Dimana : a
= RC Ratio R
= Penerimaan revenue C
= Biaya cost Py
= Harga output Y
= Output FC
= Biaya tetap fixed cost VC
= Biaya Variabel variable cost Dengan kriteria keputusan :
RC 1, usahatani menguntungkan. RC 1, usahatani rugi.
RC = 1, usahatani impas tidak untung tidak rugi.
3.5 Defenisi dan Batasan Operasional
Untuk menjelaskan dan menghindari kesalahpahaman mengenai pengertian tentang istilah – istilah dalam penelitian, maka dibuat defenisi dan batasan operasional
sebagai berikut :
3.5.1. Defenisi
1. Petani sampel dalam penelitian ini adalah petani yang menanam jagung selama 4
tahun terakhir di Desa Tanjung Jati Kecamatan Binjai Kabupaten Langkat.
4. Sempel penelitian adalah petani yang mengusahakan jagung dalam usahataninya
yang diteliti untuk 1 kali musim.
5.
Produksi adalah seluruh hasil usahatani jagung dihitung dalam kilogram Kg.
6. Faktor produksi adalah segala sesuatu yang berhubungan dengan proses produksi
untuk menghasilkan output.
Universitas Sumatera Utara
7. Faktor – faktor yang mempengaruhi produksi jagung di daerah penelitian adalah
luas lahan, bibit, dan pupuk Urea.
8. Faktor – faktor yang mempengaruhi pendapatan petani jagung di daerah
penelitian adalah harga jual, biaya bibit, biaya tenaga kerja, biaya alsintan 3.5.2. Batasan Operasional
1. Penelitian dilaksanakan pada tahun 2013
2. Penelitian dilakukan Desa Tanjung Jati, Kecamatan Binjai, Kabupaten Langkat,
Sumatera Utara.
Universitas Sumatera Utara
BAB IV DESKRIPSI DAERAH PENELITIAN
4.1 Deskripsi Wilayah 4.1.1 Letak Geografi dan Luas Wilayah
Desa TanjungJati merupakan salah satu desa yang terletak di Kecamatan BinjaiKabupaten Langkat. Desa TanjungJati memiliki luas wilayah sebesar 827 Ha di
mana terdiri dari 17 tujuhbelas dusun. Desa TanjungJatimemilikisuhu rata-rata berkisar 30ºC dengancurahhujan rata-rata berkisar 200 mmtahun.
DesaTanjungJatiterletak di wilayah Kecamatan Binjai. Secara administratif, Desa Pamah mempunyai batas-batas wilayah sebagai berikut:
• Sebelah Utara Berbatasan dengan Kota MadiaBinjai • Sebelah Timur Berbatasan dengan Kota MadiaBinjai
• Sebelah Selatan Berbatasan dengan Kota MadiaBinjai • Sebelah Barat Berbatasan dengan Desa SunggaiLimbatMancang
4.1.2 KeadaanPenduduk
Jumlah penduduk Desa Tanjung Jati sebanyak 6.957 jiwa yang terdiri dari 3.528 jiwa laki-laki dan 3.429 jiwa perempuan, dihitung berdasarkan jumlah kepala keluarga
KK Desa Tanjung Jati dihuni ±1.622 Kepala Keluarga.
Universitas Sumatera Utara
4.1.3 Keadaan Penduduk berdasarkan Agama
Sebagian besar penduduk di Desa TanjungJatimenganut agama Islam yaitu sebanyak 6.843 Jiwa hampir 99, Kristen Katolik sebanyak 35 jiwa, Hindu sebanyak 35 Jiwa
dan Budha sebanyak 53 Jiwa.
4.1.4 Kondisi Sosial Ekonomi
Desa TanjungJati merupakan Desa dengan mata pencarian sebagaipetani sebesar 610 jiwa, industriataukerajinansebesar 1.341 jiwa, perdagangansebesar 634 jiwa,
transportasidankomunikasisebesar 131 jiwa, dansisanyabekerjadibidangkonstruksi, jasa, dankeuangan. Dilihat dari penghasilan rata-rata masyarakat Desa Pamah
tergolong kedalam katagori sedangmenengah.
4.1.5 Sarana dan Prasarana
Sarana transportasi di Desa TanjungJati kurang di dukung oleh keadaaan jalan yang kurang baik terlebih pada musim hujan, ini kadang mempersulit akses transportasi.
Untuk jaringan listrik di Desa Pamah telah tersedia PLN sehingga hampir seluruh rumah tangga di desa ini menggunakan listrik untuk kebutuhan rumah tangga sehari-
hari. Untuk air bersih penduduk desa mendapatkanya dari air sumur yang dibor.
4.1.6 Karakteristik Petani Sampel
Umur petani merupakan salah satu faktor yang berkaitan erat dengan kemampuandalam melaksanakan kegiatan usahataninya. Semakin tua umur petani
kecenderungan kemampuan bekerja semakin menurun. Hal ini berpengaruh pada
Universitas Sumatera Utara
produktivitasnya dalam mengelola usahataninya. Kegiatan usahatani banyak mengandalkan fisik. Keadaan umur petani rata-rata 41,2tahun dengan interval antara
20-80 tahun. Klasifikasi petani menurut kelompok umur terlihat pada tabel berikut:
Tabel 5. Umur Petani Responden di Desa Tanjung Jati Tahun 2013 No.
Kelompok Umur Tahun
Jumlah Orang
Persentase
1. 2.
20-50 50
42 4
91,3 8,7
Jumlah 46
100
Sumber: Analisis Data Primer Lampiran 1
Berdasarkan tabel persentase terbesar di daerah penelitian berada pada kisaran umur 20-50 tahun dengan persentase sebesar 91,3 . Artinya petani sampel di daerah
penelitian berada pada usia produktif yang masih berpotensi dalam mengoptimalkan usahataninya.
4.1.6 Pendidikan Petani Sampel
Pendidikan formal merupakan salah satu faktor penting dalam mengelola usahatani. Respon petani dalam hal menerima teknologi untuk mengoptimalkan usahataninya
sangat erat dengan pendidikan formal. Berikut ini tabel tingkat pendidikan petani di daerah penelitian:
Universitas Sumatera Utara
Tabel 6.Tingkat Pendidikan Petani Sampel di Desa Tanjung JatiTahun 2013 No.
Tingkat Pendidikan Jumlah
Orang Persentase
1. 2.
3.
4.
Pendidikan Dasar SD Pendidikan Menengah Pertama SMP
Pendidikan Menengah Atas SMA, STM
Diploma 1 9
8
28
1
19,5 17,3
60
2,17 Total
46 100
Sumber: Data diolah dari lampiran 1 Dari tabel diatas dapat dilihat bahwa rata-rata petani memiliki tingkat pendidikan
menengah atas sebesar 60 dan SD19,5 sedangkan sisanya pendidikan menengah dan Diploma 1.
4.1.7 Pengalaman Bertani
Faktor yang cukup berpengaruh terhadap kemampuan pengelolaan usahatani adalah pengalaman bertani. Semakin tinggi tingkat pengalaman bertani maka akan semakin
baik pula pengelolaan usahataninya. Rata-rata pengalaman petani mengolah usahatani jagung dapat dilihat pada tabel berikut:
Universitas Sumatera Utara
Tabel 7. Klasifikasi Petani Sampel Berdasarkan Pengalaman Bertani di Desa Pamah Tahun 2013
No. Pengalaman Bertani
Tahun Jumlah
Orang Persentase
1. 2.
3. 4.
0-5 6-10
11-20 20
10 11
20 5
21,7 23,9
43,4 10,8
Jumlah 46
100
Sumber: Data diolah dari lampiran 1 Dari tabel diatas dapat dilihat bahwa persentase jumlah yang mempunyai pengalaman
bertani paling lama adalah berada pada kisaran 11-20 tahun, dengan persentase 43,4. Hal ini menunjukkan bahwa pengalaman bertani sangat bervariasi.
Universitas Sumatera Utara
BAB V HASIL DAN PEMBAHASAN
5.1 Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Produksi Jagung
Produksi hasil komoditas pertanian sering disebut korbanan produksi karena faktor produksi tersebut dikorbankan untuk mengasilkan komoditas pertanian, untuk
menghasilkan suatu produk diperlukan hubungan antara faktor produksi dan komoditas, hubungan antara input dan output disebut dengan factor relationship
FR. Tinggi rendahnya produksi jagung dipengaruhi oleh berbagai faktor produksi. Hasil analisis faktor-faktor yang mempengaruhi produksi jagung di daerah penelian
dapat dilihat pada tabel berikut :
Universitas Sumatera Utara
Tabel 8. Tabel Estimasi Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Produksi Jagung N
o Variabel
Koefisie n
Regresi Standar
d Error T
Hitun g
Signifikan si
Keteranga n
1 Luas Lahan
0.979 0.170
5,771 0.000 Nyata
2 Jumlah
Bibit -0,054
0,086 -0,631
0,032 Nyata
3 Herbisida
-0,094 0,057
-1,658 0,106 Tidak
Nyata
4 Pupuk Urea
-0,091 0,110
-0,829 0,013 Nyata
5
Pupuk SP -0,003
0,013 -0,257
0,799 Tidak Nyata
6 Pupuk TSP
-0,002 0,016
-0,142 0,888 Tidak
Nyata
7
Pupuk PHONSKA
0,006 0,015
0,413 0,682 Tidak
Nyata
8 Pupuk KCL
-0,004 0,013
-0,314 0,755 Tidak
Nyata
9 Pupuk NPK
0,006 0,014
0,424 0,674 Tidak
Nyata
10 Tenaga
Kerja 0,238
0,162 1,470
0,151 Tidak Nyata
Konstanta : 9,197 T.Tabel : 1,689 �
�
: 0,962 R : 0,981
F Hitung :88,578 F Tabel : 2,048 Sumber : Data Hasil Output SPSS
Berdasarkan tabel diatas maka fungsi produksi jagung sebagai berikut :
Universitas Sumatera Utara
LnY= Ln9,197+ 0,979 Ln �
1
- 0,054 Ln �
2
- 0,094 Ln �
3
- 0,091 Ln �
4
- 0,003 Ln �
5
- 0,002 Ln
�
6
+ 0,006 Ln �
7
- 0,004 Ln �
8
+ 0,006 Ln �
9
+ 0,238 Ln �
10
Y = 2,218 �
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �,���
�
� �.���
�
�� �,���
Dari model persamaan regresi diatas, diketahui ada 10 variabel produksi yang menentukan tinggi rendahnya produktivitas jagung di daerah penelitian, yaitu:Luas
lahan X1, jumlah bibit X2, Herbisida X3, pupukUrea X4, pupuk SP X5, pupuk TSP X6, pupuk Phonsca X7, pupuk KCL X8, pupuk NPK X9, tenaga
kerja X10. Sebelum melakukan uji Kesesuaian Model maka sebelumnya dilakukan Uji Asumsi
Klasik yang bertujuan untuk mengetahui data tersdistribusi dengan normal dan terbebas dari multikolinearitas dan heterokodestisitas.
Normalitas Untuk mengetahui apakah data terdistribusi dengan normal maka diuji dengan
menggunakan metode Kolmogorov Smirnov. Data terdistribusi secara normal jika nilai signifikansi
≥lebih besar dari 0,05. Berikut adalah tabel uji Normalitas dengan metode Kolmogorov Smirnov:
Universitas Sumatera Utara
Tabel 9. Uji Normalitas dengan Metode Kolmogorov Smirnov
Unstandardiz ed Residual
N Normal
����������
�.�
Mean Std. Deviation
Most Extreme Diffrences Absoulut Positive
Negative Kormogorov-Smirnov Z
Asymp. Sig 2-tailed
46 0E-7
0,12459248 0,111
0,111 -0,110
0,755 0,619
Sumber : Data Hasil Output SPSS Dari tabel di atas dapat dilihat bahwa nilai signifikansi pada uji Kolmogorov Smirnov
sebesar 0,619 dengan nilai signifikansi ≥ lebih besar dari 0,05 berarti data yang diuji
tersebar secara normal. Multikolinearitas
Untuk menguji multikolinearitas dilakukan dengan metode sederhana yaitu dengan melihat tabel Coefficient. Jika nilai Toleransi atau VIF Variance Inflation Factor
kurang dari 0,1 atau nilai VIF melebihi 10. Berikut adalah tabel Cofficients :
Universitas Sumatera Utara
Tabel 10. Uji Multikolinearitas Antar Variabel Produksi Model
Collienearity Statistics Tolerance
VIF
Constant LuasLahan
Bibit 0,040
0,146 4,867
6,849 Herbisida
0,332 3,012
Urea 0,100
9,969 SP
0,381 2,625
TSP 0,284
3,518 Phonsca
0,435 2,297
KCL 0,405
2,468 NPK
0,415 2,412
Tenaga Kerja 0,043
3,199 Sumber : Data Hasil Output SPSS
Dari tabel di atas dapat dilihat bahwa nilai toleransi pada tiap model tidak lebih besar dari 0,1 dan nilai VIF pada tiap model tidak ada yang lebih besar dari 10. Dapat
disimpulkan bahwa pada data yang diolah tidak terjadi multikolinearitas dimana tidak terdapat hubungan linier antar variabel.
Heteroskedastisitas Untuk menguji heteroskedastisitas dilakukan metode grafik heterokedastisitas dimana
heterokedastisitas akan terjadi bila plot menunjukkan pola yang sistematis membentuk pola tertentu.
Universitas Sumatera Utara
Gambar 3. Scatterplot Produksi
Dari scatterplot di atas menunjukkan bahwa pola yang terjadi di plot tidak sistematis membentuk pola tertentu melainkan menyebar. Dengan demikian data tersebut tidak
heterokedastisitas. Uji Kesesuaian Test Goodness of Fit
1. Analisis Koefisien Determinasi R-Square
Dari tabel regresi di atas, nilai R-square �
2
0,962. Koefisien indeks determinasi tersebut menunjukan informasi bahwa 96,2 produksi jagung dapat dijelaskan oleh
variabel luas lahan, jumlah bibit, herbisida, pupuk Urea, SP, TSP, Phonsca, KCL, NPK, tenaga kerja atau dengan kata lain sebesar 96,2 ke sepuluh variabel diatas
Universitas Sumatera Utara
mempengaruhi produksi jagung. Sedangkan sisanya 3,8 dipengaruhi oleh faktor lain yang tidak dimasukan kedalam model.
2. Uji Keseluruhan Uji F Secara serempak pengaruh variabel produksi jagung di daerah penelitian dapat
dijelaskan oleh variabel bebas luas lahan,jumlah bibit, herbisida, pupuk Urea, SP, TSP, Phonsca, KCL, NPK, tenaga kerja adalah nyata pada taraf 95. Hal ini dapat
ditunjukkan dari uji F, dengan kriteria F hitung F tabel. Didapat F hitung = 88,578 FTabel = 2,048. Dengan nilai signifikansi 0,000
≤ α = 5 sehingga persaman yang digunakan adalah Linier.
3. Uji Parsial Uji t Uji t partial test, uji ini dimaksudkan untuk mengetahui signifikansi statistik
koefisien regresi parsial. Pengaruh antara produktivitas jagung dengan variabel bebas dapat dilihat secara parsial yaitu dengan menggunakan uji t Gujarati, 2011.
- Variabel Luas Lahan X1 berpengaruh nyata terhadap produksi jagung Y.
Nilai t hitung = 5,771 nilai t tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,00 α =
0,05 dengan demikian pengaruh luas lahan terhadap produksi jagung nyata. Koefisien regresi variabel X1 adalah 0,979 sehingga apabila ada kenaikan luas
lahan 1 maka akan menaikan produksi jagung sebesar 97,9. -
Variabel jumlah bibit X2 berpengaruh nyata terhadap produksi jagung Y. Nilai t hitung = -
0,631 nilai t tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,032 α = 0,05 dengan demikian pengaruh jumlah bibit terhadap produksi jagung nyata.
Universitas Sumatera Utara
Koefisien regresi variabel X2 adalah -0,054 sehingga apabila ada penurunan jumlah bibit 1 maka akan menaikan produksi jagung sebesar 5,4 .
- Variabel Herbisida X3 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung
Y. Nilai t hitung = -1,658 nilai t tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,106 α = 0,05 dengan demikian pengaruh herbisida terhadap produksi jagung
tidak nyata. -
Variabel pupuk Urea X4 berpengaruh nyata terhadap produksi jagung Y. Nilai t hitung = -0,829 nilai t-
tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,013 α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk Urea terhadap produksi jagung
nyata. Koefisien regresi variabel X2 adalah -0,091 sehingga apabila ada penurunan jumlah bibit 1 maka akan menaikan produksi jagung sebesar 9,1
. -
Variabel pupuk SP X5 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung Y. Nilai t-hitung = -0,257 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi -0,142
α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk SP terhadap produktsi jagung tidak nyata.
- Variabel pupuk TSP X6 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung
Y. Nilai t-hitung = -0,142 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,888 α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk TSP terhadap produksi jagung
tidak nyata. -
Variabel pupuk Phonsca X7 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung Y. Nilai t-hitung = 0,413 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi
Universitas Sumatera Utara
0,682 α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk Phonsca terhadap produksi jagung tidak nyata.
- Variabel pupuk KCL X8 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung
Y. Nilai t-hitung = -0,314 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,755 α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk KCL terhadap produksi jagung
tidak nyata. -
Variabel pupuk NPK X9 berpengaruh tidak nyata terhadap produksi jagung Y. Nilai t-hitung = 0,424 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,674
α = 0,05 dengan demikian pengaruh pupuk NPK terhadap produktsi jagung tidak nyata.
- Variabel Tenaga Kerja X10 berpengaruh tidak nyata terhadap produktivitas
jagung Y. Nilai t-hitung = 1,470 nilai t-tabel = 1,689 dan nilai signifikansi 0,151 α = 0,05 dengan demikian pengaruh jumlah tenaga kerja terhadap
produksi tidak nyata. Dari estimasi model di atas diketahui bahwa secara serempak variabel bebas luas
lahan,jumlah bibit, herbisida, pupuk Urea, pupuk SP, pupuk TSP, pupuk Phonsca, pupuk KCL, pupuk NPK, jumlah tenaga kerja berpengaruh nyata terhadap produksi
jagung di daerah penelitian. Sementara secara parsial variabel yang berpengaruh nyata terhadap produksi jagung adalah luas lahan, jumlah bibit, dan pupuk Urea.
Universitas Sumatera Utara
Dari uraian di atas dapat disimpulkan bahwa hipotesis 1 yang menyatakan faktor- faktor yang berpengaruh nyata terhadap produksi jagung adalah luas lahan, jumlah
bibit, dan pupuk Urea diterima.
5.3 Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Pendapatan Petani Jagung
