Agroland 14 (3) : 165 - 171,  September  2007 ISSN : 0854 – 641X

## PENGARUH PERILAKU PETANI TERHADAP RISIKO KEEFISIENAN USAHATANI KENTANG DI KABUPATEN WONOSOBO JAWA TENGAH
Oleh: Anny Hartati 1)

## ABSTRACT
Research  using  survey  method  was  carried  out  at  Wonosobo  Regency  with  collected  sample  size  of  87  farmers. Utility  function,  gross  margin  (as  time  function),  and  regression  analyses  with  degrees  function  were  used.  Result  of  the research  showed  that  all  of  farmers  could  handle  their  potato  farming  risk.  Cost  and  average  revenue  per  hectare  could  be predicted  by  using  three  degrees  polynomial  function  appropriately.  Economics  social  factor,  age,  education,  numbers  of family, farm experience, land wide and occupied field status significantly affected farmer behavior risk to conduct their potato farming.  The  higher  the  age,  the  education,  the  numbers  of  family,  the  farm  experience,  the  land  wide,  and  the  status,  the higher the farmer bravery to handle the risk.
Keywords: Behavior, risk, and efficiency.

## I.  PENDAHULUAN
Kentang selain merupakan salah satu  jenis  sayuran  juga  merupakan  salah satu  pilihan  sebagai  makanan  yang  berpotensi dikembangkan, sehingga mengurangi ketergantungan  pada  padi  atau  jagung,  yang selama  ini  merupakan  bahan  makanan  pokok sebagian  besar  penduduk  Indonesia.  Akan tetapi, produktivitasnya termasuk di Kabupaten Wonosobo,  masih  sangat  rendah,  yaitu  rerata 16,5  ton/ha.  Padahal  di  kebun  percobaan  dapat mencapai 20 ton/ha (Adiyoga, 1986).
Pada  umumnya,  kentang  diproduksi petani  untuk  dijual  dengan  tujuan  memperoleh keuntungan. Meskipun petani kentang termasuk petani  komersial,  tetapi  belum  mengarah  ke komersial  penuh.  Artinya,  petani  belum  penuh mengelola usahataninya dengan prinsip keefisienan.  Suatu  usaha  dikatakan  efisien  jika usaha  tersebut  dapat  mencapai  produksi  yang cukup  serta  ada  perbedaan  cukup  besar  antara penerimaan  dan  biaya,  atau  usaha  tersebut mencapai keuntungan maksimum.
Upaya  mengoptimumkan  sumberdaya sangat berperan untuk mencapai keefisienan usaha tersebut,  karena  jika  penggunaan  sumberdaya
tidak  optimum  akan  mengurangi  keuntungan. Hal  ini  menimbulkan  tantangan  untuk  dikaji, apakah  ada  peluang  untuk  meningkatkan pendapatan  bersih  pada  kondisi  produktivitas yang  masih  rendah.  Rendahnya  produktivitas diduga akibat penggunaan varietas lokal dengan potensi  hasil  rendah,  dan  cara  budidaya  yang tidak intensif. Selain itu, faktor yang menghambat  produktivitas  adalah  aspek  teknis berupa  aspek  ketidakpastian  alam,  hama  dan penyakit,  serta  faktor  ketidakpastian  ekonomi berupa  harga  yang  sangat  berfluktuasi  dan sangat memengaruhi pendapatan petani.
Besarnya  risiko  berproduksi  yang dihadapi petani, dengan ketidakpastian hasil sebagai akibat dari faktor alam dan  pendapatan  sebagai  akibat  dari  faktor fluktuasi harga tersebut, menyebabkan petani  cenderung  menolak  kemungkinan  untuk menanggung risiko dan ketidakpastian usaha.  Petani  sebagai  pengambil  keputusan menjadi  enggan  menambah  investasi  untuk mengembangkan dan memperluas usaha, sehingga  usahatani  yang  dijalankan  tetap sederhana dan tidak efisien.
Perbedaan  perilaku  di  antara  petani, dalam  menghadapi  risiko  yang  diaplikasikan dalam  pengambilan  keputusan  agribisnisnya, terletak antara keputusan yang berani dan tidak
1) Staf  Pengajar  pada  Jurusan  Sosial  Ekonomi  Pertanian  Fakultas Pertanian Universitas Jenderal Soedirman, Purwokerto
berani  menghadapi  risiko.  Keputusan  yang berani  menghadapi  risiko  pada  dasarnya menuntut  petani  untuk  mengelola  usahataninya lebih  serius,  antara  lain  dengan  menerapkan teknologi  yang  lebih  maju,  sehingga  hasil produksinya  lebih  tinggi.  Sebaliknya,  perilaku yang  tidak  berani  menghadapi  risiko  akan menciptakan  keputusan  usaha  yang  sederhana, sehingga  pada  umumnya  upaya  petani  dalam usahataninya juga sederhana dan akhirnya hasil produksi  yang  dicapai  kurang  memadai.  Oleh karena  itu,  perilaku  petani  dalam  menghadapi risiko  mempunyai  peranan  penting  dalam mempengaruhi  produktivitas  hasil  pertanian, yang pada akhirnya akan berdampak pula pada keefisienan usahatani. Oleh karenanya, pengkajian  perilaku  petani  dalam  menghadapi risiko  diharapkan  sangat  mendukung  dalam mengembangkan usahatani kentang.
Selain  itu,  tidak  kalah  pentingnya pengkajian  atas  faktor  tersebut  sangat  berperan dalam  menentukan  perilaku  petani  dalam mengambil  keputusan  usahataninya.  Menurut Dillon  dan  Scandizzo  (1978),  perilaku  petani dalam  menghadapi  risiko  dipengaruhi  oleh peubah sosial ekonomi, antara lain pendapatan, umur  petani,  jumlah  tanggungan  keluarga petani, dan keinginan untuk bertaruh (gambling attitude).  Menurut  Soekartawi  (1993),  faktor yang memengaruhi perilaku petani menghadapi risiko, antara lain pendidikan petani, pengalaman  berusahatani,  luas  lahan,  dan status kepemilikan lahan.
Menurut  Knight  (1982  dalam  Doll  dan Orazem,  1984),  suatu  peristiwa  lingkungan disebut  kejadian  berisiko  (risk  event)  jika  hasil akhir atau outcomes dan kemungkinan terjadinya dapat  diketahui.  Sebaliknya,  pada  lingkungan ketidakpastian,  jika  baik  hasil  akhir  maupun kemungkinan terjadinya tidak diketahui.
Kesediaan  petani  untuk  menghadapi risiko  pada  dasarnya  tergantung  pada  sifat pembawaan  psikis  dan  manfaat  atau  kepuasan yang  diterima  petani  dari  hasil  akhirnya.  Oleh karenanya,  memaksimumkan  manfaat  inilah menjadi  kriteria  yang  digunakan  pengambil keputusan dalam memilih keputusannya (Samaoen, 1992).
Menurut  Barry  (1984  dalam  Soekartawi dkk., 1993), teori manfaat merupakan perwujudan penjelasan  perilaku  pengambilan  keputusan terhadap  risiko  usaha.  Demikian  juga  telah dikembangkan  oleh  Neumann  dan  Morgenstern (1976  dalam  Dillon  dan  Scandizzo,  1978) berdasarkan  prinsip  Bernoulli  bahwa  konsep manfaat  adalah  menghubungkan  keefisienan usaha  dengan  perilaku  pengambil  keputusan, yang lazim dikenal dengan teori manfaat harapan.
Berdasarkan  pemikiran  tersebut,  maka penelitian  ini  dilakukan  untuk  mengetahui beberapa tingkat keefisienan usahatani kentang, bagaimana  perilaku  petani  dalam  menghadapi risiko pada usahatani kentang, dan berapa besar pengaruh  faktor  sosial  ekonomi  terhadap perilaku  petani  menghadapi  risiko  pada usahatani kentang.
Adapun  hipotesis  yang  diturunkan adalah  (1).  Faktor  sosial  ekonomi,  yang meliputi  luas  lahan,  umur  petani,  jumlah tanggungan keluarga, pengalaman berusahatani, dan  penguasaan  lahan  memengaruhi  perilaku petani dalam menghadapi risiko pada usahatani kentang  dan  (2).  Semakin  besar  keengganan petani  dalam  menghadapi  risiko,  maka  tingkat keefisienan usahatani kentang semakin rendah.
Pendekatan model pemaksimuman keuntungan dinamis digunakan untuk mengetahui tingkat  keefisienan  usahatani  kentang,  yaitu dengan memasukkan peubah waktu dalam fungsi keuntungan, yaitu:
) ( . ) ( . ) ( t X P t Y P t i X y i    
Keterangan: π(t)  =  Keuntungan pada waktu ke-t P y =  Harga kentang di tingkat petani Y(t)  =  Produk kentang pada waktu ke-t
i x P =  Harga faktor produksi i
X i (t)  =  Faktor produksi yang digunakan selama waktu t Analisis  keuntungan  ini  merupakan analisis  keuntungan  kotor  (gross  margin)  yang dapat ditulis sebagai berikut.
) ( ) ( ) ( t TC t TR t    Keterangan: π(t) =  Keuntungan kotor pada waktu ke-t TR(t) =  Penerimaan kotor pada waktu ke-t
TC (t)  =  Biaya total pada waktu ke-t
Biaya  dan  gross  margin  rerata  petani masing-masing  diprakirakan  sebagai  fungsi waktu  untuk  memberikan  gambaran  pola penerimaan,  dengan  menggunakan  model polinomial derajat tiga, yaitu:
TR(t)  =  α 0 +  α 1 t +  α 2 t 2 +  α 3 t
3
TC(t)  =  γ 0 +  γ 1 t +  γ 2 t 2 +  γ 3 t 3 π (t)    =  θ 0 +  θ 1 t +  θ 2 t 2 +  θ 3 t 3

## II.  BAHAN DAN METODE
Penelitian  ini  dilakukan  di  Kabupaten Wonosobo.  Kecamatan  yang  dipilih  adalah Kecamatan Garung dan Kejajar yang merupakan  daerah  kentang.  Masing-masing kecamatan  ditentukan  secara  acak  dengan masing-masing lima desa.
Oleh karena kepemilikan luas lahan tidak beragam,  maka  pengambilan  contoh  petani dilakukan  secara acak sederhana (simple random sampling), dengan rumus Al-Rasyid (1993):
N n n n 0 0 1   , dengan 2 2 1 0             Z n maka:
2 2 1 2 2 2 1 . . .                 S Z N S Z N n   
Keterangan: n   =   Jumlah petani contoh N  =  Jumlah populasi petani Z  =  Jumlah sebaran normal α  =  Taraf nyata δ  =  Simpangan baku S  =  Batas kesalahan terbesar
Dari hasil perhitungan diperoleh sampel sebanyak 87 orang petani kentang.
Data  primer  diperoleh  dengan  cara wawancara  kepada  petani  dengan  daftar pertanyaan  yang  telah  dipersiapkan,  sedangkan data  sekunder  diperoleh  dengan  cara  mencatat dari instansi terkait dan pustaka.

## III.   HASIL DAN PEMBAHASAN
Pendekatan  dengan  fungsi  manfaat dilakukan  untuk  menggambarkan  perilaku petani  dalam  menghadapi  risiko.  Prakiraan
fungsi  manfaat  dilakukan  berdasarkan  prinsip Bernoulli  dan  teknik  Neuman  Morgenstern (1976 dalam Dillon dan Scandizzo, 1978).
Dari  hasil  analisis  fungsi  manfaat memberikan  petunjuk  bahwa  model  prakiraan yang  digunakan  cukup  baik.  Hal  ini  ditunjukkan oleh  Koefisien  Determinasi  (R 2 )  yang  cukup tinggi,  yaitu  0,95  dan  0,96,  dan  F  hitung  yang nyata  pada  taraf  kepercayaan  99%.  Hal  ini berarti  keragaman  manfaat  sekitar  95-96% disebabkan  oleh  faktor  penerimaan.  Jadi, terdapat  pengaruh  sangat  kuat  antara  manfaat dengan  penerimaan.  Prakiraan  fungsi  manfaat menunjukkan  bahwa  semua  petani  mempunyai koefisien  b 2 bertanda  positif.  Hal  ini  berarti bahwa semua petani mempunyai perilaku berani menghadapi risiko dalam berusahatani kentang.
Menurut  Arief  (1990),  petani  di  daerah diversifikasi  (berbagai  sayuran),  dalam  banyak hal menunjukkan ciri yang lebih wajar daripada petani  di  daerah  kekhususan  (monokultur). Oleh  karena  itu,  mereka  lebih  berani  dalam mengambil  keputusan  untuk  melangkah  ke usahatani yang lebih komersial.
Usahatani  kentang  merupakan  salah satu  usahatani  komersial.  Selain  itu,  usahatani kentang  merupakan  usahatani  padat  modal. Dilihat  dari  segi  pemasaran,  akses  petani  ke pasar  sudah  lebih  tinggi  dengan  ciri:  lebih seragam  dalam  mengenal  lembaga  pemasaran, menjadikan  pasar  sebagai  sumber  informasi bagi  kegiatan  usahatani,  mampu  berinteraksi dengan pasar, dan berhasil mempertinggi posisi tawar menawar.
Pendekatan dengan model pemaksimuman keuntungan  dinamis  dilakukan  untuk  mengetahui tingkat  keefisienan  usahatani  kentang,  dengan memasukkan  peubah  waktu.  Model  ini  dapat juga  digunakan  untuk  memprakirakan  kapan waktu  yang  tepat  bagi  petani  untuk  menjual hasil  produksinya  agar  dapat  memperoleh keuntungan maksimum.
Hasil  regresi  fungsi  penerimaan  petani didasarkan  pada  prakiraan  fungsi  penerimaan rerata per hektar sebagai berikut:
TRs  =  61,338708+14,924607t+2,422835t 2 - 0,13540t 3 (+1,222)* (+1,341) (-1,827) R 2 =  0,95   F hit = 88,170***
TRm  =  28,245668+7,536304t+1,077750t 2 -
0,059548t 3 (+1,392)* (+1,346) (-1,812)
R 2 =  0,96       F hit =  108,243***
Keterangan: TRs =  Total  penerimaan  (total  revenue)  per  unit waktu petani penyewa TRm  =  Total  penerimaan  (total  revenue)  per  unit waktu petani pemilik t =  Unit waktu (15 hari) * =  Nyata pada taraf kepercayaan 90% ** =  Nyata pada taraf kepercayaan 95%
*** =  Nyata pada taraf kepercayaan 99% Hasil analisis fungsi kegunaan menunjukkan model prakiraan yang digunakan cukup  baik  seperti  diperlihatkan  oleh  nilai koefisien  determinasi  (R 2 )  yang  tinggi  yaitu antara 0,95 sampai dengan 0,96 dan F hitung yang signifikan  pada  taraf  kepercayaan  99  persen. Hal  ini  berarti  sekitar  95  sampai  dengan  96 persen  variasi  nilai  kegunaan  disebabkan  oleh pengaruh penerimaan atau berarti ada hubungan  yang  sangat  kuat  antara  nilai kegunaan dan penerimaan.
Pendiferensialan  hasil  prakiraan  fungsi kegunaan  terhadap  nilai  uang  ditujukan  untuk memperoleh  marjinal  kegunaan  positif.  Hal  ini berarti  petani  lebih  menyukai  perolehan  uang yang lebih besar daripada yang kecil (memenuhi asumsi  ordering  dari  prinsip  Bernoulli)  seperti dikemukakan  Barry  (1984),  Handerson  dan Quandt (1980), dan Singh (1980).
Hasil  regresi  fungsi  biaya  rerata  per hektar sebagai berikut.
TCs  =  16,942337+19,962403t+1,624135t 2 - 0,048359t 3 (+6,311)***  (-3,471)***
(2,519)** R 2 =  0,95 F hit =  88,342***
TCm  =  39,972075+40,510447t+3,090439t 2 - 0,076587t 3 (+6,854)***  (-3,535)*** (+2,135)**
R 2 =  0,95  F hit =  86,284***
Keterangan:
TCs  =   Total biaya (total cost) per unit waktu petani penyewa
TCm  =   Total biaya (total cost) per unit waktu petani pemilik
* =   Nyata pada taraf kepercayaan  95%
** =   Nyata pada taraf kepercayaan 99%
Fungsi penerimaan dan biaya rerata per hektar  menunjukkan  model  polinomial  derajat tiga  cukup  baik  dalam  memprakirakan  fungsi penerimaan dan biaya. Hal ini ditunjukkan oleh Koefisien  Determinasi  (R 2 )  yang  cukup  tinggi, yaitu 0,95 dan 0,96, dan F hitung yang nyata pada taraf kepercayaan 99%.
Adapun  fungsi  gross  margin  rerata  per hektar sebagai berikut.
GMs  =  11,303331+12,426100t+2,701885t 2 -
0,107906t 3 (-3,306)**  (+4,861)*** (-4,731)*** R 2
=  0,94    F hit = 63,481***
GMm =  21,366633-25,585840t-5,573274t 2 -
0,212037t 3 (-2,906)**      (4,234)***
(-3,969)***
Keterangan:
GMs =  Gross  margin  per  unit  waktu  petani penyewa GMm =  Gross margin per unit waktu petani pemilik t =  Unit waktu (15 hari)
** =  Nyata pada taraf kepercayaan 95%
*** =  Nyata pada taraf kepercayaan 99%
Tingginya  nilai  R 2 dan  F hitung yang  nyata pada  taraf  kepercayaan  99%  pada  prakiraan fungsi gross margin, mengakibatkan hasil analisis fungsi gross margin tersebut menunjukkan model polinomial derajat tiga cukup baik.
Gross  margin  berpotensi  yang  diterima jika  menjual  pada  waktu  optimum  petani pemilik dan penyewa, masing-masing sebesar Rp19.560.250,00 dan Rp17.475.150,00, sedangkan  gross  margin  aktual  yang  diterima petani  pemilik  dan  penyewa  masing-masing sebesar Rp9.925.640,00 dan Rp8.750.250,00.
Perilaku  petani  dalam  menghadapi risiko  dipengaruhi  oleh  beberapa  peubah.  Ada enam  peubah  yang  memengaruhi,  yaitu  umur, pendidikan,  jumlah  tanggungan  keluarga, pengalaman berusahatani, luas lahan, dan status lahan,  sebagai  dummy  (1  =  penyewa  dan  0  = pemilik). Hal ini disajikan pada Tabel 1.
Berarti  perilaku  petani  terhadap  resiko sangat  dipengaruhi  oleh  karakteristik  sosial ekonomi  yang  ada  pada  diri  petani  dan  secara bersama  -  sama  meliputi  umur  petani, pendidikan petani, jumlah tanggungan keluarga petani,  pengalaman  berusahatani,  luas  lahan,
dan  status  lahan.  Oleh  karena  itu,  dapat disimpulkan  bahwa  model  penduga  yang digunakan  cukup  memadai  atau  sesuai  dengan data yang tersedia dalam penelitian ini.
Pembahasan  masing-masing  peubah penentu yang berpengaruh pada perilaku petani terhadap resiko adalah:
a. Peubah  umur  petani  (X 1 )  menghasilkan kelenturan  sebesar  0,62.  Secara  ekonometri berarti  penambahan  satu  persen  umur  petani akan  meningkatkan  koefisien  risiko  sebesar 0,62  persen,  ceteris  paribus.  Hasil  analisis ini memperlihatkan bahwa semakin tua umur petani  dalam  batas-batas  tertentu  semakin berani  menanggung  risiko,  sedangkan  petani yang  berumur  muda  relatif  lebih  enggan menanggung  risiko.  Temuan  ini  sejalan dengan  temuan  sebelumnya  oleh  Sabrani (1988)  yang  mendapatkan  kenyataan  petani peternak  lebih  muda  lebih  berperilaku enggan  menanggung  risiko  daripada  petani peternak yang berusia tua, tetapi bertentangan dengan  hasil  penelitian  Soekartawi  (1990), yang  menyatakan  bahwa  petani  yang  usia relatif lebih berani menanggung risiko. Di  dalam  hal  usia,  perlu  dikaji  pendapat Widodo  (1986),  yang  sangat  mendukung atau tidak bertentangan sama sekali.
Pendapat  itu  menyatakan  bahwa  bagi  petani
yang  lebih  tua,  mempunyai  kemampuan berusahatani  yang  lebih  baik  karena  lebih berpengalaman  dan  ketrampilannya  lebih baik,  tetapi  biasanya  lebih  konservatif  dan lebih  mudah  lelah,  sedangkan  petani  muda lebih miskin dalam pengalaman dan ketrampilan,  tetapi  biasanya  lebih  progresif terhadap  inovasi  baru  dan  relatif  lebih  kuat. Di  dalam  hubungannya  dengan  perilaku petani  terhadap  risiko,  maka  faktor  sikap yang  lebih  progresif  terhadap  inovasi  baru inilah  yang  cenderung  membentuk  nilai perilaku petani muda usia untuk lebih berani menanggung risiko.
b. Peubah pendidikan petani (X 2 ), menghasilkan kelenturan  sebesar  0,62.  Secara  ekonometri berarti  penambahan  satu  persen  pendidikan petani  akan  meningkatkan  koefisien  risiko sebesar  0,62  persen,  ceteris  paribus.  Hasil analisis  ini  memperlihatkan  bahwa  semakin tinggi  pendidikan  petani  dalam  batas-batas tertentu,  semakin  berani  menaggung  risiko, sedangkan  petani  dengan  pendidikan  rendah relatif  enggan  menanggung  resiko.  Petani dengan pendidikan tinggi biasanya mempunyai  daya  nalar  yang  lebih  tinggi daripada  petani  dengan  pendidikan  rendah. Selain  itu  petani  dengan  pendidikan  tinggi relatif  lebih  menyerap  inovasi  baru  dalam hal  ini  menerapkan  teknologi  tinggi,  dan cenderung berani menghadapi resiko daripada petani dengan tingkat teknologi rendah. c. Peubah  jumlah  tanggungan  keluarga  petani (X 3 )  menghasilkan  kelenturan  sebesar  0,84. Secara  ekonometri  berarti  penambahan  satu persen  jumlah  tanggungan  keluarga  petani, akan  meningkatkan  koefisien  risiko  sebesar 0,84  persen,  ceteris  paribus.  Hasil  analisis ini memperlihatkan bahwa semakin banyaknya  jumlah  tanggungan  keluarga semakin berani menanggung risiko. Keadaan ini  menunjukkan  bahwa  dengan  semakin banyaknya  tanggungan  keluarga,  semakin besar  pula  kebutuhan  sehingga  bekerja  lebih keras,  berkorban  yang  lebih  besar  untuk dapat meraih hasil yang lebih baik, sehingga menimbulkan  keinginan  untuk  berperilaku dan berani untuk menanggung risiko.
Tabel  1.  Hasil  Analisis  Regresi  Pengaruh  Enam  Peubah  Sosial
Ekonomi (Xi) terhadap Perilaku Petani dalam Menghadapi Risiko (Y). Peubah Koefisien Regresi T hit Sig t X 1 0,623 1,865** 0,495 X 2 0,619 1,914** 0,363 X 3 0,837 -0,077* 0,938 X 4 0,702 -0,545** 0,149 X 5 0,360 2,881*** 0,005 X 6 0,363 2,376*** 0,533 Multiple R =  0,869 R square =   0,969 Adjusted R square    =  0,697
Standard error         =  0,075 F hit = 21,452 (SigF  =   0,009) Keterangan :
X 1 =  Umur petani (th) X 2 =    Pendidikan petani (th)
X 3 =   Jumlah tanggungan keluarga (orang)
X 4 =    Pengalaman berusahatani (th) X 5 = Luas lahan (ha) X 6 =    Status lahan (sewa dan milik)
* =   Nyata pada taraf kepercayaan 90%
** =   Nyata pada taraf kepercayaan 95%
***  =   Nyata pada taraf kepercayaan 99%
d. Peubah pengalaman berusahatani (X 4 ) menghasilkan kelenturan sebesar 0,70. Interpretasi  secara  ekonometri  adalah  bila pengalaman  bertambah  satu  persen,  secara nyata  akan  meningkatkan  koefisien  risiko sebesar  0,70  persen.  Berarti  semakin bertambah pengalaman akan semakin meningkatkan  keberaniannya  menanggung risiko. Kenyataan ini sesuai dengan pendapat Hanafiah  dan  Saefuddin  (1983),  yang menyatakan bahwa di antara beberapa faktor yang  memengaruhi  pembentukan  sikap seseorang  adalah  pengalaman  pribadinya. Pengalaman  matang  tidak  jarang  membuat petani  dapat  meramal  masa  yang  akan datang,  yang  biasanya  dijadikan  dasar pertimbangan  dalam  mengambil  keputusan berisiko.  Kenyataan  ini  juga  tidak  berbeda dengan  pendapat  Schultz  (1964  dalam Sabrani,  1988)  yang  menyatakan  bahwa semakin  banyak  pengalaman,  semakin  baik dalam memecahkan masalah.
e. Peubah  luas  lahan  (X 5 )  menghasilkan kelenturan  sebesar  0,36.  Secara  ekonometri berarti bahwa setiap penambahan satu persen luas  lahan  akan  meningkatkan  koefisien risiko  sebesar  0,36  persen,  ceteris  paribus. Hubungan  positif  ini  berarti  koefisien  risiko akan  lebih  besar  dengan  semakin  luasnya lahan  garapan.  Koefisien  risiko  yang semakin  besar  dimaksudkan  pada  perilaku petani  yang  semakin  berani  menanggung risiko.  Semakin  luasnya  lahan  garapan, semakin  berani  petani  menanggung  risiko atau petani berlahan luas berani menanggung risiko.  Sebaliknya  petani  berlahan  sempit lebih  berperilaku  menolak  risiko  daripada petani  berlahan  luas.  Kenyataan  ini  sejalan dengan  pendapat  Rao  (1975  dalam  Sabrani, 1988),  Hammal  (1983),  dan  Dillon  dan Scandizzo  (1978),  yang  menyatakan  bahwa petani kecil lebih berperilaku menolak risiko daripada petani luas. Akan tetapi, bertentangan dengan penelitian Arrow (1986
dalam Sabrani, 1988) dan penelitian Sabrani sendiri  (1988)  yang  mendapatkan  bahwa petani skala luas lebih enggan risiko.
f. Peubah  status  lahan  (X 6 )  menghasilkan kelenturan  sebesar  0,36.  Secara  ekonometri,
setiap penambahan satu persen status lahan akan meningkatkan  koefisien  risiko  sebesar  0,36 persen  ceteris  paribus.  Ditinjau  dari  status pemilikan  lahan,  sebagai  petani  pemilik  berani menanggung  risiko  karena  kepastian  pengguna lahan memberikan kemungkinan yang meyakinkan  kepada  petani  untuk  melakukan investasi  di  atas  lahan  miliknya  sendiri. Lazimnya, dengan kepastian kepemilikan lahan dapat  memberikan  kebebasan  kepada  petani untuk  mengusahakan  dan  mengembangkan usahataninya,  karena  adanya  rasa  tanggung jawab  yang  besar  terhadap  lahan  miliknya. Mengenai petani penyewa ternyata kecenderungan untuk menanggung risiko cukup tinggi.  Terbukti  bahwa  koefisien  risiko  dari prakiraan  fungsi  kegunaan  menunjukkan  arah positif,  berarti  petani  penyewa  cenderung berperilaku menanggung risiko.
Hasil  analisis  menunjukkan,  Koefisien Determinasi (R 2 ) sebesar 0,0969. Hal ini berarti 96,9%  keragaman  keberanian  petani  kentang menghadapi  risiko  sebagai  peubah  tidak  bebas dapat  dijelaskan  oleh  peubah  bebas,  sedangkan sisanya  sebesar  3,1%  dijelaskan  oleh  peubah lain di luar model. Juga dari pengujian analisis ragam  diperoleh  F hit =  21,452  dengan  SigF yang  amat  sangat  kecil,  yaitu  0,009.  Hal  ini berarti,  semua  peubah  bebas  bersama-sama berpengaruh  sangat  nyata  terhadap  perilaku petani dalam menghadapi risiko.
Penelitian  Dillon  dan  Scandizzo  (1976) pada petani kecil di Brasil menunjukkan bahwa kuantitas penghindar risiko pada penyakap atau penyewa lebih banyak daripada pemilik. Hal ini sejalan  dengan  pendapat  Arief  (1990)  bahwa faktor  sosio-ekonomi  petani,  terutama  umur, pendidikan,  dan  besarnya  keluarga  petani, berpengaruh terhadap tingkat keberanian petani dalam  menghadapi  risiko.  Selain  itu,  juga petani  lapisan  atas  lebih  berani  mengambil risiko daripada petani lapisan bawah.
IV.  KESIMPULAN DAN SARAN
4.1. Kesimpulan
a. Semua  petani  berani  menghadapi  risiko dalam berusahatani kentang.
b. Penerimaan dan biaya rerata per hektar dapat diprakirakan  dengan  fungsi  polinomial derajat tiga dengan baik.
c. Semakin tinggi umur petani, jumlah tanggungan keluarga,  pengalaman  berusahatani,  luas  lahan, dan  status  penguasaan  lahan  petani,  maka semakin  tinggi  pula  keberanian  petani kentang dalam menghadapi risiko.
4.2. Saran
a. Petani  kentang  di  Kabupaten  Wonosobo dapat  dijadikan  contoh  khususnya  dalam keberanian menghadapi risiko dalam berusahatani kentang.
b. Faktor  sosial  ekonomi  petani  kentang  di Kabupaten Wonosobo perlu lebih ditingkatkan.

## DAFTAR PUSTAKA
Adiyoga,  W. 1986. An index of management for potato farms in Wonosobo Central of Java. Buletin Penelitian Hortikultura XXVI(4): 21-32.
Al-Rasyid, H. 1993. Teknik penarikan sampel dan penyusunan skala. Program Pascasarjana Universitas Padjajaran Bandung.
Arief, B. 1990. Asas rasa aman dan preferensi resiko sebagai pengungkap rasionalitas petani dalam hubungannya  dengan tumbuhnya  pola  usahatani  diversifikasi  di  daerah  irigasi  Pantai  Utara  Jawa  Barat.  Disertasi.  Universitas Padjajaran, Bandung. (Tidak dipublikasikan).
Barry, P.J. 1984. Risk management in agricultura. The Iowa State University Press. Ames. Iowa.
Dillon, J.L. and P.L. Scandizzo. 1976. Peasant agriculture and preference in North Brazil: A statistical sampling approach. American Journal of Agricultural Economics 29(2):114-178..
Dillon,  J.L.  and  P.L.  Scandizzo.  1978.  Risk  attitude  of  subsistance  farmers  in  Northeast  Brazil:  A  sampling  approach. American Journal of Agricultural Economics 60(3):235-425.
Doll, J.P. and F. Orazem. 1984. Production economics: Theory with aplication. John Wiley and Sons, New York.
Hammal,  K.B.  1983.  Risk  avertion,  risk  perception,  and  credit  use.  The  case  of  small  paddy  farmers  in  Nepal. Research Paper No. 21. Kathmandu.
Hanafiah, A.M. dan Saefuddin, A.N. 1983. Tataniaga Hasil Perikanan. UI-Press. Jakarta.
Handerson, J.M. dan R.E. Quandt. 1980. Microeconomic theory: A mathematical approach. McGraw-Hill International  Book Company, Auckland.
Sabrani,  M.  1988.  Perilaku  petani  peternak  domba  dalam  alokasi  sumberdaya.  Disertasi.  Universitas  Gadjah  Mada. Yogyakarta. (Tidak dipublikasikan).
Samaoen, I. 1992. Ekonomi Produksi Teori dan Aplikasi. Ikatan Sarjana Ekonomi Indonesia Cabang Jakarta.
Singh,  I.J.  1980.  Farm  Decicion  Under  Uncertainity  Improving  Farm  Management  Teaching  in  Asia.  The Agricultural Development Council Inc., Bangkok.
Soekartawi. 1990. Teori ekonomi produksi dengan pokok bahasan analisis Cobb Douglas. CV. Rajawali, Jakarta.
_______. 1993. Prinsip dasar ekonomi pertanian, teori dan aplikasi. PT RajaGrafindo Persada, Jakarta.
_______; Rusmadi, dan E. Damaiyati. 1993. Risiko dan ketidakpastian dalam agribisnis, teori dan aplikasi. PT RajaGrafindo Persada, Jakarta.
Widodo,  S.  1986.  In  econometric  study  of  rice  production  efficiency  among  rice  farmers  in  irrigated  low  land villages in Java. Indonesia. Dissertation. Tokyo University of Agriculture. Tokyo.