## Media Agribisnis

## Research Article
Faktor Sosial Ekonomi yang Mempengaruhi Pendapatan Usahatani Padi Sawah di Masa Pandemi Covid-19
Zulkarnain 1 , Soni Isnaini 1 *, Rakhmiati 1 , Etik Puji Handayani 1 , Maryati 1 , Yatmin 1 , Supriyadi 1 , Arif Ferdiansyah 1 , Adi Hariyanto 1 1 Sekolah Tinggi Ilmu Pertanian Dharma Wacana, Indonesia
*Korespondensi: sonisnaini@yahoo.co.id

## ABSTRACT
ARTICLE HISTORY
The purpose of the study was to analyze the income of lowland rice farming and analyze the socio-economic  factors  that  affect  the  income  of  lowland  rice  farming  during  the  covid-19 pandemic.  The analysis  used  is  income  analysis  and multiple  linear  regression  analysis.  The sampling  technique  was  simple  random  sampling  as  many  as  51  farmers.  The  result  of  this research is that the income of  lowland rice farming is Rp. 10,368,541.00  /ha/planting season with an R/C ratio of 2.1 (profitable). Socio-economic factors that affect rice farming income are land  area,  price  of  organic  fertilizer,  and  price  of  ponska  fertilizer,  while  factors  that  do  not significantly  affect  rice  farming  income  are  education  level,  price  of  manure,  price  of  urea fertilizer, price of ZA fertilizer, KCL fertilizer price, pesticide price, number of family members and age..
Keywords: Covid-19, Income, Socio-Economic, Paddy Rice.
Received: 14.03.2022 Accepted: 22.05.2022 Published: 30.05.2022

## ARTICLE LICENCE
Copyright © 2022 The Author(s): This is an open- access article distributed under the terms of the
Creative Commons Attribution ShareAlike 4.0 International (CC BY-SA 4.0)

## ABSTRAK
Tujuan  penelitian  adalah  menganalisis  pendapatan  usahatani  padi  sawah  dan  menganalisis faktor-faktor sosial ekonomi yang mempengaruhi  pendapatan usahatani  padi  sawah  di masa pandemi  covid-19.  Analisis  yang  digunakan  analisis  pendapatan  dan  analisis  regresi  linier berganda. Teknik pengambilan sampel yaitu simple random sampling sebanyak 51 petani. Hasil penelitian yaitu pendapatan usahatani padi sawah sebesar Rp. 10,368,541.00 /ha/musim tanam dengan nilai R/C ratio sebesar 2,1 (menguntungkan). Faktor sosial ekonomi yang  berpengaruh terhadap pendapatan usahatani padi sawah adalah luas lahan,  harga pupuk organik, dan harga pupuk ponska, sedangkan faktor yang tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan usahatani padi sawah adalah tingkat pendidikan, harga pupuk kandang, harga pupuk urea, harga pupuk ZA, harga pupuk KCL, harga pestisida, jumlah anggota keluarga dan usia.
Kata Kunci: Covid-19, Pendapatan, Sosial Ekonomi, Padi Sawah

## 1. Latar Belakang
Indonesia  sebagai  negara  agraris  dan  sebagian  besar  masyarakatnya  bekerja  di  sektor  pertanian.  Sektor pertanian memberi kontribusi terhadap perekonomian nasional maupun memenuhi kebutuhan masyarakat yang diiringi dengan semakin meningkatnya jumlah penduduk yang berdampak terhadap peningkatan kebutuhan pangan (Suratha, 2015; Zulkarnain et al., 2010). Ketahanan pangan merupakan hal yang harus diwujudkan untuk menjaga kedaulatan pangan  nasional  (Kaputra,  2015).  Indonesia  merupakan  salah  satu  yang  memiliki  jumlah  penduduk  yang  besar, bahkan  setiap  tahun  nya  mengalami  peningkatan  (Zulkarnain  et  al.,  2021).  Oleh  karena  itu,  pemerintah  harus memberikan  perhatian  khusus  pada  sektor  pertanian  supaya  tetap  menjaga  stok  dalam  negeri,  dimana  bangsa Indonesia sedang mengalami dampak pandemi Covid-19.
Kabupaten/Kota  di  Provinsi  Lampung  yang  memiliki  luas  panen  dan  produksi  padi  sawah  tertinggi  yaitu Kabupaten Lampung Tengah dengan luas panen 98.254,40  hektar dengan jumlah produksi  sebesar  455.234,05 ton (Badan  Pusat  Statistik  Lampung,  2020).  Kecamatan  Trimurjo  merupakan  salah  satu  kecamatan  yang  ada  di Kabupaten Lampung Tengah dan merupakan salah satu kecamatan sebagai sentral produksi padi sawah terbesar di Kabupaten  Lampung  Tengah  yaitu  dengan  jumlah  produksi  sebesar  45.899  ton  dengan  luas  lahan  sebesar  7.867 hektar (Badan Pusat Statistik Lampung, 2020). Kampung Liman Benawi merupakan salah satu kampung yang ada di
Kecamatan Trimurjo,  Kabupaten  Lampung  Tengah,  dan  juga  sebagai  Kampung Liman Benawi dengan Luas panen dan  jumalah  produksi  tertinggi  di  Kecamatan  Trimurjo.  Kampung  Liman  Benawi  mencapai  jumlah  produksi sebesar1.461,80 ton dengan luas lahan sebesar 312,75 hektar (Badan Pusat Statistik Lampung, 2020).
Pada tahun 2018 terjadi penurunan produksi padi di Kampung Liman Benawi yaitu sebesar 1.669,45 ton dari tahun sebelumnya dengan luas panen padi sawah sebesar 646 hektar dan jumlah produktsi mencapai 3.359,2 ton dan cenderung  fluktuasi.  Produksi  padi  yang  cenderung  fluktuasi  di  Kampung  Liman  Benawi  tergantung  pada  kondisi agroklimatologi,  hama  penyakit  tanaman,  dan  penggunaan  faktor  produksi tidak  optimal.  Adanya pandemi  Covid-19 menyerang  dunia  tidak  terkecuali  bangsa  Indonesia  (Ellyta  et  al.,  2021)  membuat  tatanan  perekonomian  banyak berubah (Ali, 2020) dan berdampak pada sektor pertanian khususnya sosial ekonomi masyarakat  (Muhtarom, 2021), dimana hasil produksi tidak dapat terdistribusi dengan baik akibat adanya pembatasan mobilitas yang bertujuan untuk mengurangi  penyebaran  penyakit  Covid-19.  Para  petani  di  awal  pademi  Covid-19  merasa  ada  kendala  dalam memperoleh  input  produksi  dikarenakan  langka  dan  harga  cenderung  mahal  (Ali,  2020),  seiring  ada  kebijakan pemerintah  dalam  menanggani  Covid-19,  petani  di  Kampung  Liman  Benawi  mulai  melakukan  aktivitas  usahatani seperti semula.
Adapun  permasalahan  di  Kampung  Liman  Benawi,  Kecamatan  Trimurjo  dalam  memproduksi  padi  di  masa pademi  Covid-19  yaitu  hasil panen  padi tidak sesuai dengan  apa yang diharapkan para petani, hal ini dikarenakan pada  saat  proses  produksi  usahatani  sudah  masuk  ke  dalam  kondisi  pandemi  covid-19  yang  berdampak  pada mobilitas  petani  terhambat  akibat  adanya  pembatasan  aktivitas  dilingkungan  seperti  pengadaan  input  produksi maupun  proses  usahatani.  Menurut  (Arifin  et  al.,  2019); Sulaeman,  2021;  Bahruddin  (2020) menyatakan  bahwa pendapatan  usahatani  padi  dipengaruhi  oleh  luas  lahan,  harga  pupuk  urea,  harga  pupuk  phonska,  harga  pupuk organik  dan  upah  tenaga  kerja.  Selain  itu,  petani  padi  tetap  melakukan  usahatani  walaupun  pendapatan  yang diperoleh  petani  tidak  menentu  (I.  Roidah,  2015)  sedangkan  pengeluaran  yang  semakin  meningkat  setiap  harinya dikarenakan barang-barang langka akibat mobilitas terbatas.
Produksi  padi  yang  dihasilkan  tidak  maksimal  dikarenakan  kurangnya  input  produksi  yang  digunakan  akibat harga  input  produksi  yang  mulai  mahal.  Mahalnya  harga  input  produksi  diakibatkan  adanya  pembatasan  mobilitas masyarakat yang  membuat  input  produksi  menjadi  langka  dipasaran.  Kemudian, sulitnya  petani mendapatkan input produksi membuat petani memaksimalkan input produksi yang tersedia dalam melaksanakan usahatani padi (Lubis et al., 2016). Selain itu, memasuki masa pandemi covid-19 petani dihinggapi sulitnya dalam hal pembiayaan usahatani yang  membuat  petani  mencari  pinjaman  untuk  tetap  bertahan  dalam  berusahatani.  Berdasarkan  uraian,  tujuan penelitian  yaitu  menganalisis  pendapatan  usahatani  padi  sawah  masa  pandemi  covid-19  dan  menganalisis  faktor sosial ekonomi yang mempengaruhi pendapatan usahatani padi sawah.

## 2. Metode Penelitian
Pertimbangan penentuan lokasi penelitian adalah salah satu sentral produksi padi yang terdapat di Kampung Liman  Benawai  Kecamatan  Trimurjo  Kabupaten  Lampung  Tengah  (BPS  Provinsi  Lampung,  2019).  Penelitian  ini menggunakan metode diskriptif kuantitatif. Jenis data primer : hasil wawancara petani padi sawah, sedangkan jenis data sekunder :  lembaga  terkait  dan  publikasi  sesuai  penelitian. Teknik  pengumpulan data :  wawancara,  observasi, dokumentasi,  dan  kuisoner.  Populasi  sebanyak  1.712  petani  (BP4K  Kab.  Lampung  Tengah,  2019).  Teknik Pengambilan sampel berdasarkan perhitungan (Sugiarto et al , 2003), dengan metode acak sederhana ( simple random sampling ),  sehingga  jumlah  sampel  sebanyak  51  Petani.  Analisis  data  yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  adalah analisis pendapatan usahatani, dan analisis regresi linier berganda.
Analisis  pendapatan  usahatani  padi  sawah  sesuai  petunjuk  Soekartawi  (2003),  maka  secara  sistematis sebagai berikut :
π = TR – TC
Dimana:
π = Pendapatan ………...…………………………. (Rp.) TR = Total Revenue (Total Penerimaan) ……………….. (Rp.)
TC
= Total Cost (Total Biaya) …………………………
(Rp.)
Kriteria R/C > 1 : Usahatani layak/menguntungkan R/C < 1 : Usahatani tidak layak/kerugian. R/C = 1 : Usahatani impas
Analisis Regresi Liner Berganda yaitu analisis faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan menggunakan regresi linier berganda dengan bantuan software SPSS 18 :
Y = α + β 1 χ 1 + β 2 χ 2 + β 3 χ 3 + β 4 χ 4 + β 5 χ 5 + β 6 χ 6 + β 7 χ 7 + β 8 χ 8 + β 9 χ 9 + β 10 χ 10 + β 11 χ 11 + β 12 χ 12 + β 13 χ 13 + β 14 χ 14 + β 15 χ 15 +e Keterangan Y =  Pendapatan X 6 = Harga Pupuk Kandang  (Rp.) Α =  Konstanta X 7 = Harga Pupuk Urea (Rp.) β1 - β9 =  Koefisien regresi X 8 = Harga Pupuk Ponska (Rp.) X 1 =  Luas Lahan (Ha) X 9 = Harga Pupuk ZA (Rp.) X 2 =  Tingkat Pendidikan (Tahun) X 10 = Harga Pupuk KCL (Rp.) X 3 =  Tenaga Kerja (HOK) X 11 = Harga Pestisida (Rp.) X 4 =  Harga Binih (Rp.) X 12 = Jumlah Anggota Keluarga (Jiwa) X 5 =  Harga Pupuk Organik (Rp.) X13 = Pajak (Rp.) X 6 =  Harga Pupuk Kandang (Rp.) X14 = Sewa Traktor (Rp.) X 7 =  Harga Pupuk Urea (Rp.) X15 = Usia (Tahun) X 8 =  Harga Pupuk Ponska (Rp.) E = Error
Uji  klasik  pada  analisis  regresi  linier  berganda  (Sugiyono,  2017)  menggunakan  alat  bantu  yaitu  a)  Uji Normalitas  di  lihat  di Probability  Plot (Ghozali,  2007).  Data  distribusi  normal  apabila  terjadi  penyebaran  (titik)  di sumbu  diagonal  grafik, selain  itu  dapat  menggunakan  Uji Kolmogorov  Smirnov yang  dilihat  nilai  sig  >  0,05  yang artinya  data  menyebar  normal,  b)  Uji  Heteroskedastisitas  terjadi  ketidaksamaan variance dari  residual  1  (satu) pengamatan ke pengamatan lainnya, maka heteroskedastisitas dideteksi dengan uji white dan c)Uji Multikolinearitas melihat  korelasi  atau hubungan antar  variabel  bebas,  maka  multikolinearitas  dideteksi  dengan  nilai tolerance <  0,10 dan Variance Inflation Factor (VIF) > 10.
Uji  Kesesuian  Model  ( Goodness  of  Fit )  terdiri  dari  a)  Koefesien  Determinasi  (R 2 ).  Koefisien  determinasi  (R 2 ) berfungsi mengukur seberapa baik sebuah model dalam menjelaskan variabel tidak bebas. Kisaran nilai R 2 sebesar 0 – 1  artinya  semakin  mendekati  1  maka  variabel  tidak  bebas  memberikan  informasi  dibutuhkan  untuk  menjelaskan variabel  tidak  bebas  (Ghozali,  2005;  Sugiyono,  2017),  b)  Uji  t  (Uji  Parsial).  Uji  parsial  digunakan  apakah  variabel bebas, mempunyai pengaruh terhadap variabel tidak bebas (Ghozali, 2005; Sugiyono, 2017) dan c) Uji f (Uji Bersama- sama).  Uji  simultan  digunakan  apakah  semua variabel  bebas  dalam  model  mempunyai  pengaruh  secara  bersama- sama terhadap variabel tidak bebas (Ghozali, 2005; Sugiyono, 2017).

## 3.  Hasil dan Pembahasan

## 3.1 Analisis Pendapatan Usahatani Padi Sawah
Analisis  pendapatan  digunakan  mengidentifikasi  usahatani  layak  atau  tidak  dilaksanakan.  Penerimaan  yang diterima petani merupakan pengalian antara hasil produksi dengan harga jual. Biaya produksi dalam usahatani padi sawah terdiri dari biaya tetap dan biaya variabel.
Pendapatan  usahatani  didapatkan  dari  pengurangan  penerimaan  dengan  biaya  produksi.  Biaya  produski selama proses usahatani berlangsung seperti bibit, pupuk, tenaga kerja, herbisida, peralatan dan sebagainya. Analisa pendapatan disajikan pada Tabel 1.
Tabel 1. Analisis Pendapatan Usahatani Padi Sawah di Kecamatan Trimurjo Uraian Satuan Harga Jumlah Nilai (Rp) Penerimaan Produksi 4.000,00 4.912,00 19.647.059,00 Biaya Produksi a. Biaya Variabel Benih Ikat 73.646,00 22,00 789.556,00 Pupuk Organik Kg 633,33 558,00 422.500,00 Pupuk Kandang Kg 600,00 33,00 19.500,00 Urea Kg 1.998,00 226,00 451.458,00 NPK Ponska Kg 3.000,00 215,00 644.318,00 ZA Kg 2.800,00 160,00 460.000,00 KCL Kg 6.000,00 120,00 721.875,00 Insektisida Ml 142,00 1.222,00 78.399,00 Herbisida Ml 50,10 817,00 585.099,00 Fungisida Gram 7.328,90 428 74.168,00 TK Luar Keluarga 3.701.765,00 Pajak (1 musim tanam) 169.745,00 Biaya Bajak 1.158.824 Total Biaya Variabel 8.182.600,00 b. Biaya Tetap Penyusutan Alat 531.451,00 TK Dalam Keluarga 564.461,00 Total Biaya Tetap 1.095.912,00 Biaya Total 9.278.518,00 Pendapatan atas biaya variabel 11.464.453,00 Pendapatan atas biaya total 10.368.541,00 R/C atas biaya variabel 2,40 R/C atas biaya total 2,10

## Sumber: Data Primer (Diolah) 2020
Tabel  1  menunjukan  bahwa  total  biaya  produksi  padi  sawah  dalam  satu  proses  produksi  sebesar  Rp. 9.278.518.  Biaya  variabel  untuk  membeli  bibit,  pupuk,  herbisida,  tenaga kerja  luar  keluarga,  pajak  dan  biaya  bajak sebesar Rp. 8.182.600,00 dan biaya tetap yang untuk penyusutan alat dan tenaga kerja dalam keluarga sebesar Rp. 1.095.912,00. Menurut (Ito dkk 2021) biaya variabel per hektar sebesar Rp. 9.074.393,93. Terdapat perbedaan pada biaya variabel, hal ini dikarenakan penggunaan biaya variabel pada penelitian cenderung lebih sedikit akibat pandemi covid-19 yang terbatasnya mobilitas petani untuk mendapatkan input produksi.
Benih yang dipakai sebanyak 22,00 kg/ha seharga Rp.73.646/kg sehingga biaya bibit sebesar Rp. 789.556,00. Menurut  (Listiani  2019)  jumlah  bibit  untuk  usahatani  padi  sawah  sebanyak  35  kg/ha,  jumlah  bibit  lebih  banyak dipergunakan  sehingga  biaya  produksi  lebih  banyak.  Penggunaan  bibit  di  daerah  penelitian  belum  sesuai  anjuran penyuluh yaitu sebanyak 25 kg/ha. Dalam usahatani, petani padi harus memperhatikan benih yang digunakan supaya hasil  yang  diperoleh  maskimal.  Faktor  produksi  yang  menentukan  keberhasilan  hasil  produksi  yaitu  salah  satunya benih  (Sufriadi  &  Hamid,  2021).  Benih  yang  berkualitas  dapat  menghasilkan  produksi  yang  tinggi  dan  tidak  mudah terserang hama penyakit tanaman (Suliansyah et al., 2020).
Biaya pembelian pupuk pada usahatani padi sawah sebesar Rp. 2.719.651 dan pupuk organik dan pupuk urea merupakan  pupuk  yang  banyak  digunakan  yaitu  pupuk  urea  226  kg/ha  dan  pupuk  organik  556  kg/ha.  Menurut (Listiani.,  2019)  biaya  produksi  untuk  penggunaan  pupuk  sebesar  Rp.  1.664.900,00/ha.  Pengunaan  pupuk berpengaruh  pada  biaya  yang  dikeluarkan.  Besarnya  biaya  produksi  yang  bersumber  dari  biaya  pupuk  dapat menggurangi  pendapatan petani.  Oleh karena itu,  petani  harus  memperhatikan  penggunaan  pupuk  yang  dianjurkan oleh  pemerintah  per  ha  yaitu  pupuk  urea  225  kg,  pupuk  KCL  30  kg  dan  pupuk  kandang  2  ton  (Acuan  Penetapan Rekomendasi Pupuk per Kecamatan Propinsi Lampung, 2017)
Biaya tenaga kerja luar keluarga sebesar Rp. 3.701.765,00 yang diperuntukan untuk tenaga kerja pengolahan lahan,  tanam,  memupuk,  menyiang,  panen  dan  pasca  panen.  Menurut  Listiani,  (2019)  menyatakan  bahwa  biaya tenaga kerja cukup besar yaitu Rp. 4.521.500,00, besarnya biaya tersebut yaitu biaya tanam dan biaya pemanenan. Penanaman  padi  dilakukan  secara  manual  sehingga  memerlukan  tenaga  kerja  yang  banyak,  begitu  juga  dengan pemanenan  padi  (Putri  et  al.,  2019).  Tujuan  penggunaan  tenaga  kerja  yang  banyak  supaya  pekerjaan  dapat diselesaikan dengan waktu yang cepat (Taek et al., 2022).
Penerimaan  yang  diperoleh  petani  dapat  dikatakan  sebagai  pendapatan  kotor.  Penerimaan  yang  diperoleh sebesar Rp.  19.647.059,00  dengan  hasil  produksi  sebanyak  4.912,00  Kg/ha  dan  harga jual Rp.  4.000,00/kg. Harga jual  dan  hasil  produksi  tersebut  dibawah  penelitian  (Arifin  dkk)  sebesar  Rp.4.500,00/kg  dan  sebanyak  5.306kg/ha. Menurut  Miftah  et  al.,  (2012)  produksi  padi  sawah  sebanyak  7.928kg/ha  dan  harga  jual  Rp.  4.715/kg.  Setelah mengetahui penerimaan petani, maka besarnya pendapatan usahatani padi sawah sebesar Rp. 10.368.541,00. Hasil produksi yang diperoleh kurang baik dikarenakan petani kurang maksimal dalam melakukan perawatan akibat adanya pandemi Covid-19, dimana petani dibatasi oleh protokol ksehatan Covid-19.
Ratio R/C merupakan indikator untuk menilai apakah usahatani mengalami keuntungan/kerugian/impas (BEP) (Mamondol, 2016; Zulkarnain et al., 2020). Usahatani padi sawah di Kecamatan Trimurjo dinilai layak dengan kriteria nilai  R/C  atas  biaya  total yaitu  R/C  2,1.  Nilai  R/C  sebesar  2,1  artinya setiap  Rp.1,00  biaya yang  dikeluarkan petani maka memperoleh penerimaan Rp. 2,10. Penelitian ini sejalan penelitian (Saragih & Panjaitan, 2020) bahwa usahatani padi sawah diperoleh R/C rasio 3,27 dan penelitian (Wasil et al., 2016) diperoleh R/C rasio 2,00.

## 3.2 Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Pendapatan Usahatani Padi Sawah Regresi Linier Berganda a. Uji Klasik
Uji  Normalitas .  Hasil  uji  normalitas  dengan  uji Kolmogorov  Smirnov sebesar  0,428,  hasil  ini  >  0,05  artinya data menyebar secara normal dan model regresi layak digunakan.
Uji  Multikolonieritas .  Hasil  uji  multikolinearitas  menunjukkan  bahwa  nilai  VIF  pada  variabel  tenaga  kerja, harga  benih,  pajak  dan  sewa  traktor  di  atas  10  dan  nilai tolerance -nya  kurang  dari  0.10  sehingga  dapat  dikatakan bahwa  ada  masalah  multikolinieritas  antar  variabel  bebas  pada  data  tersebut.  Untuk  menghilangkan  atau mengeluarkan  salah  satu  variabel  yang  terkena  masalah  multikolinieritas  dari  model.  Haasil  uji  kedua  menunjukan hasil nilai VIF untuk variabel luas lahan, tingkat pendidikan, harga pupuk organik, harga pupuk kandang, harga pupuk urea,  harga pupuk phonska, harga  pupuk  za,  harga  pupuk  kcl,  harga  pestisida,  jumlah  anggota  keluarga,  usia, di bawah 10, sedangkan tolerance -nya lebih dari 0,10 maka dapat dikatakan tidak terjadi multikolinieritas pada variabel bebas tersebut dan model regresi layak digunakan.
Uji Heterokedastisitas . Hasil uji heterokedastisitas menunjukan bahwa titik-titik menyebar di atas dan dibawah angka 0 pada sumbu Regression Stundentized Residual dan tidak membentuk pola tertentu yang berarti tidak terjadi masalah heterokedastisitas dan model regresi layak digunakan.
b. Uji Kesesuian Model ( Goodness of Fit )
Uji Koefisien Determinasi (R 2 ) . Nilai R Square (R2) sebesar 0,898 atau 89,8% yang  artinya variabel X 1 , X 2 , X 5 , X 6 ,  X 7 ,  X 8 , X 9 ,  X 10 , X 11 , X 12 , dan X 15 secara  simultan (bersama- sama)  berpengaruh  terhadap  pendapatan  (Y) sebesar  89,8%, sedangkan sisanya 10,2% dipengaruhi variabel lain yang tidak masuk dalam model regresi.
Uji  F .  Nilai  Sig  F  dengan  nilai  F-hitung  sebesar  6.764  >  F-tabel    0,512  dengan  taraf  nyata  0,05  artinya variabel bebas (X) secara  simultan  (bersama- sama)  berpengaruh terhadap variabel tidak bebas (Y)
Uji t . Hasil analisis faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan usahatani padi sawah disajikan pada Tabel 2.
Tabel 2. Penggunaan faktor-faktor yang mempengaruhi  Pendapatan  Usahatani  Padi  Sawah Tahun 2020.
Variabel Independen Koef.Regresi Std. Error t-hitung Sig. X 1 * 4.123 1.801 2.290 . 028 X 2 121.240 564.687 .215 .831
X 5 * 28.511 9.499 3.001 .005 X 6 -41.212 287.830 -.143 .887 X 7 -5.671 8.116 -.699 . 489 X 8 * 11.532 4.908 2.350 .024 X 9 1.571 8.096 .194 .847 X 10 4.388 3.312 1.325 .193 X 11 3.798 6.017 .631 532 X 12 562.773 1.268 .444 .660 X 15 167.492 147.627 1.135 263 F hitung 6.764 Konstanta -12.620 R Square 0,898 Tingkat Taraf Kepercayaan 95 %

## Sumber: Data Primer Diolah, 2020
Tabel 2 menyatakan uji F (nilai sig. < 0,05) artinya  secara  bersama-sama  variabel  bebas  (luas  lahan, tingkat pendidikan, harga  pupuk organik, harga pupuk kandang, harga pupuk urea, harga pupuk  phonska, harga pupuk  za, harga pupuk kcl harga pestisida, jumlah anggota keluarga, dan usia) berpengaruh secara nyata terhadap pendapatan usahatani padi sawah di Kampung Liman Benawi pada taraf kepercayaan 95% dengan model analisis yang diperoleh sebagai berikut :
Y = α + β 1 χ 1 + β
2 χ 2 + β
5 χ 5 + β 6 χ 6 + β 7 χ 7 + β 8 χ 8 + β 9 χ 9 + β 10 χ 10 + β 11 χ 11 + β 12 χ 12 + β 15 χ 15 +e
Dimana :
Y = 4,123 + 121,240X 2 + 28,511X 5 – 41,212X 6 – 5,671X 7 + 11,532X 8 + 1,571X
9 + 4,388X 10 + 3,789X 11 + 562,773X
12 + 167,492X 15 + e
Pengaruh masing-masing variabel bebas yang berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani padi sawah di Kampung Liman Benawi sebagai berikut :
Luas Lahan (X 1 ). Nilai  koefisien  regresi  luas  lahan (X 1 )  sebesar  4.123  dengan  nilai t-hitung 2.290 > t-tabel 2.032  ( taraf  nyata  0,05)  dan  nilai  signifikan  0,028  artinya  luas  lahan  berpengaruh  nyata  terhadap  pendapatan. Semakin  luas  lahan  maka  semakin  banyak  hasil  produksi.  Menurut  (Prabandari  et  al.,  2013;  Listiani  et  al.,  2019; Sulaeman,  2021;  Bahruddin,  2020; Fitri,  2016;  Hastin,  2018)  yaitu  luas  lahan  berpengaruh  terhadap  pendapatan usahatani padi. Luas lahan merupakan salah satu faktor yang dapat mempengaruhi produktivitas usahatani (Onibala et  al.,  2017).  Oleh  karena  itu,  untuk  meningkatkan  pertumbuhan  produksi  suatu  komoditas,  maka  petani  harus menambah luasan lahan tanamannya.
Tingkat  Pendidikan  (X 2 ). Nilai  koefisien  regresi  tingkat  pendidikan  (X 2 )  sebesar  121.240  dengan  nilai  t- hitung 0,215 > t-tabel   2.032 (taraf  nyata  0,05) dan nilai signifikan 0,831 artinya tingkat pendidikan tidak berpengaruh nyata.  Semakin  tinggi  pendidikan  maka  semakin  tinggi  pendapatan  usahatani  tetapi  pada  penelitian  tidak menunjukkan  seperti  itu  dikarenakan  biaya  produksi  yang  terbatas.  Menurut  (Ito  et  al.,  2021;  Fitri,  2016)  yaitu pendidikan tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan padi sawah. Tingkat pendidikan formal dapat berhasil jika diiringi dengan pendidikan non formal (Oka, I., Darmawan, Dwi., Astiti, 2016). Kolaborasi pendidikan tersebut dapat menghasilkan  inovasi  dan  kreativitas  petani  dalam  berusahantani.  Oleh  karena  itu,  pendidikan  formal  belum  dapat berpengaruhi terhadap pendapatan petani.
Harga Pupuk Organik (X 5 ). Nilai  koefisien  regresi  pupuk organik (X 5 )  sebesar  28.511  dengan  nilai t-hitung 3.001>t-tabel  2.032  (taraf  nyata  0,05)  dan  nilai  signifikan  0,05  artinya  pupuk  organik  berpengaruh  terhadap pendapatan.  Semakin  banyak  pupuk  organik  maka  ada  kecenderungan  semakin  meningkatkan  produksi  dan berdampak  pada  peningkatan  pendapatan.  Pupuk  organik  merupakan  pilihan  petani  untuk  mendapatkan  hasil produksi  yang  baik  dan  juga  pupuk  organik  mudah  diperoleh  dengan  biaya  yang  terjangkau  (Andriani  et  al., 2020). Petani menggunakan pupuk organik pada saat pengolahan tanah  (I. S. Roidah, 2013), hal ini dilakukan untuk  mempermudah  pupuk  organik  tercampur  merata  dengan  tanah.  Menurut  (Siallagan  et  al.,  2014)  pupuk organik berpengaruh nyata terhadap peningkatan produksi sehingga meningkatkan pendapatan usahatani padi sawah .
Harga  pupuk  kandang  (X 6 ). Nilai  koefisien  pupuk  kandang  (X 6 )  sebesar  - 4 1 .212  dengan  nilai  t-hitung  - 0,143<t-tabel    2.032    (taraf  nyata  0,05)    dan    nilai  sig.  0,887  artinya  pupuk  kandang  tidak  berpengaruh  nyata. Semakin  sedikit  pupuk  kandang  yang  digunakan  maka  hasil  produksi  yang  diperoleh  sedikit  sehingga  pendapatan berkurang. Pupuk kandang memberikan kontribusi terhadap peningkatan pertumbuhan tanaman (Fitri Anisyah, Rosita Sipayung,  Chairani  Hanum,  2014).  Oleh  karena  itu,  pupuk  kandang  harus  digunakan  semaksimal  mungkin  untuk memperoleh produksi yang besar. Tanaman padi sawah memerlukan pupuk kandang yang banyak diawal tanam atau pada saat pengolahan lahan (I. S. Roidah, 2013). Menurut (Wasil et al., 2016) pupuk kandang tidak berpengaruh nyata terhadap usahatani padi sawah.
Harga pupuk Urea (X 7 ). Nilai  koefisien  regresi  urea (X 7 )  sebesar  - 5 , 6 7 1 dengan  nilai t-hitung -0,699 < dari t-tabel   2.032 (taraf  nyata  0,05) dan nilai sig. 0,489 artinya pupuk urea tidak  berpengaruh nyata. Semakin sedikit pupuk urea digunakan maka semakin sedikit hasil produksi yang diperoleh maka pendapatan berkurang. Penggunaan pupuk  urea  yang  masih  sedikit  diakibatkan oleh  penggunaan  pupuk  lain  yang  cukup banyak,  sehingga  pupuk  urea tidak  berpengaruh  terhadap  usatanai  padi  sawah.  Walaupun  pupuk  urea  memiliki  fungsi  sebagai  mempercepat pertumbuhan tanaman (Kogoya et al., 2018). Menurut (Hanapi & Hutapea, 2014) pupuk urea tidak berpengaruh nyata terhadap usahatani padi sawah.
Pupuk Phonska (X 8 ). Nilai  koefisien  pupuk Phonska (X 8 )sebesar  11.532  dan  nilai t-hitung   2.350 > t-tabel 2.032 (taraf  nyata  0,05)  dan nilai sig. 0,05 artinya harga pupuk phonska berpengaruh nyata terhadap pendapatan usahatani padi sawah, hal ini dikarenakan penggunaan varietas tanaman padi masih sangat responsif terhadap dosis pemupukan  phonska.  Penggunaan  pupuk  phonska  sebesar  205  kg/ha,  hal  ini  sejalan  dengan  penelitian (Wahyunindyawati,  2009);  (Mafor,  2015);  dan  (Damayanti,  2013),  menyatakan  bahwa  harga  pupuk  phonska berpengaruh signifikan terhadap keuntungan usahatani padi.
Pupuk ZA (X 9 ). Nilai  koefisien  Pupuk ZA (X 9 )  sebesar  1.571  dan  nilai t-hitung  0,194 < t-tabel 2.032 (taraf nyata  0,05)  dan  nilai  sig.  0,847,  yang  artinya  pupuk  ZA  tidak  berpengaruh  nyata.  Hasil  penelitian  sejalan  dengan (Arifin  et  al.,  2019)  yang  menyatakan  bahwa  pupuk  ZA  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  usahatani  padi  sawah. Penggunaan pupuk ZA masih sangat jarang digunakan oleh petani padi sawah, hal ini dikarenakan harga beli pupuk ZA yang masih relatif mahal.
Pupuk KCL (X 10 ). Nilai  koefisien  pupuk KCL (X 10 ) sebesar  4.388  dan  nilai t-hitung 1,325<t-tabel 2.032 (taraf nyata  0,05)  dan  nilai  sig.  0,193  artinya  pupuk  KCL  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  pendapatan  usahatani  padi sawah. Semakin banyak pupuk KCL yang dipergunakan maka semakin sedikit manfaat dari pupuk KCL dikarenakan pupuk KCL yang digunakan berlebihan sehingga pendapatan yang diperoleh tidak mengalami peningkatan.
Pestisida  (X 11 ). Nilai  koefisien  pestisida  (X 11 )  sebesar  3.798  dan  nilai  t-hitung  0,631<t-tabel  2.032  (taraf nyata  0,05) dan nilai sig. 0,532 artinya pestisida tidak berpengaruh nyata. Hasil penelitian sejalan dengan (Arifin et al., 2019);  (Bahruddin,  2020);  (Hanisah  et  al.,  2021);  (Syahrianti  et  al.,  2021)  yang  menyatakan  bahwa  pestisida  tidak berpengaruh  nyata  terhadap  usahatani  padi  sawah.  Pestisida  merupakan  obat  kimia  yang  digunakan  petani  untuk menjaga tanaman dari berbagai penyakit (Pinem et al., 2019). Pestisida yang banyak digunakan petani sawah berupa herbisida dan insektisida, sehingga perlu adanya perhatian yang serius terhadap penggunaan pestisida yang secara berlebihan. Petani padi sawah dianjurkan mengurangi penggunaan pestisida untuk menjaga atau menekan timbulnya serangga dan penyakit pada tanaman (Effendi, 2009).
Anggota Keluarga (X 12 ). Nilai  koefisien  anggota keluarga (X 12 )  sebesar  562.273  dan nilai t-hitung 0,444 < t- tabel   2.032 (taraf  nyata  0,05) dan nilai sig. 0,660 artinya jumlah anggota keluarga tidak berpengaruh nyata. Hasil penelitian sejalan dengan (Arifin et al., 2019); (Fitri, 2016); (Ramdhani et al., 2019) yang menyatakan bahwa jumlah anggota  keluarga  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  usahatani  padi  sawah.  Setiap  anggota  keluarga  memiliki penghasilan diluar pendapatan utama yang dapat membantu memenuhi kebutuhan keluarga (Djangaopa et al., 2018), walaupun anggota keluarga tersebut masih dalam tanggungan keluarga.
Usia  (X 13 ). Nilai  koefisien  Usia  (X 13 )  sebesar  167.492  dan  nilai  t-hitung  1.135<t-tabel  2.032  ( taraf  nyata 0,05)  dan  nilai  sig.  0,263  artinya  usia  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  pendapatan  usahatani  padi  sawah.  Hasil penelitian  sejalan  dengan  (Ramdhani  et  al.,  2019)  yang  menyatakan  bahwa  usia  tidak  berpengaruhnya  terhadap usahatani  padi  sawah,  hal  ini  dikarenakan  usia  petani  relatif  beragam  (Pratiwi,  Ratu  Monita  Citra  Fatchiya,  2021). Petani  yang  memiliki  usia  yang  lebih  tua  akan  mengandalkan  pengalaman  selama  melaksanakan  usahatani
sedangkan  petani  yang  usia  nya  lebih  muda  akan  mengandalkan  media  sosial  (YouTube)  untuk  mendapatkan informasi teknologi terkini dalam menunjang usahatani. Oleh karena itu, usia tua maupun usia muda memiliki peluang yang sama untuk meningkatkan hasil produksi.

## 4. Kesimpulan
Kesimpulan yang diperoleh yaitu pendapatan yang diperoleh petani padi sawah pada masa covid 19 sebesar Rp.  10,368,541.00 per  hektar  setiap  satu  kali  tanam  dan  nilai  R/C  ratio  yaitu  2,1  yang  artinya  usahatani  padi sawah masih menguntungkan. Sedangkan faktor-faktor  yang  berpengaruh  terhadap  pendapatan  usaha  tani  padi sawah  yaitu  luas  lahan  (X 1 ),  harga  pupuk  organik  (X 5 ),  dan  harga  ponska  (X 8 )  sedangkan  faktor  yang  tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan usaha tani padi sawah yaitu tingkat pendidikan (X 2 ), harga pupuk kandang (X 6 ),  harga  pupuk  urea  (X 7 ),  harga  pupuk  ZA  (X 9 ),  harga  pupuk  KCL  (X 10 ),  harga  pestisida  (X 11 ),  jumlah  anggota keluarga (X 12 ) dan usia (X 15 ).
Saran dari penelitian ini adalah petani padi sawah meminimalkan biaya input produksi usahatani supaya dapat meningkatkan pendapatan usahatannya walaupun dalam masa pandemi covid 19. Selain itu, perlu peran pemerintah dalam  bentuk  kebijakan  berupa  harga  pembelian  pemerintah  (HPP)  maupun  subsidi  pupuk  untuk  meningkatkan motivasi petani dalam berusahatani dimasa covid 19 sehingga ketahanan pangan tetap tercapai.

## Daftar Pustaka
Ali,  H.  (2020).  Analisis  Kelayakan  Kenaikan  Harga  dan  Biaya  Produksi  Usaha  Tani  Padi  selama  Pandemic  Virus Covid-19 di Wilayah Kecamatan Barat Kabupaten Magetan. OECONOMICUS Journal of Economics , 5 (1), 63 – 74.
Andriani, R., Mastuti, R., &  Yusriani, Y. (2020). Bioindustri Di Provinsi Aceh Berbasis Kopi Gayo Dan Sapi : Analisis Strategi Pemasaran Produk Biourine. Seminar Nasional Ke-IV Fakultas Pertanian Universitas Samudra , 301 – 313.
Anggraini,  N.,  Harianto,  H.,  &  Anggraeni,  L.  (2017).  Analisis  Pendapatan  Dan  Faktor  Produksi  Usahatani  Ubikayu Berdasarkan Pasar Yang Dipilih Petani (Study Kasus Petani di Kabupaten Lampung Tengah). Journal of Food System & Agribusiness , 1 (1), 12 – 20. https://doi.org/10.25181/jofsa.v1i1.80
Arifin,  M.  Z.,  Mahfudz,  M.,  &  Hindarti,  S.  (2019).  Analisis  Faktor-Faktor  Sosial  Ekonomi  yang  Mempengaruhi Pendapatan Usahatani Padi Sawah di Desa Sukorejo Kecamatan Sukorjo Kabupaten Ponorogo. Jurnal Seagri ,
7 (1), 1 – 5.
[BPS  Lampung]  Badan  Pusat  Statistik  Provinsi  Lampung.  2020.  Lampung  dalam  Angka.  Bandar  Lampung:  BPS Lampung.
Bahruddin,  B.  (2020).  Analisis  Faktor-Faktor  Yang  Mempengaruhi  Pendapatan  Petani  di  Kecamatan  Patampanua Kebupaten Pinrang. Economos : Jurnal Ekonomi Dan Bisnis , 3 (1), 17 – 28.
Damayanti,  L.  (2013).  Faktor-Faktor  Yang  Mempengaruhi  Produksi,  Pendapatan  dan  Kesempatan  Kerja  pada Usahatani Padi Sawah di Daerah Irigasi Parigi Moutong. SEPA , 9 (2), 249 – 259.
Djangaopa,  Y.,  Manginsela,  E.  P.,  &  Baroleh,  J.  .  (2018).  Kontribusi  Perempuan  Pedagang  Sayuran  Terhadap
Pendapatan Keluarga Di Pasar Bahu Manado. Agri-Sosioekonomi , 14 (3), 45 – 54. https://doi.org/10.35791/agrsosek.14.3.2018.21533
Effendi,  B.  S.  (2009).  Tanaman Padi  Dalam  Perspektif  Praktek  Pertanian Yang  Baik  (  Good Agricultural  Practices). Pengembangan Inovasi Pertanian , 1 (2), 65 – 78.
Ellyta, E., Sasmito, W., & Ekawati, E. (2021). Peranan Penyuluh Pada Usahatani Padi di Masa Pandemi Covid-19 di Desa Sambora Kecamatan Toho Kabupaten Mempawah. ZIRAA’AH , 46 (3), 315 – 326.
Fitri  Anisyah,  Rosita  Sipayung,  Chairani  Hanum.  (2014).  Pertumbuhan  Dan  Produksi  Bawang  Merah  Dengan Pemberian Berbagai Pupuk Organik. Jurnal Online Agroteknologi , 2 (2), 482 – 496.
Fitri, N. W. (2016). Faktor Yang Mempengaruhi Pendapatan Usahatani Padi Dengan Penanaman Padi Sistem Jajar Legowo ( Kasus di Subak Semaon Desa Puhu , Kecamatan Payangan , Kabupaten Gianyar ) Ni Wayan Fitri ISSN : 1979-3901. dwijenAGRO , 6 (1), 1 – 7.
Ghozali  I.  2005.  Aplikasi  Analisis  Multivariate  dengan  Program  SPSS.  Badan  Penerbit  Universitas  Diponegoro  : Semarang.
Hanapi, S., & Hutapea, Y. (2014). Analisis Faktor-Faktor Keuntungan Usahatani Padi Sawah Irigasi di Kabupaten OKU Timur  Sumatera  Selatan. Prosiding  Seminar  Nasional  Pengembangan  Teknologi  Pertanian  Politeknik  Negeri Lampung , 430 – 438.
Hanisah,  Arifin,  &  Azisah.  (2021).  Risiko  Pendapatan  dan  Faktor  yang  Mempengaruhi  Pendapatan  Usahatani  Padi Sawah Tadah Hujan (Studi Kasus di Kelurahan Sibatua Kecamatan Pangkajene Kabupaten Pangkep). Jurnal Agribis , 14 (2), 267 – 278.
Hastin, M. (2018). Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Pendapatan Petani Padi Sawah di desa Koto Aro Kecamatan Siulak Kabupaten Kerinci. Jurnal AKRAB JUARA , 3 (3), 147 – 157.
Ito,  E.,  Klau, F.,  &  Herewila,  K.  (2021).  Analisis Pendapatan dan  Faktor-Faktor  Yang Mempengaruhi  Produksi  Padi Sawah di desa Aeramo Kecamatan Aesesa Kabupaten Nagekeo. Buletin Ilmiah IMPAS , 22 (1), 80 – 87.
Kaputra, I. (2015). Alih fungsi lahan, pembangunan pertanian dan kedaulatan pangan. Jurnal Strukturisasi , January . Kogoya, T., Dharma,  I.  P.,  &  Sutedia,  I. N.  (2018).  Pengaruh  Pemberian  Dosis  Pupuk Urea terhadap  Pertumbuhan Tanaman Bayam Cabut Putih ( Amaranthus tricolor L .). Agroekoteknologi Tropika , 7 (4), 575 – 584.
Listiani,  R.,  Setiyadi,  A.,  &  Santoso,  S.  I.  (2019).  Analisis  Pendapatan  Usahatani  Padi  di  Kecamatan  Mlonggo Kabupaten Jepara. Jurnal Sosial Ekonomi Dan Kebijakan Pertanian AGRISOCIONOMICS , 3 (1), 50 – 58.
Lubis, R. R. B., Daryanto, A., Tambunan, M., & Rachman, H. P. S. (2016). Analisis Efisiensi Teknis Produksi Nanas: Studi  Kasus  di  Kabupaten  Subang,  Jawa  Barat. Jurnal  Agro  Ekonomi , 32 (2),  91. https://doi.org/10.21082/jae.v32n2.2014.91-106
Mafor, K. I. (2015). Analisis Faktor Produksi Padi Sawah di Desa Tompasobaru Dua Kecamatan Tompasobaru. Cocos , 6 (2),  1 – 9.  https://www.scoutsecuador.org/site/sites/default/files/[biblioteca]/5.1  Conservacion  de  alimentos  y Recetas sencillas.pdfhttp://publications.lib.chalmers.se/records/fulltext/245180/245180.pdfhttps://hdl.handle.net/20.500.1 2380/245180http://dx.d
Mamondol,  M.  R.  (2016).  Analisis  Kelayakan  Ekonomi  Usahatani  Padi  Sawah  di  Kecamatan  Pamona  Puselemba. Envira , 2 (1), 1 – 10.
Mardika, I. N., Rantau, I. K., & Wijayanti, P. U. (2017). Analisis Usahatani Ubi Kayu Varietas Gajah (Studi Kasus di Kelompok Tani-Ternak Kerti Winangun, Desa Bukti, Kecamatan Kubutambahan, Kabupaten Buleleng). Jurnal Agribisnis  Dan  Agrowisata  (Journal  of  Agribusiness  and  Agritourism) , 6 (2),  231 – 239. https://doi.org/10.24843/jaa.2017.v06.i02.p06
Miftah,  H.,  Syarbaini,  A.,  &  Andari,  T.  (2012).  Analisis  Pendapatan  dan  Nilai Tambah  Ubi  Kayu  sebagai  Penyusun Model Pola Klaster. Jurnal Pertanian , 3 (April), 50 – 58.
Muhtarom, H. (2021). Dampak Pandemi Covid-19 Dalam Kehidupan Sosial- ( Studi Kasus Kehidupan Sosial-Ekonomi Masyarakat. Humanis , 13 (1), 62 – 70. https://doi.org/https://doi.org/10.52166/humanis.v13i1.2189
Muizah, R., Supardi, S., & Awami, S. N. (2013). Analisis Pendapatan Usahatani Ubi Kayu(manihot esculenta crantz) (studi kasus desa Mojo Kecamatan Cluwak Kabupaten Pati). Mediagro , 9 (2), 55 – 67.
Oka,  I.,  Darmawan,  Dwi.,  Astiti,  N.  (2016).  Keberhasilan  Program  Kawasan  Rumah  Pangan  Lestari  (KRPL)  pada Kelompok Wanita Tani di Kabupaten Gianyar. Jurnal Manajemen Agribisnis , 4 (2), 133 – 146.
Onibala,  A.  G.,  Sondakh,  M.  L.,  Kaunang,  R.  .,  &  Mandei,  J.  .  (2017).  Analisis  Faktor-Faktor  Yang  Mempengaruhi Produksi Padi Sawah Di Kelurahan Koya, Kecamatan Tondano Selatan. Agri-Sosioekonomi , 13 (2A), 237 – 242. https://doi.org/10.35791/agrsosek.13.2a.2017.17015
Pinem, E. R. B., Harahap, G., Saleh, K., & ... (2019). Integrasi Ternak Itik Pedaging Dan Usahatani Padi Sawah Di Desa  Pematang  Johar  Kecamatan  Labuhan  Deli  Kabupaten  Deli  Serdang. Wahana  Inovasi:  Jurnal  … , 8 (2). https://jurnal.uisu.ac.id/index.php/wahana/article/view/2329
Prabandari, A. C., Sudarma, M., & Wijayanti, P. U. (2013). Analisis Faktor-faktor yang Mempengaruhi Produksi Padi Sawah pada Daerah Tengah dan Hilir Aliran Sungai Ayung (Studi Kasus Subak Mambal, Kabupaten Badung dan  Subak  Pagutan,  Kota  Denpasar). E-Journal  Agribisnis  Dan  Agrowisata  (Journal  of  Agribusiness  and Agritourism) , 2 (3), 89 – 98.
Pratiwi, Ratu Monita Citra Fatchiya, A. (2021). Sikap Petani Atas Peralihan Fungsi Lahan Pertanian Ke Non Pertanian Di  Kelurahan  Pasir  Putih,  Sawangan,  Depok. Jurnal  Sains  Komunikasi  Dan  Pengembangan  Masyarakat [JSKPM] , 5 (3), 462 – 472. https://doi.org/10.29244/jskpm.v5i3.836
Putri, R. E., Fadhilah, R., & Cherie, D. (2019). Studi Perbandingan Konsumsi Energi Pada Proses Penanaman Padi Manual dan Rice Transplanter. Jurnal Teknologi Pertanian Andalas , 23 (2), 125 – 135.
Ramdhani,  K.  T.,  Pellokila,  M.  R.,  &  Sirma,  I.  N.  (2019).  Pengaruh  Faktor  Sosial  Ekonomi  Terhadap  Pendapatan Usahatani  Padi  Sawah  (Studi  Kasus  Gapoktan  Tunmoni,  Desa  Noelbaki,  Kecamatan  Kupang  Tengah, Kabupaten Kupang). Buletin Ilmiah IMPAS , 20 (2), 19 – 28.
Roidah,  I.  (2015).  Analisis  Pendapatan  Usahatani  Padi  Musim  Hujan  Dan  Musim  Kemarau  (Studi  Kasus  di  Desa Sepatan Kecamatan Gondang Kabupaten Tulungagung). Agribis , 11 (13), 45 – 55.
Roidah, I. S. (2013). Manfaat Penggunaan Pupuk Organik untuk Kesuburan Tanah. Jurnal Bonorowo , 1 (1), 30 – 43.
Saragih,  F.  H.,  &  Panjaitan,  F.  A.  B.  (2020).  Faktor-Faktor  Yang  Mempengaruhi  Pendapatan  Usaha  Tani  Padi Ciherang di Desa Tebing Tinggi Kabupaten Serdang Bedagai. Agrica , 13 (1), 55 – 65.
Siallagan, J. O., Chalil, D., & Jufri, M. (2014). Analisis Efisiensi Penggunaan Pupuk Bersubsidi Pada Tanaman Padi Sawah. Journal on Social Economic of Agriculture and Agribusiness, 1 – 10.
Soekartawi.  2003.  Teori  Ekonomi  Produksi  Dengan  Pokok  Bahasan  Analisis  Fungsi  Cobb  Douglas,  Cetakan  ke-3. Rajawali Pers : Jakarta
Sugiarto D. Siagian L.S. Sunarto, Oetomo D.S. 2003. Teknik Sampling. Jakarta: Gramedia Pustaka Utama Sugiyono. 2017. Metode Penelitian Kuantitatif, kualitatif dan R&D. Alfabeta : Bandung
Sufriadi,  D.,  &  Hamid,  A.  (2021).  Effisiensi  Penggunaan  Faktor  -  Faktor  Produksi  Usaha  Tani  Padi  Sawah  di Kabupaten Aceh Besar ( Studi Kasus di Kecamatan Indapuri ). Jurnal Pendidikan Tambusai , 5 (3), 9492 – 9500.
Sulaeman,  A.  (2021).  Analisis  Faktor  Yang  Mempengaruhi  Pendapatan  Petani  Padi  Di  Kecamatan  Patampanua Kabupaten Pinrang. Ceterusparibus Journal , 1 (1), 1 – 5.
Suliansyah, I., Ekawati, F., Hariandi, D., Obel, O., Ramadhan, N., Martinsyah, R. H., Sari, W. P., & Hasibuan, S. P. (2020).  Penangkaran  Padi  Dalam  Upaya  Pemenuhan  Benih  Mandiri  Pada  Kelompok  Tani  Air  Sarasah  Di Nagari  Sungai  Batang  Kecamatan Tanjung  Raya  Kabupaten Agam. Jurnal  Hilirisasi IPTEKS , 3 (3),  229 – 238. https://doi.org/10.25077/jhi.v3i3.429
Suratha,  I.  K.  (2015).  Krisis  Petani  Berdampak  pada  Ketahanan  Pangan  di  Indonesia. Media  Komunikasi  Geografi , 16 (1), 67 – 80.
Syahrianti, S., Arifin, A., & Sadat, M. A. (2021). Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Risiko Pendapatan Usahatani Padi sawah Tadah Hujan (Studi Kasus di Kelurahan Boriappaka Kecamatan Bungoro Kabupaten Pangkep). Agribis ,
14 (2), 233 – 242.
Taek,  P.  A.  G.,  Supriadi, D.,  &  Taek,  S.  M.  (2022). Upaya  Pemberdayaan  Petani  Lahan Kering  Untuk Mewujudkan Pertanian Berkelanjutan Dan Ketahanan Pangan. JISIP (Jurnal Ilmu Sosial Dan Pendidikan) , 6 (1), 2345 – 2359. https://doi.org/10.36312/jisip.v6i1.2829
Thamrin,  M.,  Mardhiyah,  A.,  &  Marpaung,  S.  E.  (2013).  Analisis  Usahatani  Ubi  Kayu  (Manihot  utilissima). Agrium , 18 (1), 57 – 64.
Wahyunindyawati. (2009). Pengaruh Faktor-Faktor Produksi Terhadap Keuntungan Usahatani Padi. Balai Pengkajian Teknologi Pertanian Jawa Timur , 1 – 10. http://download.portalgaruda.org/article.php?article=116655&val=5316 Wasil, M., Siswadi, B., & Mahfudz, M. (2016). Analisis Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Usahatani Padi Sawah di Kecamatan Tajinan. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian Dan Agribisnis (SEAGRI ) , 1 – 5.
Zulkarnain,  Z.,  Haryono,  D.,  &  Kasymir,  E.  (2010).  Keunggulan  Komparatif  dan  Kompetitif  dalam  Produksi  Padi  di Kabupaten  Lampung  Tengah  Propinsi  Lampung. Jurnal  Penelitian  Pertanian  Terapan , 10 (3),  185 – 199. https://doi.org/https://doi.org/10.25181/jppt.v10i3.262
Zulkarnain, Z., Said, D. U., Dewi, N., & Mandala, W. (2020). Analisis Komparatif Peternak Penggemukan Sapi Mitra dan Non Mitra Pada PT . Great Gaint Lifestock dan Kelompok Limousin Comparative Analysis of Partner And Non-Partner  Cattle Feedlot  In  Great  Giant  Lifestock Company  and  Limousin Farmer  Group. Journal  of  Food System and Agribusiness , 4 (1), 42 – 49.
Zulkarnain, Z., Zakaria, W. A., Haryono, D., & Murniati, K. (2021). Economic efficiency and risk of cassava farming in Lampung  province. International  Journal  of  Financial,  Accounting,  and  Management , 3 (2),  129 – 148. https://doi.org/10.35912/ijfam.v3i2.433