JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
a Uji Asumsi Klasik 1.
Uji Multikolonieritas
Berdasarkan Tabel nilai Tolerance pada Tabel Coefficients
a
tidak menunjukkan adanya variabel independen yang memiliki nilai Tolerance yang
kurang dari 0,10 variabel independen 0,10 sehingga variabel independen bebas dari adanya multikolonieritas.
2. Uji Autokorelasi
Berdasarkan nilai DW dalam Tabel Summary, nilai DW = 1,734. Oleh karena nilai DW 1,734 di mana nilai du =1,837 dan dl =1,401 yang
menunjukkan bahwa dl ≤ d ≤ du berarti tidak ada autokorelasi positif.
3. Uji Heterokedastisitas
Pengujian heterokedastisitas dilakukan dengan uji White yaitu dengan grafik scatterplot.
Berdasarkan pada grafik scatterplots terlihat bahwa titik-titik menyebar secara acak baik di atas maupun di bawah angka 0 pada sumbu Y, maka dapat
diketahui bahwa tidak terjadi heteroskedastisitas.
4. Uji Normalitas
Uji normalitas dilakukan dengan menganalisis grafik normal plot berikut :
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
Hasil pengujian berdasarkan Normal P-P Plot Residual dapat dilihat bahwa residual terdistribusi secara normal. Hal ini terlihat dari data yang tersusun mengikuti
arah garis diagonal, maka dapat disimpulkan bahwa model regresi memenuhi asumsi normalitas residual.
5. Uji Reabilitas dan Validitas
Nunnally dalam Ghozali 2006 menjelaskan bahwa suatu konstruk atau variabel dikatakan reliable jika memberikan nilai Cronbach Alpha melebihi 0,60. Hasil
pengujian yang dilakukan pada variabel produksi dan faktor-faktor yang mempengaruhi produksi menunjukan nilai Cronbach Alpha 0,697 yang hal ini berarti bernilai reliable,
karena nilainya lebih besar dari 0,60. Sedangkan untuk menguji validitas data dilihat dari korelasi antara masing –
masing variabel baik produksi maupun faktor-faktor yang mempengaruhi produksi signifikan pada 0,01 dan 0,05. Jadi dapat disimpulkan bahwa masing – masing indikator
pertanyaan adalah valid. Hasil analisis faktor-faktor yang mempengaruhi produksi usahatani padi di
Kecamatan Purwodadi dapat dilihat pada Tabel 4.1.
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
Tabel 4.1. Hasil Analisis Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Produksi Usahatani
Padi di Kecamatan Purwodadi. No
Variabel Koefisien
Prob Prop. F-
hit R-squared
Adjusted R-squared 1.
Intersep LnJBD
LnJPD LnJOD
LnJTK LnLAT
LnPT LnPd
4.387 0.216
0.459 0.013
0.208 0.110
0.019 -0.04
0.000 0.000
0.397 0.000
0.008 0.201
0.819 0.000
0.984 0.983
Keterangan : signifikan pada α=10; signifikan pada α=5; signifikan pada α=1;
Hasil analisis berdasarkan Tabel 4.1. dengan menggunakan SPSS 16 untuk hipotesis pertama diperoleh model persamaan regresi sebagai berikut :
LnPROD = 4,387 + 0,216 LnJBD + 0,459 LnJPD + 0,013 LnJOD + 0,208 LnJTK + 0,110 LnLAT + 0,019 LnPT
- 0,04 LnPd……………………………………………………… 12 di mana :
PROD = Produksi padi JBD
= Jumlah benih JPD
= Jumlah pupuk JOD
= Jumlah obat-obatan JTK
= Jumlah tenaga kerja LAT
= Luas lahan PT
= Pengalaman bertani Pd
= Pendidikan Hasil analisis bersadarkan Tabel 4.1. dapat dilihat nilai adjusted R
2
sebesar 0,984 yang artinya adalah bahwa sebesar 98,4 variabel produksi usahatani padi
dapat dijelaskan oleh variabel jumlah benih, jumlah pupuk, jumlah obat, jumlah tenaga kerja, luas lahan, pengalaman bertani, pendidikan, sedangkan sisanya sebesar
1,6 dijelaskan oleh sebab sebab lain diluar model, dengan demikian model dikatakan cocok.
Secara serempak uji F diperoleh nilai probabilitas 0,000. Oleh karena nilai probailitas F jauh lebih kecil dari 0,05 , maka dapatlah disimpulkan bahwa secara
serempak, hasil koefisien regresi variabel independen jumlah benih, jumlah pupuk,
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
jumlah obat, jumlah tenaga kerja, luas lahan, pengalaman bertani, dan pendidikan berpengaruh nyata terhadap variabel dependen produksi padi.
Secara parsial uji t dapat diketahui tingkat signifikansinya sebagai berikut : 1. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel jumlah benih = 0,00 0,05 maka H0
ditolak dan H1 diterima, yang berarti variabel jumlah benih berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,216 berarti bahwa setiap
kenaikan jumlah benih sebesar 1 satuan akan meningkatkan produksi padi sebesar 0,216.
Jumlah benih berpengaruh positif terhadap produksi padi di mana semakin banyak benih padi yang ditanam maka semakin tinggi pula produksi padi yang
dihasilkan. Hal ini sejalan dengan luas lahan yang digarap untuk menanam padi, di mana semakin luas lahan yang digarap maka semakin banyak benih yang
dibutuhkan. 2. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel jumlah pupuk = 0,00 0,05 maka H0
ditolak dan H1 diterima, yang berarti jumlah pupuk berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,459. berarti bahwa setiap kenaikan
jumlah pupuk sebesar 1 satuan akan meningkatkan produksi padi sebesar 0,459. Jumlah pupuk berpengaruh terhadap produksi padi karena pemupukan
bertujuan untuk meningkatkan atau mempertahankan kesuburan tanah. Kesuburan tanah akan membuat tanaman tumbuh subur sehingga akan meningkatkan produksi.
Pupuk yang digunakan petani di daerah penelitian adalah pupuk non organik yaitu pupuk Urea, SP36 dan KCL.
3. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel jumlah obat-obatan = 0,397 0,05 maka H0 diterima dan H1 ditolak, yang berarti secara parsial variabel jumlah obat-obatan
tidak berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Jumlah Obat-obatan tidak berpengaruh terhadap produksi padi karena
berdasarkan kenyataan di lapangan bahwa obat-obatanpestisida hanya digunakan petani pada saat tanaman terserang hama dan penyakit. Dalam hal ini fungsi dari
obat-obatan bukan untuk meningkatkan produksi melainkan untuk melindungi dan mempertahankan produksi dari ancaman hama dan penyakit. Di samping itu juga,
hama padi yang sering dihadapi petani adalah hama wereng di mana hama tersebut muncul pada saat-saat tertentu saja berdasarkan kondisi dari cuaca atau alam,
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
sehingga pestisida hanya digunakan pada saat munculnya hama wereng. Dalam satu periode tanam padi, petani hanya melakukan 3-6 kali penyemprotan sehingga tidak
membutuhkan jumlah pestisida yang besar. 4. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel jumlah tenaga kerja = 0,00
0,05 maka H0 ditolak dan H1 diterima, yang berarti jumlah tenaga kerja berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,208
berarti setiap kenaikan jumlah tenaga kerja sebesar 1 satuan akan meningkatkan produksi padi sebesar 0,208.
Jumlah tenaga kerja berpengaruh positif terhadap produksi padi karena kebutuhan tenaga kerja sejalan dengan luas lahan yang digarap, di mana semakin
luas lahan garapan maka semakin banyak tenaga kerja yang dibutuhkan. Secara teori semakin luas lahan yang digarap maka semakin tinggi pula produksi dan
keuntungan yang diterima. 5. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel luas lahan = 0,008 0,05 maka H0 ditolak
dan H1 diterima, yang berarti variabel luas lahan berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,110 berarti setiap kenaikan luas
lahan sebesar 1 satuan akan meningkatkan produksi padi sebesar 0,110. Luas lahan yang digunakan untuk menanam padi berpengaruh positif
terhadap produksi padi. Menurut Moehar 2001, bahwa luas garapan lahan pertanian adalah suatu hal yang sangat penting dalam proses produksi usahatani dan
usaha pertanian. Semakin sempit kepemilikan lahan dalam usahatani maka semakin tidak efisien usahatani yang dilakukan.
6. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel pengalaman bertani = 0,201 0,05 maka H0 diterima dan H1 ditolak, yang berarti secara parsial variabel pengalaman bertani
tidak berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Pengalaman bertani tidak berpengaruh terhadap produksi padi karena adanya
keterbatasan modal yang dimiliki petani untuk menerapkan hal-hal yang sebenarnya sudah diketahui petani sebelumnya. Sehingga pengaruh yang muncul dari kondisi
ini adalah penanganan yang tidak maksimal sehingga proses inovasi dan pengembangan akan terhambat. Hal ini sesuai dengan pendapat Moehar 2001 yang
menyatakan bahwa dalam mengambil keputusan petani sering kali berdasarkan kebiasaan, naluri, atau mencontoh pada petani lain. Sehingga walaupun mereka
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
mengetahui dan memahami teknologi, pada prakteknya mereka tetap saja melakukan berdasarkan kemampuan dan dana yang tersedia.Hal lain juga yang
sering dilakukan petani adalah pada saat pemberian pupuk mereka berpedoman pada keadaan tanaman. Apabila petani melihat keadaan tanaman kurang subur dan dana
tersedia, maka petani akan menambahkan pupuk sesuai perhitungan dan kemampuan mereka sendiri sekalipun itu disadari sudah melebihi dosis atau takaran.
Berlaku juga sebaliknya pada saat petani tidak mempunyai cukup dana maka dengan terpaksa tanaman tidak dipupuk atau hanya menggunakan sekedar menurut
kemampuan bukan menurut teknologi. Keadaan seperti inilah yang sangat mempengaruhi terhadap produksi Moehar, 2001.
7. Nilai Probabilitas Sig. t pada variabel pendidikan = 0,819 0,05 maka H0 diterima dan H1 ditolak, yang berarti secara parsial variabel pendidikan tidak
berpengaruh nyata terhadap produksi padi. Tingkat pendidikan formal yang dimiliki petani tidak berpengaruh terhadap
produksi padi karena sebagian besar petani adalah lulusan SDSederajat. Hasil tersebut menunjukkan bahwa tingkat pendidikan formal yang telah dicapai petani
masih tergolong rendah. Rendahnya pendidikan ini akan menyebabkan petani kesulitan dalam menyerap informasi dan inovasi teknologi.
Nilai koefisien regresi dari pendidikan adalah negatif yang berarti tingkat pendidikan formal petani yang semakin tinggi akan menurunkan produksi padi.
Keadaan ini sesuai dengan penelitian Bagamba dalam Nansi 2011 yang menyatakan bahwa pendidikan formal memberikan dampak negatif terhadap
kegiatan usahatani namun memberikan dampak positif terhadap kegiatan non usahatani. Artinya semakin tinggi tingkat pendidikan formal yang dimiliki oleh
seseorang maka semakin sedikit waktu yang dicurahkan terhadap usahatani. Semakin tinggi pendidikan maka semakin tinggi waktu yang dicurahkan terhadap
non usahatani karena dengan pendidikan yang semakin tinggi seseorang akan memiliki keahlian atau pengetahuan untuk bekerja di luar usahatani.
Dalam model fungsi produksi Cobb Douglas nilai koefisien regresi merupakan nilai elastisitas dari masing-masing variabel tersebut, sedangkan penjumlahan dari nilai-
nilai elastisitas dapat digunakan untuk menduga keadaan skala usaha. Hasil penjumlahan koefisien regresi secara keseluruhan dapat diketahui bahwa nilai elastisitas
JURIDIKTI , Vol. 6 No. 2, Agustus 2013 ISSN LPI 1979- 9640
produksi adalah sebesar 0,98, artinya setiap kenaikan masing-masing variabel sebesar 1 akan meningkatkan produksi padi sebesar 0,98. Nilai elastisitas produksi berada
antara 0-1 maka produksi berada pada daerah rasional yang disebut dengan skala kenaikan hasil yang semakin berkurang decreasing return to scale, di mana pada
tingkat penggunaan faktor produksi tertentu akan tercapai keuntungan maksimum. Dalam hal ini petani sudah dapat menetapkan penggunaan faktor produksi secara
optimal untuk mencapai produksi keuntungan maksimal.
4.5. Pendapatan Usaha Lain
