ANALISIS FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PRODUKSI UBI JALAR ( IPOMOEA BATATAS L. ) DI KECAMATAN KAYU ARO KABUPATEN KERINCI
Meily Andriani 1 , Emy Kernalis 2 , dan Yusma Damayanti 2
1) Alumni Program Studi Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi, 2) Dosen Program Studi Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi
Email : meilyandriani31@yahoo.com

## ABSTRAK
Ubi  Jalar adalah salah satu alternatif dari sekian tanaman pangan untuk mendampingi  beras menuju ketahanan pangan nasional. Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui signifikansi pengaruh faktor produksi  lahan,  tenaga  kerja,  bibit  dan  herbisida terhadap  produksi,  serta  untuk  mengetahui besarnya  pengaruh  faktor-faktor  tersebut  terhadap  produksi  ubi  jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro Kabupaten  Kerinci. Penelitian  ini  dilakukan  di    tiga Desa  yang  ada  di  Kecamatan Kayu  Aro  dengan menggunakan 95 petani sampel, yang terdiri dari 52 petani di Desa Lindung Jaya, 28 petani di Desa Giri  Mulyo  dan  15  petani  di  Desa  Sungai  Sampun. Data  dianalisis  secara  kuantitatif  dan  dilanjut dengan menggunakan regresi linier berganda. Hasil  penelitian disimpulkan bahwa secara bersama- sama  faktor-faktor tersebut  mempengaruhi  produksi  ubi  jalar,  dan  faktor-faktor tersebut  mampu menjelaskan produksi ubi jalar sebesar 71,5 persen, secara parsial faktor produksi yang berpengaruh secara nyata adalah luas lahan sebesar 4,262 persen, jumlah herbisida sebesar 0,852 persen, tenaga kerja sebesar 0,399 persen dan jumlah bibit sebesar 0,147 persen.

## Kata Kunci : Produksi, Faktor Produksi, ubi jalar

## ABSTRACT
Sweet  potatoes are one  of  the many alternatives to  accompany rice to national food  security. This research aims to know the significance of the influence of factors of production of land, labor, seeds and herbicides against  production,  as  well as to  know the  magnitude  of the influence  of these factors on  the production  of sweet  potatoes in  Kayu  Aro    Sub  district  of Kerinci  Regency. This research was conducted in three villages in the Sub district Kayu Aro 95 farmers sample, consisting of 52 peasants in the village of Lindung Jaya, 28 farmers in the village of Giri Mulyo and 15 farmers in the  village  of Sungai Sampun. The  Data  were  analyzed  quantitatively  and  continued  using multiplelinier regression. Result of the study it was concluded that together those factors affecting the production of sweet potatoes, and these factors capable of explaining the production of sweet potatoes  of  71,5  percent, partially influential factors  of  production for  real is  the land area of 4,262 per  cent,  the  number  of herbicide of 0,852 per  cent, 0,399 per  cent of the workforce and number of seedlings of 0,147 percent.
Keywords : production , factor of production, sweet potatoes

## PENDAHULUAN
Sektor  pertanian  terdiri  dari  beberapa  sub  sektor  yaitu  tanaman  pangan,  hortikultura, perkebunan, perikanan, peternakan, dan kehutanan. .Salah satu subsektor yang memiliki peranan penting dalam pembangunan pertanian adalah subsektor tanaman pangan. Beberapa peran strategis subsektor  tanaman  pangan  diantaranya  dalam  hal  pertumbuhan  dan  pengembangan  ketahanan pangan, PDB (Produk Domestik Bruto), kesempatan kerja serta sumber pendapatan perekonomian regional  dan  nasional.  Peranan  tanaman  pangan  dalam  hal  mewujudkan  ketahanan  pangan  erat
kaitannya dengan ketahanan sosial, stabilitas ekonomi dan keamanan nasional. Bahan pangan yang tidak  tersedia  dengan  cukup  dan  harga  yang  tidak  terjangkau  oleh  masyarakat  akan  berpengaruh terhadap kehidupan masyarakat secara luas baik dari segi ekonomi maupun sosial (Hafsah, 2004).
Sejalan  dengan  meningkatnya  jumlah  penduduk  Indonesia  dengan  laju  pertumbuhan mencapai 1,3 persen per tahun, maka kebutuhan akan pangan semakin meningkat. Alternatif solusi untuk mengatasi masalah pertumbuhan konsumsi adalah program diversifikasi pangan. Diversifikasi pangan bukan berarti menggantikan beras, tetapi mengubah pola konsumsi masyarakat dengan lebih banyak  jenis  pangan  yang  dapat  dikonsumsi.  Diversifikasi  pangan  menjadi  salah  satu  pilar  dalam ketahanan pangan. Pembangunan ketahanan pangan di Indonesia telah ditegaskan dalam Undang- undang  Nomor  7  Tahun  1996  tentang  pangan,  mengartikan  ketahanan  pangan  sebagai  usaha mewujudkan ketersediaan pangan bagi seluruh rumah tangga dalam jumlah yang cukup, mutu dan gizi yang layak, aman konsumsi, merata serta terjangkau oleh setiap individu. Sesuai dengan UU No. 22  Tahun  1999  pembangunan  subsektor  tanaman  pangan  harus  dapat  memperkuat  posisi  petani, pelaku agribisnis lainnya serta aparatur pertanian dengan memanfaatkan keunggulan agroekosistem masing-masing daerah kabupaten atau kota (Nurmala, 2011).
Sasaran  pembangunan  pangan  adalah  terwujudnya ketahanan  pangan  pada  tingkat rumah tangga.  Pengembangan  ketahanan  pangan  dilakukan  antara  lain  berdasarkan  pada  keragaman sumber  daya  pangan,  kelembagaan  dan  potensi  lokal.  Salah  satu  sumber  pangan  yang  strategis adalah tanaman pangan dan palawija. Tanaman ini sebagai sumber karbohidrat dalam pemenuhan gizi  masyarakat.  Pemenuhan  kebutuhan  tanaman  padi  dan  palawija  harus  dijaga  ketersediaannya dan terjangkau oleh masyarakat.
Tanaman pangan yang berpotensi sebagai sumber pangan antara lain padi, jagung, ubi kayu, ubi jalar, kacang-kacangan, kedelai, dan lain-lain. Ubi jalar merupakan salah satu komoditas tanaman pangan  yang  memberikan  sumbangan  terhadap  PDB  yang  cukup  signifikan  dan  terus  meningkat dalam  beberapa  tahun  terakhir.  Disamping  itu  juga  komoditi  ini  telah  memberikan  sumbangan terhadap devisa negara melalui ekspor dalam bentuk tepung. Net ekspor-impor ubi jalar adalah satu- satunya komoditas tanaman pangan yang selalu positif. Ubi jalar menjadi salah satu dari dua puluh jenis pangan yang berfungsi sebagai sumber karbohidrat. Ubi jalar bisa menjadi salah satu dari sekian tanaman  pangan  yang  alternatif  untuk  mendampingi  beras  menuju  ketahanan  pangan.  Hal  ini didasarkan pada pertimbangan bahwa ubi jalar merupakan  (1) sumber karbohidrat keempat setelah padi, jagung dan ubi kayu; (2) memiliki produktivitas tinggi dibandingkan dengan beras dan ubi kayu; (3) memiliki potensi diversifikasi produk yang cukup beragam; (4) memiliki potensi permintaan pasar baik  lokal,  regional  maupun  ekspor  yang  terus  meningkat;  (5)  serta  memiliki  kandungan  gizi  yang cukup beragam dan tidak dimiliki oleh tanaman pangan lainnya (Defri, 2011).
Pada saat ini budidaya ubi jalar sangatlah mudah untuk dilakukan oleh petani, dapat ditanam disawah  maupun  diladang.  Total  luas  panen  ubi  jalar  di  Indonesia  pada  tahun  2011  mencapai 177.040 hektar dengan tingkat produksi sebesar 1.887.005 ton dan produktivitasnya mencapai 10,66 ton per hektarnya (Badan Pusat Statistik Indonesia, 2011). Hal ini juga dirasakan Provinsi Jambi yang tingkat produksi ubi jalarnya meningkat ditiap tahunnya (Dinas Pertanian Tanaman Pangan Provinsi Jambi, 2012). Pengembangan potensi ubi jalar pun tersebar diseluruh Kabupaten di Provinsi Jambi. Berdasarkan  sentra  produksinya,  produksi  ubi  jalar  terbesar  di  Provinsi  Jambi  adalah  Kabupaten Kerinci,  Merangin  dan  Tanjung  Jabung  Timur.  Dari  ketiga  kabupaten  tersebut,  Kabupaten  Kerinci merupakan daerah penghasil ubi jalar terbesar di Provinsi Jambi dengan rata-rata produktivitasnya hanya mencapai 32,24 ton per hektar (Dinas Pertanian Tanaman Pangan Kabupaten Kerinci, 2012). Kecamatan Kayu Aro merupakan wilayah dataran tinggi yang memiliki tingkat kesuburan tanah yang relatif baik, sehingga dikenal sebagai daerah  pertanian. Kayu Aro merupakan kecamatan penghasil ubi jalar terbesar di Kabupaten Kerinci (Dinas Pertanian Tanaman Pangan Kabupaten Kerinci, 2012). Akan tetapi produktivitas optimal ubi jalar seharusnya dapat mencapai 40 ton per hektar (Purwono
dan  Purnamawati,  2013),  mengingat  keadaan  alam  dan  topografi  Kabupaten  Kerinci  yang  sangat subur dengan jenis tanah yang sebagian besarnya berjenis andosol, dengan kelembaban udara 65- 97% serta suhu udara antara 18-29°C yang sangat cocok dengan ubi jalar.
Untuk mencapai produksi yang optimal bahkan maksimal harus didukung dengan beberapa faktor yang mempengaruhi produksi seperti lahan, bibit, pupuk, herbisida, dan tenaga kerja). Adapun tujuan  penelitian  adalah untuk mengetahui  signifikansi dan  besarnya pengaruh faktor  produksi lahan,  tenaga  kerja,  bibit,  dan  herbisida  terhadap  produksi  ubi  jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro Kabupaten Kerinci.

## METODE PENELITIAN
Penelitian  ini  dilaksanakan  di  Kecamatan  Kayu  Aro  Kabupaten  Kerinci.  Ruang  lingkup penelitian  ini  adalah  petani  yang  mengusahakan  usahatani  Ubi  Jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro Kabupaten Kerinci. Ruang lingkup penelitian ini terfokus pada petani yang mengusahakan ubi jalar yang  mencakup  penggunaan  faktor  produksi.  Faktor  produksi  yang  dianalisis  dalam  penelitian  ini adalah lahan, tenaga kerja, modal (benih/bibit dan herbisida). Selanjutnya dipilih tiga desa dalam penelitian ini yaitu Desa Lindung Jaya dengan produksi tertinggi, Desa Giri Mulyo dengan produksi sedang dan Desa Sungai Sampun dengan produksi terendah. Penelitian ini dilaksanakan pada bulan Juni sampai bulan Juli.
Menurut  Usman  (2009),  data  primer merupakan  data  yang  didapat  dari  sumber  pertama  atau asli (langsung dari informan). Data primer diperoleh dengan melakukan wawancara langsung dengan petani responden. Wawancara dilakukan dengan menggunakan kuisioner. Data sekunder merupakan struktur atau historis mengenai variabel-variabel yang telah dikumpulkan dan dihimpun sebelumnya oleh pihak lain. Data Sekunder bersumber dari laporan-laporan dari instansi-instansi yang berkaitan dengan penelitian, yaitu dari Dinas Pertanian Tanaman Pangan Kabupaten Kerinci, Balai Penyuluhan Pertanian,  Peternakan  dan  Kehutanan  (BP3K)  Kecamatan  Kayu  Aro  Kabupaten  Kerinci  dan  Badan Pusat Statistik, ditambah dengan informasi yang diperoleh dari Studi Kepustakaan yang berhubungan dengan penelitian.
Metode  pengumpulan  data  yang  digunakan dalam  penelitian  ini  yaitu,  terdiri  dari  : (1) Observasi, yaitu dengan cara pengamatan langsung secara sistematis terhadap aktivitas petani ubi jalar; (2) Wawancara,  yaitu  pengumpulan  data  yang  diperoleh  dengan  mengajukan  pertanyaan- pertanyaan  berdasarkan  kuisioner  secara  langsung  kepada  petani  ubi  jalar  ; (3) Dokumentasi, mengambil gambar secara langsung dari kegiatan usahatani ubi jalar ; (4) Studi pustaka, yaitu untuk menunjang pengumpulan data dilapangan, diperlukan studi kepustakaan dimana digunakan literatur yang berhubungan dengan judul penelitian.
Metode  penarikan  sampel  yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  adalah  dengan  sengaja ( purposive ) dengan pertimbangan bahwa Kecamatan Kayu Aro sebagai penghasil Ubi Jalar terbesar di Kabupaten Kerinci. Selanjutnya dipilih tiga desa di Kecamatan Kayu Aro yaitu Desa Lindung Jaya, Desa Giri Mulyo dan Desa Sungai Sampun dengan pertimbangan Desa Lindung Jaya merupakan desa yang memproduksi ubi jalar tertinggi, Desa Giri Mulyo dengan produksi sedang, dan Desa Sungai Rumpun dengan produksi terendah. Pengambilan sampel dalam penelitian ini didekati menggunakan metode simple  random  sampling.  Jumlah  sampel  dalam  penelitian  ini  ditentukan  dengan  menggunakan rumus  dari  Taro  Yamane  atau  Slovin dalam Riduwan  (2007) dengan  pertimbangan  menggunakan presisi sebesar 15 persen dari jumlah keseluruhan populasi petani ubi jalar di Kecamatan Kayu Aro sebanyak  1.761. Dari  perhitungan  sampel  dengan  menggunakan  rumus tersebut,  maka  diperoleh jumlah sebesar 95 petani sampel. Maka masing-masing sampel menurut desa dengan perhitungan
selanjutnya adalah 52 petani sampel di Desa Lindung Jaya, 28 petani sampel di Desa Giri Mulyo, dan 15 petani sampel di Drsa Sungai Sampun.
Adapun perincian jumlah petani populasi dan sampel pada setiap Desa dapat dilihat pada tabel 1.
Tabel 1.  Rincian  Jumlah  Petani  Populasi dan Sampel per Desa di  Daerah Penelitian
Desa Jumlah Populasi Jumlah Sampel Lindung Jaya Giri Mulyo Sungai Sampun 120 63 35 52 28 15 Jumlah 218 95
Untuk  mengetahui  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  produksi  ubi  jalar  digunakan  analisis regresi linier berganda metode Ordinary Least Square (OLS) dengan alat bantu software SPSS 17.0 yang melibatkan dua variabel yaitu variabel dependen yang menjelaskan Y dan variabel independen yang menjelaskan X. Berikut ini merupakan bentuk persamaan regresi linier berganda :
Ŷ = a + b 1 X 1 + b 2 X 2 + b 3 X 3+ b 4 X 4 + e
Dimana :
Ŷ = produksi ubi jalar (ton/musim tanam) b 1, b 2…. b n = koefisien regresi X 1 =  luas lahan (ha/musim tanam) X 2 =  tenaga kerja (jam kerja/musim tanam) X 3 =  jumlah bibit (stek/musim tanam) X 4
=  jumlah herbisida (liter/musim tanam)
a =  konstanta
e = estimate of error dari masing-masing variabel
Koefisien yang dihasilkan dapat dilihat pada output regresi berdasarkan data yang dianalisis untuk kemudian diinterpretasikan serta dilihat signifikansi tiap-tiap variabel yang diteliti. R 2 (koefisien determinasi)  bertujuan  untuk  mengetahui  kekuatan  variabel  bebas  (independen  variabel) menjelaskan  variabel  terikat  (dependen variabel). Uji  serempak  (F-test),  dimaksudkan  untuk mengetahui  signifikansi  statistik  koefisien  regresi  secara  serempak.  Jika    F- hitung ≥  F- tabel ,  maka  H 0 ditolak  dan  H 1 diterima. Uji  parsial  (t-test),  dimaksudkan  untuk  mengetahui  signifikansi  statistik koefisien regresi secara parsial. Jika t - hitung ≥ F- tabel , maka H 0 ditolak dan H 1 diterima. Selain kriteria statistik,  juga  diperlihatkan  uji  asumsi  klasik  berupa  uji  multikolineritas,  uji  autokorelasi,  uji heteroskedastisitas, dan uji normalitas.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Pengujian Model Analisis Faktor-faktor  yang Mempengaruhi Produksi Ubi Jalar di Kecamatan Kayu Aro Kabupaten Kerinci
Penelitian  ini  menggunakan  analisis  regresi  linier  berganda  metode Ordinary  Least  Square (OLS) dalam    menetukan faktor-faktor  yang  mempengaruhi  produksi  ubi  jalar.  Adapun  variabel bebasnya  meliputi  :  luas  lahan,  tenaga  kerja,  jumlah  bibit,  dan  jumlah  herbisida  serta  variabel terikatnya  adalah  produksi  ubi  jalar  yang  ada  di  Kecamatan  Kayu  Aro  Kabupaten  Kerinci.    Dalam pengujian  ini  diharapkan  memenuhi  bebas  semua  asumsi  yang  disyaratkan.  Diantaranya  adalah asumsi  multikolineritas,  autokorelasi,  heteroskedastisitas  dan  mormalitas.  Dengan  terpenuhinya asumsi  tersebut,  maka  akan  menghasilkan  variabel  penduga  terbaik  yang  tidak  bias  atau  disebut BLUE  ( Best  Linier  Unbiased  Estimator ).  Sebaliknya,  jika  terdapat  salah  satu  asumsi  dalam  model penduga tidak dapat terpenuhi oleh fungsi yang diperoleh, maka kebenaran pendugaan model atau pengujian hipotesis untuk pengembalian keputusan menjadi diragukan.
Pengujian  Multikolineritas    ini  bertujuan  untuk  mengetahui  apakah  tiap-tiap  variabel independen  saling  berhubungan  secara  linear,  apabila  sebagian  atau  seluruh  variabel  independen berkorelasi  kuat  berarti  terjadi  multikolineritas  (Gujarati,  2006).  Mutikolinearitas  ini  menyebabkan kesulitan  untuk  memisahkan  pengaruh  masing-masing  variabel  independen  terhadap  variabel dependen.  Gejala  multikolinearitas  dapat  dilihat  dari  nilai Variable Inflation  Factor  (VIF ).  Apabila angka VIF ada yang melebihi 10 atau nilai tolerance kurang dari 0,1 berarti terjadi multikolinearitas.
Setelah dilakukan uji multikolineritas pada variabel-variabel independen dengan pengukuran terhadap VIF hasilnya menunjukkan bahwa semua variabel independen pada model yang diajukan bebas dari multikolinearitas atau tidak ada multikolinearitas antar variabel independen dalam model. Hal ini ditunjukkan dengan nilai VIF yang berada di bawah 10 dan nilai tolerence lebih dari 0,1, serta diperkuat  dengan  nilai significance  (2-tailed) pada  tampilan  matrik  korelasi Pair-wise  Correlation antar variabel independen.
Dari hasil tersebut diperoleh nilai VIF  untuk masing-masing variabel adalah dibawah  nilai sepuluh (kisaran antara 2,136  hingga  3,462) sedangkan untuk nilai tolerance lebih dari 0,1 (berkisar antara 0,289 hingga 0,468) serta diperkuat dengan nilai significance (2-tailed) pada tampilan matriks korelasi Pair-wise Correlation antar variabel independen terlihat dari luaran SPSS nilai R 2 cukup tinggi sebesar 71,5 persen, sedangkan  kebanyakan  variabel  independen  memiliki  nilai  dan  statistik  yang signifikan  pada  taraf  nyata  5%  (α  =  0,05).  Oleh  karena  R 2 tinggi  dan  kebanyakan  variabel independennya  signifikan,  maka  tidak  ada  indikasi  terjadi  multikolinieritas  antar  variabel independen, nilai significance (2-tailed) > 0,05. Jadi, dapat disimpulkan bahwa variabel independen bebas dari masalah multikolinieritas.
Uji autokorelasi digunakan untuk menguji apakah dalam sebuah model regresi ada korelasi antar anggota sampel. Untuk mendiagnosis adanya autokorelasi dalam suatu model regresi dilakukan melalui  pengujian  dengan  Run  Test.  Run  test  sebagai  bagian  dari  non-parametrik  dapat  pula digunakan untuk menguji apakah antar residual terdapat korelasi yang tinggi. Untuk mendiagnosis adanya  autokorelasi  dalam  suatu  model  regresi  dilakukan  melalui  pengujian  Run  Test.  Run  Test digunakan  untuk  melihat  apakah  data  residual  terjdi  secara  random  atau  tidak  (sistematis).  Jika asymp  sig  (2-tailed) pada output  runs  test  lebih  besar  dari  0,05,  maka data  tidak  mengalami atau mengandung autokorelasi dan sebaliknya (Ghozali, 2013).  Dari hasil perhitungan SPSS terlihat bahwa nilai asymp sig (2-tailed) pada output runs test lebih besar dari 0,05 yakni sebesar 0,079  sehingga dapat  disimpulkan  bahwa  data residual  tidak  random  atau  tidak  terjadi  autokorelasi  antar  nilai residual.
Uji Heteroskedastisitas digunakan untuk mengetahui ada atau tidaknya ketidaksamaan varian dari  residual  pada  model regresi.  Prasyarat  yang  harus  terpenuhi  dalam model  regresi  adalah  ada tidaknya  masalah  heteroskedastisitas.  Ada  beberapa  metode  pengujian  yang  bisa  dilakukan diantaranya  adalah  Uji  Spearman’s  rho,  Uji  Gejser,  Uji  Park,  dan  melihat  pola  grafik  regresi.  Pada penelitian ini akan dilakukan dengan menggunakan Uji Spearman’s rho, yaitu mengkorelasikan nilai residual  (Unstandarized  Residual)  dengan  masing-masing  variabel  independen.  Jika  signifikansi korelasi  kurang  dari  0,05  maka  pada  model  regresi  terjadi  masalah    heteroskedastisitas (Priyatno, 2004).  Berdasarkan hasil  perhitungan  SPSS diperoleh  nilai p-value masing-masing  variabel independen  lebih  besar  dari  nilai  α  sebesar    5  %  (α  >  0,05)  yang  berarti  tidak  terjadi heteroskedastisitas terlihat pada tabel 2 berikut .
Tabel 2.  Pengujian Heteroskedastisitas No Variabel Koefisien korelasi P-value (Sig/2) 1 2 3 4 Luas Lahan Tenaga Kerja Jumlah Bibit Jumlah Herbisida 0,390 0,117 0,171 0,012 0,709 0,258 0,097 0,906
Uji normalitas ini  dilakukan  untuk  memeriksa  apakah errror  term mendekati  distribusi normal. Jika asumsi ini  tidak terpenuhi,  prosedur  pengujian dengan statistik  t  menjadi tidak sah. Uji  normalitas error  term yang  dilakukan  dalam  penelitian  ini  adalah  dengan  menggunakan  Uji Kolmogorov Smirnov . Dimana jika p-value pada model lebih besar dari taraf nyata yang digunakan (lima persen), maka disimpulkan bahwa model persamaan memiliki error term terdistribusi normal. Dari hasil perhitungan dengan taraf nyata 5 persen diperoleh nilai p-value atau Sig. sebesar  0,059 yang  berarti  nilai  tersebut  lebih  besar  dari 5  persen  atau  0,05  atau  hal  ini  menunjukkan  tidak signifikan.  Tidak  signifikan  berarti  data  relatif  sama  dengan  rata-rata  sehingga  disebut  normal, dengan kata lain asumsi normalitas terpenuhi.

## Analisis Faktor-faktor yang Mempengaruhi Produksi Ubi Jalar di Kecamatan Kayu Aro Kabupaten Kerinci
Analisis faktor – faktor yang mempengaruhi produksi ubi jalar menggunakan analisis Regresi Linier Berganda. Adapun faktor-faktor yang mempengaruhi produksi ubi jalar diantaranya adalah luas lahan  (X 1 ),    jumlah  tenaga  kerja (X 2 ),  jumlah  bibit  (X 3 )  dan  jumlah  herbisida  (X 4 ).  Ketepatan  model yang diuji dengan menggunakan uji statistik, yaitu uji t-hitung , uji F-hitung dan koefisien determinasi yang disesuaikan dengan R-sq (adj) .
Tabel 3.   Hasil Analisis dengan Metode Regresi Linier Berganda Faktor yang
Mempengaruhi Produksi Ubi Jalar di Daerah Penelitian No Variabel Koefisien T-hit P-value (Sig/2) 1 2 3 4 5 Konstanta Luas Lahan Tenaga Kerja Jumlah Bibit Jumlah Herbisida 7,666 4,262 0,399 0,147 0,852 4,310 2,140 3,000 2,360 3,014 0,000 0,035 0,003 0,020 0,003 R 2 F hit =  71,5 % = 56,549 R-sq  (adj)  = P-value       = 70,3 % 0,000
Berdasarkan  hasil  analisis  dengan  metode  Regresi  Linier  Berganda  terhadap  faktor  yang mempengaruhi produksi ubi jalar di Kecamatan Kayu Aro Kabupaten Kerinci di peroleh persamaan sebagai berikut :
Y  =  7,666 + 4,262 X 1 + 0,399 X 2 +  0,147 X 3 + 0,852 X 4 + e Hasil  persamaan  dengan  metode  Regresi  Linier  Berganda  analisis  yang  mempengaruhi produksi ubi jalar terangkum dalam Tabel 2. Hasil analisis yang diperoleh menunjukkan nilai koefisien R 2 (adj) sebesar 71,5 persen yang menunjukkan bahwa variabel-variabel independen terdiri dari luas lahan, tenaga kerja, jumlah bibit, dan jumlah herbisida dalam model mampu menjelaskan sebanyak 71,5 persen perubahan yang terjadi pada produksi ubi jalar di daerah  penelitian, sedangkan sisanya sebesar 28,5 persen diterangkan oleh faktor lain diluar model.
Pengujian secara simultan digunakan untuk melihat bagaimana variabel indepernden secara bersama-sama  atau  simultan  mempengaruhi  variabel  dependen.  Pengujian  ini  dilakukan  dengan menggunakan uji    F pada  taraf    nyata  5  persen (α  =  0,05).  Analisis  varian menunjukkan  bahwa bersama-sama semua variabel X menunjukkan pengaruh yang sangat berarti t erhadap faktor-faktor yang memoengaruhi produksi ubi jalar. Hal ini dapat dilihat dengan nilai F-hitung = 56,549 lebih besar dari  nilai F-tabel  yaitu  sebesar  2,20.  Selain  itu  diketahui  nilai  F-hitung  yang  dihasilkan  dari  hasil analisis persamaan model Regresi Linier Berganda adalah 56,549 dengan nilai p-value sebesar 0,000. Hal  tersebut  menunjukkan  bahwa  semua  variabel  independen  secara  bersama-sama  berpengaruh terhadap variabel dependen.
Pengujian secara parsial atau uji t digunakan untuk mrnguji apakah hipotesis yang diajukan dalam  penelitian  ini  diterima  atau  ditolak  dengan  mengetahui  apakah  variabel  independen  secara individu mempengaruhi variabel dependen. Dalam hal ini dengan memperhatikan nilai t-hitung dapat mengetahui  signifikansi  antara  variabel  independen  secara  terpisah  (parsial)  terhadap  variabel dependen  pada  taraf  nyata  5  persen  (α  =  0,05).  Apabila  variabel  independen  signifikan  terhadap variabel  dependen  maka  terdapat  pengaruh  antara  variabel  independen  terhadap  variabel dependen.  Dan  sebaliknya  apabila  tidak  signifikan  maka  tidak  terdapat  pengaruh  nyata  antara variabel independen terhadap variabel dependen. Hasil pengujian secara parsial ( uji  t ) dapat dilihat pada tabel 3 berikut.
Tabel 4.  Pengujian Koefisien Regresi Parsial ( Uji  t ) Variabel Independen Koefisien t-hitung t-tabel Luas Lahan   (X 1 )
Tenaga Kerja  (X 2 ) Jumlah Bibit  (X 3 )
Jumlah Herbisida  (X 4 ) 4,262 0,399 0,147 0,852 2,140 3,000 2,360 3,014 1,988* 1,988* 1,988* 1,988*
Keterangan : *.signifikan
Dari hasil uji t diatas, dengan membandingkan nilai t-hitung dan t-tabel dapat mengetahui variabel  independen  tersebut  berpengaruh  atau  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  variabel dependen  (produksi). Berdasarkan  uraian  pada  Tabel  4  diatas,  menunjukkan  bahwa  variabel  Luas Lahan (X 1 ) menunjukkan  angka  statistik  yang signifikan yang  diketahui  bahwa  t-hitung  lebih  besar dari t-tabel  (2,140 > 1,988), artinya variabel tesebut berpengaruh terhadap produksi ubi jalar. Hal ini sejalan dengan penelitian Suryana (2007) bahwa variabel independent yang diamati terlihat variansi Luas lahan (X 1 ) berpengaruh secara signifikan terhadap hasil produksi jagung . Tanda estimasi yang dimiliki  oleh  variabel  luas lahan  bernilai  positif.  Menjelaskan  bahwa  semakin  ditambah  luas  lahan sebanyak satu hektar maka dapat meningkatkan produksi sekian ton atau sebaliknya. Nilai koefisien
regresi luas lahan (X 1 ) sebesar 4,262. Artinya apabila luas lahan ditambah sebesar satu hektar maka produksi ubi jalar akan meningkat sebesar 4,262 ton, dengan syarat cateris paribus .
Selanjutnya  variabel  tenaga  kerja (X 2 ) menunjukkan  angka  statistik yang signifikan dengan diketahui  bahwa  t-hitung  lebih  besar  dari  t-tabel    (3,000 >  1,988) ,  artinya  variabel  tesebut berpengaruh terhadap produksi ubi jalar. Hal ini sejalan dengan penelitian Kardo (2013) dan Defri (2011)  bahwa variabel  independent  yang  diamati  terlihat  variansi  tenaga  kerja (X 2 ) berpengaruh secara  signifikan  terhadap  hasil  produksi  karet  (Kardo,2013)  dan  ubi  jalar  (Defri,  2011)  . Tanda estimasi yang dimiliki oleh variabel tenaga kerja bernilai positif. Hai ini menjelaskan bahwa semakin ditambah tenaga kerja sebanyak satu jam kerja maka dapat meningkatkan produksi sekian ton atau sebaliknya. Nilai  koefisien  regresi  tenaga  kerja  (X 2 )  sebesar  0,399.  Artinya  apabila tenaga  kerja ditambah sebesar satu jam kerja, maka produksi ubi jalar akan meningkat sebesar 0,399 ton, dengan syarat cateris paribus .
Untuk jumlah bibit (X 3 ) diketahui bahwa t-hitung lebih besar dari t-tabel  (2.360 > 1,988). Hal ini  menunjukkan  bahwa  variabel  dugaan  yakni jumlah  bibit signifikan mempengaruhi  produksi  ubi jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro  Kabupaten  Kerinci. Sejalan  dengan  penelitian  Nurmala  (2011)  bahwa variabel independent yang diamati terlihat variansi jumlah bibit (X 3 ) berpengaruh secara signifikan terhadap hasil produksi ubi jalar. Ini menjelaskan bahwa semakin ditambah jumlah bibit sebanyak satu stek maka dapat meningkatkan produksi atau sebaliknya. Nilai koefisien regresi jumlah bibit (X 3 ) sebesar 0,147. Artinya apabila jumlah bibit ditambah sebesar satu stek, maka produksi ubi jalar akan meningkat sebesar 0,147 ton, dengan syarat cateris paribus .
Berdasarkan tabel  4 untuk  jumlah  herbisida  (X 4 ) menunjukkan  bahwa  variabel tersebut signifikan mempengaruhi produksi ubi jalar di Kecamatan Kayu Aro Kabupaten Kerinci, dan diketahui bahwa t-hitung lebih besar dari t-tabel  (3,04 > 1,988). Tanda estimasi yang dimiliki oleh variabel jumlah  herbisida bernilai positif. Hal ini sejalan dengan penelitian Defri (2011) dan Nurmala (2011) bahwa variabel independent yang diamati terlihat variansi jumlah herbisida (X 4 ) berpengaruh secara signifikan  terhadap  hasil  produksi  ubi  jalar. Hai  ini  menjelaskan  bahwa  semakin  ditambah  jumlah herbisida sebanyak  satu  liter maka  dapat   meningkatkan    produksi  atau  sebaliknya.  Nilai  koefisien regresi  jumlah herbisida (X 4 ) sebesar 0,852. Artinya apabila jumlah herbisida ditambah sebesar satu liter, maka produksi ubi jalar akan meningkat sebesar 0,852 ton, dengan syarat cateris paribus .

## KESIMPULAN
Dari hasil penelitian dengan menggunakan regresi linier berganda secara keseluruhan ( uji f ) estimasi  dari  model  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  produksi  ubi  jalar  memberikan  hasil  yang signifikan.  Faktor-faktor  tersebut  mampu  menjelaskan  produksi  ubi  jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro Kabupaten Kerinci sebesar 71,5 persen. Secara parsial ( uji t ), luas lahan, tenaga kerja, jumlah bibit dan  herbisida  berpengaruh  nyata  terhadap  produksi  ubi  jalar  di  Kecamatan  Kayu  Aro  Kabupaten Kerinci.

## UCAPAN TERIMAKASIH
Terima  kasih  kepada  Bapak  Camat  Kecamatan  Kayu  Aro,  Bapak    Kepala  dan  Sekretaris    BP3K Kecamatan Kayu Aro, Bapak Kepala Desa Lindung Jaya, Bapak Kepala Desa Giri Mulyo, Bapak Kepala Desa Sungai Sampun serta masyarakat yang bersedia memberikan keterangan untuk keperluan data penelitian.  Terima  kasih  kepada  Staf  Dinas  Pertanian  Tanaman  Pangan Provinsi  Jambi,  Dinas Pertanian Tanaman Pangan Kabupaten Kerinci dan Badan Pusat Statistik Provinsi Jambi yang telah memberikan literatur berupa bantuan data sekunder.

## DAFTAR PUSTAKA
Badan    Pusat   Statistik     Indonesia    2011. Produksi   Ubi Jalar  di Indonesia : Indonesia Defri,  Karmizon.  2011. Analisi  Pendapatan dan  Faktor –faktor Yang Mempengaruhi Produksi  Usahatani Ubi Jalar  (Studi Kasus Desa Purwasari, Kecamatan Darmaga, Kabupaten Bogor) .  Bogor:    Fakultas    Ekonomi  dan  Manajemen,  Institut  Pertanian  Bogor.  [skripsi]. (Diunduh dari Repository. ipb.ac.id /bitstream/  H11kde.pdf). Diakses 13 September 2013
Dinas Pertanian Tanaman Pangan Provinsi Jambi. 2012. Database Pertanian Provinsi Jambi 2008- 2012. Jambi
Dinas Pertanian Tanaman Pangan Kabupaten Kerinci. Database Pertanian Kerinci 2012 . Kerinci Ghozali, Imam. 2013. Aplikasi Analisis  Multivariate Dengan Program IBM SPSS 21 Update PLS Regresi Edisi 7. Semarang :   Badan Penerbit Universitas Diponegoro.
Gujarati, Damodar N. 2006. Dasar-dasar Ekonometrika Edisi Ketiga . Erlangga : Jakarta.
Hafsah, MJ.  2004. Prospek   Bisnis   Ubijalar. Muliasari :  Jakarta
Kardo, H. 2013. Analisis Faktor-faktor yang Mempengaruhi Produksi Karet Rakyat di Kecamatan Batin XXIV Kabupaten Batanghari .  Jamb: Fakultas Pertanian Universitas Jambi. [skripsi]. Tidak Dipublikasikan
Nurmala,  SD.  2011. Faktor-faktor  yang  Mempengaruhi  Produksi  Ubi  Jalar  (Studi  Kasus  : Kelompok Tani  Hurip,  Desa  Cikarawang,  Kecamatan  Darmaga,  Kabupaten  Bogor) .  Bogor:  Fakultas Ekonomi  dan  Manajemen,  Institut  Pertanian  Bogor.  [skripsi].  (Diunduh  dari Repository.ipb.ac.id/bitstream/ H11sdn.pdf). Diakses 13 September 2013
Priyatno, Dwi. 2004. Paham Analisis Statistik Data Dengan SPSS. Mediakom : Yogyakarta Purwono  dan  Purnamawati,  Heni.  2013. Budidaya  8  Jenis  Tanaman  Pangan  Unggul. Penebar Swadaya.  Jakarta Timur
Riduwan. 2007. Pengantar STATISTIKA  untuk Penelitian  Pendidikan,  Sosial, Ekonomi,
dan Bisnis. ALFABETA : Bandung
Suryana, S. 2007. Analisis Faktor – faktor Yang Mempengaruhi Produksi Jagung di Kabupaten Blora ( Studi Kasus Produksi Jagung Hibrida  di  Kecamatan  Banjarejo  Kabupaten Blora ).  Semarang.  Program  Studi Magister  Ilmu  Ekonomi  dan  Studi  Pembangunan, Universitas Diponegoro. [tesis]. (Diunduh dari Eprints.undip.ac.id/18736/1/Sawa_Suryana.pdf). Diakses 14 September 2013
Usman, Rianse dan Abdi. 2009. Metodologi Penelitian Sosial dan Ekonomi Teori dan Aplikasi . ALFABETA : Bandung