4.2.2. Pendugaan Model Fungsi Keuntungan Padi Sawah
Guna memperkuat analisis efisiensi alokasi penggunaan faktor produksi tidak hanya dilihat dari tingkat efisiensi teknis yang dicerminkan dari model fungsi produksi, melainkan
dilihat pula tingkat efisiensi ekonomis yang dicerminkan dari model fungsi keuntungan. Model fungsi keuntungan dapat digunakan untuk menelaah masalah efisiensi harga dan
ekonomis, dimana variabel yang diamati adalah variabel harga output dan input. Hasil
analisis fungsi keuntungan usaha tani padi sawah Gabungan disajikan pada Tabel 8. Tabel 8
. Model Fungsi Keuntungan Padi Sawah No
Variabel Bebas Koefisien
β β
Nilai uji t Prob. T
1 2
3 4
5 6
7 8
9 Kons tanta á
Benih W
b
Urea W
u
KCl W
c
Sewapmeliharn alsin W
s
Upah kerja W
h
Pajak W
x
Dummy pola usaha tani D
2
Dummy luas lahan D
1
5,425 0,414
-0,308 -0,051
0,398 -0,097
0,134 0,147
0,156 12,990
3,980 -2,887
-0,440 4,751
-1,418 3,276
1,765 2,055
0,000 0,000
0,005 0,661
0,000 0,160
0,002 0,081
0,043
Ket.: Variabel terikat Keuntungan P adi CL S ð
p
R
2
= 0,681 F hit = 22,190
Sumber: Olahan data primer
1000 2000
3000 4000
5000 6000
7000 8000
9000 10000
1 3
5 7
9 11
13 15
17 19
21 23
25 27
29
Produktivitas Padi tonha
Aktual D1 = 1
D1 = 0
Model keuntungan padi sawah menunjukkan bahwa model baik dengan nilai koefisien R
2
0,681 yang berarti bahwa variasi besar kecilnya perubahan variabel keuntungan padi dapat dijelaskan oleh variasi perubahan variabel-variabel bebas sebesar
68,10 . Sedangkan sisanya sebesar 31,90 dari variasi perubahan variabel terikat tidak dapat diterangkan oleh variabel bebas dalam model.
Hasil analisis menunjukkan bahwa nilai F-hitung diperoleh sebesar 22,190 nyata pada taraf keyakinan sebesar 1. Hal ini menunjukkan minimal ada satu variabel bebas
mempengaruhi variabel terikat keuntungan padi sawah. Berdasarkan uji t pada taraf keyakinan 5 variabel harga input bibit, urea, sewapemeliharaan alat dan mesin
pertanian, pajak dan dummy luas lahan berpengaruh nyata terhadap keuntungan usaha tani padi sawah, sedangkan dummy pola usaha tani nyata pada tarap keyakinan 10,
sedangkan variabel harga TSP dan sewapemeliharaan alat dan mesin pertanian tidak nyata mempengaruhi keuntungan usaha tani padi sawah. Pendugaan model fungsi
keuntungan usaha tani padi sawah seperti pada persamaan 18. log ð
P
=5,425 + 0,414 log W
b
- 0,308 log W
u
- 0,0518 log W
c
+ 0,398 log W
s
– 0,097 log W
h
+ 0,134 log W
x
+ 0,171 D
2
+ 0,156 D
1
.......................... 18 R2 = 0,681 Fhit = 22,190
Koefisien variabel harga urea, KCL dan upah kerja bertanda negatif menunjukkan hubungan terbalik antara harga input dengan tingkat keuntungan yang berarti bahwa
makin tinggi harga urea dan KCL serta upah kerja, maka makin kecil keuntungan yang diperoleh. Sedangkan koefisien harga benih, dan sewapemeliharaan alat dan mesin
pertanian, serta pajak bertanda positif menunjukkan walaupun terjadi kenaikan harga benih, dan sewapemeliharaan alat dan mesin, petani tetap menggunakan input tersebut
untuk mencapai keuntungan maksimum. Dummy pola usaha tani menunjukkan tanda positif yang berarti penerapan usaha tani pola CLS akan meningkatkan keuntungan usaha
tani dengan menggeser ke atas intersep fungsi keuntungan, demikian pula untuk dummy luas lahan yang berarti semakin luas lahan yang dikelola akan semakin meningkatkan
keuntungan. Guna melihat lebih mendalam lagi dari variabel dummy pola usaha tani berpengaruh
terhadap keuntungan usaha tani padi, maka model fungsi keuntungan padi sawah dibedakan lebih lanjut menurut pola usaha tani, dimana model fungsi keuntungan usaha
tani pola CLS pada Tabel 9.
Tabel 9 . Model Fungsi Keuntungan Padi Sawah Pola CLS
No Variabel Bebas
Koefisien β
β Nilai uji t
Prob. T
1 2
3 4
5 6
7 8
Konstanta α Luas Lahan L
u
Benih B
b
Pestisida W
p
Pupuk Urea W
u
Pupuk kandang W
k
Upah kerja W
h
Dummy lama ustan D
3
0,704 0,924
0,397 -0,022
-0,479 0,134
-0,148 0,173
0,588 3,742
2,511 -0,237
-5,005 1,640
-1,222 2,024
0,559 0,000
0,015 0,814
0,000 0,107
0,227 0,048
Keterangan: Variabel terikat Produksi Padi ð
pc
R
2
= 0,743 F hit = 23,072
Sumber: Olahan data primer
Seperti halnya fungsi keuntungan padi sawah keseluruhan, maka untuk melihat ketepatan model fungsi keuntungan pola CLS dilihat dari nilai R
2
sebesar 0,743 yang berarti variasi besar kecilnya perubahan variabel keuntungan padi pola CLS dapat
dijelaskan oleh variasi perubahan variabel harga benih, pestisida, urea, pupuk kandang, upah kerja, dummy lama usaha tani CLS sebesar 74,30 , sedangkan sisanya sebesar
15,70 dari variasi perubahan variabel terikat tidak dapat diterangkan oleh variabel bebas dalam model. Hasil uji-F diperoleh sebesar 23.072 menujukkan nyata pad taraf
keyakinan sebesar 1 yang berarti minimal ada satu variabel bebas mempengaruhi keuntungan usaha tani padi pola CLS.
Berdasarkan hasil uji-t varibel luas lahan, harga benih, pupuk urea dan dummy lama lahan secara signifikan pada taraf keyakinan 5 mempengaruhi keuntungan usaha tani
padi pola CLS, sedangkan variabel harga pestisida dan upah kerja tidak nyata
mempengaruhi keuntungan. Pendugaan model fungsi keuntungan usaha tani padi sawah
pola CLS seperti pada persamaan 19. log ð
pc
= 0,704 + 0,924 log L
u
+ 0,397 log W
b
- 0,022 log W
p
- 0,479 log W
u
+ 0,134 log W
k
- 0,148 log W
h
+ 0,173 D
3
........................................ 19 R2 = 0,743 F hit = 23,072
Koefisien variabel harga pestisida, pupuk urea, dan upah kerja bertanda negatif menunjukkan hubungan terbalik antara harga input dan tingkat keuntungan yang berarti
bahwa makin tinggi harga pestisida, urea, serta upah kerja, maka makin kecil keuntungan yang diperoleh. Hal ini relevan dengan prinsip-prinsip usaha tani pola CLS, di mana petani
mengurangi penggunaan input pupuk buatan dan pestisida, digantikan dengan pupuk
kandang dan bio-pestisida yang dapat disediakan sendiri oleh petani. Koefisien variabel luas lahan bertanda positif yang berarti semakin luas lahan yang dikelola maka
keuntungan akan semakin meningkat. Koefisien variabel harga benih dan harga pupuk kandang, petani tetap menggunakan input benih untuk mencapai keuntungan maksimum,
serta menggunakan pupuk kandang yang dapat disediakan sendiri. Dummy luas lahan menunjukkan tanda positif yang berarti semakin luas lahan usaha tani akan meningkatkan
keuntungan dengan menggeser ke atas intersep fungsi keuntungan. Usaha tani pola CLS dipengaruhi lahan usaha tani dimana nilai lahan secara
signifikan mempengaruhi keuntungan usaha tani dengan nilai elastisitas sebesar 0,924. Demikian pula dummy lamanya berusaha tani CLS turut mempengaruhi keuntungan
dengan elastisitas 0,713 yang berarti bahwa penerapan CLS lebih dari dua tahun meningkatkan keuntungan sebesar 17,3 lebih tinggi dibandingkan penerapan CLS
kurang dari dua tahun. Hal ini dimungkinkan karena pada tahap-tahap awal mengusahakan pola CLS, dampak penggunaan pupuk kandang masih dalam taraf
memperbaiki kesuburan tanah yang selama ini menjadi tandus akibat penggunaan pupuk kimia dan pestisida yang intensif pada tahun-tahun sebelumnya. Sedangkan pengusahaan
CLS lebih dari dua tahun kesuburan tanah mulai pulih sehingga penggunaan pupuk kandang berdampak lebih tinggi terhadap produksi padi dan pada akhirnya mempengaruhi
keuntungan petani. Penggunaan pupuk kandang rata-rata petani responden sekitar 1.570,1 kghektar dan produksi padi mencapai 6.28 tonhektar.
Tabel 10 . Model Fungsi Keuntungan Padi Sawah Pola non CLS
No Variabel Bebas
Koefisien β
β Nilai uji t
Prob. T
1 2
3 4
5 6
7 8
9 Kons tanta á
Luas Lahan L
u
Benih W
b
Pestisida W
p
Pupuk urea W
u
Pupuk TSP W
t
Pupuk KCl W
c
Upah Kerja W
h
Pajak W
x
-3,363 1,404
0,027 0,052
-0,241 0,403
-0,019 -0,117
-0,290 -2,362
4,957 0,376
0,510 -1,836
2,699 -0,139
-1,464 -2,958
0,029 0,000
0,711 0,616
0,082 0,014
0,891 0,159
0,008
Keterangan: Variabel terikat Produks i Padi ð
pn
R
2
= 0,959 F-hit = 56,170 Sumber: Olahan data primer
Pada model fungsi keuntungan usaha tani padi pola non CLS dilihat dari nilai R
2
sebesar 0,959, yang berati bahwa variasi besar kecilnya perubahan variabel keuntungan usaha tani padi pola non CLS dapat dijelaskan oleh variasi perubahan varial bebas
sebesar 95,90 , sedangkan sisanya sebesar 4,10 dari variasi perubahan variabel terikat tidak dapat dijelaskan oleh variabel bebas dalam model. Hasil uji F diperoleh
sebesar 56.170 menunjukkan nyata pada taraf keyakinan sebesar 1 yang berarti minimal ada satu variabel bebas mempengaruhi keuntungan usaha tani padi pola non
CLS. Pendugaan model fungsi keuntungan usaha tani padi sawah non CLS seperti pada persamaan 20.
log ð
pn
= -3,363 + 1,404 log L
u
+ 0,027 log W
b
+ 0,052 log W
p
- 0,241 log W
u
+ 0,403 log W
t
- 0,019 log W
c
- 0,117 log W
h
- 0,290 log W
x
........ 20 R2 = 0,959 F-hit = 56,170
Berdasarkan hasil uji-t variabel bebas harga benih, urea, pupuk kandang dan luas lahan secara signifikan pada taraf keyakinan 5 mempengaruhi keuntungan padi,
sedangkan variabel bebas lainnya tidak signifikan. Koefisien variabel harga urea, KCL, upah kerja dan pajak bertanda negatif menunjukkan hubungan terbalik dengan tingkat
keuntungan yang berarti bahwa makin tinggi harga urea, KCL, upah kerja maupun pajak, maka makin kecil keuntungan yang akan diperoleh. Sedangkan koefisien variabel luas
lahan, harga benih, pestisida dan pupuk TSP bertanda positif menunjukkan semakin luas lahan yang diusahakan akan semakin meningkatkan keuntungan. Walaupun terjadi
kenaikan harga benih, pestisida dan pupuk TSP, petani non CLS sangat bergantung pada input tersebut untuk mencapai keuntungan maksimum.
4.2.3. Tingkat Produksi dan Keuntungan Usaha Tani Padi Sawah
Kategori