasil uji t, maka dapat dikatakan bahwa meskipun model persamaan regresi Y = -345,022 + 0,005 X
1
− 10,959 X
2
+ 1.105,508 X
3
cenderung memuaskan, namun hanya koefisien variabel teknologi budidaya lada petani X
3
yang signifikan masuk ke dalam persamaan regresi linear berganda. Berdasarkan hasil uji hipotesis yang telah dilakukan, baik
uji t-student, maupun uji F, disimpulkan bahwa, diantara variabel harga jual, peluang usaha lain, dan teknologi budidaya lada petani, yang paling berpengaruh
terhadap produksi lada adalah teknologi budidaya lada petani.