Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259

## Model Fungsi Produktivitas dan Risiko Produksi Usaha Tani Padi Sawah Di Kabupaten Kerinci

## Saidin Nainggolan, Yanuar Fitri dan Adlaida Malik
Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi Email korepondensi: saidinnainggolan64@gmail.com

## ABSTRAK
Penelitian ini bertujuan untuk menganalisis: Respon produksi, fungsi risiko produksi. Lokus penelitian dilakukan di Kecamatan Keliling Danau kabupaten Kerinci.  Desa sampel terdiri dari Desa Desa Semerap, Desa Pulau Tengah, dan Desa Lempur Danau. Ukuran  populasi  ada  sebanyak  1.576  petani.  Ukuran  sampel  mengunakan Metode Slovin dan  diperoleh  sampel  sebanyak  91  petani.  Penarikan  sampel  mengunakan dengan Metode  Simple  Random  Sampling dengan  mengunakan  tabel  acak.  Metode analisis data mengunakan fungsi produksi Coob-Douglass dan fungsi risiko produksi Just and Pope . Hasil estimasi presisi model fungsi produksi actual Adj. R 2 = 0,92357. Presisi model fungsi produksi optimal Adj R 2 = 0,93635 skala produksi Ya; Ɛ βi=0,6782 < 1 artinya decreasing of return to scale . Skala produski potensial (Yopt); Ɛ β i=1,5127 > 1 . Faktor determinan respon produksi ditentukan pupuk Urea, pupuk Organik dan luas lahan. Presisi model fungsi risiko Adj.R 2 =9,543. Input produksi benih dan tenaga kerja tergolong risk increasing factor sedangkan luas lahan, pupuk Urea, pupuk SP36, pupuk KCl,  pupuk  Organik,  dan  Pestisida  tergolong risk  reducing  factor .  TE=  0,6356  <0,7 tergolong  rendah,  peluang  peningkatan  produksi  sebesar  36,44  %.  Peningkatan produksi  dan  mengurangi  risiko  produksi  dapat  dilakukan  dengan  alokasi  input produksi  optimal.  Faktor  social  ekonomi  berpengaruh  terhadap  meningkatnya inefisiensi teknis tetapi tidak signifikan.
Kata kunci : Produksi, input produksi, resiko, efisiensi teknis, social ekonomi

## PENDAHULUAN
Komoditas beras merupakan komoditas yang bersifat strategis bagi kehidupan sosial ekonomi  sebagian  besar  penduduk  Indonesia.  Tahun  2018  ada  sebanyak  38,70  juta orang yang terlibat baik langsung maupun tidak langsung dengan komoditas beras. Kontribusi komoditas beras terhadap PDB Rp. 1.307,0 Triliun (Arifin et.al 2020). Bagi Provinsi Jambi banyak penduduknya bekerja pada usahatani padi sawah. Tahun 2014 luas panen 121.722 ha dan tahun 2018 menjadi seluas 144.587 ha, peningkatan 5,8% per  tahun.  Tahun  2014  produksi  sebanyak  587.384  ton  dan  tahun  2018  meningkat menjadi  767.666  ton.  Pada  priode  waktu  tersebut  peningkatan  produksi  4,3  %  per tahun.  Produktivitas  selama  priode  2014  sampai  2018  hanya  4,85  ton/ha.  Sentra
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
produksi beras di Propinsi Jambi adalah Kabupaten Kerinci dengan luas 39.064 ha, produksi 230.020 ton dengan produktivitas 5,88 ton/ha (Badan Pusat Statistik 2019). Di Kabupaten Kerinci sentra produksi padi adalah Kecamatan Keliling Danau dengan luas 2.185 ha dan produktivitas 5,15 ton/ha. Produktivitas ini tergolong rendah dari potensi produktivitas padi sawah yang dapat mecapai 7,0 ton/ha.
Pemerintah Propinsi Jambi tidak berhasil mencapai target produksi 850 ribu ton tahun 2019. Pencapaian produktifitas yang rendah hanya 4,5-5,5 ton/ha dari potensi produktivitas 7,5-9,5 ton/ha atau TE < 0,7. Produktivitas yang rendah ini terjadi karena aplikasi input produksi tidak sesuai dengan yang direkomendasikan (Setiawan et.al 2018).  Gagalnya  peningkatan  efisiensi  teknis  karena  adanya  risiko  produksi  yang bersumber  dari  rendahnya  pengunaan  input  produksi,  Petani  selalu  dihadapkan pada  risiko  produksi  yaitu  seperti  kuantitas  dan  kualitas  produk  yang  menurun, penerapan  teknik  budidaya  tidak  sesuai  yang  dianjurkan,  Said  dan  Intan  2001. Penyebab rendahnya produktiviitas  adalah alokasi input produksi tidak optimal dan teknik  budidaya  masih  tradisional.  Adopsi  inovasi  teknologi  usahatani  tidak berkembang mengakibatkan produktifitas menjadi stagnan.
Efisensi  teknis  usaha  tani  padi  sawah  tidak  telepas  dari  fungsi  produktivitas, fungsi  risiko  dan  fungsi  inefisiensi  teknis  (Kumbaka  2002)  dan  (Sumaryanto  et  al, 2003).  Maksimisasi  produksi  dapat  dilakukan  dengan  mengurangi  risiko  yang bersumber dari rendahnya pengunaan input produksi oleh petani. Tasman, A 2008 bahwa optimalisasi produksi dapat dicapai apabila input produksi yang digunakan tepat  guna.  Kumbhakar  (2002),  Tasman,  A  (2008)  Zakirin  et  al,  (2013)  Apriana et.al (2015), Silitonga (2016) dan Malik (2019)  bahwa efisiensi teknis yang belum mencapai optimal  terjadi  karena  produktivitas  yang  dihasilkan  dari  setiap  pengunaan  input produksi yang masih rendah. Faktor yang menjadi sumber in efesiensi teknis adalah bersumber  dari  faktor  social  ekonomi  Silitonga  (2016)  dan  Malik et.al (2019). Berdasarkan uraian diatas maka perlu untuk menganalisis respon produksi, fungsi risiko, efisiensi teknis, dan sumber in efisiensi teknis.

## METODE PENELITIAN
Lokus  penelitian  dipiliha  secara  purposive  yaitu  Kecamatan  Keliling  Danau Kabupaten  Kerinci.  Dasar  pertimbangan  pemilihan  lokasi  penelitian  ini  karena Kecamatan  Keliling  Danau  merupakan  sentra  produksi  padi.  Penelitian  ini mengunakan  sumber  data  primer  yang  diperoleh  dari  responden  dengan  metode wawancara dan observasi. Kecamatan Keliling Danau terdiri dari 32 desa dan dipilih secara purposive tiga desa yaitu Desa Semerap, Desa Pulau Tengah, dan Desa Lempur Danau.  Ketiga  desa  mempunyai  jumlah  petani  1.576  petani.  Ukuran  responden ditentukan  dengan  Metode  Slovin,  dan  ditarik  dengan  motode Simple  Random Sampling. Penarikan sampel menggunakan metode Simple Random Sampling dengan
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
menggunakan  tabel  acak  Estimasi  fungsi  produksi  menggunakan  fungsi  produksi Cobb-Douglss dan fungsi risiko produksi menggunakan metode Just and Pope . Fungsi Produksi Coob-Douglss (Soekartawi. 2003)
LnYi = β 0 + β 1 Ln JB + β 2 Ln JPU + β 3 Ln JPS + β 4 Ln JPK+ β 5 Ln JPO + β 6 Ln JP + β 7 Ln JTK + β 8 Ln LL + Ɛ
Fungsi Variance Produksi Just and Pope:
L nσ 2 Yi = θ 0 + θ 1 Ln JB + θ 2 Ln JPU + θ 3 Ln JPS + θ 4 Ln JPK + θ 5 Ln JPO + θ 6 Ln JP + θ 7 Ln JTK + θ 8 Ln LL + Ɛ
Fungsi Risiko Produksi Just and Pope dijelaskan dengan Teori Variance Produksi: σ2Yi = (Yi – ȳ i) 2
Di mana:
Y = Produksi padi sawah aktual (kg/ha) ȳ = Produksi padi sawah rata-rata (kg/ha) JB = Benih (kg/ha) JPU = Pupuk urea (kg/ha) JPS = Pupuk SP36 (kg/ha) JPK = Pupuk KCl (kg/ha) JPO = Pupuk organik (kg/ha) JP = Pestisida (kg/ha) JTK = Tenaga kerja per musim tanam (HOK) LL = Luas lahan (Ha) σ 2 Y = Variance produksi padi sawah Ɛ = error i = Petani ke i,i = 1,2,3,....,91
β 1 , β 2 , ...... β 8 ,   = Koefisien parameter dugaan Z 1 , Z 2 , ...., Z 8
Tasman A (2008) (Wilson et al, 1998) Pendekatan Maximum Likehood Estimation (MLE) digunakan untuk estimasi efisiensi teknis dapat dikatakan sebagai berikut :
TE i = E [ exp (- U i / ɛ i )] i = 1,2,3,……….91
TE= Ya Yopt Ya = Produksi actual           Yopt = Produksi potensial
Coelli  (1998) dalam Silitonga  (2016),  Malik et.al (2019)  dan  Nainggolan et.al (2019) bahwa  TE  >  0,7,  usahatani  dikatakan  efisiensi  secara  teknis  berhubungan  terbalik dengan efek inefisiensi teknis. Model inefisiensi teknis dapat diperoleh dengan ITE = 1- TE,  Battese  dan  Coelli  (1995)  dan  Qomaria  (2011)  pendugaan  faktor  faktor  yang mempengaruhi ITE dengan rumus :
ITE = 𝛿 0 +    𝛿 1 𝑈𝑃 +   𝛿 2 𝐷𝐼𝐾 + 𝛿 3 𝑀𝐴𝑁 + 𝛿 4 𝐽𝐴𝐾 + 𝛿 5𝐽𝑅𝐿 + 𝛿 6 𝑍 6 𝑊 𝑖
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
Dimana:
ITE = Nilai inefisiensi teknis
UP = Umur petani, (Tahun)
DIK  = Pendidikan, (tahun) MAN  = Pengalaman berusahatani, (tahun) JAK  = Jumlah anggota keluarga (orang)
JRL = Jarak lahan dengan rumah petani, (m)
W i = Random error term N (0,σ 2 )

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Deskripsi penerapan teknologi pada usahatani padi
Pelaksanaan  usahatani  padi  sawah  dilakukan  dengan  konsep Pengelolaan  Tanaman Terpadu (PTT). Ada 85% petani mengikuti pola PTT, dan 15% kurang mengikuti pola PTT. Komponen PTT mencakup penggunaan varietas unggul (Ciherang), 92% petani menggunakan  varietas  sesuai  anjuran  dan  8  %  tidak  sesuai  anjuran . Penggunaan benih  sebanyak  15-20  kg/ha,  umur  bibit  pada  transplanting  18-25  hari.  Pengolahan tanah dilakukan dengan pembajakan 2 kali, digenangi 7-15 hari, dan perbandingan lumpur dengan air 1:1. Jarak tanam 15x15 cm, penanaman dengan sistem tanam jajar legowo  2:1:3  atau  1:4:1.  Petani  melakukan  pemupukan  dengan  jumlah  dan  waktu tidak sesuai dengan dosis anjuran. Dosis  urea yang dianjurkan sebanyak 150 – 250 kg/ha,  SP  36  100-160  kg/ha  dan  pupuk  KCL  80-100  kg/ha.  Pola  tanam  pada  lahan usahatani dengan pola padi-bera-padi.

## Alokasi input produksi dan Produksi Usahatani Padi
Produksi padi adalah hasil akhir dari kegiatan usahatani padi . Perbedaan produski dapat terjadi karena input produksi yang digunakan berbeda baik jumlah maupun jenis nya. Tabel 1 menggambarkan produksi dan pengunaan input produksi usahatani padi.
Tabel 1. Penggunaan Input Produksi Usaha tani Padi Sawah di Daerah Penelitian, 2020
Uraian Kisaran Rerata Anjuran Luas lahan (ha) 0,20 - 1,50 0,41 Produksi (kg) 2,850 - 6,750 5,560 Input produksi a. Benih            (kg) 15 -25 17,5 10 – 15 b. Pupuk urea   (kg) 35 – 100 75 150 – 250 c. Pupuk SP 36 (kg) 30 – 90 35 100 – 160 d. Pupuk KCL  (kg) 15 - 50 17 80 – 100 e. Pupuk organik (kg) 650 – 1000 850 5000 – 7000 f. Pestisida          (ml) 500 – 1000 1.100 Tenaga kerja ( HOK) 55 – 115 90,6
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259

## Analisis Fungsi Produksi Usahatani Padi Sawah
Respon  produksi  terhadap  pengunaan  faktor  produksi  dapat  diketahui  dari  fungsi produksi. Fungsi produksi Cobb-Douglass hasil estimasi disajikan pada Tabel 2.
Tabel 2. Hasil Estimasi Fungsi Produksi Usahatani Padi Sawah di Daerah Penelitian, 2020
Input Produksi Coefficient Prob. Ln_JB 0.01462 0.0675 Ln_JU 0.15247 0.0043 Ln_JPS 0.11562 0.0258 Ln_JPK 0.01764 0.0774 Ln – PO 0.08356 0.0056 Ln_JP 0.12628 0.0094 Ln_JTK 0.03146 0.2246 Ln-LL 0.13643 0.0257 C 3.01432 0.0000 Adjusted R-squared 0.92357 0.00000 1.35462 Prob(F -statistic )

## Durbin Watson stat
Tabel  2,  bahwa  hal  ini  berarti  keragaman  input  produksi  secara  bersama-sama  dapat menjelaskan keragaman produksi padi sawah sebesar 92,36%  menunjukkan bahwa Darbin- Watson (DW) = 1,3546 < 1,72 berarti model bebas uji asumsi klasik ( Autokorelasi) . Presisi model Adj. R-square 0,9236, bahwa hal ini berarti keragaman input produksi secara bersama-sama dapat menjelaskan keragaman produksi padi sawah sebesar 92,36% . Input  produksi  pupuk  urea,  pupuk  organik,  obat-obatan,  berpengaruh  sangat signifikan  terhadap  produksi  padi.  Pupuk  SP36  dan  luas  lahan  mempengaruhi produksi  padi  secara  signifikan.  Tenaga  kerja  dan  benih  mempengaruhi  produksi padi  tetapi  tidak  signifikan.  Sejalan  dengan  Nainggolan  et  al  (2019)  dan  Silitonga (2016) bahwa pupuk urea, pupuk organik dan luas lahan adalah faktor determinan yang  sangat  signifikan  terhadap  produksi  usahatani  padi.  Nilai  ∑β 1 =  0,67822  <  1 (Decreasing Return to Scale) . Konsisten dengan nainggolan et al 2019, Malik et al (2019) dan Febriansyah et.al (2020), bahwa kurva produksi ushatani padi sawah di provinsi jambi  adalah Decreasing  Return  to  Scale .  Sedangkan  Apriana et.al (2015),  usahatani padi sawah “ Increasing Return to Scale ”

## Fungsi Produktivitas-Efisiensin Teknis
Model fungsi produktivitas mempunyai nilai Durbin Watson-stat 1.61 < 1,72, berarti model regresi yang digunakan terbebas dari uji asumsi klasik (autokorelasi) Presisi model  fungsi  produktivitas  ditunjukan  oleh  besarnya  nilai  R²  Adj  =  0,8639  , pembahasan produktivitas berarti adalah membahas efisiensi teknis ( Prayoga, 2010) dan  (Silamat  et  al,  2014)  .(Presisi  model  86,39  persen)    Uji  F  terhadap  model  dapat dilihat dari nilai p. value 0,00< α (0,01 ).  Daerah kurva produksi ( Increasing Return to Scale ), dengan nilai skala produksi ∑β 1 = 1,5127 > 1.Peningkatan produktivitas akan
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
ada sebesar 15,13%, apabila peningkatan input produksi( dalam proposi yang sama sebesar 10 %.
Hasil estimasi model fungsi produktivitas adalah: Y: opt=  2,3501 𝑗𝑏 0,2354 𝑗𝑝𝑢 0,4563 𝑗𝑝𝑠 0,2564 𝑗𝑝𝑘 0,1436 𝑗𝑝𝑜 0,0376 𝑗𝑝 0,2961 𝑗𝑡𝑘 0,0873
Peningkatan  produktivitas  usahatani  padi  dengan  tambahan  input  produksi  benih (JB)  pupul  urean  (Jpu)  sp36  (jps),  kcl  (jpk)  pupuk  organic  (jpo),  pestisida  (jp),  dan tenaga  kerja  (jtk)  masing – masing  sebesar  10%  maka  akan  terjadi  peningkatan produktivitas dengan asumsi ceteris paribus maka akan terjadi peningkatan masing- masing sebesar 2,35%, 4,56%, 2,56%, 4,36%, 0,38%, 2,96%, 0,87%. Faktor determinan terhadap produksi optimal adalah penggunaan pupuk urea, SP36, pupuk organik dan luas  lahan.  Hal  ini  sejalan  dengan  Balitbang  Pertanian  (2013)  dan  Firmana  (2016), bahwa peningkatan produksi usahatani padi sawah dapat dllakukan dengan alokasi pupuk urea, SP36, pupuk organik dan luas lahan secara optimal.

## Analisis Risiko Produksi Usahatani Padi Sawah
Produksi  usahatani  padi  berkisar  2,5-6,5  ton/ha  dengan  rata-rata  produksi    4,55 ton/ha. Besarnya koefisien risiko produksitergolong sangat besar, CV=0,4625 artinya penyimpangan  produksi  dari  produksi  rata-rata  adalah  sebesar  46,25  %.  Hasil estimasi fungsi risiko produksi menggunakan metode Just and Pope . disajikan pada Tabel 2.
Tabel 3. Hasil Estimasi Fungsi Risiko Produksi Usahatani Padi Sawah di Daerah Penelitian, 2020
Input Produksi Fungsi Risiko Koefisien Prob. Ln_JB 0,0243 0,0601 Ln_JU -0,5762 0,0084 Ln_JPS -0,4146 0,0352 Ln_JPK -0,1672 0,3476 Ln_JPO -0,2367 0,0313 Ln_JP -0,1985 0,0267 Ln_JTK 0,1452 0,3642 Ln_LL -0,1874 0,0237 R-squared 0,9543 Adjusted R-squared 0,9486
Tabel  3  menunjukkan  bahwa  presisi  model  Adj.  R 2 sama  dengan  0,9486,  artinya penggunaan  input  produksi  secara  bersama-sama  mampu  menjelaskan  keragaman resiko produksi sebesar 94,86 %. Hasil pengujian model diketahui bahwa prob. 0,0000 < α (0,01) bahwa risiko prosukdi padi sawah secara sangat signifikan dipengaruhi oleh input produksi yang digunakan. Hasil estimasi fungsi risiko produksi dinyatakan :
Ln Y = 0,422 +  0,7243 Ln JB - 0,5762 Ln JPU - 0,4146 Ln JPS + 0,1672 Ln JPK - 0,2367 Ln JPO – 0,1385 Ln JP + 0,1452 Ln JTK – 0,1854 Ln LL
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
Variabel  benih  (JB)  dan  tenaga  kerja  (JTK)  adalah  variabel  Risk  Increasing Factors.  Hasil  penelitian    ini  sejalan  dengan  (Suharyanto,  2015)  bahwa  benih  dan tenaga kerja adalah Risk Increasing Factor tetapi tidak signifikan sedangkan Apriliana et  al,  2015  bahwa  benih  dan  tanaga  kerja  adalah  Reducing  Risk  Factors.  Variabel pupuk urea, pupuk sp36, pupuk kcl, pupuk organik dan pestisida tergolong variabel Risk  Reducing  Factors.  Sejalan  dengan  Hasan  et  al  (2018)  haryadin  dan  Hindarti (2019),  Nainggolan  et  al,  2019  dan  Febriansyah  et  al,  2020    bahwa  input  produksi pupuk urea, pupuk sp36, pupuk kcl, pupuk organik, dan pestisida. Variabel pestisida dan luas lahan berpengaruh sangat signifikan terhadap resiko produksi dan bersifat Reducing  Risk  Factors.  Mahanto  et  al  (2009),  Herminingsih  dan  hesti  (2014) Nainggolan et al, 2019 bahwa luas lahan sempit menurunkan resiko produksi tetapi lahan areal luas menambah resiko produksi.

## Sebaran Efisiensi Teknis
Peluang  peningkatan  produktivitas  usahatani  padi  sawah  direpleksikan  oleh  nilai efisiensi  teknis.  Usahatani  dikatakan  efisien  sacara  teknis  apabila  TE  >0,7.  Sebaran efisiensi teknis dapat dilihat Tabel 4.
Tabel 4. Sebaran Efisiensi Teknis Usahatani Padi Sawah di Daerah Penelitian, 2020 Efisiensi Teknis Persentase (%) 0,50 – <0,60 21,45 0,60 – <0,70 56,82 0,70 – <0,80 14,92 0,80 – <0,90 4,46 0,90 – <1.00 2,55 Rerata TE 0,6367
Tabel 4 menunjukkan bahwa ada sebanyak 78,27% petani usahatanya  belum efisien secara teknis (TE < 0,7) dan 21,73 % petani usahataninya telah mencapai efisen secra teknis  (TE > 0,7 ).  TE  terendah  0,5435  dan  TE  tertinggi  0,9142.  Rata-rata  TE  sebesar 0,6367  <  0,7, Usahatani padi belum efisien secara tekni artinya sebagian besar petani belum memahami dan menggunakan alokasi input produksi sesuai teknologi yang dianjurkan.  Peluang peningkatan produktivitas masih tersedia sebesar 36,33% untuk mencapai  produksi  optimal.  Penelitian  Nainggolan  (2019)  di  Kabupaten  Bungo  TE usahatani padi TE = 0,5475 (54,75 %, di Kabupaten Tanjabbar TE = 0,5216 (52,16 %) dan di Kabupaten Tanjabtim (Daerah Pasang Surut) hanya sebesar TE = 0,3942 (39,42 %).  Penelitian  Gultom  et  al  (2014),  Dewi  et  al  (2017)  Nainggolan  (2019)  dan Febriansyah (2020), bahwa tidak tercapainya TE usahatani padi karena alokasi input produksi  belum  optimal  yang  dapat  meningkatkan  produktivitas  dan  mengurabgi risiko produksi.
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259

## Pengaruh  Faktor  Sosial  Ekonomi  terhadap  Inefisiensi  Teknis  Usahatani  Padi Sawah
Produktivitas  yang  belum  optimal  dapat  terjadi  karena  adanya  faktor  yang mempengaruhi  produktivitas  diluas  model.  Faktor  social  ekonomi  dapat  menjadi sumber inefisiensi teknis yang disajikan pada Tabel 5.
Tabel 5. Pengaruh Faktor Sosial Ekonomi terhadap Inefisiensi Teknis
Sosial Ekonomi Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. UP 0.075651 0.01435 5.480905 0.0004 DIK -0.157623 0.08462 -1.862715 0.0067 MAN -0.035742 0.03152 -1.133946 0.0256 JAK -0.067456 0.02656 -2.539759 0.0578 JRL -0.046613 0.01435 -3.248229 0.0037 C 0.764365 0.20358 3.754617 0.0000
Tabel 5 menunjukkan nilai Adj. R 2 sama dengan 0,7165, siginifikansi prob. 0,000 < α (0,01), hal ini berarti 71,65% keragaman faktor sosial ekonomi secara bersama-sama mampu  menjelaskan  keragaman inefisiensi teknis  secara  sangat  siginifikan  sebesar 28,35%.  Variabel  umur  dapat  menambah inefisiensi teknis  secara  sangat  signifikan. Berbeda dengan Firmana (2016), Rika (2017) bahwa penggunaan benih bersertifikat mampu  menurunkan inefisiensi teknis.  Sedangkan  pendidikan,  pengalaman usahatani, jumlah anggota keluarga, dan jarak rumah dengan lahan usahatani adalah variabel yang menurunkan inefisiensi teknis. Konsisten dengan dengan Firmana (2016) dan  Rika  (2017)  bahwa  pendidikan,  pengalaman  usahatani  dan  jumlah  anggota keluarga berpengaruh signifikan terhadap berkurangnya inefisiensi teknis. Penelitian Apriana et.al (2015) dan Nainggolan et.al (2019), bahwa untuk mengatasi rendahnya pendidikan  petani  dan  menambah  pengalaman  adopsi  teknologi  usahatani  dapat dilakukan dengan bimbingan dan penyuluhan yang lebih intensif.

## KESIMPULAN
Terdapat  kesenjangan  antara  pengunaan  input  produksi  sesuai  teknologi  anjuran dengan  pengunaan  input  produksi  secara  actual  oleh  petani.  Tingkat  produksi  actual tergolong  rendah  dibandingkan  dengan  potensi  produksi.  Respon  produksi  sangat ditentukan input produksi (Pupuk Urea, Pupu Organik dan Pestisida). Produksi actual berada pada Decreasing Return to Scale dan produktivitas optimal berada pada increasing Rutern  to  Scale. Input  produksi  benih  dan  tenaga  kerja  adalah increasing  risk  Factors .Sedangkan  pupuk  Urea,  Sp36,  kcl,  Pupuk  organic,  pestisida  dan  luas  lahan  adalah Reducing Risk Factors . Peluang peningkatan produksi masih tergolong besar karena TE < 0,7.  Sumber  in  inefisiensi  teknis  bersumber  dari  faktor  social  ekonomi.  Variabel pendidikan  formal,  pengalaman  usahatani,  pendapatan,  dependency  ratio  dan  luas
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
lahan adalah variabel yang menurunkan inefisiensi teknis (variabel yang meningkatkan efisiensi teknis)

## DAFTAR PUSTAKA
Apriana N, Fariyanti A, & Burhanuddin. 2017. Preferensi Risiko Petani Padi di Daerah Aliran  Sungai  Bengawan  Solo  Kabupaten  Bojonegoro  Provinsi  Jawa  Timur. Prodi Agribisnis, Sekolah Pascasarjana. IPB. Bogor. Jurnal Manajemen dan Agribisnis Vol. 14 (2): 165-173
Arifin Bustanul, Soebekti L P. 2020. Mozaik Pemikiran PERHEPI  Menuju Pertanian Masa Depan. IPB, Bogor
Badan Pusat Statistik, 2020. Provinsi Jambi Dalam Angka. BPS Jambi.Jambi
Balitbang  Pertanian.  2013.  Rekomendasi  Pemupukan  N,  P  dan  K  pada  Padi  Sawah Spesifik Lokasi.
Dewi,  et  al.  2017.  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Produktivitas  Usahatani  dan Keberhasilan  Program  Simantri  di  Kabupaten  Klungkung.  Fakultas  Ekonomi dan Bisnis. UNUD. Jurnal Ekonomi dan Bisnis Vol 6 (2):701-728
Febriansyah, Ebi. Saad Murdy dan Saidin Nainggolan. 2020. Analisis Efisiensi Teknis, Inefisiensi  Teknis  dan  Risiko  Produksi  Usahatani  Padi  Sawah  di  Kabupaten Tanjung Jabung Barat ( dengan Pendekatan MLE ). Fakultas Pertanian Universitas Jambi. Jurnal JLOW Vol 4 (1) : 65-73
Firmana,  Fajar.  2016.  Efisiensi  Teknis  Usahatani  Padi  di  Kecamatan  Telagasari Kabupaten Karawang dengan Pendekatan Data Envelopment Analysis (DEA). Program Pascasarjana IPB (Tesis). Bogor.  Jurnal Forum Agribisnis Vol 6  ( 2) : 213-226
Gultom, Lamretta, Ratna,W dan Siti Jahroh 2014. Analisis Efisiensi Teknis Usahatani Padi Semi  Organik  di  Kecamatan  Cibonang .  Fakultas  Ekonomi  dan  Manajemen.  IPB. Bogor. Jurnal Informatika Pertanian Vol 23 (1): 7-18
Haryadin, Hindarti S. 2019. Analisis Risiko Produksi Pada Usahatani Padi Sawah di Desa Sukorejo Kecamatan Sukorejo Kabupaten Ponorogo . Fakultas Pertanian. Universitas Islam Malang. Jurnal SEAGRI Vol.7 (3):1-9
Hasan  F,  Darwanto  H.D,  Masyuri,  &  Adiyoga  W.  2018. Risiko  Produksi  dan  Perilaku Petani Menghadapi Risiko Usahatani Bawang Merah di Kabupaten Nganjuk . Balitbang Pertanian Wonogiri. Jurnal Inisiasi Vol 7 (2):211-223
Herminingsih, Hesti. 2014. Pengaruh Perubahan Iklim Terhadap Perilaku Petani Tembakau di Kabupaten Jember .  FMIPA. UT Jember. Jurnal matematika, sains dan teknologi Vol 15(1):42-51
Kumbhakar,  C.S.  2002.  Spesification  and  Estimation  of  Production  Risk,  Risk Preference and Technical Efficiency. American Jurnal of Agriculture Economics, 84(1) :8-22.
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
Mahanto et al. 2009.  Faktor- Faktor yang Mempengruhi Produksi Padi Studi Kasus di Kecamatan Nogosari. Fakultas Pertanian. Universitas Brawijaya. Jurnal Wacana Vol 12 (1):182-191
Malik,  Adlaida.,  Murdy,  Saad.,  dan  Nainggolan,  Saidin.  2019.  The  Study  of  Risk Production  in  Increasing  of  Farming  Rice  Productivity  at  Kerinci  District  of Jambi Province, Indonesia. 11 (95) DOI 10. 18551. RJOAS.
Nainggolan,  Saidin.,  Yanuar  Fitri.,  dan  Siti  Kurniasih.  2019.  Kajian  Efisiensi  Teknis dan Preferensi Risiko Produksi Petani dalam Rangka Peningkatan Produktivitas Usahatani Padi Sawah di Kabupaten Bungo Provinsi Jambi. JLOW Vol 2(1): 13- 23.
Qomaria, Nurul. 2011. Analisis Preferensi Risiko dan Efisiensi Teknis Usahatani Talas di Kota Bogor. Ilmu Ekonomi Pertanian. Repository IPB. Bogor
Prayoga, A. 2010. Produktivitas dan Efisiensi Teknis Usahatani Padi Organik Lahan Sawah. Journal agroekonomi, 28(1),1-19
Rika,  Wulandari.  2017.  Pendugaan  Efisiensi  Teknis  dan  Inefisiensi  Teknis Produktivitas  Padi  Sawah  di  Kecamatan  Keliling  Danau  Kabupaten  Kerinci. Fakultas Pertanian Universitas Jambi Jambi.
Said E G., Intan A H. 2001. Manajemen Agribisnis. PT. Ghalia Indonesia Kerjasama MMA-IPB. Bogor.
Setiawan  Iwan.,  Supyandi  Dika.,  Rasiska  Siska.,  Judawinata  M  G.  2018.  Pertanian Postmodern  :  Jalan  Tengah  Vertikal  Generasi  Era  Bonus  Demografi Membangkitkan Peradaban Nusantara. Penebar Swadaya. Jakarta.
Silamat et al. 2014. Analisis Produktivitas Usahatani Padi Sawah dengan Mengunakan Traktor Tangan dan Cara Konvensional di Kabupaten Rejang Lebong. Fakultas Pertanian. Universitas Bengkulu. Jurnal AGRISEP Vol 14 (2): 197-216.
Silitonga,  Parlindungan  Y.,  Sri  Hartoyo.,  Bonar  M Sinaga., I  Wayan  Rusastra.  2016. Analisis  Efisiensi  Teknis  Usahatani  Jagung  pada  Lahan  Kering  melalui Penerapan  Pengelolaan  Tanaman  Terpadu  (PTT)  di  Provinsi  Jawa  Barat. Informaika Pertanian, Vol. 25 (2) : 199-214.
Soekartawi.  2003.  Teori  Ekonomi,  dengan  Pokok  Bahasan  Analisis  Fungsi  Cobb- Douglass. Raja Grafindo Persada. Jakarta
Suharyanto, Jemmy Rinaldy, Nyoman Ngurah Arya. 2015. Analisis Risiko Produksi Usahatani Padi Sawah di Provinsi Bali. Vol. 1 (2) : 71-77.
Sumaryanto,  Wahida  dan  M.  Siregar.  2003.  Determinan  Efisiensi  Teknis  Usahatani Padi di lahan sawah irigasi. Journal Agro Ekonomi, 21(1) : 71-96
Tasman, Aulia. 2008. Analisis Efisiensi dan Produktivitas .Chandra Pratama. Jakarta.
Volume 5 Nomor 2 Desember 2021                                                      E-ISSN: 2580-2259
Wilson,  P.,  D.  Hdley.,  I.  Kaltsas  And  S.  Ramsden.  1998. Measuring  And  Expalaining Tehnical Efisiency In UK Potato Production . Journal Of Agricultural Of Economics, 49 (3) : 294-305
Zakirin,  Yurisinthae.  Kusrini  2013. Analisis  Risiko  Usahatani  Padi  Pada  Lahan  Pasang Surut  di  Kabupaten  Pontianak .  Fakultas  Pertanian.  Universitas  Tanjungpura.
KalBar. Jurnal Social Economic of Agriculture Vol 2 No (1): 75-84