## ABSTRAK
Rendahnya produktivitas padi sawah (Oryza sativa L.) di Kecamatan Koto Tangah diduga dapat memengaruhi pendapatan petani. Penelitian ini bertujuan untuk menganalisis: (i) pendapatan dari budidaya padi sawah; (ii) faktor-faktor yang memengaruhi produksi padi; (iii) efisiensi pemanfaatan faktor produksi padi sawah di Kecamatan Koto Tangah. Penelitian ini menggunakan metode kuantitatif dengan menggunakan probabilitas sampling dengan metode proporsional random sampling . Secara keseluruhan, terdapat 44 orang responden. Teknik analisis data yang digunakan adalah analisis pendapatan, fungsi produksi Cobb- Douglas, uji T (parsial), uji F (simultan), koefisien determinasi, dan analisis efisiensi. Berdasarkan hasil survei diketahui total pendapatan budidaya padi sawah di Kecamatan Koto Tangah sebesar Rp2.607.860,36/rata- rata luas lahan/MT, dan budidaya padi sawah dimungkinkan dengan nilai R/C sebesar 1,21. Faktor-faktor yang memengaruhi produksi padi sawah di Kecamatan Koto Tangah adalah luas lahan, benih, dan pupuk kimia berpengaruh signifikan terhadap tingkat produksi, sedangkan pestisida, tenaga kerja dalam keluarga, dan tenaga kerja di luar keluarga tidak memberikan pengaruh yang signifikan terhadap produksi padi sawah di Kecamatan Koto Tangah. Meskipun penggunaan faktor-faktor produksi seperti luas lahan, benih, pupuk, pestisida, dan tenaga kerja dalam keluarga (TKDK) masih belum efisien, namun penggunaan tenaga kerja di luar keluarga (TKLK) sudah hampir mencapai tingkat efisien.
Kata kunci: efisiensi, fungsi produksi, Cobb-Douglas, padi sawah, pendapatan, usahatani.

## ABSTRACT
The low productivity of lowland rice (Oryza sativa L.) in Koto Tangah District is affecting farmers’ income. The objectives of this research were to analyze : (i) income from lowland rice cultivation, (ii) factors that influence rice production, and (iii) the efficiency of utilization of lowland rice production factors in Koto Tangah District. The method used in this research was quantitative, using probability sampling techniques with proportional random sampling method and 44 respondents were involved. The data analysis techniques used were income analysis, Cobb-Douglas production function, T-test (partial), F-test (simultaneous), coefficient of determination, and efficiency analysis. Based on the survey results, it was known that the total income from lowland rice cultivation in Koto Tangah District was IDR2,607,860.36/average land area/ MT, and lowland rice cultivation was possible with an R/C value of 1.21. The factors that influenced lowland rice production in Koto Tangah District were land area, seeds, and chemical fertilizers, which significantly affected production levels. In contrast, pesticides, labor within the family, and labor outside the family do not significantly affected lowland rice production in Koto Tangah District. Although production factors such as land area, seeds, fertilizers, pesticides, and family labor (TKDK) were still inefficient, non-family labor (TKLK) had almost reached an efficient level.
keywords: Cobb-Douglas, farming, efficiency, income, lowland rice, production function

## Analisis Pendapatan Usahatani dan Efisiensi Alokatif Produksi Padi di Kecamatan Koto Tangah Kota Padang

## Farmer’s Income and Allocative Efficiency Analysis in Rice Production in Koto Tangah Subdistrict Padang City
Angelia Leovita, Ilham Martadona, dan Sisri Dahlia
Program Studi Agribisnis Universitas Taman Siswa Padang Jl Tamansiswa No. 9 Padang
E-mail : angelialeovita41 @gmail.com
Diterima: 8 Agustus 2022                              Revisi: 5 Januari 2024
Disetujui: 8 Januari 2024
I.  PENDAHULUAN S ektor pertanian penting bagi pertumbuhan negara karena berfungsi menyediakan pangan dan gizi, menyerap tenaga kerja, menghasilkan  PDB,  menghasilkan  devisa,
memasok bahan mentah ke industri dan penggerak perekonomian. Industri ini terbagi menjadi beberapa subsektor seperti perkebunan, tanaman pangan, perikanan, pertanian, dan kehutanan (Gracia dan Martauli,
2021). Menurut Pasal 1 Ayat 7 UU Nomor 18 Tahun 2012 Tentang Pangan, yang menyatakan bahwa “Ketersediaan pangan adalah keadaan tersedianya pangan dari produksi dalam negeri dan cadangan pangan nasional serta impor, apabila kedua sumber utama tidak dapat memenuhi  kebutuhan”.  Beras  ialah  salah  satu sumber makanan yang diperoleh dari tanaman padi dan dapat dimakan secara teratur (Ito, dkk., 2021). Kota Padang merupakan daerah budidaya  tanaman  pangan  di  Sumatra  Barat. Berdasarkan luas panen tanaman pangan (padi dan palawija), Kota Padang didominasi oleh padi sawah (BPS, Sumatra Barat, 2021). Kota Padang merupakan daerah penghasil beras terbesar dibandingkan kota lain di Sumatra Barat,  dengan  luas  panen  12.189,00  hektare dan produksi padi 71.434,00 ton (BPSa, 2023). Luas panen, produksi dan produktivitas padi di Kota Padang  mengalami penurunan. Produksi tertinggi sebesar 84.201,00 ton pada tahun 2017 dan terendah sebesar 48.462,22 ton pada tahun 2020. Luas panen tahun 2017 turun signifikan menjadi 4.996,73 hektare atau 29,31 persen. Luas panen dan produksi padi di Kota Padang pada tahun 2020 mengalami penurunan dibandingkan tahun sebelumnya. Penurunan produksi padi di Kota Padang disebabkan oleh penyebaran hama dan penyakit (BPSb, 2023). Luas lahan persawahan di Kota Padang makin mengecil dari tahun ke tahun akibat penggunaan lahan untuk pembangunan gedung dan gudang. Hal ini kembali ditegaskan oleh Direktur Dinas Pertanian  Kota  Padang  (BPSb,  2023).  Luas areal persawahan di Kota Padang terbagi menjadi sepuluh kecamatan yang masing- masing memiliki luas areal persawahan yang berbeda-beda. Kecamatan Koto Tangah dengan luas rata-rata 1.504,56 hektare merupakan kecamatan dengan luas sawah terluas disusul oleh Kecamatan Kuranji dengan luas 1.460.104 hektare. Kecamatan Koto Tangah menduduki peringkat kedua dalam hal luas panen dan produksi (BPSa, 2023).
Produksi padi sawah yaitu tanaman pangan yang banyak ditanam oleh masyarakat Kecamatan Koto Tangah. Kecamatan Koto Tangah  mengalami  fluktuasi  produksi  padi sawah dan luas panen akhir-akhir ini. Output beras mencapai puncaknya pada tahun 2020 sebesar 21.892 ton, dan mencapai puncaknya
pada tahun 2018 sebesar 18.681 ton. Sebaliknya, tahun 2017 terjadi penurunan luas panen sebesar 236 hektare, atau 6,36 persen, dari tahun sebelumnya. Pada tahun 2020, kecamatan di Kota Padang dengan hasil dan luas panen tertinggi adalah Kecamatan Koto Tangah. Namun potensi produksinya yang tinggi tidak sesuai dengan produktivitasnya yang rendah, yaitu 55,55 kuintal per hektare. Jika dikelola dengan baik, produktivitas potensial padi dapat menghasilkan 6 ton/hektare (Utama, 2015).
Rendahnya produktivitas padi sawah di Kecamatan Koto Tangah disebabkan karena pemanfaatan input yang kurang memadai. Sebagian lahan yang tersedia belum diusahakan oleh petani karena membutuhkan biaya tenaga kerja yang tinggi dan penggunaan pupuk yang terbatas akibat harga pupuk yang tinggi, tidak efektifnya penggunaan pestisida dan pemilihan benih (BPP Koto Tangah, 2021). Setiap tahun, biaya input pertanian termasuk benih, pupuk, tenaga kerja, pupuk kimia, dan pestisida meningkat, sedangkan harga padi tidak menentu.
Menurut beberapa penelitian, usahatani padi sawah layak diusahakan jika R/C ratio lebih besar dari 1 (Leovita dan Martadona, 2021;  Milfitra,  2016;  Katiandagho,  dkk., 2018). Produksi padi sawah dipengaruhi oleh penggunaan input seperti luas lahan, benih, pupuk phonska, urea, tenaga kerja keluarga dan non keluarga, serta pestisida. (Leovita dan Martadona, 2021; Monnik, dkk., 2020; Onibala, dkk., 2017). Sedangkan penggunaan parameter produksi padi sawah seperti luas lahan, pupuk, pestisida, tenaga kerja, dan benih masih belum efisien  (Andryani,  2021;  Carkini,  dkk.,  2017; Nurul, dkk., 2018). Berdasarkan uraian tersebut, maka perlu kiranya dilakukan penelitian tentang pendapatan  dan  efisiensi  penggunaan  faktor- faktor produksi padi sawah di Kecamatan Koto Tangah Kota Padang. Tujuan penelitian ini adalah menghitung pendapatan budidaya padi di Kecamatan Koto Tangah, Kota Padang, menganalisis faktor-faktor yang memengaruhi produksi, dan menganalisis efisiensi pemanfaatan faktor-faktor produksi.

## II.   METODOLOGI
Lokasi penelitian ini yaitu Kecamatan Koto Tangah Kota Padang, dan data dikumpulkan selama Maret – Juni 2022. Penelitian dihitung pada satu kali panen ketika padi ditanam pada periode terakhir tahun 2021. Kecamatan Koto Tangah Kota Padang memiliki luas areal persawahan paling banyak dan memiliki laju pertumbuhan yang fluktuatif untuk produksi padi sawah. Hal ini menjadi pertimbangan dalam pemilihan lokasi penelitian. Data primer meliputi data karakteristik petani berdasarkan jenis kelamin, umur, pendidikan, lama usahatani, luas lahan, status lahan, jumlah tanggungan, dan penggunaan input dalam produksi padi. Data sekunder meliputi data dari instansi, buku, jurnal, artikel, BPS, dan sumber lain yang relevan dengan penelitian ini.
Populasi penelitian ini seluruhnya terdiri dari petani padi sawah di Kecamatan Koto Tangah yang berjumlah 2.572 orang. Pengambilan sampel menggunakan proportional random sampling dengan menggunakan metode undian. Di Kecamatan Koto Tangah, setiap kelurahan yang tersebar sebagai petani padi berpeluang menjadi sampel. Metode proporsional digunakan untuk menentukan jumlah sampel di setiap kelurahan. Rumus Slovin dapat diterapkan pada teknik pengambilan sampel sesuai Notoatmodjo (2010) sebagai berikut:
…….....……………………………...( 1 )
Keterangan:
n = Dimensi Sampel
N = Dimensi Populasi
1 = Konstanta
e² = Persentase tunjangan kesalahan
Penelitian ini didasarkan pada sampling error sebesar 15 persen. Jumlah sampel sebanyak 44 orang yang diperoleh dari 9 kelurahan dengan menghitung proporsi menggunakan rumus menurut Juliandi, dkk . (2014) sebagai berikut: …………….......…………………….( 2 )
Keterangan: ni = Besaran setiap strata sampel Ni = Besaran setiap strata populasi
N = Ukuran populasi keseluruhan n = Ukuran sampel keseluruhan
Dengan dasar perhitungan sampel menurut rumus 2 diatas, maka sampel diperoleh di Kelurahan Air Pacah 3 orang, Balai Gadang 7 orang, Batang Kabung 2 orang, Batipuh Panjang 8  orang,  Bungo  Pasang  3  orang,  Ikur  Koto  8 orang, Koto Pulai 6 orang, Lubuk Minturun 5 orang dan Padang Sarai 2 orang.

## 2.1. Analisis Pendapatan Usahatani Padi Sawah di Kecamatan Koto Tangah
Penghitungan pendapatan usahatani mengunakan rumus-rumus Soekartawi (2003) sebagai:
2.1.1. Analisis penerimaan
……………….......…………………..( 3 )
Keterangan:
TR = Total keseluruhan penerimaan (Rp)
Q = jumlah keseluruhan produksi (Kg)
P = Harga jual output (Rp) a) Analisis pendapatan
………......…………......( 4 )
………........……...( 5 ) Keterangan: TR = penerimaan (Rp) I tunai  = pendapatan tunai (Rp)
I total   = pendapatan total (Rp)
TC tunai = total dana tunai (Rp) BD
= dana diperhitungkan
2.1.2. Analisis R/C Ratio
a) R/C Ratio
Perbandingan antara pendapatan dengan pengeluaran usahatani dinyatakan dalam rasio R/C. R/C dapat dirumuskan sebagai berikut:
…………........……………( 6 )
………........……………….( 7 )
Keterangan:
TR = Total keseluruhan penerimaan (Rp) T Cash = Total biaya tunai  usahatani (Rp) T Cost = Total biaya usahatani  (Rp)
b) Hari orang kerja (HOK)
………......……………...…..( 8 )
Keterangan:
HOK = Hari orang kerja penerimaan ΣTK = Jumlah tenaga kerja HK = Hari kerja JK = Jam kerja

## 2.1.3. Biaya Penyusutan
Biaya  penyusutan  dapat  dihitung  dengan rumus Suratiyah (2015) sebagai berikut:
……………………........………… ( 9 )
Keterangan:
NP = Nilai penyusutan alat NB = Nilai beli NS = Nilai sisa UM = Umur ekonomis
2.2.
Analisis Faktor-Faktor yang Memengaruhi Produksi Padi Sawah
Menurut Tahir, dkk . (2010), Persamaan untuk fungsi produksi Cobb-Douglass memiliki dua variabel atau lebih. Variabel terikat (Y) dan variabel bebas membentuk variabel (X). Fungsi produksi Cobb-Douglass dapat dirumuskan sebagai berikut:
………......…….( 10 )
Fungsi produksi di atas diubah ke bentuk logaritma linear menggunakan rumus berikut untuk memudahkan estimasi fungsi produksi (Sujiati, dkk., 2012).
lnY=lnA+b 1 lnX 1 +b 2 lnX 2 +b 3 lnX 3 +b 4 lnX 4 + b 5 lnX 5 +b 6 lnX 6 + u …….................………… (11)
Keterangan:
X 1 = Luas lahan (ha)
X 2 = Benih (kg)
X 3 = Pupuk kimia (kg)
X 4 = Pestisida (lt)
X 5 = Tenaga Kerja Dalam Keluarga
(TKDK) (HOK)
X 6 = Tenaga Kerja Luar Keluarga (TKLK)
(HOK)
bi = Koefisien regresi
u = error (kesalahan gangguan).
Uji asumsi klasik dilakukan sebelum menganalisis model dan terdiri dari (Ghozali, 2012):
(a) Pengujian normalitas menggunakan Kolmogorov Smirnov pada satu sampel dengan kriteria:  jika  nilai  signifikansi  >  0,05  maka data terdistribusi normal, sedangkan jika nilai signifikansi < 0,05 maka data tidak terdistribusi normal.
(b)  Uji  multikolinearitas:  Jika  toleransi  >0,10 dan  nilai  VIF  <10  maka  data  tidak  mengalami masalah multikolinearitas.
(c) Uji heteroskedastisitas dengan menggunakan uji Spearman’s rank : Jika nilai Sig > 0,05 maka data tidak heteroskedastis. Apabila nilai Sig lebih besar dari 0,05 maka data bersifat heteroskedastis.
Menurut Suliyanto (2011), uji-t dan uji-F digunakan untuk membuat keputusan dengan kriteria sebagai berikut:
(a) Uji-t, dengan ketentuan jika nilai t hitung <t tabel maka maka variabel X tidak memiliki pengaruh yang signifikan terhadap variabel Y.  Sebaliknya jika nilai t hitung >t tabel maka variabel X memiliki pengaruh yang signifikan terhadap variabel Y.
(b) Uji-F, menunjukkan bahwa variabel X secara keseluruhan tidak berpengaruh terhadap variabel Y jika F hitung <F tabel sebaliknya ketentuan bahwa variabel X memengaruhi variabel Y secara keseluruhan jika nilai F hitung >F tabel .
2.3. Analisis  Efisiensi  Penggunaan  Faktor-

## Faktor Produksi Padi Sawah
Rumus berikut dibuat oleh Soekartawi (2005)  untuk  menilai  efisiensi  pemanfaatan faktor produksi padi :
a)  Produk Marjinal (PFM)
..................................................( 12 )
b) Nilai Produk Marjinal (NPM)
…………........………….( 13 )
c) Biaya Korbanan Marjinal (BKM)
………………......……………..( 14 )
Keterangan:
bi = Koefisien regresi faktor produksi ke-i
y = Produksi padi
xi = jumlah input ke-i
Py
= Harga barang atau produk
Pxi  = Harga input ke-i
d) Efisiensi Alokatif (EA)
……………………......…………. ( 15 )
Keterangan:
NPM xi = variabel Nilai Produk Marjinal xi BKM xi = variabel Biaya Korbanan Marjinal xi EA = Penggunaan input xi sudah efisien
EA = Penggunaan input xi tidak efisien atau kurang dimanfaatkan.
EA = Penggunaan input xi tidak efisien atau digunakan secara berlebihan.

## III. HASIL DAN PEMBAHASAN

## 3.1. Karakteristik Responden
3.1.1. Jenis Kelamin
Petani yang berusahatani padi sawah di Kecamatan Koto Tangah mayoritas laki-laki, dengan persentase sebesar 84,09 persen. Pada daerah penelitian, usahatani biasanya dikelola oleh laki-laki yang memiliki tanggungjawab untuk memenuhi kebutuhan keluarga. Saat ini, perempuan menjadikan pertanian sebagai pekerjaan sampingan untuk membantu suaminya menjalankan pertanian. Selain itu, tenaga kerja laki-laki lebih banyak dibutuhkan di bidang pertanian karena laki-laki memiliki kekuatan fisik yang lebih besar daripada perempuan. Hal ini sependapat dengan Kurniasih, dkk. (2017) bahwa petani membutuhkan pekerja yang lebih bertenaga, mengingat lebih banyak aktivitas tenaga kerja di sawah dan lahan pertanian .
3.1.2. Umur Petani
Umur petani responden beragam dengan petani responden terbanyak berumur 45–57 tahun sebesar 63,64 persen, rentang umur ini masih tergolong umur produktif. Petani usia produktif dinilai lebih baik dalam pengelolaan pertanian karena masih mempunyai kemampuan fisik  yang  kuat.  Hal  ini  sejalan  dengan pernyataan yang dibuat oleh Manyamsari dan Mujiburrahmad (2014) bahwa kelompok umur 15 sampai 64 tahun tergolong usia kerja dan dianggap mampu memproduksi barang dan jasa.
3.1.3. Pendidikan
Sebagian besar petani yang disurvei memiliki tingkat pendidikan yang berada pada jenjang Sekolah Menengah Pertama (SMP) sebesar 45,45 persen dan petani responden berpendidikan tingkat sekolah menengah atas (SMA) sebesar 15,91 persen. Tingkat pendidikan petani responden masih rendah. Rendahnya tingkat pendidikan petani didasari oleh anggapan bahwa pendidikan lanjutan tidak diperlukan untuk menjadi seorang petani. Lamanya bersekolah memengaruhi keterampilan profesional (Soekartawi, 2003).
3.1.4. Lama Usahatani
Lama usahatani petani responden didiominasi selama 21 sampai 27 tahun yaitu sebesar 36,36 persen. Lama usahatani petani responden sudah cukup lama, hal ini terjadi karena kebiasaan petani membantu orang tua mereka dan melanjutkan kegiatan usahatani sampai dewasa. Petani yang telah bertahun- tahun berkecimpung dalam kegiatan usahatani akan lebih berhati-hati serta lebih selektif untuk memilih inovasi yang dilakukan pada usahataninya (Agatha dan Wulandari, 2018).
3.1.5. Luas Lahan
Penellitian Soekartawi pada tahun 2002 menyatakan bahwa ada tiga kategori luas lahan: sempit (kurang dari 0,5 ha), sedang (antara 0,5 dan 0,8 ha), dan luas (lebih dari 0,8 ha). Luas lahan sawah yang ditempati adalah 0,25 hingga 0,53 ha, atau setara dengan 56,28 persen. Rata- rata luas lahan yang dibebaskan adalah 0,56 hektare. Hal ini terjadi karena adanya konversi lahan seperti pembangunan permukiman. Luas lahan berpengaruh tehadap pendapatan dan produksi padi sawah. Petani adalah pengelola lahan pertaniannya. Diperlukan upaya perluasan lahan garapan untuk meningkatkan perekonomian (Mudakir, 2011).
3.1.6. Status Lahan
Status kepemilikan lahan petani responden didominasi oleh lahan sewa yaitu sebesar 56,83 persen. Hal ini terjadi karena petani tidak memiliki lahan sendiri untuk diusahakan. Status lahan berpengaruh terhadap pendapatan dan produktifitas  usahatani  padi  sawah.  Petani dengan lahan sendiri akan menghasilkan lebih
banyak uang daripada petani dengan hak penyewa (Pasaribu dan Istriningsih, 2020).
3.1.7. Jumlah Tanggungan
Mayoritas keluarga petani responden memiliki tanggungan antara 3 dan 6 orang atau sebesar 61,36 persen. Jumlah tanggungan keluarga dapat memengaruhi pendapatan, di mana anggota keluarga dapat dijadikan tenaga kerja sehingga mengurangi biaya kegiatan pertanian. Jumlah tanggungan keluarga memengaruhi usaha tani karena sebagian besar keluarga adalah sumber tenaga kerja (Soekartawi, 2002)

## 3.2. Analisis Pendapatan Usahatani Padi
Sawah
Berdasarkan  Tabel  2  dapat  dilihat  bahwa produksi padi 2.487,50 kilogram dengan rata-rata harga Rp5.517,24/kg, maka penerimaan petani sebesar Rp13.724.134,50 per musim tanam per 0,56 hektare. Rata-rata petani mengeluarkan uang tunai sebesar Rp5.925.740,98 per musim tanam yang termasuk pupuk, biaya benih,
pestisida, non-keluarga, karung, pajak bumi dan bangunan, sewa tanah, sewa traktor, bahan bakar dan tali. Rata-rata biaya perhitungan yang ditanggung petani sebesar Rp5.190.533,21 per musim tanam yang terdiri dari biaya benih, tenaga kerja dalam keluarga, penyusutan peralatan dan sewa lahan. Petani mengeluarkan total Rp5.190.533,21 per musim tanam.
Dari total biaya, biaya terbesar yang dikeluarkan yaitu biaya sewa lahan sebesar 41,16 persen yang terdiri dari 10,88 persen tunai dan 30,28 persen diperhitungkan. Penggunaan biaya sewa lahan besar dikeluarkan karena lokasi usahatani berada di daerah perkotaan yaitu dekat dengan infrastruktur. Menurut penelitian sebelumnya (Leovita dan Martadona, 2021), menunjukkan bahwa sewa tanah merupakan biaya terbesar yang dikeluarkan ketika menanam padi di daerah dataran rendah. Biaya  terbesar  kedua  yaitu  biaya  TKLK  yaitu sebesar 20,85 persen. Pada tahap penanaman dan pemanenan, tenaga kerja luar keluarga sangat umum dan banyak digunakan yaitu sebanyak 20,14 HOK. Penelitian sebelumnyaZ
Tabel 1. Karakteristik Petani Responden Padi Sawah di Kecamatan Koto Tangah
juga menunjukkan bahwa penggunaan tenaga kerja terutama terjadi pada kegiatan penanaman dan  pemanenan.  (Milfitra,  2016;  Leovita  dan Martadona, 2021). Selanjutnya biaya tenaga kerja keluarga mencapai 14,03 persen dari total biaya. Tenaga kerja dalam keluarga tergolong tinggi karena setiap proses kegiatan yang dilakukan mulai dari mengolah lahan hingga memanen menghabiskan biaya sebesar 13,41 HOK.
Nilai R/C total biaya budidaya padi sawah di Kecamatan Koto Tangah adalah 1,21 yang berarti petani memperoleh pendapatan sebesar Rp1,21 untuk setiap rupiah yang dikeluarkan untuk budidaya padi sawah. Dengan mempertimbangkan nilai R/C yang diperoleh, budidaya padi sawah di Kecamatan Koto Tangah Gambar 1. Uji Normalitas
Tabel 2. Analisis Pendapatan dan R/C Usahatani Padi Sawah di Kecamatan Koto Tangah
menguntungkan dan layak untuk dilakukan. Penelitian sebelumnya menunjukkan bahwa budidaya padi sawah layak dilakukan apabila dengan R/C lebih dari 1 (Leovita dan Maradona, 2021; Milfitra, 2016; Katiandagho, dkk., 2018). Dengan demikian pendapatan terhadap total biaya petani padi sawah di Kecamatan Koto Tangah sebesar Rp2.607.860,36 per rata-rata luas panen per musim tanam per petani.
3.2.1. Uji Asumsi Klasik
a) Uji Normalitas
Gambar 1 menunjukkan bahwa model regreasi linear dengan distribusi normal.
b). Uji Multikolinearitas
Karena nilai VIF seluruh variabel input kurang dari 10 dan toleransinya lebih besar dari 0,10, gejala multikolinearitas tidak ditemukan, seperti yang ditunjukkan dalam Tabel 3.
c) Uji Heterokedastisitas
Tabel 4 menunjukkan tidak terjadi heteroskedastisitas  karena  nilai  signifikansi
masing-masing variabel input > 0,05.
3.3. Analisis Fungsi Produksi Cobb- Douglass Nilai F hitung (124,633) lebih besar dari F tabel (2,470), menurut hasil analisis menunjukkan bahwa variabel X 1 , X 2 , X 3 , X 4 , X 5 dan X 6 berdampak pada variabel Y, yaitu produksi
padi sawah, secara bersamaan atau simultan. Variabel-variabel ini memiliki fungsi sebagai berikut:
LnY = 4,698 + 0,207 LnX 1 + 0,411 LnX 2 + 0,183 LnX 3 – 0,002 LnX 4 + 0,175 LnX 5 + 0,207 LnX 6 + e.
Y = 4,698.X 1 0,207 .X 2 0,411 .X 3 0,183 .X 4 -0,002 .X 5 0,175
.X 6 0,207 + e u .
Sebagai hasil dari uji-t, variabel X 1 , X 2 dan X 3 menunjukkan  pengaruh  nyata  (signifikan) terhadap variabel Y, sementara variabel X 4 , X 5 dan X 6 menunjukkan pengaruh yang tidak nyata (signifikan)  terhadap  variabel  Y(produksi  padi sawah).

## 3.4. Faktor-Faktor yang Memengaruhi Produksi Padi Sawah
3.4.1. Luas Lahan (X 1 )
Variabel luas lahan (X 1 ) memiliki pengaruh yang  signifikan  terhadap  tingkat  produksi dengan diperoleh perhitungan nilai t hitung sebesar 2,921  dengan  nilai  signifikansi  sebesar  0,006 menurut hasil pengujian hipotesis pada taraf 5 persen. Nilai t tabel sebesar 2,921 lebih besar dari t tabel yang bernilai 2,02439. Hasil penelitian menunjukkan bahwa petani memiliki luas lahan rata-rata 0,56 ha dan koefisien produksi lahan sebesar 0,207. Menambahkan 1 persen luas lahan dapat meningkatkan produksi sebesar 0,207 satuan. Hal ini sejalan dengan penelitian sebelumnya yang menunjukkan bahwa luas lahan benar-benar memengaruhi produksi padi sawah. (Gracia dan Martauli, 2021; Moonik, dkk., 2020; Leovita dan Martadona, 2021).
3.4.2. Benih (X 2 )
Dari hasil uji hipotesis pada taraf 5 persen, variabel benih (X 2 ) mempunyai pengaruh yang signifikan  terhadap  tingkat  produksi.  Nilai  t hitung dengan  signifikansi  0,000  sebesar  4,586  lebih besar daripada nilai t tabel sebesar 2,02439. Benih  merupakan  faktor  penting  yang  perlu diperhatikan petani sebelum memulai budidaya padi sawah. Berdasarkan  hasil  penelitian, variabel  benih  memiliki  nilai  koefisien  0,411 maka setiap penambahan 1 persen faktor produksi benih maka peningkatan produksi sebesar 0,411 satuan. Tidak disarankan untuk dilakukan penambahan benih pada padi sawah. Menurut rekomendasi dari Dinas Pertanian,
Tabel 3. Hasil Uji Multikolinearitas
Tabel 4. Hasil Uji Heteroskedastisitas
disarankan untuk menggunakan 30 kg benih per ha, jika luas lahan rata-rata adalah 0,56 ha, yang berarti penggunaan benih yang disarankan sama dengan luas lahan 0,5 ha. Petani yang menjawab pertanyaan ini rata- rata menggunakan 18,02 kg benih per ha. Penggunaan benih melebihi anjuran, hal ini terjadi karena varietas benih dengan mutu rendah dan metode penanaman benih padi sawah yang kurang tepat seperti menggunakan metode  tabela  (tanam  benih  langsung).  Benih mempunyai dampak besar terhadap produksi padi sawah. Hal ini mendukung temuan penelitian yang menunjukkan bahwa benih berpengaruh  signifikan  terhadap  produksi  padi sawah. (Leovita dan Martadona, 2021; Gracia dan Martauli, 2021; Onibala, dkk., 2017).
3.4.3. Pupuk Kimia (X 3 ) Menurut hasil uji hipotesis pada taraf 5 persen, variabel pupuk kimia (X 3 ) menunjukkan pengaruh  yang  signifikan  terhadap  tingkat produksi. Hal ini ditunjukkan oleh nilai t hitung sebesar  2,535  dan  dengan  nilai  signifikansi sebesar 0,016, dan nilai t tabel sebesar 2,02439, di mana nilai t hitung lebih besar dari nilai t tabel sebesar 2,02439.  Hasil penelitian menunjukkan bahwa variabel pupuk kimia memiliki koefisien 0,183, yang berarti bahwa setiap kali faktor produksi pupuk meningkat 1 persen, produksi meningkat 0,183 satuan. Rata-rata luas sawah yang disurvei adalah 0,56 ha dan jumlah pupuk kimia yang diberikan sebanyak 200,34 kg. Adapun penggunaan pupuk kimia berupa pupuk urea, SP36, phonska, dan KCl. Rata- rata petani responden menggunakan pupuk urea dan phonska. Penggunaan masing-masing pupuk kimia petani responden adalah 103,98 kg dan 92,52 kg. Penggunaan pupuk tidak sesuai dengan yang dianjurkan, sedangkan berdasarkan rekomendasi dari Dinas Pertanian takaran pupuk urea 250 kg/ha dan pupuk phonska 200 kg/ha.  Jika dilihat dari rata-rata luas lahan 0,56 ha dengan takaran pupuk yang digunakan sama dengan 0,5 ha. Penggunaan pupuk masih kurang dari penggunaan yang dianjurkan. Hal ini disebabkan petani mengurangi jumlah pupuk yang diberikan ke sawah akibat mahalnya harga pupuk. Hasil penelitian ini mendukung penelitian sebelumnya yang menunjukkan bahwa pupuk signifikan  berpengaruh  terhadap  produksi  padi
sawah (Gracia dan Martauli, 2021; Neobonta dan Kune, 2016).
3.4.4. Pestisida (X 4 )
Dari hasil pengujian hipotesis pada taraf 5 persen, variabel pestisida (X 4 ) tidak memiliki dampak  yang  signifikan  terhadap  produksi, seperti yang ditunjukkan oleh nilai t hitung sebesar -0,052 lebih kecil dari t tabel dengan nilai 2,02439, dengan  nilai  signifikansi  sebesar  0,959. Berdasarkan  hasil  penelitian,  nilai  koefisien variabel pestisida sebesar -0,002. Hal ini menunjukkan bahwa petani akan mengurangi produksi sebesar 0,002 persen jika penggunaan pestisida meningkat sebesar 1 persen. Jumlah pestisida yang digunakan petani rata-rata 0,57 liter. Penggunaan pestisida sudah berlebihan maka penggunaan pestisida harus dikurangi dan disesuaikan dengan anjuran dosis pemakaian pada tiap produk. Rata-rata petani responden menggunakan pestisida Regent, Dangke, Prevathon, Virtako dan Rajatrin. Masing-masing penggunaan pestisida adalah 0,1 liter, 0,07 liter, 0,17 liter, 0,16 liter dan 0,07 liter.  Adapun takaran dosis masing-masing penggunaan pestisida sesuai produk adalah 0,375 liter per ha, 0,015 liter per ha, 0,020 liter per ha, 0,015 liter per ha dan 0,025 liter per ha. Hal ini terjadi karena petani tidak memahami dan memperhatikan takaran dosis penggunaan pestisida untuk membasmi hama dalam usahatani padi sawah. Penelitian ini mendukung temuan pada penelitian yang telah dilakukan oleh Neonbota dan Kune (2016) serta Moonik, dkk. (2020) yang menemukan bahwa pestisida tidak berdampak signifikan pada produksi padi dan memiliki koefisien negatif.
3.4.5. Tenaga Kerja Dalam Keluarga (X 5 )
Dari hasil uji hipotesis pada taraf 5 persen, dengan nilai t hitung 0,679 dengan nilai signifikansi 0,501 dan nilai t tabel 2,02439, variabel TKDK  tidak  memiliki  pengaruh  yang  signifikan terhadap tingkat produksi. Hasil penelitian menunjukkan bahwa variabel TKDK memiliki koefisien  0,175,  sehingga  setiap  penambahan 1 persen faktor produksi TKDK menghasilkan peningkatan produksi sebesar 0,175 per satuan. Dibandingkan dengan TKLK, penggunaan TKDK lebih sedikit digunakan oleh petani responden, rata-rata 13,41 HOK. Penggunaan
TKDK tidak berdampak signifikan pada produksi padi sawah, seperti yang ditunjukkan oleh hasil penelitian lain (Leovita dan Martadona, 2021; Damayanti, 2013).
3.4.6. Tenaga Kerja Luar Keluarga (X 6 ) Hasil uji hipotesis menunjukkan bahwa variabel TKLK 5 persen berdampak tidak signifikan  terhadap  tingkat  produksi.  Ini ditunjukkan oleh nilai t hitung 1,432 dengan nilai signifikansi 0,161, dan nilai t tabel 2,02439 dengan nilai t hitung 1,432.  Berdasarkan  hasil  penelitian, variabel  TKLK  memiliki  nilai  koefisien  0,207 maka setiap penambahan 1 persen faktor produksi TKLK peningkatan produksi sebesar 0,207 satuan. Rata-rata penggunaan TKLK 20,14 HOK. Berdasarkan temuan penelitian ini, karena kurangnya sumber daya yang tersedia dalam keluarga, TKLK lebih sering digunakan. TKDK tidak tersedia karena keluarga sibuk dengan aktivitas lain, seperti bekerja atau sekolah. Menurut hasil penelitian, TKLK belum berdampak signifikan terhadap produksi padi di dataran rendah (Leovita dan Martadona, 2021; Damayanti, 2013).

## 3.5. Efisiensi  Penggunaan  Faktor-Faktor Produksi Padi Sawah
Persamaan regresi yang diproleh dari hasil analisis fungsi produksi Cobb-Douglass dapat diestimasi sebagai berikut:
Log Y = log 4,698 + 0,207 logX 1 + 0,411 logX 2 + 0,183 logX 3 – 0,002 logX 4 + 0,175 logX 5 + 0,207 logX 6 + e Log Y = 4,698X1 0,207 X2 0,411 X3 0,183 X4 0,002 X5 0,175 X6 0,207 + e u
Nilai  koefisien  elastisitas  produksi  (∑Epi) nilai ini menunjukkan “ stages of production”
dan juga menunjukkan “ return of scale”. Dari persamaan  tersebut  nilai  koefisien  elastisitas faktor produksi, yaitu faktor luas lahan, benih, pupuk kimia, pestisida, TKDK, dan TKLK, adalah 1,181. Nilai yang lebih besar dari 1 ditunjukkan secara  matematis  dengan  ∑Epi=1,181.  Nilai tersebut menunjukkan bahwa skala usaha meningkatkan hasil produksi pada daerah 1,  dan  karena  ∑  Epi>1,  daerah  ini  disebut sebagai daerah irasional. Pada daerah ini, penambahan faktor produksi sebesar 1 persen akan menghasilkan peningkatan hasil produksi sebesar 1 persen, tergantung pada harga input dan output.
Dari  rumus  tersebut,  nilai  koefisien elastisitas faktor produksi luas lahan, benih, pupuk kimia, pestisida, TKDK, dan TKLK adalah 1,181, nilai yang lebih besar dari 1, dan dinyatakan secara matematis dengan ∑Epi=1,181.  Nilai  ini  menunjukkan  bahwa volume usaha produksi meningkat di wilayah 1  sehingga  Epi>1.  Wilayah  tersebut  dikenal sebagai wilayah irasional. Ruang lingkup bisnis fungsi produksi berada pada skala yang makin luas. Karena dipengaruhi oleh harga input dan output , peningkatan faktor produksi sebesar 1 persen dapat menyebabkan peningkatan output hingga 1 persen di wilayah irasional.
Tingkat  efisiensi  penggunaan  faktor-faktor produksi dalam Tabel 5 dijelaskan sebagai berikut:
3.5.1. Lahan (X 1 )
Produk marjinal (PM) lahan sebesar 919,49. Artinya, produksi meningkat sebesar 919,49 kg untuk setiap penambahan 1 ha lahan. Dinyatakan dalam Rupiah, perluasan 1 hektare akan dikenakan biaya tambahan
Tabel 5. Tingkat Efisiensi Penggunaan Faktor-faktor Produksi Padi Sawah
sebesar Rp4.574.712,00. Sedangkan tambahan penghasilan sebesar Rp5.073.028,00. Oleh karena itu, menambah luas lahan 1 hektare akan memberikan keuntungan sebesar Rp498.316,00.  Karena  tingkat  efisiensi  yang belum  tercapai  (belum  efisien)  yaitu  sebesar 1,11, petani harus meningkatkan luas lahan secara proporsional untuk meningkatkan hasil produksi. Penelitian ini konsisten dengan penelitian bahwa penggunaan lahan pada budidaya  padi  sawah  dengan  nilai  efisiensi  di atas 1 adalah tidak efisien (Carkini, dkk., 2014; Anum, dkk., 2020).
3.5.2. Benih (X 2 )
Produk Marjinal (PM) untuk penggunaan benih sebesar 56,73. Artinya, dengan menambah 1 kg benih, produksi akan meningkat sebesar 56,73 kg. Jika dihitung dalam rupiah, ini berarti biaya tambahan sebesar Rp12.000,00. Oleh karena itu, dengan menambah 1 kg benih, petani dapat memperoleh pendapatan sebesar Rp313.020,00. Jadi penambahan 1 kg benih akan memberikan keuntungan sebesar Rp301.020,00. Dilihat dari tingkat efisiensi yang belum  efisien  yaitu  26,08,  maka  petani  harus menambah benih secara proporsional untuk meningkatkan hasil produksi. Hal ini sesuai dengan penelitian Carkini, dkk. (2014) dan Anum, dkk. (2020), bahwa penggunaan benih pada  padi  sawah  tidak  efisien  dengan  nilai efisiensi di atas 1.
3.5.3. Pupuk Kimia (X 3 )
Produk marjinal (PM) penggunaan pupuk kimia sebesar 2,27. Artinya, setiap tambahan kg pupuk, terjadi peningkatan produksi sebesar 2,27 kg. Jika dihitung dalam Rupiah, penambahan 1 kg pupuk kimia akan menimbulkan biaya tambahan sebesar Rp6.350,00,00. Sedangkan tambahan penghasilan sebesar Rp12.536,00. Dengan demikian penambahan 1 kg pupuk kimia akan memberikan keuntungan sebesar Rp6.186,00. Mengingat tingkat efisiensinya yang masih rendah, yaitu sebesar 1,97, petani harus menambahkan pupuk kimia secara proporsional untuk meningkatkan kinerja produksi. Hal ini sesuai dengan penelitian yang menunjukkan bahwa penggunaan benih pada padi sawah dengan  nilai  efisiensi  di  atas  1  tidak  efektif. (Carkini , dkk., 2014).
3.5.4. Pestisida (X 4 )
Produk marjinal (PM) penggunaan pestisida sebesar -9,21. Artinya penambahan 1 liter pestisida mengurangi produksi 9,21 kilogram. Apabila dihitung dalam rupiah, penambahan 1 liter pestisida dikenakan biaya Rp37.640,00. Sedangkan tambahan penghasilan yang didapatkan sebesar -Rp50.814,00. Jadi penambahan 1 liter pestisida menimbulkan kerugian sebesar Rp13.174,00. Mengingat tingkat efisiensi yang tidak efisien sebesar -1,35, jadi, dengan harapan meningkatkan produksi, petani harus mengurangi penggunaan pestisida secara proporsional. Ini sesuai dengan temuan penelitian sebelumnya yang menunjukkan bahwa penggunaan benih pada padi sawah dengan nilai efisiensi kurang dari 1 tidak efisien (Anum, dkk., 2020 ),
3.5.5. Tenaga Kerja dalam Keluarga (X 5 )
Produk marginal (PM) dengan menggunakan TKDK sebesar 32,46. Artinya penambahan 1 HOK menghasilkan kenaikan produksi sebesar 32,46 kg. Ditulis dalam Rupiah, menambah 1 HOK menghasilkan biaya ekstra Rp115.000,00. Sedangkan tambahan penghasilannya sebesar Rp179.099,00. Jadi menambahkan 1 HOK TKDK akan memberikan keuntungan sebesar Rp64.099. Dengan tingkat efisiensi yang belum efisien yaitu sebesar 1,56, petani membuat keputusan untuk menambah 1 HOK TKDK secara proporsional dengan harapan meningkatkan hasil produksi. Keputusan ini sejalan dengan penelitian yang menunjukkan bahwa penggunaan tenaga kerja luar keluarga pada padi sawah dengan nilai besar 1 tidak efisien (Nugroho, 2013)
3.5.6. Tenaga Kerja Luar Keluarga (X 6 )
Produk marjinal (PM) dengan menggunakan TKLK sebesar 25,56. Artinya penambahan 1 HOK menghasilkan kenaikan produksi sebesar 25,56 kg. Jika ditulis dalam Rupiah, ada biaya tambahan sebesar 1 HOK sebesar Rp115.000,00 akan menyebabkan tambahan penghasilan sebesar Rp141.057,00. Jadi jika ditambah 1 HOK TKLK maka akan mendapat keuntungan sebesar Rp26.057,00. Mengingat efisiensinya  yang  belum  efisien  yaitu  1,28, maka keputusan petani untuk meningkatkan produksi adalah rasional. Hal ini mendukung
penelitian sebelumnya yang menunjukkan bahwa penggunaan tenaga kerja luar keluarga pada padi sawah dengan nilai kurang dari 1 tidak efektif (Nurul, dkk., 2018).

## IV.   KESIMPULAN
Pendapatan budidaya padi sawah di Kecamatan Koto Tangah sebesar Rp 2.607.860,36 rupiah per rata-rata luas panen pada musim tanam, dan nilai R/C terhadap total biaya sebesar 1,21 yang berarti budidaya padi sawah layak dan menguntungkan. Luas lahan, benih, pupuk kimia, dan pestisida adalah faktor produksi yang signifikan berpengaruh terhadap produksi padi sawah di Kecamatan Koto Tangah. Sebaliknya, penggunaan faktor produksi seperti pestisida, tenaga kerja dalam rumah tangga (TKDK), dan tenaga kerja di luar rumah tangga (TKLK)  tidak  signifikan  memengaruhi  tingkat produksi padi sawah. Faktor produksi tenaga kerja non keluarga (TKLK) makin mendekati tingkat efisien.
Rekomendasi yang dapat diberikan: (i) Pendapatan petani padi sawah di Kecamatan Koto Tangah dapat ditingkatkan dengan mengoptimalkan pemanfaatan faktor- faktor produksi dan mengurangi biaya yang ditanggung petani; (ii) Petani dapat memperluas pengetahuannya untuk mengetahui jenis benih unggul yang mempunyai manfaat untuk meningkatkan produksi padi sawah, sehingga petani dapat menambah benih ungul. Di samping itu, petani perlu mengurangi penggunaan pestisida karena dapat menurunkan produksi padi di Kecamatan Koto Tangah; (iii) Perlunya peningkatan  efisiensi  penggunaan  faktor- faktor produksi ( input ) melalui perluasan guna meningkatkan kesejahteraan petani.

## UCAPAN TERIMA KASIH
Penulis mengucapkan terimaksih kepada pihak yang telah berkontribusi dalam penelitian ini.

## DAFTAR PUSTAKA
Agatha, M.K., dan E. Wulandari. 2018. Analisis Faktor-faktor yang Mempengaruhi Produksi Kentang di Kelompok Tani Mitra Sawargi Desa Barusari  Kecamatan  Pasirwangi  Kabupaten Garut. Jurnal Ilmiah Mahasiswa Agroinfo Galuh . Volume 4 No 3 Hal: 772–778. Andryani, R. 2021. Analisis  Efisiensi  Penggunaan Faktor-Faktor  Produksi  Pada  Usaha  Tani  Padi
Sawah  Studi  Kasus  Desa  Pematang  Setrak Kecamatan Teluk Mengkudu Kabupaten Serdang Bedagai [Skripsi]. Medan. Fakultas Pertanian Universitas Muhammadiyah Sumatera Utara. Anum, H., C. Kardi dan N.P.  Sukanteri. 2020. Efisiensi Penggunaan Faktor Produksi pada Usahatani Padi Ciherang di Kelurahan Sempidi Kecamatan Mengwi  Kabupaten  Bandung. Agrimeta:  Jurnal Pertanian  Berbasis  Keseimbangan  Ekosistem , 10 (19).
[BPSa] Badan Pusat Statistik. 2023. Kecamatan Koto Tangah  Dalam  Angka.  Edisi  ke-1. Kecamatan Koto Tangah: Kecamatan Koto Tangah. [BPSb]  Badan  Pusat  Statistik.  2023. Kota  Padang Dalam  Angka.  Edisi  ke-1. Kota Padang: Kota Padang.
[BPS] Badan Pusat Statistik. 2021. Provinsi Sumatera Barat  Dalam  Angka.  Edisi  ke-1. Provinsi Sumatera Barat: Provinsi Sumatera Barat [BPP] Balai Penyuluhan Pertanian, Kecamatan Koto Tangah. 2021. Program Penyuluhan Kecamatan Koto Tangah . Carkini, C., D. Rochdiani, dan M.N.  Yusuf. 2017. Analisis  Efisiensi  Penggunaan  Faktor-faktor Produksi Pada Usahatani Padi Sawah. Jurnal Ilmiah Mahasiswa Agroinfo Galuh , 1 (1), 33–42. Damayanti, L. 2013. Faktor-faktor yang memengaruhi Produksi, Pendapatan dan Kesempatan Kerja pada Usahatani Padi Sawah di Daerah Irigasi Parigi Moutong. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian dan Agribisnis , 9(2), 249–259. Ghozali, I. 2012. Aplikasi Analisis Multivariate dengan Program  IBM  SPPS. Yogyakarta: Universitas Dipenogoro press. Gracia, S., dan E.D. Martauli. 2021. Analisis pendapatan dan faktor-faktor yang memengaruhi engaruhi produksi usahatani padi sawah di Kabupaten Deli Serdang. Jembatan: Jurnal Ilmiah Manajemen , 18 (2), 120–136.
Ito, E., F. Klau, dan K. Herewila. 2021. Analisis Pendapatan dan Faktor-Faktor yang Memengaruhi Produksi Padi Sawah di Desa Aeremo Kecamatan Asesa Kabupaten Nagekeo. Buletin Ilmiah IMPAS , 22 (1), 86–93. Juliandi, A., Irfan, dan S. Manurung. 2014. Metodologi Penelitian Bisnis: Konsep dan Aplikasi . Medan: UMSU Press
Katiandagho, R.C., P.A. Pangemanan, dan T.F. Lolowang. 2018. Analisis Pendapatan Usahatani Padi Sawah (Oryza sativa L) di Desa Kauditan Kabupaten Minahasa Utara. Agri-Sosioekonomi,
14(2):185–194.
Kurniasih, D., W. Sudarta, dan N. Parining. 2017. Hubungan antara karakteristik petani dengan
motivasinya dalam membudidayakan tanaman tebu. Jurnal  Agribisnis  dan  Agrowisata , 6(4), 523–532.
Leovita, A. dan I. Martadona. 2021. Analisis Pendapatan Usahatani Padi di Kecamatan Kuranji  Kota  Padang  Sumatera  Barat. Jurnal Pemikiran  Masyarakat  Ilmiah  Berwawasan Agribisnis, 7(2):1609–1617.
Listiani, R., A. Setiyadi, dan S.I. Santoso. 2019. Analisis Usahatani padi di Kecamatan Mlonggo Kabupaten Jepara. Agrisocionomics:  Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian , Vol. 3, no. 1: 50–58. Manyamsari, I dan Mujiburrahmad. 2014. Karakteristik Petani dan Hubungannya dengan Kompetensi petani lahan sempit. Agrisep , 15(2), 58–74. Milfitra W. 2016. Analisis Pendapatan Usahatani Padi Sawah  di  Desa  Rokankoto  Ruang  Kecamatan Rokan IV Koto Kabupaten Rokan Hulu . Skripsi,
2–15.
Monnik, F.E., R. Kaunang, dan T.F.  Lolowang. 2020. Analisi Faktor-Faktor yang Memengaruhi Produksi Usahatani Padi Sawah di Desa Tumani Kecamatan Maesaan. Agri-Sosioekonomi , 16(1),69–76.
Mudakir, B. 2011. Produktivitas Lahan dan Distribusi Pendapatan  Berdasarkan  Status  Penguasaan Lahan pada Usahatani Padi (kasus di Kabupaten Kendal Provinsi Jawa Tengah). Jurnal Dinamika Ekonomi Pembangunan , 1(1) : 74–83.
Neobonta, S.L., dan S.J. Kune. 2016. Faktor-Faktor yang Memengaruhi Usahatani Padi Sawah di Desa Haekto, Kecamatan Moemuti Timur. Agrimor , 1(03), 32–35.
Notoatmodjo. 2010. Metode  Penelitian . Jakarta: Rhineka Cipta Nugroho,I. 2013 .  Analisis  Efisiensi  Penggunaan Faktor-Faktor Produksi dalam Upaya Peningkatan Pendapatan Usahatani Padi Studi Kasus di Desa Sumberporong Kecamatan
Lawang Kabupaten Malang [Skripsi]. Malang. Fakultas Pertanian Universitas Brawijaya.
Nurul, V.C., Mustadjab, M.M., dan Fahriyah. 2018. Analisis  Efisiensi  Alokatif  Penggunaan  Faktor Produksi Pada Usahatani Padi ( Oryza Sativa L.) Studi Kasus di Desa Puhjarak Kecamatan Plemahan Kabupaten Kediri. JEPA , 2(01), 10–
18.
Onibala, A.G., dan M.L.  Sondakh. 2017. Analisis faktor-faktor yang Memengaruhi produksi padi sawah di Kelurahan Koya, Kecamatan Tondano Selatan. Agri-Sosioekonomi , 13 (2A), 237–242. Pasaribu, M dan Istriningsih. 2020. Pengaruh Status Kepemilikan Lahan Terhadap Pendapatan Petani Berlahan Sempit di Kabupaten Indramayu
Soekartawi,  A.S.,  J.L.  Dillon,  dan  J.B.  Hardaker. 2002. Prinsip  Dasar  Ekonomi  Pertanian. Jakarta:Rajafindo Persada.
Soekartawi. 2003. Analisis  Usahatani. Jakarta: Universitas Indonesia. Soekartawi. 2003. Prinsip  Ekonomi  Pertanian . Jakarta: Rajawali Pres. Soekartawi. 2005. Analisa  Usahatani. Jakarta: PT. Raja Grafindo Persada. Sujiati, Sumardi, dan Rumiyadi. 2012. Grobogan dengan metode Sl-PTT dan Non SL-PTT di Desa Trimulyu Kcamatan Kayan Kabupaten Pati. Agromedia, Vol. 30, No.1. Maret 2012 Suliyanto, 2011, Ekonometrika  Terapan:  Teori  dan Aplikasi  dengan  SPSS . Yogyakarta: Penerbit Andi Offset Yogyakarta.
Suratiyah, K. 2015. Ilmu Usahatani. Jakarta: Penebar Swadaya.
Tahir, A.G., D. H. Darwanto J.H. Mulyo, dan Jamhari. 2010.  Analisis  Efisiensi  Produksi  Sistem Usahatani Kedelai di Sulawesi Selatan. Jurnal Agro Ekonomi. Vol. 28 (2): 133–151. Utama, M. Zulman Harja. 2015. Budidaya  Padi Lahan  Marjinal  Kiat  Meningkatkan  Produksi Padi. Yogyakarta. Penerbit ANDI.
BIODATA PENULIS: Angelia Leovita dilahirkan di Medan, tanggal 9 bulan Agustus tahun 1989. Penulis menyelesaikan pendidikan S1 Agribisnis di Universitas Andalas Padang pada tahun 2012,  dan S2 jurusan Ilmu Ekonomi  Pertanian  Universitas  IPB  pada  tahun 2015.
Ilham Martadona dilahirkan di Padang, tanggal 5 bulan Oktober tahun 1987. Penulis menyelesaikan pendidikan S1 Sosial Ekonomi Pertanian di Universitas Andalas Padang pada tahun 2011,  dan S2 jurusan Ilmu Perencanaan Wilayah Pedesaan Universitas IPB pada tahun 2015.
Sisri Dahlia dilahirkan di Padang, tanggal 15 bulan Maret tahun 1999. Penulis menyelesaikan pendidikan S1 jurusan Agribisnis di Universitas Tamansiswa Padang pada tahun 2022.