## ANALISIS EFISIENSI EKONOMI DAN KEUNTUNGAN USAHATANI JAGUNG DI KABUPATEN BIMA

## ANALYSIS OF ECONOMIC EFFICIENCY AND BENEFITS OF CORN FARMING IN BIMA REGENCY
Efendy 1* , Addinul Yakin 2 , Wanda Widianti 3
Program StudiAgribisnis,FakultasPertanian Universitas Mataram, Indonesia * Email Penulis: efendyefendy9@gmail.com

## ABSTRAK
Tujuan  penelitian  untuk:  (1)  mengkaji  pengaruh  penggunaan  faktor-faktor  produksi  terhadap  produksi jagung;  (2)  menganalisis  efisiensi  penggunaan  faktor-faktor  produksi  pada  usahatani  jagung;  dan  (3) mengetahui  keuntungan  usahatani  jagung  di  Kecamatan  Madapangga  Kabupaten  Bima.  Metode  yang digunakan dalam penelitian ini adalah metode deskriptif, dengan mengambilDesa  Woro dan Desa Tonda secara purposive sampling atas pertimbangan memiliki petani dan luas lahan usahatani jagung yang lebih banyak  dari  desa  lainnya  serta  ditentukan  30  responden  secara propotional  random  sampling. Hasil penelitian  adalah:(1)  Faktor-faktor  produksi  yang  berpengaruh  terhadap  produksi  usahatani  jagung adalah:  benih  (X2),  urea  (X3)  dan  penggunaan  tenaga  kerja  (X7),  sedangkan  faktor  produksi  lainnya pupuk  phoska  (X4),  pupuk  Pelangi  (X5)  dan  pestisida  (X6)  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  produksi usahatani  jagung.  (2)  Hasil analisis  efisiensi   menunjukkan bahwa  penggunaan  input  benih  (X2),  pupuk urea (X3), pupuk phoska (X4) dan penggunaan tenaga kerja (X7) belum efisien karena nilai rasio efisiensi NMP/BKM > 1 maka perlu penambahan input, sedangkan untuk input Produksi  pupuk pelangi (X5) dan pestisida  (X6)  tidak  efisien  karena  nilai  rasio  efisiensi  NMP/BKM  <  1  dan  perlu  pengurangan  jumlah penggunaan  input  produksi.  (3)  Keuntungan  yang  diperoleh  pada  usahatani  jagung  di  Kecamatan Madapangga  Kabupaten  Bima  tahun  2022  sebesar  Rp  40.003,234  per  luas  lahan  garapan  atau  Rp 25.808,538 per hektar.
Kata Kunci : Usahatani, Analisis Efisiensi, Faktor Produksi, Jagung,  Keuntungan

## ABSTRACT
The aims of this study were to: (1) examine the effect of the use of production factors on maize production; (2) analyzing the efficiency of the use of production factors in corn farming, and (3) knowing the advantages of corn farming in Madapangga Subdistrict, Bima Regency. The descriptive method used in this  research.    Woro  and  TondaVillagseare  determined by  purposive  sampling  on  the  basis have the most  corn  farmers  and  the  area  of  corn  farming  land.  The  number  of  respondents  was  determined  30 respondents  and  selected  by  proportional  random  sampling.  565The  results  of  the  research  are:  (1) Production factors that  affect  the  production  of corn  farming  are:  seeds  (X2),  urea  (X3)  and the  use of labor  (X7),  while  other  production  factors  are  phonska  fertilizer  (X4  ),  Pelangi  fertilizer  (X5)  and pesticides (X6) had no significant effect on corn farming production. (2) The results of the analysis of the efficiency  of  input  use  in  corn  farming, it  is known  that  the  use of  seed  input  (X2),  urea  fertilizer  (X3), phoska  fertilizer  (X4)  and  the  use  of  labor  (X7)  is  not efficient  because the value  of the efficiency  ratio NMP/BKM > 1 then it is necessary to add input, while for inputs production of rainbow fertilizers (X5) and pesticides (X6) is not efficient because the value of the efficiency ratio of NMP/BKM is < 1 and it is necessary  to  reduce  the  amount  of  use  of  production  inputs.  (3)  The  profit  earned  on  corn  farming  in Madapangga Subdistrict, in 2022 is Rp. 40,003,234 per arable area or Rp 25,808,538 per hectare.
Keywords: Farming, Efficiency Analysis, Factors of Productio, Corn, Profit

## PENDAHULUAN
Jagung  merupakan  salah  satu  komoditas  dari  subsektor  tanaman  pangan  yang memiliki  peran  sangat  penting  dan  strategis  dalam  pembangunan  nasional.  Peranan jagung   telah  terbukti  memberikan  andil  yang  cukup  besar  terhadap  ketahanan  pangan dan  juga terhadap perekonomian Indonesia  (Rusdianto, 2019). Komoditas  jagung telah
menunjukkan  ketangguhannya  dan  tetap  tumbuh  dengan  angka  positif  dan  menjadi penggerak  bagi  pertumbuhan  hulu  dan  pendorong  pertumbuhan  industri  hilir  yang berkontribusi  yang  sangat  besar terhadap  pertumbuhan  ekonomi  nasional  (Sri  Yuliarti, et. al , 2022; Yuliana, 2018).
Propinsi  Nusa  Tengga  Barat  (NTB)  memiliki  potensi  yang  besar  untuk menggembangkan  komoditi  jagung,  baik  pada  lahan  sawah  maupun  lahan  kering. Potensi  ini  dapat  dimanfaatkan  untuk  peningkatan  produktivitas  jagung  dengan memperbaiki  teknologi  budidaya  di  tingkat  petani  (BPS  NTB,  2015).  Kecamatan Madapangga  merupakan  salah  satu  kecamatan  yang  berada  di  Kabupaten  Bima  yang mempunyai  potensi  yang  cukup  besar  dalam  menerapkan  usahatani  jagung,  selain  itu wilayahnya memiliki penduduk yang sebagian besar bekerja di sektor pertanian.
Faktor  produksi  pertanian  adalah  berupa  tanah,  tenaga  kerja,  modal,  dan manjemen. Dari keempat faktor tersebut tanah  merupakan  faktor produksi  yang paling penting  kedudukannya  karena  merupakan  pabriknya  hasil-hasil  pertanian  yaitu  tempat berlangsungnya  proses  produksi  hingga  mengeluarkan  produksi.  Luas  lahan  dan produktivitas  tanah  menentukan  besar  kecilnya  hasil  yang  diperoleh  petani.  Tenaga kerja  merupakan  faktor  produksi  pertanian  yang  merupakan  peran  penting  dalam melakukan  produksi.  Modal  adalah  barang  atau  uang  yang  bersama  faktor-faktor produksi lainnya menghasilkan barang-barang baru, modal dapat dipilihkan atas modal tetap  dan  modal  tidak  tetap.  Manajemen  adalah  yang  berfungsi  mengatur  dan mengkoordinir  faktor-faktor  produksi  lainnya  yaitu  tanah,  modal,  dan  tenaga  kerja semua  faktor-faktor  tersebut  saling  berkaitan  antara  satu  dengan  yang  lainnya (Suratiyah, 2015).
Untuk  memperoleh  produksi  maksimal,  petani  harus  mengadakan  pemilihan penggunaan faktor produksi secara tepat, mengkombinasikan secara optimal dan efisien. Namun  kenyataannya  masih  banyak  petani  yang  belum  memahami  bagaimana  faktor produksi tersebut digunakan secara efisien agar produksi semakin tinggi dan pendapatan petani  juga  meningkat.  Oleh  karena  itu  diperlukan  suatu  Analisis  Efisisensi  Usahatani Jagung di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima ini.
Keuntungan  usahatani  merupakan  hasil  kombinasi  tenaga,  modal  dan  jasanya dalam  bidang  tatalaksana.  Besar  kecilnya  keuntungan  yang  diterima  petani  sangat dipengaruhi  oleh  faktor  fisik,  ekonomi,  luas  lahan  usahatani  dan  status  pengguasaan lahan pertanian. Sehingga perbaikan salah satu faktor saja tidak akan memberikan hasil yang  memuaskan  tampa  disertai  dengan  faktor  lainnya  (Hadisapoetra,  1973).  Oleh karena  itu  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  produksi  usahatani  jagung  di  Kecamatan Madapangga  Kabupaten  Bima  sangat  penting  untuk  diketahui  sebagai  bahan pertimbangan  dalam  pengambilan  keputusan  tentang  penggunaan  teknologi  dan kebijakan  yang  bertujuan  untuk  meningkatkan  produksi  sekaligus  meningkatkan keuntungan  usahatani.  Setiap  usahatani  jagung  tentu  mengharapkan  produksi  yang tinggi dan sekaligus keuntungan yang memadai.
Tujuan  dari  penelitian  ini  adalah:  (1)  mengkaji  pengaruh  penggunaan  faktor- faktor produksi terhadap produksi jagung; (2) menganalisis efisiensi penggunaan faktor- faktor produksi pada usahatani jagung; (3) mengetahui Keuntungan  usahatani jagung di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima.

## METODOLOGI PENELITIAN
Penelitian menggunakan  metode deskriptif yaitu pemecahan masalah yang ada pada  saat  sekarang  dengan  melakukan  pengumpulan,  penyusunan,  penganalisaan,  dan penarikan  kesimpulan  (Surakhmat,  1989).  Unit  analisis  adalah  usahatani  jagung  di
Kecamatan Madapangga. Penentuan lokasi penelitian secara purposive sampling dengan mengambil  Desa  Woro  dan  Desa  Tonda  atas  pertimbangan  memiliki  petani  dan  luas lahan  usahatani  yang  lebih  besar,  serta  memproduksi  jagung  setiap  tahun.  Penentuan responden  responden  secara quota  sampling sebanyak  30  responden.  dengan  rincian dengan proporsi 18 orang di Desa Woro dan 12 di Desa Tonda.
Analisis Data
1. Analisis penggunaan  faktor-faktor yang mempengaruhi produksi usahatani jagung di Kecamatan  Madapangga  menggunakan  model  fungsi Cobb-Douglas (Gujarati,  D., 1995; Anggraini, D., 2017).
Y = aX 1 b1 X 2 b2 X 3 b3 X 4 b4 X 5 b5 X 6 b6 X 7 b7 e
Untuk memudahkan pendugaan, persamaan ini diubah menjadi bentuk logaritmic . Log Y = Log a + b 1 logX 1 + b 2 logX 2 + b 3 logX 3 + b 4 logX 4 + b 5 logX 5 + b 6 logX 6 + b 7 logX 7 u dimana, Y= ProduksiJagung (Kg), X 1 = Luas Lahan (Ha), X 2 = Benih(Kg), X 3 = Pupuk Urea(Kg),  X 4 =  Pupuk  Phoska  (Kg),  X 5 =  Pupuk  Pelangi  (Kg),  X 6 =  Peptisida/Obat- Obatan (Liter), X 7= Tenaga  Kerja (HKO), a= Intercept , dan u= Error ,  bi= koefisien regresi  masing-masing  faktor  produksi.Untuk  mengestimasi  koefisien  regresi  b 1 ,  b 2 , b 3 , b 4 , b 5 , b 6 , b 7 digunakan degan metode kuadrat terkecil ( Ordinary Least Square ).
2.  Untuk  mengetahui  efisiensi  penggunaan  input  terhadap  usahatani  jagung  dengan menghitung  rasio  Nilai  Produk  Marginal  (NPM)  dan  Biaya  Korbanan  Marginal (BKM).Produk Fisik Marginal (PFM)= (bi.Y)/Xi;  Nilai Produksi Marginal (NPM)= (PFMxi . Py) dan Biaya Korbanan  Marginal (BKMxi)= Pxi; dimana:  bi= Koefisien regresi  faktor  produksi  ke-i,  Y=  Produksi,Xi=  Jumlah  faktor  produksi  ke-i,  Py= Harga  produk,  Pxi=  Harga  faktor  produksi  ke-i.  Jika  rasio  NPMxi/BKM=  1,  maka penggunaan  input  Xi  sudah  efisien,  jika  ˃  1  artinya  penggunaan  input  xi  belum efisien, dan jika ˂1artinya penggunaan input Xi tidak efisien.
3. Untuk mengetahui keuntungan menggunakan formulaI=TR – TC (Soekartawi, 2005) dimana;  I=  Keuntungan  Usahatani  Jagung  (Rp/Ha),  TR=  Nilai  Produksi (Rp/Ha),TC= Biaya Produksi (Rp/Ha).

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis  Faktor-faktoryang  Mempengaruhi  Produksi  Usahatani  Jagung  di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima.
Faktor-faktor  yang  diduga  berpenggaruh  terhadap  efisiensi  usahatani  jagung berdasarkan  fungsi Cobb-Douglas adalah :  variabel  independen (X) yang  meliputi  luas lahan (X1), benih (X2), urea (X3), phoska (X4), pupuk pelangi (X5), pestisida (X6) dan tenaga  kerja  (X7)  terhadap  variabel  depeden  (Y).  Hasil  analisis  regresi  terhadap efisiensi  usahatani  jagung  di  Kecamatan  Madapangga  Kabupaten  Bima  menghasilkan persamaan sebagai berikut:
Y = aX 1 b1 X 2 b2 X 3 b3 X 4 b4 X 5 b5 X 6 b6 X 7 b7 e
Secara  rinci  faktor-faktoryang  berpengaruh  terhadap  efisiensi  usahatani  jagungdi Kecamatan Madapangga dapat dilihat pada Tabel 6 dibawah ini.
Tabel 6. Hasil Analisis Regresi Faktor-faktor yang Berpengaruh Terhadap Usahatani Jagung di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima, Tahun 2022
Model Unstandardized Coefficients t-hit Sig Sig/N- Sig Βi Std.Error (Constant) 3,070 0,498 6,169 0,000 X1_LLG 0,746 0,298 2,503 0,020 S X2_Benih 0,041 0,171 0,241 0,812 NS X3_Urea 0,114 0,177 0,646 0,525 NS X4_Phoska -0,18 0,075 -0,235 0,816 NS X5_Pelangi 0,004 0,066 0,056 0,956 NS X6_Pestisida 0,054 0,193 0,277 0,784 NS X7_TK 0,201 0,079 2,544 0,019 S Skala Usahatani                 0,9800
Koef.Determinasi (R 2 )                  0,965 Koef. Korelasi (R)                        0,982
F hitung                                       86,343
F tabel                                         2,4638 t-tabel  (α 0,05)                           2,0452
AntiLog                                 1174,8976
Keterangan : _ * = Nyata pada α = 5% Sumber: Data Primer Diolah (2022)
Hasil analisis data diperoleh nilai F-hitung 86,343 > F-tabel 2,4638 sangat nyata pada α = 0,05 berarti bahwa model tergolong cukup baik, artinya semua variabel bebas yang ada dalam model secara bersama-sama berpengaruh sangat nyata terhadap variabel terikatnya.  Hal  ini  ditunjang  pula  oleh  koefisien  determinasi  (R 2 )=  0,965,  ini  berarti bahwa  variabel  bebas  yang  dimasukkan  dalam  model  mampu  menjelaskan  keragaman variabel  terikatnya  sebesar  97%  sedangkan  sisanya  3%  dipengaruhi  oleh  faktor-faktor lain  diluar  model.  Koefisien  korelasi  (R)  sebesar  0,982  menunjukan  bahwa  hubungan antara variabel-variabel bebas dengan variabel terikat tergolong sangat kuat.
Pengujian  asumsi  klasik  pada  model  regresi  digunakan  untuk  menunjukkan apakah  hubungan  antara  variabel  bebas  memiliki  hubungan  yang  valid  atau  tidak terhadap  variabel  terikat.Adapun  asumsi  dasar  yang  harus  dipenuhi  (Gujarati,  1995; Ridwan, 2005) antara lain:

## Uji Normalitas
Uji  normalitas  bertujuan  untuk  menguji  apakah  dalam  sebuah  model  regresi, variabel dependen, variabel independen ataupun keduanya mempunyai distribusi normal atau  tidak.  Uji  normalitas  dalam  penelitian  ini  bertujuan  untuk  menguji  apakah  dalam model  regresi  variabel  residual  memiliki  distribusi  normal  atau tidak.  Pada  prinsipnya normalitas  dapat  dideteksi  dengan  melihat  distribusi  data  (titik)  pada  grafik Normal Probability  Plot .  Jika  data  menyebar  disekitar  garis  diagonal  dan  mengikuti  arah  garis normal  maka  model  regresi  memenuhi  asumsi  normalitas.  Model  regresi  yang  baik adalah  memiliki  distribusi  data  normal  atau  penyebaran  data  statistik  pada  sumbu diagonal  dari  grafik  distribusi  normal  (Ghozali,  I.,  2011).  Berdasarkan  hasil  grafik Normal P-plot of  Regression  Standardized Resisual pada SPSS versi 21.0  menujukkan bahwa distribusi data (titik) menyebar disekitar garis diagonal dan mengikuti arah garis
normal. Sehingga dapat disimpulkan bahwa model regresi pada penelitian ini memenuhi syarat  untuk  menjadi  model  regresi  yang  baik  karena  memiliki  distribusi  data  normal atau mendekati normal.

## Multikolinearitas.
Uji multikolinearitas diperlukan  untuk  mengetahui  ada  tidaknya  variabel independen  yang  memiliki  kemiripan  dengan  variabel  independen  lain  dalam  satu model.  Kemiripan  antar  variabel  independen  dalam  suatu  model  akan  menyebabkan terjadinya  korelasi  yang  sangat  kuat  antara  suatu  variabel  independen  dengan  variabel independen yang lain.
Deteksi multikoleniaritas pada suatu model dapat dilihat dari beberapa hal, yaitu jika Variance LiflationFactor (VIF) tidak lebih dari 10 dan jika Tolerance tidak kurang dari  0,1,  maka  model  dapat  dikatakan  terbebas  dari multikoloniaritas .  Dari  data  yang diolah  dengan  SPSS  21.0,  didapatkan  hasil  uji multikoloniaritas seperti  terlihat  pada tabel dibawah ini.
Tabel 7. Hasil Uji Multikolinearitas Tahun 2022 Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics B Std.Error Beta Tolerance VIF (Constant) 3,070 0,498 6,169 0,000 X1_LLG 0,746 0,298 0,640 2,503 0,020 0,024 41,017 X2_Benih 0,041 0,171 0,041 0,241 0,812 0,055 18,210 X3_Urea 0,114 0,177 0,122 0,646 0,525 0,044 22,518 X4_Phoska -0,18 0,075 -0,015  -0,235 0,816 0,381 2,621 X5_Pelangi 0,004 0,066 0,004 0,056 0,956 0,336 2,976 X6_Pestisida 0,054 0,193 0,014 0,277 0,784 0,614 1,630 X7_TK 0,201 0,079 0,210 2,544 0,019 0,235 4,258
a. Dependent Variable: LOG_Y_PRODUKSI
Sumber: Data primer diolah, 2022
TabeldiatasMenunjukanhasil  output  SPSS  bahwadariseluruhvariabelindependen (X1, X2, X3, X4, X5, X6 dan X7), terdapat 4 faktorproduksi X4, X5, X6 dan X7) yang memilikinilai tolerance > 0,10 dan nilai VIF < 0,10 yang berartikeempatfaktorprooduksitersebuttidakberkolerasidenganvariabelindependenlainny a, tetapiterdapattigafaktorprduksi  (X1,  X2  dan  X3)  memilikinilai  tolerance  <  0,10  dan nilai  VIF  >  0,10  yang  berartiterjadikorelasi  pada  ketiganya.  Oleh  karena,  salah  satu faktor produksi harus dikeluarkan dari model sehingga tidak ada korelasi antar variabel independen.  Dalam  penelitian  ini,  variabel  independen  yang  keluarkan  dari  model adalah  X1  (luas  lahan  garapan)  yang  diwakili  oleh  variabel  X2  (bibit  jagung)  dan  X3 pupuk urea.
Uji Heteroskedastisitas
Uji Heteroskedastisitas menggunakan  grafik scatterplot pada  SPSS  versi  21.0 dengan  melihat  grafik  plot  antar  nilai  prediksi  variabel  terikatnya (ZPRED) dengan residualnya (SRESID ). Kriteria  yang digunakan adalah  jika terdapat pola tertentu yang teratur  maka  mengindikasikan  telah  terjadi Heteroskedastisitas .  Sebaliknya  jika  tidak ada pola  yang  jelas serta titik yang menyebar diatas dan di bawah angka 0 pada sumbu Y, maka tidak terjadi Heteroskedastisitas.  Hasil pengolahan  bahwa titik-titik  menyebar secara  acak  dan  tidak  terbentuk  pola  yang  beraturan  serta  tersebar  diatas  maupun
dibawah  angka  0  pada  sumbu  Y,  sehingga  disimpulkan  bahwa  tidak  terjadi Heteroskedastisitas pada model regresi ini.
Analisis  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Produksi  Usahatani  Jagung  Setelah Dropping X1 dari Model.  Hasil analisis regresi dengan  fungsi Cobb-Douglas terhadap faktor  produksi  yang  mempengaruhi  produksi  usahatani  jagung  di  Kecamatan Madapangga  Kabupaten  Bima,  setelah  variabel  X1  (LLG)  dikeluarkan  dari  model disajikan pada tabel 8.
Tabel 8. Hasil  Analisis  Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Produksi Usahatani Jagung di  Kecamatan  Madapangga  Kabupaten  Bima,  Setelah Dropping X1,  Tahun 2022. Model Unstandardized Coefficients t-hit Sig Sig/N- Sig Βi Std.Error (Constant) 688,102 2045,456 0,336 0,740 X2_Benih 169,923 48,282 3,519 0,002 S X3_Urea 4,993 1,363 3,664 0,001 S X4_Phoska 1,098 5,078 0,216 0,831 NS X5_Pelangi -1,231 5,511 - 0,223 0,825 NS X6_Pestisida -108,205 252,902 - 0,428 0,673 NS X7_TK 19,587 3,658 5,354 0,000 S Skala Usahatani         86,164 Koef.Determinasi (R 2 )                  0,964 Koef. Korelasi (R)                        0,982
F hitung                                     102,263
F tabel                                         2,5277 t-tabel  (α 0,05)                           2,0452
AntiLog                                      2,8377
Sumber: Data primer diolah (2022).
Hasil  analisis  yang  menghubungkan  input  dan  output    denganfungsi Cobb- Douglas sebagaimana  yang disajikan pada Tabel 8,  dapatdituliskanfungsiproduksi  yang diperoleh pada usahatanijagungdi Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima:
Y= 688,102 X2 169,923 X3 4,993 X4 1,098 X5 -1,231 X6 -108,205 X7 19,587
Sebelum  dilakukan  uji  lanjut,  baik  uji  koefisien  regresi  secara  serentak  dan  uji parsial terlebih dahulu dilakukan pengujian terhadap asumsi klasik untuk membuktikan bahwa  parameter  yang  diperoleh  bebas  dari  penyakit  regresi  (Gujarati,  1995)  antara lain:
Uji Normalitas Berdasarkanhasilgrafik Normal  P-plot  of  Regression  Standardized  Resisual pada  SPSS versi  21.0bahwadistribusi  data  (titik)  menyebardisekitar  garis  diagonal  dan mengikutiarah garis normal,sehingga dapat disimpulkan bahwa model memenuhi syarat untuk  menjadi  model  regresi  yang  baik  karena  memiliki  distribusi  data  normal  atau mendekati normal.

## Uji Multikolinearitas
Pendeteksian  multikoleniaritas  pada  suatu  model  dapat  dilihat  dari  beberapa hal,  yaitu  jika Variance  LiflationFactor (VIF)  tidak  lebih  dari  10  dan  jika  tolerance tidak  kurang  dari  0,10,  maka  model  dapat  dikatakan  terbebas  dari multikoloniaritas .
Dari data yang diolah dengan SPSS 21.0, didapatkan hasil uji multikoloniaritas seperti terlihat pada Tabel 9.
Tabel 9. Hasil Uji Multikolinearitas setelah Dropping X1 Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics B Std.Error Beta Tolerance VIF (Constant) 688,102  2045,456 0,336 0,740 X2_Benih 169,923 48,282 0,381 3,519 0,002 0,134 7,463 X3_Urea 4,993 1,363 0,347 3,664 0,001 0,175 5,702 X4_Phoska 1,098 5,078 0,012 0,216 0,831 0,549 1,822 X5_Pelangi -1,231 5,511 - 0,017 - 0,223 0,825 0,287 3,481 X6_Pestisida -108,205 252,902 - 0,021 - 0,428 0,673 0,669 1,496 X7_TK 19,587 3,658 0,348 5,354 0,000 0,371 2,696
Dependent Variable: LOG_Y_PRODUKSI Sumber: Data primer diolah, 2022
Tabel 9, menunjukan hasil output SPSS bahwa dari seluruh variabel independen (X2, X3, X4, X5, X6 dan X7) yang memiliki nilai tolerance > 0,10 dan nilai VIF < 0,10 yang berarti setelah dikeluarkan  variabel X1 (LLG) tidak terjadi multikolinearitas antar variabel bebasnya sehingga model regresi ini dapat dikatakan baik.

## Uji Heteroskedastisitas
Uji Heteroskedastisitas pada  penelitian  menggunakan  grafik scatterplot pada SPSS  versi  21.0.  setelah dropping variabel  X1  (LLG)  diperoleh  hasil  uji Heteroskedastisitas. Berdasarkan  hasil grafik  scatterplot pada  SPSS  Versi  21.0  pada gambar  2  diatas  diperoleh  bahwa  titik-titik  menyebar  secara  acak  dan  tidak  terbentuk pola  yang  beraturan  serta  tersebar  diatas  maupun  dibawah  angka  0  pada  sumbu  Y. sehingga dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi Heteroskedastisitas pada model regresi ini.
Berdasarkan  uji  parameter  yang  diperoleh  setelah dropping variabel  X1  (LLG) terhadap  penyakit  regresi  (normalitas,  multikolonearitas  dan  heteroskedastisitas)  dapat dinyatakan  bahwa  setelah  dikeluarkan  variabel  X1  (LLG)  dari  model,  model  regresi fungsi Cobb-Douglas dengan satu variabel dummy tidak ada  penyakit regresi sehingga parameter yang diperoleh valid untuk menjelaskan variabel terikat (Y) (Gujarati, 1995).

## Pengujian Koefisien Regresi Secara Serentak (Uji-F)
Berdasarkan Tabel 8, dapat dilihat bahwa faktor-faktor atau variabel bebas (Xi) yang  masuk dalam  model  meliputi:  benih (X2), urea (X3), phoska (X4), pelangi (X5), pestisida  (X6)  dan  tenaga  kerja  (X7).  Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  (Tabel  8) diperoleh nilai F- hitung sebesar 102,263  dan nilai F-tabel sebesar 2,527 sehingga dapat diketahui bahwa F-hitung (102,263) > F-tabel (2,527) dengan taraf nyata (α = 0,05). Hal ini  menunjukkan  bahwa  penggunaan  faktor  produksi  dalam  penelitian  ini  memenuhi syarat googness off fit atau model dapat diterima.signifikan tersebut menunjkkan bahwa variabel  bebas (Xi) secara serentak berpengaruh nyata teradap variabel terikat (Y) atau hasil produksi jagung.
Lebih  lanjut,  situasi  tersebut  ditunjang  oleh  nilai  koefisien  determinasi  ( R 2 = 0,964).  Nilai  tersebut  berarti  semua  variable  bebas  yang  masuk  dalam  model  dapat
menentukan  variabel  terikatnya  sebesar  97%,  sedangkan  sisanya  3%  ditentukan  oleh variable lain di luar model.
Dilihat  dari  skala  Usahatani,  tampak  bahwa  jumlah  nilai  parameter  (Ʃ ꞵ i  = 86,164) atau angka pembulatan (Ʃ ꞵ i = 1) menunjukkan bahwa skala usahatani jagung di  Kecamatan  Madapangga  berada  pada constant  return  to  scale (CRTS).  Hal  ini mengindikasikan  bahwa  penggunaan  input  secara  bersama-sama  (serentak)  pada usahatani gajung di daerah penelitian sudah optimal atau berada pada daerah rasional.

## Pengujian Koefisien Regresi Secara Parsial (Uji-t)
Untuk  mengetahui  faktor-faktor  yang  berpengaruh  terhadap  produksi  jagung  di Kecamatan  Madapangga  Kabupaten  Bima,  dilakukan  pengujian  secara  parsial  (Uji-t pada taraf nyata 5%). Uji-t digunakan untuk mengetahui pengaruh variabel independent (Xi)  secara  terpisah  atau  individu  terhadap  variabel  dependen  (Y)  pada  taraf  nyata kepercayaan  95%  atau  α=  0,05).  Hasil  analisisregresimenunjukkanbahwabibit  (X2), Urea  (X3)  dan  tenagakerja  (X7) significant terhadapproduksijagung.Penambahan  1  kg benihjagungakanmeningkatkanproduksi  169,92  kg,  kemudianpenambahan  1  kg  pupuk urea akanmeningkatkanproduksi 4,99
kg sertapenambahan
1
harikerjaakanmeningkatkanproduksijagung 19,58 kg.

## Analisis Efisiensi Usahatani Jagung
Dalam mengukur keberhasilan usahatani, selain aspekpendapatan usahatani juga dapat  dilihat  dari  segi  efisiesi  usahatani.  Efisiensi  atau  tidaknya  suatu  produksi usahatani  salah  satunya  ditentukan  oleh  besar  kecilnya  biaya  yang  dikeluarkan  untuk mendapatkan  hasil  dengan  anggapan  bahwa  yang  lain  dianggap  tetap  dan  dapat diketahui dengan meghitung perbandingan antara Nilai Produk Marjinal (NPM) dengan Biaya  Korbanan  Marjinal  (BKM)  dari  masing-masing  variabel.  Jika  rasionya  sama dengan  satu,  maka  efisiensi  usahatani  telah  tercapai,  yaitu  kemampuan  dalam menghasilkan  produksi.Rasio  NPM  denganBKM)  dari  masing-masing  variabel  dapat dilihat pada Tabel 10.
Tabel  10.  Hasil  Analisis  Efisiensi  Usahatani  Jagung  di  Kecamatan  Madapangga Kabupaten Bima Tahun 2022.
No. Input-Output Koef.Reg.
Geo- metrik Mean Harga Input- Output NPM (β i .Y/Xi.Py ) BKM (Pxi) Rasio Nilai Efisiensi (NPMxi/ BKMxi) Kriteria Efisiensi Ket. Simbol Sim- bol Nilai Koef.
1 Intercept
β0 668,102 2 X2_Benih Kg) β2 169,923 23,3 96.000 296.010,33 96.000 3083,44 3083,44 > 1 BE 3 X3_Urea (Kg) β3 4,993 533,8 3.000 379,66 3.000 126,55 126,55 > 1 BE 4 X4_Phoska (Kg) β4 1,098 156,6 2.000 284,59 2.000 142,30 142,30 > 1 BE 5 X5_Pelangi Kg) β5 -1,231 134,2 2.000 -372,32 2.000 -186,16 -186,16 < 1 (neg) TE 6 X6_Pestisida(Rp) β6 -108,205 8,7 927.400   -504.822,50 927.400 -544,34 -544,34 < 1 (neg) TE 7 X7_TK (HKO) β7 19,587 78,0 7.547 10.192,58 7.547 1,35 1,35 > 1 BE Produksi (kg) Y 8.117,8 5.000
Sumber: Data primer diolah, Tahun 2022. Keterangan: BE= Belum Efisien, TE= TidakEfisien.
Hasil  analisis  efisiensi  pada  usahatani  jagung  menunjukkan  bahwa  terdapat beberapa input yang tingkat penggunaannya belum efisien dan yang tidak efisien. Input- input yang penggunaannya belum efisien meliputi: benih (X2), urea (X3), phoska (X4) dan  tenaga  kerja  (X7),  sedangkan  yang  tidak  efisien  adalah  pupuk  pelangi  (X5)  dan pestisida (X6).

## Analisis Biaya dan Keuntungan Usahatani Jagung
Untuk  mengetahui  besarnya  keuntungan  usahatani  jagung  dilakukan  dengan analisis biaya dan keuntungan. Analisis biaya dan keuntungan usahatani secara spesifik bertujuan  untuk  mengetahui  kemampuan  petani  dalam  mengelola  biaya  selama  proses produksi,  mulai  dari  persiapan  lahan  sampai  pada  pemasaran  hasil  (Pudjosumarto,  M., 1988). Pendapatan  yang dimaksud dalam penelitian  ini adalah keuntungan  bersih  yang diperoleh dari pengurangan nilai produksi dengan total biaya produksi yang dikeluarkan petani pada usahataninya (satu kali musim tanam).
Biaya Produksi
Biaya  produksi  merupakan  penjumlahan  dari  biaya-biaya  yang  dikeluarkan selama  proses  produksi  pada  usahatani  jagung.  Biaya  yang  digunakan  adalah keseluruhan  biaya  yang  dikorbankan  dalam  kegiatan  usahatani.  Dimana  pada  Tabel 4.16,  memperlihatkan  bahwa  biaya  produksi  yang  dikorbankan  sebesar  Rp  55.933.333 per luas lahan garapan atau Rp 36.086.022 per hektar, yaitu dengan sebaran biaya tetap serta biaya variabel.
Tabel  11.  Biaya  Produksi  pada  Usahatani  Jagung  per  musim  tanam  di  Kecamatan
Madapangga Kabupaten Bima, 2022 No. Uraian Nilai (Rp) Per LLG (Ha) Per Ha 1. BiayaProduksi (Rp) 55.933.333 36.086.022 2. BiayaVariabel : a. BiayaSaprodi (Rp) 1. Benih 3.017.667 1.946.882 2. Urea 2.280.000 1.470,968 3. Phoska 380.000 245.161 4. Pelangi 363.333 234.409 b. Pestisida : 128.000 143.333 43.067 175.000 120.000 160.000 158.000 82.581 92.473 27.785 112.903 77.419 103.226 101.935 1. Gromosom 2. Roundup
3. Regent
4. Sapporo
5. Lindomin
6. Claris
7. Bitop
c. Tenaga Kerja (Rp) 1. DalamKeluarga 1.365,000 880.645 2. LuarKeluarga 6.181,667 3.988,172 Sub Total 14.515.067 9.364,559 3. BiayaTetap (Rp) a.  Penyusutan Alat 159.200 102.710 b.  Pajak Tanah 77.500 50.000 c.  SewaLahan 4.100.000 2.645,161 Sub Total 4.336.700 2.797,871 Total 18.851.767 12.162,430

## Sumber : Data Primer diolah (2022)

## BiayaTetap
Biaya  tetap  adalah  biaya  yang  relative  tetap  jumlahnya  dan  terus  dikeluarkan walaupun produksi  yang diperoleh  banyak  atau sedikit.  Biaya tetap pada penelitian  ini adalah  biaya  penyusutan alat-alat dan biaya tetap lainnya. Adapun rata-rata biaya tetap yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  adalah  sebesar  Rp  4.336,700  per  luas  lahan Garapan atau Rp 2.797,871 per hektar.
Setiap penggunaan alat tertentu secara berangsur-angsur akan mengalami istilah penyusutan  atau  hilangnya  nilai  ekonomis  selama  masa  penggunaannya.  Petani menggunakan beberapa alat lahan lama untuk melakukan usahatani jagung. Penyusutan alat meliputi parang, cangkul, sabit, terpal, tali rafiah, handspayer dan  karung. Rata-rata biaya  penyusutan  alat  adalah  sebesar  Rp  159.200  per  hektar  lahan  garapan  atau  Rp 102.710  per  hektar.  Menurut Tjakrawiralaksana  (  1983  )  bahwa  semakin  besar  jumlah alat yang digunakan dalam proses produksi, maka nilai Biaya Sarana Produksi
Biaya sarana produksi yang dikeluarkan oleh petani selalu berbeda-beda disetiap musim  tanam,  harganya  bisa  saja  murah  atau  mahal  tergantung  dari  harga  yang ditetapkan  oleh  pasar.  Berdasarkan  data  pada  Tabel  4.16,  rata-rata  biaya  untuk  sarana produksi  yang  dikelurkan  oleh  petani  responden  usahatani  jagung  sebesar  Rp 15.930,100  per  LLG  atau  Rp  10.277,484  per  hektar  dengan  biaya  sebesar  digunakan untuk  benih,  yaitu  rata-rata  sebesar  Rp  3.017,667  per  luas  lahan  garapan  atau  Rp 1.946,882 per hektar dengan kisaran harga Rp 90.000-100.000 per Kg.
Rata-rata  yang  dikeluarkan  untuk  pembelian  pupuk  pada  usahatani  jagung  di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima  penyusutan akan semakin  besar, di samping dipengaruhi  oleh  berat  ringannya  pekerjaan,  umur  pakai  serta  kualitas  alat  yang dipergunakan.  Berdasarkan  pernyataan  tersebut  dapat  dikatakan  bahwa  biaya penyusutan  alat  pada  penelitian  ini  tergolong  rendah,  karena  alat-alat  yang  digunakan jumlahnya sedikit.
Biaya tetap lainnya adalah biaya yang dikeluarkan dalam satu kali musim tanam, di luar dari biaya penyusutan alat, biaya sarana produksi dan biaya tenaga kerja. Biaya tetap  lainnya  yang  dikeluarkan  petani  responden  meliputi  biaya  pajak.  Dan  rata-rata biaya tetap lainnya yang dikeluarkan petani responden, yaitu biaya pajak lahan sebesar Rp  77.500  per  luas  lahan  Garapan  atau  Rp  50.000  per  hektar.  Kemudian  biaya  yang dikeluarkan untuk biaya sewa lahan adalah sebesar Rp 4.100,000 per luas lahan garapan atau Rp 2.645,161 per hektar.
Biaya Variabel
Biaya  variabel  yang  dikeluarkan  pada  penelitian  ini  adalah  biaya  yang dikeluarkan  petani  untuk  pembelian  saprodi  dan  tenaga  kerja  untuk  usahatani  dalam satu  kali  musim  tanam.  Biaya  saprodi  yang  dimaksud  adalah  benih,  pupuk  dan pestisidasecara keseluruhan sebesar Rp 3.023,333 per LLG atau Rp 479.886 per hektar. Pupuk  yang  digunakan  adalah  Urea,  Phoska  dan  pelangi,  dengan  rata-rata  disetiap penggunaan pupuk Urea sebesar Rp 2.280,000 per LLG atau Rp 316,34 per hektar, rata- rata biaya penggunaan pupuk phoska sebesar Rp 380.000 per LLG atau Rp 245.161 per hektar  dan  rata-rata  penggunaan  pupuk  pelangi  sebesar  Rp  363.333  per  LLG  atau  Rp 234.409.
Rata-rata  biaya  untuk pembelian pestisida pada usahatani  jagung di  Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima secara keseluruhan sebesar Rp 927.400 per LLG atau Rp 598.322  per  hektar.  Pestisida  yang  digunakan  adalah  gromosom,  rondu,  regent, Sapporo,  lindomin,  Claris  dan  bitop  dengan  rata-rata  disetiap  penggunaan  gromosom
sebesar  Rp  128.000  per  LLG  atau  Rp  82.581  per  hektar,  rata-rata  biaya  penggunaan roundup sebesar Rp 143.333 per LLG atau Rp 92.473 per hektar, rata-rata penggunaan regent  sebesar  Rp  43.067  per  LLG  atau  Rp  27.785  per  hektar,  rata-rata  penggunaan sapporo sebesar Rp 175.000 per LLG atau Rp 112.903 per hektar, rata-rata penggunaan lindomin sebesar Rp 120.000 per LLG atau Rp 77.419 per hektar, rata-rata penggunaan claris  sebesar  Rp  160.000  per  LLG  atau  Rp  103.226  per  hektar,  dan  rata-rata penggunaan bitop sebesar Rp 158.000 per LLG atau Rp 101.935 per hektar. Biaya tenaga kerja
Usahatani  jagung  memiliki  pekerjaan  yang  sangat  panjang  sehingga  pada usahatani  ini  banyak  membutuhkan tenaga kerja.  Semakin  banyak  jumlah tenaga kerja yang digunakan,  maka semakin  banyak pula  biaya  yang dikeluarkan oleh petani.  Jenis tenaga  kerja  yang  berbeda-beda  dan  berat  ringannya    pekerjaan  yang  dilakukan  oleh tenaga kerja tersebut juga mempengaruhi besarnya biaya produksi.
Tabel  12.  Rata-rata  Tenaga  kerja  Petani  Responden  pada  usahatani  jagung  di Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima Tahun 2022
NO. Jenis Kegiatan
Rata-rata Biaya Per LLG Per hektar HKO Nilai (Rp) HKO Nilai (Rp) 1. Persiapanlahan 5.47 646.667 4.17 417.204 2. Penanaman 45.60 2.553,333 29.41 1.647,312 3. Penyiangan 1 1.00 50.000 0.64 32.258 4. Penyiangan 2 0.67 33.333 0.43 21.505 5. Pemupukan 1 4.00 201.667 2.58 62.366 6. Pemupukan 2 5.17 258.333 3.33 65.593 7. Penyemprotan 1 2.50 125.000 1.61 48.389 8. Penyemprotan 2 2.43 121.667 1.56 48.387 9. Panen 44.07 2.406,667 28.43 1.552,688 10. Pengangkutan 6.33 635.172 4.08 409.789 11. Penggilingan 5.17 516.667 3.33 3.33 Jumlah 123.40 7.548,506 79.61 4.305,495
Sumber : Data Primer diolah (2022)
Rata-rata biaya tenaga kerja per hektar yang dikeluarkan oleh petani responden berbeda-beda  dari  masing-masing  jenis  pekerjaan.  Rata-rata  biaya  tenaga  kerja  yang dikeluarkan  petani  responden  usahatani  jagung  di  kecamatan  Madapagga  Kabupaten Bima  sebesar  7.548,506  per  luas  lahan  garapan  atau  Rp  4.305,495  per  hektar.  Biaya tenaga kerja yang dikeluarkan tergantung pada jumlah tenaga kerja dalam keluarga dan luar keluarga yang digunakan.

## Analisis Keuntungan Usahatani Jagung
Keutungan usahatani  merupakan  selisi antara nilai produksi dengan  biaya  yang dikeluarkan  dalam  proses  produksi  atau  pendapatan  bersih  yang  diperoleh  dari  sisa pengurangan  nilai  produksi  dengan  total  harga  biaya  produksi  yang  dikeluarkan  oleh petani pada kegiatan usahataninya. Ukuran keberhasilan usahatani ditentukan oleh besar kecilnya Keuntungan usahatani dalam setiap proses produksinya.
Berdasarkan data Tabel 4.18,bahwa rata-rata produksi usahatani  jagung sebesar Rp 11.186,667 Kg/LLG atau Rp 7.217,204 Kg/Ha.
Rata-rata  Keuntungan  petani  responden  usahatani  jagung  di  Kecamatan Madapanga  Kabupaten  Bima  sebesar  Rp  40.003,234  per  LLG  atau  Rp  25.808,538  per hektar.  Dari  aspek  efisiensi  usahatani  (R/C).  Tampak  pada  Tabel  4.18,  diperoleh  nilai R/C (Revenue  Cost  Ration) usahatani  jagung  dalam  satu  musim  lebih  besar  dari  satu (R/C > 1). Hal ini menunjukan bahwa usahatani jagung secara finansial adalah efisien, dengan  nilai  R/C  untuk  usahatani  jagung  3,51.  Nilai  R/C  =  3,51  artinya  setiap pengorbanan  (biaya  produksi)  sebesar  1.000,000,.  pada  usahatani  jagung  dapat menghasilkan penerimaan sebesar Rp 3.510,000,.
Tabel  13.  Rata-Rata  Biaya  dan  Keuntungan  Produksi  Usahatani  Jagung  di  Kecamatan Madapangga Kabupaten Bima Tahun 2022
No. Uraian BiayaVariabel lain per LLG per Ha 1. Produksiusahatanijagung(Rp) 11.186,667 7.217,204 2. Harga satuan (Rp/Kg) 5000 5000 3. Penerimaanusahatanijagung(Rp) 55. 933,333 36.086,022 4. Biaya produksi usahatani jagung (Rp) 15. 930,100 10.277,484 5. Keuntunganusahatanijagung(Rp) 40.003,234      25.808,538 R/C 3,51 3,51
Sumber : Data Primer diolah (2022)
Dilihat  dari  rata-rata  harga  jagung  Rp  5000  per  Kg,  dan  rata-rata  Keuntungan sebesar  Rp  40.003,234  per  LLG  atau  Rp  25.808,538  per  hektar.  Hal  ini  berarti  bahwa dengan  jumlah  investasi  yang dialokasikan dalam  usahatani cukup  besar dalam  jangka waktu  yang  tidak  terlalu  lama  (±  4  bulan)  dengan  perolehan  keuntungan  yang  lebih besar.  Jika  dinilai  secara  ekonomi  dapat  dikatakan  usahatani  tersebut  layak  atau menguntungkan.

## KESIMPULAN DAN SARAN

## Kesimpulan
Terbatas pada ruang lingkup penelitian maka dapat disimpulkan:
1. Faktor-faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi usahatani jagung adalah: benih (X2), urea (X3) dan penggunaan tenaga kerja (X7), sedangkan faktor produksi lainnya  pupuk  phoska  (X4),  pupuk  Pelangi  (X5)  dan  pestisida  (X6)  tidak berpengaruh nyata terhadap produksi usahatani jagung.
2. Berdasarkan  hasil  analisis  efisiensi  penggunaan  input  pada  usahatani  jagung  maka input benih (X2), pupuk urea (X3), pupuk phoska (X4) dan penggunaan tenaga kerja (X7) tergolong belum efisien karena nilai rasio efisiensi NMP/BKM > 1 maka perlu penambahan input, sedangkan untuk input Produksi pupuk pelangi (X5) dan pestisida (X6) tidak efisien karena nilai rasio efisiensi NMP/BKM < 1 dan perlu pengurangan jumlah penggunaan input produksi.
3. Keuntunganusahatani  jagung  di  Kecamatan  Madapangga  Kabupaten  Bima  tahun 2022 adalah Rp 40.003,234 per luas lahan garapan atau Rp 25.808,538 per hektar.

## Saran
1. Diharapkankepadapetaniuntukmengurangipenggunaanfaktorproduksipupuk urea, phoska, Pelangi dan tenagakerjasehinggaakanberdampak pada kehematanbiaya yang dikeluarkan dan untukpupukpetanibisamenggantinyadenganpupukorganik.
2. Diharapkan  kepada  petani  responden  untuk  lebih  aktif  dalam  kegiatan  penyuluhan yang  diadakan  oleh  PPL  setempat  agar  petani  responden  di  Kecamatan MadapanggaKabupatenBima  dapat  meningkatkan  pengetahuan  khususnya  dalam proses usahatanijagung.
3. Pemerintah hendaknya memfasilitasi peningkatan produksi dan pemasaran usahatani jagung sehingga petani dapat meningkatkan pendapatannya.

## DAFTAR PUSTAKA
Anggraini,  D.  (2017). Analisis  Tingkat  Pendapatan  Usahatani  Jagung  Pipilan  Di Kabupaten Serang Provinsi Banten. Jurnal Agribisnis Terpadu. Vol. 10 (1): 92. BPS Nusa Tenggara Barat, (2019). NTB Dalam Angka . Mataram Ghozali,  Imam.  (2011). Aplikasi  Analisis  Multivariate  dengan  Program  SPSS. Universitas  Diponogoro.  Semarang.  Noor,  H.  Faizal.  2007. Ekonomi  Majerial . Raja Grafindo Persada. Jakarta.
Gujarati, D., (1995). Ekonometrika Dasar . Cetakan ke-4. Erlangga. Jakarta. Hadisapoetra  S,  (1973). Biaya  Dan  Pendapatan  Dalam  Usahatani .  Departemen Ekonomi Pertanian. Fakultas Pertanian UGM Yogyakarta.
Mardani, T.M. Nur dan Halus Satriawan,  (2017). Analisis Usahatani Tanaman Pangan Jagung di Kecamatan Juli Kabupaten Bireuen . Jurnal Pertanian, 1(s) 203. Noor,  Juliansyah,  2016. Metodologi  Penelitian:  Skripsi,  Tesis,  Disertasi,  &  Karya Ilmiah . Jakarta: Prenadamedia Group. Pudjosumarto,  M.,  (1985). Analisis  Efisiensi  Usahatani  Tanaman  Pertanian .  Bina Aksara. Jakarta.
Ridwan. 2005. Skala Pengukuran Variabel-Variabel Penelitian: Alfabeta. Bandung. Rusdianto, ( 2019 ) . Analisis  Kelayakan  Usaha  Petani  Jagung  Di  Desa  Garing Kecamatan  Tompobulu  Kabupaten  Gowa . Universitas  Muhammadiya  Makassar. Makkasar.
Simanjuntak, Payaman. (1985). Pengantar Ekonomi Sumber Daya Manusia. Jakarta:LP- FEUI. Soekartawi, (2005). Agribisnis Teori dan Aplikasi . PT. Raja Grafindo Persada. Jakarta.
Sri  Yuliarti,  Suparmin,  Efendy,  2022. Analisis  Kelayakan  Usahatani  Jagung  di  Desa Bantulanteh Kecamatan terano Kabupaten Sumbawa . Jurnal  Agrimansion. Vol. 23  No.2  (2022).  Agustus  2022.  Jurusan  Sosial  Ekonomi  Pertanian,  Fakultas Pertanian Universitas Mataram.
Surakhmat,W.,  (1989). Pengantar  Ilmiah  Dasar  Dan  Teknik  Pesearch .  Tarsito. Bandung.
Suratiyah, Ken, (2015) . IlmuUsahatani . PenebarSwadaya. Cibubur. Yuliana,  Putri,  (2018). Analisis  Kelayakan  Usahatani  Jagung  (Zea  Mays  L.).
Universitas Muhammadiyah Sumatera Utara. Medan.