## PENDAHULUAN
Sektor  perkebunan  merupakan
sektor
utama yang mempunyai berperan  penting  di  Provinsi  Jambi baik dalam hal meningkatkan pendapatan  juga  sebagai  penyeimbang dalam  pelestarian  lingkungan  hidup serta  sebagai  instrumen  pemerataan pembangunan  rakyat.  Hingga  saat  ini, tanaman karet masih menjadi primadona  sekaligus  menjadi  andalan pada sub sektor perkebunan di Provinsi Jambi.  Mengingat  komoditas  karet masih  sebagai  lokomotif  ekonomi rakyat ddi provinsi ini. Dalam
kesempatan ini ruang lingkup penelitian  ini  dilakukan  di  Kabupaten Muara Jambi, dengan tujuan agar lebih fokus  pada  permasalahan  dan  kondisi perkebunan
komoditas karet di Kabupaten tersebut.
1 STIE Muhammadiyah Jambi

## ANALISIS PRODUKSI PERKEBUNAN KARET DI KABUPATEN MUARO JAMBI
Prima Audia Daniel 1

## Abstract
In the long journey perekononomian people in Jambi province is inseparable from the  role  of  the  agricultural  sector  especially  at  sub-sector  plantations.  Until  this time the sub plantation sector remains a mainstay in the economy of communities in  the  province  with  plant  oil  palm  and  rubber  Prima  Donna.  However,  in  this research  we  restrict  research  on  commodity  production  of  rubber  with  the location of the research in the District of Muara Jambi. The main objective of this research was to look at the condition of the rubber commodity in the Regency and the scale of production that occurred in those commodities, with the subject areas of  the  rubber  plantation  commodities  in  the  Muaro  Jambi  Regency  .  The  results showed that the existence of significant influence between the land area with the production  of  the  rubber  produced.  While  the  scale  of  commodity  production  in the  rubber  plants  look  shows  the  condition  of  increasing  (increasing  return  to scale), it means an increase in output with greater proportions than in proportion to the addition of the input.
Keyword: production scale, increasing return to scale, rubber plantations.
Tabel  1  Luas  tanaman,  produksi  dan  jumlah  tenaga  kerja  pada  sub  sektor perkebunan karet di kabupaten muaro jambi tahun 2011 - 2015
Tahun Luas Areal / Area (Ha) Produksi (Ton) Prod. (Kg/Ha) Tenaga Kerja TBM TM TTM/ TR Jumlah 2011 15.404 34.475 8.106 57.985 29.690 861 14.951 2012 15.878 33.841 8.525 58.244 29.464 871 15.118 2013 16.374 31.329 8.164 55.867 31.603 1.009 15.190 2014 17.101 33.369 7.954 58.424 32.506 974 15.190 2015 17.667 33.405 7.382 58.458 32.345 968 15.220 Sumber: Badan Pusat Statstik Provinsi Jambi Dari  tabel  diatas  menunjukkan bahwa  Luas  lahan,  hasil  produksi mengalami  peningkatan  berdasarkan jumlahnya.  Artinya  dengan  melihat tren  peningkatan  yang  terjadi  tentu dalam  beberapa  tahun  mendatang komoditas perkebunan ini akan semakin luas dan mampu menyediakan lapangan  pekerjaan  yang  semakin meningkat. Dengan meningkatnya penyerapan tenaga kerja tersebut secara tidak  langsung  dapat  mempercepat pembangunan yang dicita citakan. Atas  dasar  hal  tersebut  penulis merasa sangat perlu dilakukan penelitian  terkait  dengan  (1)  Faktor- faktor  apa  saja  yang  mempengaruhi
fungsi  produksi  karet;  (2)  Berapa elastisitas  input  terhadap  output  yang terjadi;  dan  (3)  Bagaimana kondisi return to scale nya.

## KAJIAN PUSTAKA
Tanaman Karet Karet (Hevea brasiliensis) adalah tanaman  perkebunan/industri  tahunan berupa  pohon  batang  lurus  yang pertama  kali  ditemukan  di  Brazil  dan mulai  dibudidayakan  pada  tahun  1601. Di  Indonesia,  Malaysia  dan  Singapura tanaman  karet  dicoba  dibudidayakan pada  tahun  1876  oleh  Hendri  A. Wickham.  Tanaman  karet  di  Indonesia pertama  ditanamn  di  Kebun  Raya
Bogor. Karet cukup baik dikembangkan  di  daerah  lahan  kering beriklim basah. Tanaman karet
memiliki beberapa keunggulan dibandingkan
dengan komoditas
lainnya, yaitu:
1. Dapat tumbuh pada berbagai kondisi dan  jenis lahan,  serta masih  mampu dipanen  hasilnya  meskipun  pada tanah yang tidak subur.
2. Mampu  membentuk  ekologi  hutan, yang  pada  umumnya  terdapat  pada daerah  lahan  kering  beriklim  basah, sehingga  keret  cukup  baik  untuk menanggulangi lahan kritis.
3. Dapat memberikan pendapatan harian bagi petani yang membudidayakannya.
4. Memiliki prospek harga yang cukup baik.

## Teori Produksi
Produksi dapat dinyatakan sebagai perangkat prosedur dan kegiatan yang terjadi penciptaan komoditas  berupa  kegiatan  usahatani maupun  usaha  lainnya.  Sebelum  di lakukan  proses  produksi  di  lahan, terlebih  dahulu  di  lakukan  proses pengadaan  saprodi  (sarana  produksi) pertanian  berupa  industri  agro-kimia (pupuk  dan  pestisida),  industri  agro- otomotif (mesin dan peralatan pertanian),  dan  industri  pembenihan dan pembibitan. Untuk proses produksi di lahan, dapat digunakan faktor-faktor produksi  seperti  lahan,  tenaga  kerja, modal,  pupuk,  pestisida,  teknologi, serta manajemen. Jadi, produksi komoditas  pertanian  merupakan  hasil proses  dari  lahan  pertanian  dalam  arti luas  berupa  komododitas  pertanian (pangan, hortikultura, perkebunan,
perikanan,  peternakan,  dan  kehutanan) dengan berbagai pengaruh faktor-faktor produksi.
Produktivitas Produktivitas merupakan perbandingan antara hasil yang dicapai (keluaran)  dengan  keseluruhan  sumber daya (masukan) yang dipergunakan per satuan waktu, definisi kerja ini mengandung cara atau metode pengukuran,  walaupun  secara  teori dapat  dilakukan  secara  tetapi  secara praktek  sukar  dilaksanakan,  terutama karena  sumber  daya  masukan  yang dipergunakan  umumnya  terdiri  dari banyak  macam  dan  di  proporsi  yang berbeda. Faktor-faktor yang mempengaruhi produktivitas : Pendidikan,  Keterampilan,  Sikap  dan Etika kerja,  Tingkat  penghasilan, Jaminan  sosial,  Tingkat  sosial  dan Iklim  Kerja,  Motivasi,  Gizi  dan Kesehatan, Hubungan Individu, Teknologi dan Produksi.

## Konsep Tenaga Kerja
Sunardi (1992, dalam Zulkarnain, 2008) menyatakan syarat seorang calon tenaga kerja yang baik antara lain yaitu memiliki pengetahuan luas, keterampilan  yang  memadai,  mampu berkomunikasi  secara  lisan  maupun
tertulis dengan baik, memiliki motivasi yang  kuat,  mau  bekerja  keras,  serta mampu  bekerja  secara  cermat  dan tepat.  Tenaga  kerja  Indonesia  perlu dibenahi  karena  ada  lima  sikap  mental yang  tidak  mendukung  peningkatan produktivitas  yaitu  :  kurang  disiplin, kurang  kreatif,  kurang  inovatif,  kurang motivasi, kurang dinamis dalam melaksanakan pekerjaan (Sunardi 1992,  dalam  Zulkarnain,  2008  dalam penelitian Cita Suci, 2016)
Fungsi Produksi Cobb-Douglas
Dimana: Y = Variabel yang dijelaskan X = Variabel yang menjelaskan a,b = Besaran yang akan digunakan e = kesalahan (distrubance term) Persamaan diatas sering disebut fungsi produksi Cobb-Douglas (Cobb Douglas  production  function) . Fungsi
Cobb-Douglas diperkenalkan oleh Charles  W.  Cobb  dan  Paul  H . Douglass pada tahun 1920. Untuk memudahkan pendugaan terhadap persamaan di atas maka persamaan tersebut diperluas secara umum dan diubah menjadi bentuk linier dengan cara melogaritmakan persamaan tersebut. (Soekartawi, 2003) yaitu:
LogY = Log a + b1 LogX1 + b2 LogX2 + b3 LogX3 +b4 LogX4 + e
Karena penyelesaian fungsi Cobb-Douglas  selalu  dilogaritmakan dan  diubah  bentuknya  menjadi  linier, maka  persyaratan  dalam  menggunakan fungsi tersebut antara lain (Soekartawi, 2003) :
1. Tidak ada pengamatan yang bernilai nol. Sebab logaritma dari nol adalah suatu  bilangan  yang  besarnya  tidak diketahui (infinite).
2. Dalam fungsi produksi perlu diasumsikan bahwa tidak ada perbedaan  tingkat  teknologi  pada setiap pengamatan. 3. Tiap variabel X dalam pasar perfect competition . Perbedaan lokasi (pada fungsi produksi) seperti iklim adalah sudah tercakup pada faktor kesalahan (e). Hasil  pendugaan  pada  fungsi Cobb-Douglas akan menghasilkan koefisien  regresi  (Soekartawi,  2003). Dengan  demikian,  kemungkinan  ada  3 alternatif, yaitu (Soekartawi, 2003):
1. Decreasing  returns  to  scale ,  bila (b1  +  b2)  <  1.  Kondisi  ini  terjadi bila tambahan output yang dihasilkan  lebih  kecil  dibandingkan
tambahan  input-nya.  (D%  output  < D% input).
Keterangan gambar: Penambahan presentase output lebih kecil  dari  penambahan  input.  Dari titik  A  ke  titik  B,  kenaikan  output naik 100%, namun kenaikan penggunaan input lebih dari 100%
2. Constant returns to scale, bila (b1 + b2)  =  1.  Kondisi  ini  terjadi  bila tambahan  output  yang  dihasilkan sama  dengan  tambahan  input-nya. (D% output = D% input).
Keterangan gambar: Perubahan  output  seiring  dengan perubahan  input.  Pada  saat  input  L yang  digunakan  5  unit,  output  yang dihasilkan sebanyak 500 unit.
Dengan  bertambahnya  penggunaan input L menjadi 10 unit (naik 100%) maka  output-nya  pun  naik  dengan presentase yang sama.
3. Increasing returns to scale , bila (b1 +  b2)  >  1.  Kondisi  ini  terjadi  bila tambahan  output  yang  dihasilkan lebih  besar  dibandingkan  tambahan input-nya. (D% output > D% input)
Keterangan gambar: Perubahan  presentase  output  lebih besar dari presentase kenaikan input. Pada  saat  output  yang  dihasilkan bertambah  menjadi  1.000  unit  (naik 100% dari mula-mula), penambahan presentase input kurang dari 100%.
Fungsi Cobb-Douglas dapat dengan  mudah  dikembangkan  dengan menggunakan  lebih  dari  dua  input (misal modal, tenaga kerja, dan sumber daya  alam  atau  modal,  tenaga  kerja produksi, dan tenaga kerja non produksi).

## METODE PENELITIAN

## Jenis Data dan Sumber Data
Jenis  data  yang  digunakan  dalam penelitian  ini  adalah  Data  Sekunder. Data sekunder yang dipakai adalah data time  series  (runtut  waktu)  dari  tahun 2001-2015.  Sumber  data  dari  BPS Muaro Jambi.

## Alat analisis
Alat  analisis  yang  digunakan dengan  menggunakan  model  regresi linier  berganda  dengan  pendekatan model Cobb Douglas. Yang selanjutnya  dilakukan  uji normalitas , Uji
Multikolinieritas dan Uji
Heteroskedastisitas

## HASIL PENELITIAN
Hasil  penelitian  menunjukkan bahwa  elastisitas  dari  masing-masing variabel  independen  adalah  sebagai berikut.  Elastisitas  luas  lahan  sebesar 3.503274,  elastisitas tenaga  kerja sebesar  -0.502716,  elastisitas  jumlah pohon sebesar -0.667313 dan elastisitas jumlah pupuk sebesar 0.213250.
Sedangkan  besarnya  return  to scale dapat dihitung dengan menjumlahkan koefisien pangkat masing-masing  variabel  independen (3.503274  –  0.502716  –  0.667313  + 0.213250 = 2.546495) yang menunjukkan bahwa Perkebunan Karet di  Kabupaten  Muaro  Jambi  berada pada kondisi increasing return to scale.
Uji Statistik t Pengaruh Variabel Luas Lahan Hasil  pengujian  variabel  luas lahan (dalam transformasi Log) menunjukkan  bahwa  variabel  tersebut mempunyai nilai uji t sebesar 2.395692 dengan  probabilitas  sebesar  0,0376. Nilai  t-tabel  dalam  persamaan  ini adalah 2,228 (df = 10; 15 – 5). Dimana nilai t-hitung lebih dari nilai t-tabel dan nilai  signifikansi  t  tersebut  lebih  besar dari  taraf  nyata  (0,05),  maka  hal  ini berarti  bahwa  log  luas  lahan  memiliki pengaruh  yang  signifikan  terhadap produksi karet.

## Pengaruh Variabel Tenaga Kerja
Hasil  pengujian  variabel  luas lahan (dalam transformasi Log) menunjukkan  bahwa  variabel  tersebut mempunyai  nilai  uji  t  sebesar  -
0,352248  dengan  probabilitas  sebesar
0,7320.  Nilai  t-tabel  dalam  persamaan ini  adalah  2,228  (df  =  10;  15  –  5). Dimana  nilai  t-hitung  kurang  dari  nilai t-tabel  dan  nilai  signifikansi  t  tersebut lebih kecil dari taraf nyata (0,05), maka hal  ini  berarti  bahwa  log  tenaga  kerja tidak memiliki pengaruh yang signifikan terhadap produksi karet. Pengaruh Variabel Jumlah Pohon
Hasil  pengujian  variabel  luas lahan (dalam transformasi Log) menunjukkan  bahwa  variabel  tersebut mempunyai  nilai  uji  t  sebesar  - 0,949433  dengan  probabilitas  sebesar
0,3646.  Nilai  t-tabel  dalam  persamaan ini  adalah  2,228  (df  =  10;  15  –  5). Dimana  nilai  t-hitung  kurang  dari  nilai
t-tabel  dan  nilai  signifikansi  t  tersebut lebih kecil dari taraf nyata (0,05), maka hal ini berarti bahwa log jumlah pohon tidak memiliki pengaruh yang signifikan terhadap produksi karet.

## Pengaruh Variabel Pupuk
Hasil  pengujian  variabel  luas lahan (dalam transformasi Log) menunjukkan  bahwa  variabel  tersebut mempunyai nilai uji t sebesar 1,402531 dengan  probabilitas  sebesar  0,1910. Nilai  t-tabel  dalam  persamaan  ini adalah 2,228 (df = 10; 15 – 5). Dimana nilai  t-hitung  kurang  dari  nilai  t-tabel dan  nilai  signifikansi  t  tersebut  lebih besar  dari  taraf  nyata  (0,05),  maka  hal ini  berarti  bahwa  log  pupuk  tidak memiliki  pengaruh  yang  signifikan terhadap produksi karet.

## Uji Statistik F
Analisis regresi dilakukan dengan menggunakan  Eviews.  Berdasarkan tabel 5.6  nilai F-hitung  sebesar 8.476967 dan nilai f-tabel pada tingkat signifikansi  0,05  di  dapat  3,48.  Hal  ini menunjukkan bahwa nilai F-hitung > f- tabel atau 8,47 > 3,48 maka Ho ditolak dan  Ha  diterima,  artinya  secara simultan  variabel  independent  yaitu luas  lahan,  tenaga  kerja,  jumlah  pohon dan pupuk secara bersama-sama berpengaruh signifikan terhadap produksi di Kabupaten Muaro Jambi.
Koefisien Determinasi (R 2 )
Pada perhitungan statistik diperoleh besarnya koefisien determinasi (R 2 ) sebesar 0.772250. Hal ini menunjukkan bahwa Produksi Karet di  Kabupaten  Muaro  Jambi  mampu dijelaskan  oleh  Luas  Lahan,  Tenaga Kerja, Jumlah Pohon dan Pupuk hanya sebesar  77  %,  sedangkan  sisanya sebesar  23  %  dipengaruhi  oleh  faktor lain  yang  tidak  termasuk  dalam penelitian ini.
Uji Normalitas
0 1 2 3 4 5 6 7 8 -0.15 -0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 Series: Residuals Sample 2001 2015 Observations 15
Mean -8.88e-15 Median -0.014250 Maximum 0.238484 Minimum -0.115755 Std. Dev. 0.094065 Skewness 1.085604 Kurtosis 3.771230 Jarque-Bera 3.318085 Probability 0.190321

## Uji Multikolinearitas
Tabel 2 Hasil Uji Multikolinearitas Variance Inflation Factors Date: 10/09/17 Time: 12:35 Sample: 2001 2015 Included observations: 15
Coefficient  Uncentered  Centered Variable Variance VIF VIF C 233.2840   282480.1   NA LN_LUAS_LAHA N 2.138387   312176.3   9.685543 LN_TENAGA_KE RJA 2.036802   228670.3   1.203387 LN_JUMLAH_POH ON 0.494003   160940.9   9.273021 LN_PUPUK 0.023118   6977.461   1.351455 Sumber: data diolah dengan eviews 7,0 Dari  tabel  dapat  dilihat  bahwa tidak  terdapat  variabel  yang  memiliki nilai  lebih  dari  10,  sehingga  dapat disimpulkan diduga tidak terjadi
multikolinearitas diantara variabel bebas dalam model regresi. Uji Heteroskedastisitas Heteroskedasticity Test: White F-statistic 0.562279   Prob. F(4,10) 0.6956 Obs*R-squared 2.754218   Prob. Chi-Square(4) 0.5998 Scaled explained SS 1.696127   Prob. Chi-Square(4) 0.7914 Sumber: hasil output regresi eviews 7 Dari Tabel 3 menunjukkan bahwa uji white menghasilkan kesimpulan tidak ada masalah heteroskedastisitas,  hal  ini  dibuktikan dengan  nilai  Obs*R-squared  2.754218 dengan  prob  0.5998  ,  maka  0.5998  >
0,05.

## Uji Autokorelasi
Pada  hasil  uji  LM  ini  diketahui bahwa  nilai  Probabilitas  Chi-Square sebesar  0,5070  >  .  Dimana =  5  % atau  0,05.  Berdasarkan  tabel  5.5  nilai Durbin – Waston sebesar 1,605. Syarat tidak  terjadi  autokorelasi  jika  du  <  dw
<  4-du.  Dengan  data  15  sampel  dan  5 variabel, diketahui nilai du sebesar 0,56 dan  4-du  sebesar  1,78  sehingga  dapat diambil  kesimpulan  0,56  <  1,605  < 1,78.  Sehingga  dapat  kesimpulan  tidak terjadi autokorelasi.

## SIMPULAN
Hasil  penelitian  menunjukkan bahwa : 1. Variabel luas lahan (X1) positif dan signifikan  terhadap  hasil  produksi (Y)  sementara  variabel  X2  (tenaga kerja),  X3  (jumlah  pohon),  X4 (pupuk)  tidak  berpengaruh  positif dan  signifikan  terhadap  jumlah produksi yang dihasilkan.
2. Besarnya  elastisitas  X1  (luas  lahan) terhadap  produksi  sebesar  3,503274 menunjukkan  besaran  luas  lahan bersifat  elastis  karena  E  >  1, Besaran  elastisitas  tenaga  kerja sebesar -0,502716, elastisitas jumlah pohon sebesar -0,667313 dan elastisitas  pupuk  sebesar  0,213250. Hasil  tersebut  menunjukkan  bahwa elastisitas  pada  setiap  variabel  input lebih  kecil  daripada  satu.  Sehingga tenaga  kerja,  jumlah  pohon  dan pupuk bersifat inelastis.
3. Hasil  analisis  menunjukkan  bahwa parameter b + c + d + e = 2,546495 lebih  besar  dari  1.  Artinya  skala produksi yang terjadi pada perkebunan  karet  di  Kabupaten Muaro  Jambi  adalah increasing return  to  scale ,  artinya  peningkatan output  yang  terjadi  proporsinya lebih besar daripada proporsi penambahan inputnya.
Saran 1. Pemerintah  dan  masyarakat  perlu meningkatkan  luas  lahan  karet  dan peremajaan tanaman karet, disamping penggunaan pupuk, kondisi lahan (unsur hara), dan jarak tanam  yang  tepat  agar  mampu meningkatkan produktivitas produksi karet yang lebih baik. 2. Pemerintah diharapkan
dapat meningkatkan peran dari para penyuluh  pertanian  sehingga  dapat memberikan informasi (alih teknologi)  terhadap  petani  terkait cara  penggunaan  input  produksi secara  efisien  sehingga  mampu meningkatkan produksi

## DAFTAR PUSTAKA
Agustina,  Shinta.,  Ir.,  M.P.  2011.  Ilmu Usaha Tani. Universitas Brawijaya  Press  (UB  Press). Cetakan Pertama. Malang, 65145
Indonesia.
Badan  Pusat  Statistik,  2015.  Data

## Produk Domestik Regional Bruto
Kabupaten  Muaro  Jambi  2011  – 2015, Jambi.
BPS.  (2016)  Muaro  Jambi  Dalam
Angka  :  Badan  Pusat  Statistik (BPS) Kabupaten
Muaro Jambi. BPS.  Statistik  Perkebunan  Provinsi Jambi, Tahun 2011-2015. Pemerintah Provinsi Jambi. Dinas Perkebunan Cita,  Suci.  2016.  Pengaruh  Modal, Tenaga Kerja, Dan Biaya Standar
Terhadap  Peningkatan  Produksi Pada  Industri  Kecil.  Jurusan Ekonomi Syariah. Sekolah Tinggi Agama  Islam  Darul  Arqam (Staida)  Muhammadiyah  Garut . http://citasuci448.blogspot.co.id/ 2016/07/pengaruh-modal- tenaga- kerja-dan-biaya.html
Disbun,  Provinsi  Jambi,  Tahun  2001  – 2015.  Data  Perkebunan  Karet  di Kabupaten  Muaro  Jambi,  Dinas Perkebunan Provinsi Jambi.
Hastuti,  Diah  Dwi  Retno.  2007.
Pengantar  Teori  dan  Kasus: Ekonomika  Pertanian .  Jakarta  : Penebar Swadaya. Hermanto,  Bambang.  2013. Analisis Fungsi  Produksi  Usahatani  Padi Sawah dan Pengaruhnya Terhadap  Produksi  Domestik Regional  Bruto  (PDRB)  Untuk
Pengembangan Wilayah di Kabupaten Deli Serdang . Universitas Muslim Nusantara Al Washliyah, Medan. Hortus Redaksi, Majalah. 2015. Potensi Daerah  Sawit  dan  Karet  Jadi Andalan Provinsi Jambi. www.majalahhortus.com/potensi- daerah/item/65-sawit-  dan-karet- jadi-andalan-provinsi-jambi.html Hutagaol, Satya Novecty 2015. Analisis  Usahatani  Karet (Hevea
Brasiliensis) Di  Provinsi  Jambi. Sekolah  Pascasarjana.  Institut Pertanian Bogor , IPB. Joesron,  Tati  Suhartati.  2012. Teori Ekonomi Mikro Dilengkapi Beberapa Bentuk Fungsi Produksi .  Penerbit  :  Grahailmu Yogyakarta Jono,  2016.  Analisis  Produktivitas Pabrik  Spiritus  Menggunakan Fungsi  Cobb-  Douglas.  Studi Kasus  di  PT.  XYZ .  Yogyakarta. Jurusan Teknik Industri, Universitas Widya Mataram, Yogyakarta. Jumin,  Hasan  Basri,.  Ir.,  1998. Dasar- Dasar Agronomi . Penerbit Rajawali. Cetakan Ke: Edisi 1/2
Jumin,  Hasan  Basri.,  Prof.,  Dr.,  M.Sc., 2008. Dasar-Dasar  Agronomi .
Edisi Revisi. PT. Grafindo Persada, Jakarta.
Junaidi,  Dr.,  SE.,  M.Si.  2015.  Buku Ajar  Ekonometrika  1.  Fakultas
Ekonomi  dan  Bisnis,  Universitas Jambi. FEB-UNJA Listianawati,  Nita  Nur.  2014. Analisis Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Produksi Bawang Merah di Desa Kupu Kecamatan Wanasari  Kabupaten  Brebes . Jurusan Agribisnis, Fakultas Sains Dan Teknologi, UIN Syarif Hidayatullah, Jakarta. Mayyendra,  Repni.  2010.  Peranan perkebunan karet terhadap perekonomian kabupaten kuantan singingi. Provinsi Riau.
Noer Ahmad, Sugito., Drs., S.U., 2011. Statistika Lanjutan. Edisi Pertama. Fakultas Ekonomi. Universitas  Jendral  Sudirman,
Puwokerto.
Nurfathiyah,  Pera  dkk,  2007.  Faktor-
faktor  yang  melatarkebelakangi keputusan
petani  dalam  mengusahakan  komoditi
karet  di  desa  pasar  terusan kecamatan muara bulian, Kabupaten  Batanghari.  Fakultas Pertanian,  UNJA  (penyuluhan dan komunikasi pertanian) Pujiati, Tatik. 2013. Analisis Pengaruh Beberapa Faktor Terhadap Produksi  Karet di  PTPN  IX (Persero) Kebun Batujumus Kabupaten Karanganyar. Universitas Sebelas Maret. Rosari,  Vinta,  2013. Analisis  Fungsi Cobb-Douglas Pada Pabrik Gula .  Studi  Kasus  pada  PT. Madubaru Di Tirtonimolo,
Kasihan,  Bantul,  Yogyakarta. Fakultas  Ekonomi,  Universitas Sanata Dharma, Yogyakarta. Soekartawi,  2002  Fungsi Produksi Cobb-Douglas , Faktor-faktor
yang  mempengaruhi  Produksi.
Ekonomi Pertanian.
Soekartawi.  2002. Analisis  Usahatani. Penerbit  Universitas  Indonesia (UI-Press), Jakarta.
Sukirno,  Sadono.  2003. Pengantar Teori  Mikro  Ekonomi .  Jakarta: PT Raja Grafindo Persada.
Tri  Bowo,  2010.  Analisis  faktor-faktor yang  mempengaruhi  produksi belimbing.  Studi  Kasus  Desa
Betokan,  Kabupaten  Demak.  FE, Universitas Diponegoro Semarang. Wikipedia, ID. 2017. Kabupaten Muaro Jambi,. Ensiklopedia. www.muarojambikab.go.id Wikipedia, ID. 2017. Pohon atau bibit. Pengertian dan fungsi. Ensiklopedia.
Zulfahmi  Arif,  Muhammad  Guruh.
2012.  Tri  tunggal  Usahatani. http://kickfahmi.blogspot.co.id/2 012/09/tri-tunggal-usaha- tani.html