pISSN 1412-8241  eISSN 2621-1246
ANALISIS EFISIENSI EKONOMI PENGGUNAAN FAKTOR PRODUKSI PADA BEBERAPA JENIS USAHATANI SAYURAN DI KECAMATAN SUNGAI GELAM KABUPATEN MUARO JAMBI
Anita Sisilia Silitonga 1) ,Yusma Damayanti 2) dan Saidin Nainggolan 2)
1) Alumni Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi,
2) Staf Pengajar Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi
Email: anitasisilias@ymail.com

## ABSTRAK
Penelitian ini bertujuan: (1) menganalisis pengaruh faktor produksi terhadap jumlah produksi usahatani sayuran (sawi, bayam dan kangkung) di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi, dan (2) menganalisis efisiensi ekonomi penggunaan faktor produksi beberapa jenis usahatani sayuran (sawi, bayam dan kangkung) di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi. Penelitian ini dilaksanakan pada tanggal 31 Agustus hingga 31 September 2015 di dua desa yaitu Desa Kebon IX dan Desa Mekar Jaya pada beberapa jenis usahatani sayuran yaitu sawi, bayam dan kangkung di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi. Masing-masing usahatani sayuran  terdiri  dari  30  orang  petani.  Metode  yang  digunakan  adalah  analisis  regresi  linier  berganda  dengan menggunakan model fungsi produksi Cobb-Douglas dan analisis efisiensi ekonomi.
Hasil  analisis  regresi  menunjukkan  bahwa  penggunaan  faktor  produksi  secara  bersama-sama berpengaruh nyata terhadap produksi sawi, bayam dan kangkung. Secara parsial faktor produksi luas lahan, benih dan pupuk kandang masing-masing berpengaruh nyata terhadap produksi sawi dan kangkung, sedangkan luas lahan, benih dan pupuk urea berpengaruh nyata terhadap produksi bayam. Hasil analisis efisiensi ekonomi penggunaan faktor produksi yang belum efisien pada usahatani sawi yaitu luas lahan, benih dan pupuk kandang, pada usahatani bayam meliputi luas lahan, benih dan pupuk urea, sedangkan pada usahatani kangkung meliputi benih  dan  pupuk  kandang.  Oleh  karena  itu  penggunaan  faktor  produksinya  perlu  ditambah,  agar  mencapai efisien.
Kata kunci: Efisiensi Ekonomi, Faktor Produksi, Usahatani Sayuran.

## ABSTRACT
This study aims to: (1) analyze the influence of factors of production to the amount of farm production of  vegetables  (collards,  spinach  and  kale)  in  Sungai  Gelam  Muaro  Jambi,  and  (2)  to  analyze  the  economic efficiency of use of production factors some kind of vegetables farming (collards, spinach and kale) in Sungai Gelam Muaro Jambi. The research was conducted on 31 August to 31 September 2015 in two villages of Kebon IX and Mekar Jaya Village on some types of vegetables farming are collards, spinach and kale in Sungai Gelam Muaro Jambi. Each vegetable farm consists of 30 farmers. The method used is multiple linear regression analysis using a model of the Cobb-Douglas production function and the analysis of economic efficiency.
Regression  analysis  showed  that  the  use  of  production  factors  together  significantly  affected  the production of collards, spinach and kale. Partially factors of production land, seeds and manure each significant effect on the production of collards and kale, while the area of land, seed and fertilizer urea significant effect on the production of spinach. Results of the analysis of economic efficiency of use of factors of production are not efficient at farming collards namely land, seed and manure, the spinach farm covers an area of land, seed and fertilizer urea, while the spinach farm includes seed and manure. Therefore the use of factors of production should be increased, in order to achieve efficient.
Keywords: Economic Efficiency, Production Factor, Vegetables Farm

## PENDAHULUAN
Komoditas tanaman hortikultura merupakan salah satu komoditas pertanian yang strategis dan  merupakan  salah  satu  sub  sektor  penting  dalam  pembangunan  pertanian.  Pembangunan pertanian  diarahkan  untuk  meningkatkan  pendapatan  dan  taraf  hidup  petani,  memperluas kesempatan kerja serta mengisi dan memperluas pasar. Salah satu komoditas hortikultura yang dapat memberikan pendapatan bagi petani adalah sayuran. Sayuran mempunyai nilai ekonomis yang tinggi karena umur tanaman sayuran yang relatif pendek sehingga dapat dengan cepat menghasilkan dan dapat terserap cepat di pasar karena merupakan salah satu komponen susunan menu keluarga yang tidak dapat ditinggalkan.
Namun,  tanaman  hortikultura  khususnya  sayuran    mempunyai  karakteristik  tertentu  yaitu produk mudah rusak, komponen utama mutu produk ditentukan oleh air dan bukan oleh kandungan bahan kering karena konsumsinya dalam keadaan segar, ketersediaan produk bersifat musiman, dan harga produk ditentukan oleh kualitas bukan kuantitas. Adapun ciri-ciri produk diatas menjelaskan bahwa pembudidayaan tanaman hortikultura harus dilakukan secara intensif, mulai dari pemanenan, pengangkutan,  sampai  pada  pemasaran.  Oleh  karena  itu,  budidaya  tanaman  hortikultura  bersifat padat modal dan padat karya. Secara ringkas dapat dikatakan bahwa tanaman hortikultura adalah tanaman yang pembudidayaannya menghendaki masukan (input) yang tinggi, namun menghasilkan keluaran  (output)  yang  juga  tinggi  per  satuan  luas  per  satuan  waktu  (Zulkarnain,  2010).  Sayuran merupakan jenis produk pertanian yang dikonsumsi setiap saat, sehingga sayuran mempunyai nilai jual  cukup  tinggi.  Adapun  beberapa  jenis  sayuran  yang  berpotensi  untuk  diusahakan  sekaligus memberi  keuntungan  yang  cukup  tinggi  antara  lain  sawi,  bayam,  kangkung,  mentimun,  kacang panjang  dan  sayuran  semusim  lainnya.  Sayuran  daun  seperti  sawi,  bayam  dan  kangkung  adalah beberapa jenis sayuran yang paling banyak diusahakan karena dilihat dari aspek budidayanya sangat mudah  dibanding  dengan  jenis  tanaman  sayuran  lainnya.  Selain  itu,  masa  tanamnya  yang  relatif pendek yaitu antara 1-1,5 bulan per musim tanam dapat dengan cepat mendapatkan hasil.
Provinsi  Jambi  tahun  2013  dengan  luas  panen  20.157  Ha,  mampu  menghasilkan  produksi sayuran  sebesar  237.225  ton.  Pencapaian  produksi  pada  tahun  2013  ini  masih  tergolong  rendah dibandingkan dengan produksi sayuran pada tahun 2010 yang mencapai 1.786.842 ton dengan luas panen 19.570 Ha. Kenaikan atau penurunan produksi terjadi sebagian besar disebabkan oleh faktor cuaca  dan  iklim  yang  tidak  menentu  serta  perubahan  penggunaan  faktor-faktor  produksi.  Pada dasarnya  petani  akan  mengubah  penggunaan  faktor-faktor  produksi  apabila  dapat  meningkatkan pendapatannya. Kabupaten Muaro Jambi merupakan salah satu daerah penghasil sayuran di Provinsi Jambi.  Kabupaten  Muaro  Jambi  dengan  luas  panen  seluas  1300  Ha  mampu  memproduksi  sayuran sejumlah 5052 ton dengan tingkat produktivitas 3,88 ton/Ha. Luas panen dan produktivitas tanaman sayuran di Kabupaten Muaro Jambi relatif kecil dibandingkan dengan kabupaten lain di Provinsi Jambi. Kabupaten Muaro Jambi termasuk dalam kategori wilayah dataran rendah dimana pada wilayah ini memiliki ketinggian dari 0-100 meter di atas permukaan laut. Namun, kelebihan dari beberapa jenis sayuran seperti sawi, bayam dan kangkung adalah dapat tumbuh baik di berbagai ketinggian, baik dataran rendah maupun dataran tinggi. Beberapa jenis sayuran daun seperti sawi, bayam, kangkung di  Kabupaten  Muaro  Jambi  terdapat  di  beberapa  kecamatan,  salah  satu  diantara  kecamatan  yang paling  banyak  mengusahakan  beberapa  jenis  sayuran  tersebut  adalah  Kecamatan  Sungai  Gelam. Kecamatan Sungai Gelam merupakan luas areal tanam sayuran daun terbesar di Kabupaten Muaro Jambi.  Kecamatan  ini  juga  merupakan  salah  satu  pemasok  sayur-sayuran  bagi  masyarakat  di  Kota Jambi karena antara pasar dengan tempat produksi sayuran cukup terjangkau selain itu juga karena beberapa jenis sayuran tersebut memliki nilai komersial yang relatif baik. Kecamatan Sungai Gelam terdiri dari 15 Desa, dimana dua diantaranya merupakan desa terbesar dalam memproduksi beberapa jenis  sayuran  yaitu  Desa  Kebon  IX  dan  Desa  Mekar  Jaya.  Pemilihan  lokasi  penelitian  di  dua  desa tersebut  selain  terbesar  dalam  memproduksi  sayuran,  juga  karena  menurut  penyuluh  pertanian lapangan  di  daerah  penelitian  (PPL)  desa  tersebut  merupakan  wilayah  yang  di  arahkan  dalam pengembangan usahatani sayuran di Kecamatan Sungai Gelam.
Pada tahun 2012 hingga 2013 produktivitas beberapa jenis sayuran terlihat stabil seperti sawi yaitu 3,2 ton/Ha, bayam dan kangkung sebesar 1,6 ton/Ha, namun jika dibandingkan dengan skala produktivitas sayuran daun seperti sawi, bayam dan kangkung di wilayah dataran rendah seharusnya mampu  mencapai  5-10  ton/Ha  tiap  tahunnya  (Nazaruddin,  1999).  Hal  ini  menunjukkan  bahwa produktivitas  beberapa  jenis  sayuran  tersebut  di  Kecamatan  Sungai  Gelam  masih  sangat  jauh tertinggal. Rendahnya tingkat produktivitas usahatani disebabkan oleh faktor dari dalam lingkungan usahatani.  Salah  satu  faktor  dari  dalam  lingkungan  usahatani  adalah  faktor-faktor  produksi. Penggunaan  faktor-faktor  produksi  dinilai  sangat  penting  karena  mempunyai  pengaruh  terhadap produksi yang dihasilkan. Menurut Nurung 2002 dalam Wibisono (2011) penggunaan faktor produksi dalam  usahatani  dilaksanakan  secara  turun-menurun,  sehingga  penggunaan  faktor  produksi  tidak ditakar secara persis. Hal ini yang menyebabkan penggunaan faktor produksi tidak efisien. Efisiensi produksi secara ekonomis memerlukan prasyarat informasi harga jual produksi dan harga beli faktor- faktor  produksi  yang  digunakan  dalam  usahatani.  Hal  ini  yang  menyebabkan  penilaian  efisiensi produksi  secara  ekonomis  disebut  sebagai  efisiensi  harga.  Untuk  memperoleh  nilai  produksi  yang ekonomis maka petani harus menggunakan faktor produksi dengan ketentuan Nilai Produk Marginal (NPM) dengan harga masing-masing faktor produksi sama besarnya. Nilai Produksi Marginal (NPM) dari setiap unit tambahan output sama dengan harga dari setiap unit input (Pxi).
Berdasarkan  latar  belakang  diatas,  maka  tujuan  dalam  penelitian  ini  adalah  (1)  untuk mengetahui faktor-faktor apa saja yang mempengaruhi produksi usahatani sayuran (sawi, bayam dan kangkung) di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi dan (2) untuk menganalisis efisiensi ekonomi penggunaan faktor produksi beberapa jenis usahatani sayuran (sawi, bayam dan kangkung) di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi.

## METODE PENELITIAN
Penelitian ini dilaksanakan di Desa Kebon IX dan Desa Mekar Jaya di Kecamatan Sungai Gelam dengan penarikan sampel yang dilakukan secara sengaja (purposive) dengan pertimbangan bahwa kedua desa tersebut merupakan desa dengan daerah terluas dalam mengusahakan sayuran daun di Kecamatan  Sungai  Gelam.  Penentuan  sampel  responden  di  Desa  Kebon  IX  dan  Desa  Mekar  Jaya dilakukan dengan teknik Snowball Sampling (pengambilan sampel bola salju). Dengan teknik ini, mula- mula  peneliti  mencari  responden  yang  sesuai  dengan  kriteria  yang  ditetapkan,  kemudian  dari responden  ini  akan  menunjuk  atau  mengajak  temannya  yang  lain  untuk  dijadikan  sampel,  dan seterusnya sehingga jumlah sampel semakin banyak (Rianse, Usman dan Abdi, 2012).
Jika terdapat satu orang petani mengusahakan minimal salah satu jenis sayuran dari beberapa jenis sayuran yang ditentukan (sawi, bayam dan kangkung) maka petani tersebut sudah bisa dikatakan sebagai responden. Apabila terdapat lebih dari 30 petani yang masing-masing petani mengusahakan ketiga  jenis  sayuran  tersebut  diatas,  maka  responden  yang  diambil  adalah  30  orang  petani  yang mengusahakan  ketiga  jenis  sayuran  tersebut.  Hal  ini  menandakan  bahwa  penentuan  responden disesuaikan  dengan  kondisi  lapangan.  Objek  dalam  penelitian  ini  adalah  petani  yang  melakukan usahatani  sayuran  untuk  beberapa  jenis  sayuran  seperti  sawi,  bayam  dan  kangkung.  Adapun pelaksanaan penelitian ini dilaksanakan pada tanggal 31 Agustus 2015 sampai tanggal 31 September 2015.
Untuk  mengkaji  hubungan  fungsional  antara  faktor-faktor  produksi  dengan  produksi  pada usahatani sayuran sawi, bayam dan kangkung digunakan analisis regresi dengan model fungsi produksi Cobb-Douglas. Persamaan fungsi tersebut dapat ditulis sebagai berikut :
Y i = aX 1 b 1 . X 2 b 2 . X 3 b 3 . X 4 b 4 . X 5 b 5 . X 6 b 6 . eµ Keterangan : Y i = Produksi sayuran ke-i (Kg/MT) a
= Konstanta
X 1
= Luas lahan (Ha)
X 2 = Benih (Kg)
X 3 = Pupuk kandag (Kg) X 4
= Pupuk urea (Kg)
X 5
= Pestisida (Liter)
X 6 = Tenaga kerja (HOK) b 1 -b 6 = Koefisien regresi variabel X 1 – X 6 i = Sawi (Kg/MT), Bayam ( Kg/MT ) dan Kangkung ( Kg/MT )
u
= Kesalahan (disturbance term)
Untuk  memudahkan  pendugaan  terhadap  persamaan  di  atas,  maka  persamaan  tersebut ditransformasikan ke dalam bentuk Logaritma :
LogY i = 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 + µ Untuk menguji apakah variabel – variabel bebas secara bersama-sama berpengaruh terhadap variabel terikat digunakan uji F dengan menghitung terlebih dahulu besarnya variabel tidak bebas yang dapat  diterangkan  oleh  variabel  bebas  yang  dapat  dihitung  dengan  menggunakan  koefisien determinasi (R 2 ) (Gujarati, 2003)
R " = $ % ∑ ( % ) % ∑  ) %*
Untuk mengetahui pengaruh masing-masing masukan terhadap hasil produksi sayuran sawi, bayam dan kangkung digunakan uji keberartian koefisien regresi dengan uji t, dengan rumus sebagai berikut :
t hit = b i /Sb i Dimana : T hit = nilai t hitung b i = koefisien regresi perkiraan ke-b i
Sb i
= standard error perkiraan ke- b i
i = 1,2,3,.....6
Dengan hipotesis : Hi = bi = 0 Pada tingkat signifikasi α sebesar 5% maka:
a. Jika  t  hitung    ≤    t  tabel  :  Hi  ditolak  berarti  input  ke-i  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  hasil produksi sayuran sawi, bayam dan kangkung.
b. Jika  t  hitung    >    t  tabel  :  Hi  diterima  berarti  masukan  ke-i  berpengaruh  nyata  terhadap  hasil produksi sayuran sawi, bayam dan kangkung.
Untuk mengkaji penggunaan faktor produksi yang berupa luas lahan, benih, pupuk kandang, pupuk urea, pestisida dan tenaga kerja pada usahatani sawi, bayam dan kangkung mencapai tingkat efisiensi  ekonomi  tertinggi,  persamaan  demikian  tidaklah  cukup,  sehingga  masing-masing  harus dikalikan dengan harga hasil produksinya, persamaannya menjadi:
𝑃 , -./ 01 . 01 = 𝑃 , -./ 0* . 0* = 𝑃 , -./ 02 . 02 = 𝑃 , -./ 03 . 03 = 𝑃 , -./ 04 . 04 = 𝑃 , -./ 05
. 05 = 1
Dimana : NPMx i = Nilai produk marginal untuk masukan X i
Px i = Harga masukan X i
Py = Harga hasil produksi
Kriteria yang digunakan sebagai berikut :
a. Apabila nilai : (NPMx i )/(Px i )  = 1 :
b. Apabila nilai : (NPMx i )/(Px i )  > 1 :
c. Apabila nilai : (NPMx i )/(Px i )  < 1 :
artinya  pengunaaan  input  x i mencapai  nilai  efisiensi ekonomi artinya  pengunaaan  input  x i belum  mencapai  nilai  efisiensi ekonomi artinya pengunaaan input x i tidak efisien

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Identitas Petani Umur
Umur  dapat  mempengaruhi  fisik  dan  cara  berpikir  petani.  Secara  umum  dapat  dikatakan bahwa petani yang masih berusia muda dan sehat fisik maupun mentalnya akan memiliki kemampuan fisik dan produktivitas kerja yang lebih tinggi. Menurut Hernanto (1991), pada umumnya petani yang berumur makin tua, pertimbangan dan pengambilan keputusannya relatif lama dibandingkan petani yang berumur lebih muda dan sehat, memiliki kemampuan fisik yang lebih cepat menerima hal-hal baru  yang  dianjurkan,  karena  petani  yang  berusia  muda  lebih  berani  mengambil  resiko.  Dari  hasil penelitian terhadap 41 orang petani sayuran di daerah penelitian, umur petani responden berkisar antara 33 tahun sampai dengan 75 tahun. Untuk lebih jelasnya, dapat dilihat pada tabel berikut ini : Tabel  1.  Distribusi  Frekuensi  Dan  Persentase  Petani  Responden  Berdasarkan  Umur  Di    Daerah Penelitian Tahun 2015
Umur (Tahun) Frekuensi (Orang) Persentase (%) 33 – 39 10 24,39 40 – 46 9 21,95 47 – 53 12 29,26 54 – 60 5 12,19 61 – 67 2 4,87 68 – 74 2 4,87 75 – 81 1 2,43 Jumlah 41 100
Tabel 1 menjelaskan bahwa umur petani responden yang paling banyak atau dominan berada pada interval 47 – 53 tahun yaitu sebanyak  12 orang dengan persentase sebesar 29,26 % dari total petani  responden.  Dari  data  tersebut  dapat  diketahui  bahwa  mayoritas  petani  responden  yang berusahatani sayuran di Kecamatan Sungai Gelam merupakan petani yang berada pada usia produktif. Pernyataan tersebut didukung oleh pernyataan Hernanto (1991), usia produktif berada pada usia 15- 50  tahun.  Dengan  kondisi  petani  responden  yang  rata-rata  berumur  produktif  maka  diharapkan mampu mengelola usahataninya secara maksimal guna meningkatkan produksi.

## Pengalaman Berusahatani
Menurut Suratiyah (2011), kecakapan seseorang menentukan kinerja seseorang. Seseorang yang  lebih  cakap  tentu  saja  prestasinya  lebih  tinggi  dibandingkan  dengan  yang  kurang  cakap. Kecakapan  ditentukan  oleh  pendidikan,  pengetahuan  dan  pengalaman.  Jadi,  semakin  lama pengalaman dalam berusahatani maka semakin cakap petani tersebut karena petani dapat belajar dari  pengalaman  yang  telah  lalu  untuk  menuju  yang  lebih  baik,  karena  pengalaman  merupakan pendidikan non-formal yang sangat bermanfaat. Tingkat pengalaman berusahatani petani di daerah penelitian dapat dilihat pada tabel berikut :
Tabel  2.  Distribusi  Frekuensi  Dan  Persentase  Petani  Responden  Berdasarkan  Pengalaman Berusahatani Di Daerah Penelitian Tahun 2015
Pengalaman Berusahatani (Tahun) Jumlah (orang) Persentase (%) 4-8 5 12,19 9-13 3 7,31 14-18 14 34,14 19-23 13 31,70 24-28 3 7,31 29-33 3 7,31 Jumlah 41 100
Berdasarkan Tabel 2, menunjukkan bahwa sebagian besar petani responden berpengalaman usahatani berada pada interval 14-18 tahun yaitu terdapat 14 orang petani dengan persentase 34,14 %  dari  total  petani.  Keadaan  petani  responden  di  daerah  penelitian  ini  dapat  dikatakan  sudah berpengalaman dalam berusahatani sehingga kemungkinan besar lebih mampu mengelola usahatani dengan  baik  dan  mampu  menghasilkan  produk  yang  berkualitas,  serta  mampu  meningkatkan kuantitas produksi sayuran.

## Jumlah Anggota Keluarga
Jumlah  anggota  keluarga  sangat  berperan  dalam  pengelolaan  usahatani,  karena  semakin banyak jumlah anggota keluarga maka semakin tinggi kebutuhan yang harus di penuhi oleh petani dan semakin  tinggi  tanggung  jawab  petani  untuk  memenuhi  kebutuhan.  Menurut  Hernanto  (1991), menyatakan bahwa jumlah anggota keluarga sangat berpengaruh dalam pengelolaan suatu kegiatan ekonomi, khususnya terhadap kegiatan ekonomi pada usahatani petani tersebut. Untuk mengetahui jumlah anggota keluarga petani sayuran di daerah penelitian dapat dilihat pada tabel berikut :
Tabel  3.  Distribusi  Frekuensi  Dan  Persentase  Petani  Responden  Berdasarkan  Jumlah  Anggota
Keluarga Petani Di Daerah Penelitian Tahun 2015 Jumlah Anggota Keluarga (orang) Jumlah (orang) Persentase (%) 2-3 19 46,34 4-5 20 48,78 6-7 2 4,87 Jumlah 41 100
Berdasarkan Tabel 3, dapat diketahui bahwa jumlah anggota keluarga petani responden yang paling dominan berada pada interval 4 – 5 orang, yaitu sebanyak 20 orang dengan persentase 48,78 % dari total petani. Jumlah anggota keluarga sangat berkaitan dengan penggunaan tenaga kerja dari dalam keluarga. Apabila anggota keluarga berada dalam usia produktif atau tidak sekolah maka dapat membantu dalam pengelolaan usahatani sayuran sehingga tidak perlu mengeluarkan banyak biaya tenaga  kerja  dari  luar  keluarga.  Jika  pengeluaran  biaya  tenaga  kerja  kecil  maka  pendapatan  yang diperoleh petani dari usahatani juga akan lebih besar.

## Penggunaan Faktor Produksi Usahatani Sayuran
Alokasi  penggunaan  faktor  –  faktor  produksi  merupakan  kunci  utama  dalam  mencapai produksi yang tinggi dari suatu usahatani. Secara umum input yang digunakan diantaranya adalah lahan, benih, pupuk, obat-obatan dan tenaga kerja. Penggunaan faktor-faktor produksi pada beberapa jenis usahatani sayuran dapat dilihat pada Tabel 4:
Tabel 4. Rata-rata Penggunaan Faktor Produksi Pada Beberapa Jenis Usahatani Sayuran di Daerah
Penelitian Tahun 2015 No Faktor Produksi Rata-rata Sawi Bayam Kangkung 1 Luas Lahan (X 1 ) (Ha) 0,07 0,058 0,04 2 Benih (X 2 ) (Kg) 0,31 1,55 3,46 3 Pupuk Kandang (X 3 ) (Kg) 310,3 292,66 271 4 Pupuk Urea (X 4 ) (Kg) 4,16 3,33 3,35 5 Pestisida (X 5 ) (Ltr) 0,13 0,07 0,058 6 Tenaga Kerja (x 6 ) (HOK) 13 7,41 9,48
Dari  Tabel  4  diatas  terlihat  bahwa  petani  sampel  di  daerah  penelitian  ini  memiliki  dan menggunakan faktor produksi tersebut pada kegiatan usahatani sayuran. Penggunaan secara efisien faktor produksi pada beberapa jenis usahatani sayuran di daerah penelitian ini perlu diterapkan untuk meningkatkan produksi sayuran.
Analisis Regresi Fungsi Produksi Cobb-Douglas Untuk menduga hubungan antara produksi (Y i ) sebagai variabel terikat ( dependent variable ) dengan  faktor  produksi  (X i )  yang  diduga  mempengaruhi  Y  sebagai  variabel  bebas  ( independen variable ) digunakan fungsi produksi Cobb-Douglas. Dalam perhitungan, fungsi produksi Cobb-Douglas dapat  diubah  dalam  bentuk  regresi  linier  berganda  dengan  cara  ditransformasikan  dalam  bentuk logaritma. Regresi linier berganda ini di analisis dengan menggunakan program Eviews 7.

## Sawi
Hasil analisis regresi untuk jenis sayuran sawi dapat dilihat pada tabel dibawah ini
Tabel 5. Hasil Estimasi Fungsi Produksi Cobb-Douglas Pada Usahatani Sayuran Sawi
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LGX1 0.502001 0.231388 2.169520 0.0406 LGX2 0.276955 0.124717 2.220666 0.0365 LGX3 0.298817 0.137035 2.180594 0.0397 LGX4 0.007484 0.083356 0.089778 0.9292 LGX5 -0.030995 0.079216 -0.391267 0.6992 LGX6 -0.017661 0.176148 -0.100263 0.9210 C 6.265099 1.346535 4.652755 0.0001 R-squared 0.944285 Adjusted R-squared 0.929751 F-statistic 64.96915 Prob(F-statistic) 0.000000
Dari hasil estimasi di atas dapat dituliskan persamaaan untuk usahatani sayuran sawi di daerah penelitian sebagai berikut :
Y sawi =  1840772 . X 1 0,502 . X 2 0,276 . X 3 0,298 . X 4 0,007 . X 5 -0,030 . X 6 -0,017
Uji  koefisien  determinasi  digunakan  untuk  mengetahui  seberapa  besar  proporsi  dari  faktor-faktor produksi berpengaruh terhadap hasil produksi. Hasil analisis dengan program eviews 7 dapat dilihat pada nilai Adjusted R-squared  sebesar 0,929. Hal ini berarti 92,9 persen variasi hasil produksi sayuran sawi dipengaruhi oleh faktor-faktor produksi yang terdapat dalam model, sedangkan sisanya sebesar 7,1 persen dipengaruhi oleh faktor-faktor lain diluar model.
Pengaruh  penggunaan  faktor  –  faktor  produksi  secara  bersama  –  sama  terhadap  jumlah produksi sayuran sawi yang dihasilkan dapat diketahui dengan menggunakan uji F, dari hasil analisis diperoleh  nilai  pada  F-statistic  sebesar  64,96915  dengan  probabilitas  sebesar  0,000000.  Nilai probabilitas yang lebih kecil dari alfa (0,05) menunjukkan hasil yang signifikan, artinya variabel bebas yang terdapat dalam model secara bersama-sama berpengaruh terhadap produksi sayuran sawi di Kecamatan Sungai Gelam. Hasil penelitian ini sesuai dengan yang dilakukan oleh Etik Purnami dkk (2012)  pada  komoditas  sawi  di  Kelurahan  Maharatu  Kecamatan  Marpoyan  Damai  Kota  Pekanbaru yang menyatakan bahwa secara bersama-sama variabel benih, pupuk kandang, pupuk urea, pupuk NPK, pestisida dan tenaga kerja berpengaruh terhadap produksi sawi.
Pengaruh  faktor  produksi  terhadap  produksi  sawi  secara  parsial  dapat  diketahui  dengan melihat nilai probabilitas pada masing-masing variabel faktor produksi. Nilai probabilitas yang lebih kecil  dari  alfa  (0,05)  menunjukkan  hasil  yang  signifikan  pada  tingkat  kepercayaan  95  persen. Berdasarkan hasil analisis diatas, didapat bahwa nilai probabilitas faktor produksi luas lahan (x 1 ), benih (x 2 ) dan pupuk kandang (x 3 ) lebih kecil dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara parsial atau individu variabel bebas tersebut berpengaruh nyata terhadap produksi sayuran sawi. Sedangkan, nilai probabilitas faktor produksi yang meliputi pupuk urea (x 4 ), pestisida (x 5 ) dan tenaga kerja (x 6 ) lebih besar dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara parsial atau individu variabel bebas tersebut tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sayuran sawi.
Luas  lahan  berpengaruh  terhadap  produksi  sawi  dengan  elastisitas  sebesar  0,502  dan bertanda positif yang berarti bahwa kenaikan luas lahan sebesar 1 % akan meningkatkan produksi sebesar 0,502 persen ( cateris paribus ). Luas lahan yang dimiliki petani sayuran di daerah penelitian mempengaruhi produksi yang akan diperoleh. Hal ini sesuai dengan teori menurut Suratiyah (2011) yang menyatakan bahwa dipandang dari sudut efisiensi, semakin luas lahan yang diusahakan maka semakin tinggi produksi dan pendapatan per kesatuan luasnya.
Benih  berpengaruh  terhadap  produksi  sawi  dengan  elastisitas  sebesar  0,276  dan  bertanda positif  yang  berarti  bahwa  kenaikan  benih  sebesar  1  persen  akan  meningkatkan  produksi  sebesar 0,276  persen.  Benih  yang  bermutu  menjanjikan  produksi  yang  baik  dan  bermutu  pula  jika  diikuti dengan perlakuan agronomi yang baik dan input teknologi yang berimbang. Sebaliknya, bila benih yang digunakan tidak berkualitas baik maka produksinya banyak tidak menjanjikan atau tidak lebih baik dari penggunaan benih bermutu. Penggunaan benih berkualitas diharapkan mampu mengurangi berbagai faktor resiko kegagalan panen.
Pupuk  kandang  berpengaruh  terhadap  produksi  sawi  dengan  elastisitas  sebesar  0,298  dan bertanda positif yang berarti bahwa kenaikan pupuk kandang sebesar 1 persen akan meningkatkan produksi sawi sebesar 0,298 persen. Produksi sawi dapat ditingkatkan melalui budidaya yang baik, yaitu pemeliharaan dan pemupukan yang tepat. Pemupukan dengan menggunakan pupuk kandang (kotoran  ayam,  kotoran  sapi  dan  kotoran  kambing)  sangat  baik  untuk  pertumbuhan  sawi  dengan kualitas yang baik dan dapat meningkatkan produksi sawi caisim (Lingga, 1991).

## Bayam
Hasil analisis regresi untuk jenis sayuran bayam dapat dilihat pada tabel dibawah ini: Tabel 6. Hasil Estimasi Fungsi Produksi Cobb-Douglas Pada Usahatani Sayuran Bayam
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LGX1 0.373871 0.169363 2.207515 0.0375 LGX2 0.306523 0.114900 2.667740 0.0137 LGX3 0.233386 0.112741 2.070097 0.0499 LGX4 0.186658 0.085922 2.172412 0.0404 LGX5 0.039843 0.056881 0.700452 0.4907 LGX6 -0.009109 0.087330 -0.104300 0.9178 C 6.121216 1.090479 5.613328 0.0000 R-squared 0.984102 Adjusted R-squared 0.979954 F-statistic 237.2847 Prob(F-statistic) 0.000000
Dari  hasil  estimasi  di  atas  dapat  dituliskan  persamaaan  untuk  usahatani  sayuran  bayam  di daerah penelitian sebagai berikut :
Y bayam =  1321295,634. X 1 0,373 . X 2 0,306 . X 3 0,233 . X 4 0,186 . X 5 0,039 . X 6 -0,009
Uji  koefisien  determinasi  digunakan  untuk  mengetahui  seberapa  besar  proporsi  dari  faktor-faktor produksi berpengaruh terhadap hasil produksi. Hasil analisis dengan program eviews 7 dapat dilihat pada nilai Adjusted R-squared  sebesar 0,979. Hal ini berarti 97,9 persen variasi hasil produksi sayuran bayam  dipengaruhi  oleh  faktor-faktor  produksi  yang  terdapat  dalam  model,  sedangkan  sisanya sebesar 2,1 persen dipengaruhi oleh faktor-faktor lain diluar model.
Pengaruh  penggunaan  faktor  –  faktor  produksi  secara  bersama  –  sama  terhadap  jumlah produksi sayuran bayam yang dihasilkan dapat diketahui dengan menggunakan uji F, dari hasil analisis diperoleh  nilai  pada  F-statistic  sebesar  237.2847  dengan  probabilitas  sebesar  0,000000.  Nilai probabilitas yang lebih kecil dari alfa (0,05) menunjukkan hasil yang signifikan, artinya variabel bebas yang terdapat dalam model secara bersama-sama berpengaruh terhadap produksi sayuran bayam di Kecamatan Sungai Gelam. Hasil analisis regresi ini sesuai dengan hipotesis awal yang diajukan dalam
penelitian, dimana diduga faktor produksi luas lahan, benih, pupuk, pestisida dan tenaga kerja secara bersama-sama berpengaruh terhadap jumlah produksi usahatani sayuran bayam di Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi.
Pengaruh  faktor  produksi  terhadap  produksi  bayam  secara  parsial  dapat  diketahui  dengan melihat nilai probabilitas pada masing-masing variabel faktor produksi. Nilai probabilitas yang lebih kecil  dari  alfa  (0,05)  menunjukkan  hasil  yang  signifikan  pada  tingkat  kepercayaan  95  persen. Berdasarkan hasil analisis diatas, didapat bahwa nilai probabilitas faktor produksi luas lahan (x 1 ), benih (x 2 ) dan pupuk urea (x 4 ) lebih kecil dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara  parsial  atau  individu  variabel  bebas  tersebut  berpengaruh  nyata  terhadap  produksi  bayam. Sedangkan nilai probabilitas yang meliputi pupuk kandang (x 3 ), pestisida (x 5 ) dan tenaga kerja (x 6 ) lebih besar dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara parsial atau individu variabel bebas tersebut tidak berpengaruh nyata terhadap produksi bayam.
Luas  lahan  berpengaruh  terhadap  produksi  bayam  dengan  elastisitas  sebesar  0,373  dan bertanda  positif  yang  berarti  bahwa  kenaikan  luas  lahan  sebesar  1  persen  akan  meningkatkan produksi sebesar 0,373 persen (cateris paribus). Hasil ini sesuai dengan teori Hernanto (1991) yang menyatakan bahwa dengan lahan usahatani sempit, akan membatasi petani berbuat pada rencana yang lebih lapang. Tanah yang sempit dengan kualitas tanah yang kurang baik akan merupakan beban bagi petani pengelola usahatani.
Benih berpengaruh terhadap produksi bayam dengan elastisitas sebesar 0,306 dan bertanda positif  yang  berarti  bahwa  kenaikan  benih  sebesar  1  persen  akan  meningkatkan  produksi  sebesar 0,306  persen.  Hal  ini  sesuai  dengan  teori    Anwar  (2005)  yang  menyatakan  bahwa  keberhasilan budidaya  sayuran  utama  di  Indonesia  sangat  ditentukan  oleh  ketersediaan  benih  sayuran  yang bermutu secara berkesinambungan.
Pupuk urea berpengaruh terhadap produksi sebesar 0,186 dan bertanda positif yang berarti bahwa  kenaikan  pupuk  urea  sebesar  1  persen  akan  meningkatkan  produksi  bayam  sebesar  0,186 persen. Hal ini sesuai dengan teori Hardjowigeno (1987) dalam Dian (2012) yang menyatakan bahwa selain pemberian pupuk organik, pemberian pupuk urea sebagai sumber hara N merupakan usaha yang banyak dilakukan dalam meningkatkan produkstivitas sayuran. Pupuk urea sebagai sumber hara N dapat memperbaiki pertumbuhan vegetatif tanaman, dimana tanaman yang tumbuh pada tanah yang cukup N, berwarna lebih hijau.

## Kangkung
Hasil analisis regresi untuk jenis sayuran kangkung dapat dilihat pada tabel dibawah ini: Tabel 7. Hasil Estimasi Fungsi Produksi Cobb-Douglas Pada Usahatani Sayuran Kangkung
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LGX1 -0.439073 0.137425 -3.195007 0.0040 LGX2 1.073677 0.160159 6.703821 0.0000 LGX3 0.220211 0.091674 2.402118 0.0248 LGX4 0.048095 0.069173 0.695292 0.4938 LGX5 0.084105 0.055943 1.503407 0.1463 LGX6 0.113744 0.122220 0.930655 0.3617 C 2.672915 0.743867 3.593273 0.0015 R-squared 0.976065 Adjusted R-squared 0.969820 F-statistic 156.3194 Prob(F-statistic) 0.000000
Dari hasil estimasi di atas dapat dituliskan persamaaan untuk usahatani sayuran kangkung di daerah penelitian sebagai berikut :
Y kangkung =  469,89. X 1 -0,439 . X 2 1,073 . X 3 0,220 . X 4 0,048 . X 5 0,084 . X 6 0,113
Uji  koefisien  determinasi  digunakan  untuk  mengetahui  seberapa  besar  proporsi  dari  faktor-faktor produksi berpengaruh terhadap hasil produksi. Hasil analisis dengan program eviews 7 dapat dilihat pada nilai Adjusted R-squared  sebesar 0,969. Hal ini berarti 96,9 persen variasi hasil produksi sayuran kangkung  dipengaruhi  oleh  faktor-faktor  produksi  yang  terdapat  dalam  model,  sedangkan  sisanya sebesar 3,1 persen dipengaruhi oleh faktor-faktor lain diluar model. Pengaruh penggunaan faktor – faktor produksi secara bersama – sama terhadap jumlah produksi sayuran kangkung yang dihasilkan dapat diketahui dengan menggunakan uji F, dari hasil analisis diperoleh nilai pada F-statistic sebesar 156,3194  dengan  probabilitas  sebesar  0,000000.  Nilai  probabilitas  yang  lebih  kecil  dari  alfa  (0,05) menunjukkan hasil yang signifikan, artinya variabel bebas yang terdapat dalam model secara bersama- sama berpengaruh terhadap produksi sayuran kangkung di Kecamatan Sungai Gelam.
Pengaruh faktor produksi terhadap produksi kangkung secara parsial dapat diketahui dengan melihat nilai probabilitas pada masing-masing variabel faktor produksi. Nilai probabilitas yang lebih kecil  dari  alfa  (0,05)  menunjukkan  hasil  yang  signifikan  pada  tingkat  kepercayaan  95  persen. Berdasarkan hasil analisis diatas, didapat bahwa nilai probabilitas faktor produksi luas lahan (x 1 ), benih (x 2 ) dan pupuk kandang (x 3 ) lebih kecil dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara parsial atau individu variabel bebas tersebut berpengaruh nyata terhadap produksi kangkung. Sedangkan nilai probabilitas yang meliputi pupuk urea (x 4 ), pestisida (x 5 ) dan tenaga kerja (x 6 ) lebih besar dari alfa (0,05) pada tingkat kepercayaan 95 persen, yang berarti secara parsial atau individu variabel bebas tersebut tidak berpengaruh nyata terhadap produksi kangkung.
Luas lahan berpengaruh terhadap produksi kangkung dengan elastisitas sebesar 0,439 dan bertanda  negatif  yang  berarti  bahwa  kenaikan  luas  lahan  sebesar  1  persen  akan  mengakibatkan menurunnya  produksi  sebesar  0,439  persen  ( cateris  paribus ).  Berdasarkan  keadaan  luas  lahan  di daerah penelitian pada usahatani kangkung, penggunaan lahan tidak seimbang dengan pengaplikasian benih, sehingga berdampak pada produksi sayuran itu sendiri. Hal ini diduga karena jarak tanam yang terlalu dekat yaitu kira-kira 10 cm x 10 cm, sedangkan rekomendasi jarak tanam yang dianjurkan untuk tanaman kangkung menurut Sunarjono (2013) yaitu sekitar 20 cm x 30 cm. Menurut Harjadi (1996) dalam Pambayun (2008), pengaturan jarak tanam sangat berkaitan erat dengan kerapatan tanaman. Kerapatan  tanaman  akan  mempengaruhi  pertumbuhan  dan  perkembangan  tanaman.  Penggunaan jarak tanam yang rapat akan meningkatkan jumlah populasi namun kompetisi yang dialami tanaman juga  semakin  ketat.  Kompetisi  yang  intensif  antar  tanaman  dapat  mengakibatkan  perubahan morfologi  pada  tanaman,  seperti  berkurangnya  organ  yang  terbentuk  sehingga  perkembangan tanaman menjadi terganggu.  Oleh karena itu, jika bertambahnya penggunaan lahan sebesar 1 persen maka akan mengakibatkan penurunan produksi sebesar 0,439 persen.
Benih  berpengaruh  terhadap  produksi  kangkung  dengan  elastisitas  sebesar  1,073  dan bertanda positif yang berarti bahwa kenaikan benih sebesar 1 persen akan meningkatkan produksi sebesar 1,073 persen. Hal ini sesuai dengan teori  Anwar (2005) yang menyatakan bahwa keberhasilan budidaya  sayuran  utama  di  Indonesia  sangat  ditentukan  oleh  ketersediaan  benih  sayuran  yang bermutu secara berkesinambungan.
Pupuk kandang berpengaruh terhadap produksi kangkung dengan elastisitas sebesar 0,220 dan  bertanda  positif  yang  berarti  bahwa  kenaikan  pupuk  kandang  sebesar  1  persen  akan meningkatkan  produksi  kangkung  sebesar  0,220  persen.  Penggunaan  pupuk  organik  selain  untuk meningkatkan produktivitas juga untuk melestarikan sumberdaya alam. Dalam rangka meningkatkan produktivitas  tanaman  sayuran,  umumnya  petani  menggunakan  pupuk  kandang  karena  selain memperbaiki struktur tanah juga mendapatkan unsur hara mikro dan makro didalamnya. Juga dapat menciptakan kegemburan tanah yang baik dan ideal bagi pertumbuhan tanaman.

## Analisis Efisiensi Ekonomi Penggunaan Faktor-Faktor Produksi
Sawi
Hasil  analisis  efisiensi  ekonomi  penggunaan  faktor  produksi  pada  usahatani  sayuran  sawi dapat dilihat pada tabel dibawah ini:
Tabel 8. Perhitungan Efisiensi Ekonomi Penggunaan Faktor Produksi Pada Usahatani Sayuran Sawi Variabel Koefisien (bi) Harga Input (pxi) NPMxi NPMxi/Pxi Luas lahan 0,502001 2000000 24982955,9 12,49 Benih 0,276955 110000 3066953,25 27,88 Pupuk kandang 0,298817 650 3378,35 5,19
Tabel 8 menunjukkan bahwa pada penggunaan faktor produksi untuk tanaman sawi yaitu luas lahan, benih dan pupuk kandang memiliki nilai efisiensi > 1. Hal ini menunjukkan bahwa faktor-faktor produksi  tersebut  belum  efisien  dan  untuk  mencapai  faktor  produksi  yang  efisien  maka  perlu penambahan pengggunaan lahan, benih dan pupuk kandang.

## Bayam
Hasil analisis efisiensi ekonomi penggunaan faktor produksi pada usahatani sayuran bayam dapat dilihat pada tabel dibawah ini:
Tabel 9. Perhitungan Efisiensi Ekonomi Penggunaan Faktor Produksi Pada Usahatani Sayuran Bayam Variabel Koefisien (bi) Harga Input (pxi) NPMxi NPMxi/Pxi Luas lahan 0,373871 2000000 19535350,8 9,76 Benih 0,306523 120000 602113,397 5,01 Pupuk Urea 0,186658 3000 170679,615 56,89
Tabel 9 menunjukkan bahwa pada penggunaan faktor produksi untuk tanaman bayam yaitu luas lahan, benih dan pupuk urea memiliki nilai efisiensi > 1. Hal ini menunjukkan bahwa faktor-faktor produksi  tersebut  belum  efisien  dan  untuk  mencapai  faktor  produksi  yang  efisien  maka  perlu penambahan  pengggunaan  lahan,  benih,  dan    pupuk  urea.  Sedangkan  pada  penggunaan  faktor produksi tenaga kerja memiliki nilai efisiensi < 1.

## Kangkung
Hasil analisis efisiensi ekonomi penggunaan faktor produksi pada usahatani sayuran kangkung dapat dilihat pada tabel dibawah ini:
Tabel  10. Perhitungan  Efisiensi  Ekonomi  Penggunaan  Faktor  Produksi  Pada  Usahatani  Sayuran Kangkung Variabel Koefisien (bi) Harga Input (pxi) NPMxi NPMxi/Pxi Luas lahan -0,439073 2000000 −29995151 -14,99 Benih 1,073677 35000 945067,05 27 Pupuk Kandang 0,220211 650 2479,53827 3,81
Tabel 10 menunjukkan bahwa pada penggunaan faktor produksi untuk tanaman kangkung yaitu benih dan pupuk kandang memiliki nilai efisiensi > 1. Hal ini menunjukkan bahwa faktor-faktor produksi  tersebut  belum  efisien  dan  untuk  mencapai  faktor  produksi  yang  efisien  maka  perlu penambahan pengggunaan benih dan pupuk kandang. Sedangkan pada penggunaan faktor produksi luas lahan memiliki nilai efisiensi < 1. Hal ini menunjukkan bahwa faktor-faktor produksi tersebut tidak efisien  dan  untuk  mencapai  faktor  produksi  yang  efisien  maka  faktor  produksi  luas  lahan  harus dikurangi penggunaannya.

## KESIMPULAN
Berdasarkan  hasil  penelitian  pada  beberapa  jenis  usahatani  sayuran  di  Kecamatan  Sungai Gelam diperoleh kesimpulan (1) Faktor – faktor produksi pada usahatani sayuran sawi, bayam dan kangkung secara bersama – sama berpengaruh terhadap produksi sayuran sawi, bayam dan kangkung. Sementara, secara parsial penggunaan faktor produksi lahan, benih dan pupuk kandang berpengaruh signifikan  terhadap  produksi  sawi  dan  kangkung.  Sementara  untuk  usahatani  sayuran  bayam penggunaan  faktor  produksi  lahan,  benih,  pupuk  kandang  dan  pupuk  urea  berpengaruh  signifikan terhadap produksi bayam, dan (2) Penggunaan faktor – faktor produksi yang masuk dalam kategori
belum  efisien  pada  usahatani  sawi  yaitu  luas  lahan,  benih  dan  pupuk  kandang,    untuk  usahatani sayuran  bayam  meliputi  luas  lahan,  benih  dan  pupuk  urea,  sementara  pada  usahatani  kangkung meliputi benih, pupuk kandang, pupuk urea dan pestisida.

## UCAPAN TERIMA KASIH
Ucapan  terima  kasih  disampaikan  kepada  Dekan  Fakultas  Pertanian  Universitas  Jambi  dan Ketua Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Jambi yang telah memfasilitasi pelaksanaan penelitian ini. Selain itu ucapan terima kasih juga penulis sampaikan kepada Kepala Kecamatan Sungai Gelam Kabupaten Muaro Jambi, Kepala Desa Kebon IX dan Kepala Desa Mekar Jaya  yang memfasilitasi pelaksanaan penelitian di lapangan.

## DAFTAR PUSTAKA
Anwar,  Aswaldi.  2005. Perbenihan  Sayuran  di  Indonesia  Kondisi  Terkini  dan  Prospek  Bisnis  Benih Sayuran . Diunduh dari http://jesl.journal.ipb.ac.id/index.php/jurnalagronomi/article/viewFile/1513/586. Diakses
pada tanggal 28 Desember 2015.
Dian, Eka Kiswati. 2012. Pengaruh Pupuk Urea Terhadap Pertumbuhan Tanaman Sayuran . Diunduh dari  https://hortikulturapolinela.files.wordpress.com/2012/10/eka-dian-kiswati.pdf.  Diakses pada tanggal 28 Desember 2015.
Gujarati, Damodar. 2003. Ekonometri Dasar. Terjemahan: Sumarno Zain. Jakarta: Erlangga. Hernanto, Fadholi. 1991. Ilmu Usahatani. Penebar Swadaya. Jakarta. Pambayun,  Ratna.  2008. Pengaruh  Jarak  Tanam  Terhadap  Produksi  Beberapa  Sayuran  Indigenous .
Diunduh dari
http://repository.ipb.ac.id/bitstream/handle/123456789/2760/A08rpa.pdf?sequence=4. Diakses pada tanggal 28 Desember 2015.
Purnami, Etik, Shorea Khaswarina, Suardi Tarumun. 2012. Pengaruh Faktor-Faktor Produksi Terhadap Produksi Sawi Di Kelurahan Maharatu Kecamatan Marpoyan Damai Kota Pekanbaru . Diunduh dari  http://ejournal.unri.ac.id/index.php/IJAE/article/view/1542.  Diakses  pada  tanggal  8 desember 2015.
Sunarjono, Hendro. 2013. Bertanam 36 Jenis Sayur. Penebar Swadaya. Jakarta. Sunaryono,  Hendro.  2003.  Kunci  Bercocok  Tanam  Sayur-Sayuran  Penting  Di  Indonesia  (Produksi Hortikultura II). Sinar Baru Algensindo. Bandung.
Suratiyah, Ken. 2011. Ilmu Usahatani. Penebar Swadaya. Jakarta. Usman, Rianse dan Abdi. 2012. Metodologi Penelitian Sosial Dan Ekonomi (Teori Dan Aplikasinya).
Alfabeta. Bandung.
Wibisono,  Hariawan.  2011. Analisis  Efisiensi  Usahatani  Kubis  (Studi  Empiris  Di  Desa  Banyuroto Kecamatan Sawangan Kabupaten Magelang) . Diunduh dari http://core.ac.uk/download/pdf/11727453.pdf . Diakses pada tanggal 20 April 2015.
Zulkarnain. 2010. Dasar Dasar Hortikultura. Bumi Aksara. Jakarta.