## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## EFISIENSI ALOKATIF FAKTOR-FAKTOR PRODUKSI DAN
PENDAPATAN USAHATANI PADI ( Oryza sativa L.) (Studi Kasus Di Desa Simpang Datuk Kecamatan Nipah Panjang Kabupaten Tanjung JabungTimur)
Asmaida
Program Studi Agribisnis, Fakultas Pertanian Universitas Batanghari Jl. Slamet Riyadi-Broni, Jambi. 36122. Telp. +6274160103 email : asmaida.syandri@yahoo.co.id

## Abstract
The  research  was  conducted  in  “Simpang  Datuk”  Village,  “Nipah  Panjang”  Sub-district, “Tanjung  Jabung  Timur”  Regency,  with  several  aims  e.g:  to  analyze  the  income  of  rice farmers, Analyzing the effect of production factors in rice farming, Analyzing the allocative efficiency  of  useness  on  the  production  factors  that  influenced  the  rice  production.  This location was selected  by considering that it was the rice production centre.  Survey  method was used in this research,  and the collected data (both primary and secondary ) had  acros section type. There were 39  households  as a samples  from a total 259 farmers  population which  taken  by  simple  random  sampling  method.  The    description  analysis  and  Cobb Douglas production function were applied in this research. The results showed: (1) the total average  of  farmers  income  was  Rp.27.507.997,-/period/Ha,  the  total  cost  average  was Rp.8.630.942,-/period/Ha  and  the  earnings  average  was  Rp.18.877.055,-/period/Ha.  R/C ratio  was  3.19.  This  indicates  that  the  rice  farming    was  quite  profitable,  because  the  R/C value was more than 1, The production factors that showed significant effect  toward to the farming activities were seed and fertilizer, The Result of  analysis on  allocative efficiency of production  factors  useness  on  rice  farming  showed  that  useness    allocation  of  seed  and fertilizer was  24,65 kg and as 7,650 kg respectively.  The  result of these useness  allocation both seed and fertilizer were more than 1, so it showed an  unefficiently allocation.
Keywords : Farming, Rice, Income, Production Function, Efficiency

## Abstrak
Penelitian  dilaksanakan  di  Desa  Simpang  Datuk  Kecamatan  Nipah  Panjang  Kabupaten Tanjung  Jabung  Timur,  dengan  tujuan  untuk  menganalisis  pendapatan  petani  padi,  faktor produksi  yang  berpengaruh  dalam  usahatani  padi,  dan  efisiensi  alokatif  penggunaan  faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi padi. Metode penelitian menggunakan metode survey , data yang dikumpulkan meliputi data primer dan data sekunder dengan jenis data cros section. Sampel penelitian sebanyak 39 RTP dari total populasi 259 RTP yang diambil secara simple  random  sampling .  Metode  analisis  yang  digunakan  yaitu  analisis  data  kualitatif  dan data kuantitatif dengan perhitungan pendapatan petani  dan  fungsi  produksi Cobb Douglas. Hasil  penelitian  :  Rata-rata  total  penerimaan  petani  padi  Rp.27.507.997,-/MT/Ha,  rata-rata total  biaya  Rp.8.630.942,-/MT/Ha  dan  rata-rata  pendapatan  Rp.18.877.055,-/MT/Ha.  Nilai R/C  rasio  sebesar  3,19.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa  rata-rata  usahatani  padi  di  daerah penelitian  cukup  menguntungkan,  karena  nilai  RC  rasionya  lebih  dari  1.  Faktor-faktor produksi yang berpengaruh dalam kegiatan usahatani padi adalah faktor produksi benih dan pupuk.  Hasil  analisis  efisiensi  alokatif  penggunaan  faktor  produksi  benih  sebesar  24,65  kg dan  pupuk sebesar 7,650 kg, hasil penggunaan benih dan pupuk tersebut keduanya  lebih dari 1, sehingga belum efisien secara alokatif.
Kata kunci: Usahatani, Padi, Pendapatan, Efisiensi, Fungsi Produksi

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## PENDAHULUAN
Padi  merupakan  tanaman  utama  pangan  yang  menghasilkan  beras  sebagai sumber  makanan  pokok  sebagian  besar  penduduk  Indonesia.  Tanaman  padi  ini merupakan  tanaman  pangan  yang  banyak  dibudidayakan  oleh  petani  di  Indonesia. Namun pada saat ini produksi padi belum stabil menopang kebutuhan besar nasional yang  terus  meningkat.  Hal  ini  terindikasi  dari  volume  dan  nilai  impor  beras  yang masih  tinggi.  Penyebab  Indonesia  melakukan  impor  beras,  disebabkan  oleh  lahan yang  semakin  sempit  akibat  dari  ahli  fungsi  lahan  dan    akibat  pengaruh  era globalisasi.  Dalam  hal  ini  intensifikasi  pertanian  perlu  dilakukan,  karena intensifikasi  tersebut  merupakan  pengolahan  lahan  pertanian  yang  ada  dengan sebaik-baiknya  untuk  meningkatkan  hasil  pertanian  khususnya  padi  dengan menggunakan berbagai sarana.
Desa  Simpang  Datuk  adalah  desa  yang  memiliki  luas  lahan  dan  produksi  padi yang  tertinggi  dibandingkan  dengan  desa-desa  lainnya  yang  ada  di  Kecamatan  Nipah Panjang Kabupaten Tajung Jabung Timur serta produktifitasnya berada diatas rata-rata produktifitas padi Kecamatan Nipah Panjang, lebih jelasnya dapat dilihat pada Tabel 1.
Tabel  1.  Luas  Lahan,  Produksi  dan  Produktivitas  Padi  per  Desa  di  Kecamatan  Nipah
Panjang Tahun 2014 No Desa/ Kelurahan Luas Lahan (Ha) Produksi (Ton) Produktivitas (Ton/Ha) 1 Desa Sungai Raya 893 2.659,425 2,978 2 Desa Teluk Kijing 473 1.720,560 3,638 3 Desa Pamusiran 381 1.205,406 3,164 4 Kel. Nipah Panjang I 589 2.268,014 3,851 5 Kel. Nipah Panjang II 497 1.602,823 3,225 6 Desa Simpang Datuk 1.036 3.849,836 3,716 7 Desa Simpang Jelita 313 1.222,538 3,906 8 Desa Bunga Tanjung 1.016 3.280,917 3,229 9 Desa Sungai Tering 545 1.800,300 3,303 10 Desa Sungai Jeruk 784 2.753,181 3,512 Jumlah 6.527 22.363,000 Rata-rata 652,7 2.236,3 3,43
Sumber : BP3K Kecamatan Nipah Panjang, 2015
Berdasarkan  uraian  di  atas,  sehingga  menjadikan  Desa  Simpang  Datuk  menjadi daerah lumbung padi dan sentra produksi padi di Kecamatan Nipah Panjang. Selanjutnya juga menggambarkan bahwa usahatani padi di daerah tersebut memiliki potensi yang cukup besar apabila  dikelola  dengan  baik.  Kegiatan  usahatani  memiliki  tujuan    meningkatkan produktivitas  agar  keuntungan  menjadi  lebih  tinggi.  Produksi  dan  produktivitas  tidak  lepas dari faktor-faktor produksi yang dimiliki petani untuk meningkatkan produksi hasil panennya. Faktor  produksi  yang  dimiliki  petani  umumnya  memiliki  jumlah  yang  terbatas tetapi  disisi  lain  petani  juga  ingin  meningkatkan  produksi  usahataninya.  Hal  tersebut menuntut  petani  untuk  menggunakan  faktor-faktor  produksi  yang  dimiliki  dalam pengelolaan  usahatani  secara  efesien.  Salah  satu  cara  yang  dapat  digunakan  untuk mengetahui  penggunaan  faktor  produksi  usahatani  padi  secara  efesien  yaitu  dengan menghitung  efesiensi  secara  alokatif.  Efesiensi  alokatif  menunjukan  hubungan  antara biaya  dan  ouput,  dimana  efesiensi  alokatif  tercapai  apabila  petani  mampu

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
memaksimalkan  keuntungan  yaitu  menyamakan  nilai  produk  marjinal  setiap  faktor produksi dengan harganya. Dengan mengetahui penggunaan faktor-faktor produksi  yang optimal  maka  dapat  tercapai  keuntungan  maksimal  dengan  penggunaan  biaya  sekecil- kecilnya.  Pencapaian  efesiensi  secara  alokatif  dapat  dilakukan  apabila  petani  telah mengetahui  faktor  produksi  apa  yang  berpengaruh  pada  usahatani  padi.  Berdasarkan uraian  tersebut  di  atas,  maka  penulis  tertarik  untuk  melakukan  penelitian  dengan permasalahan yang akan di bahas dalam penelitian ini yaitu mengenai pendapatan petani padi,  faktor  produksi  yang  berpengaruh  pada  usahatani  padi  dan  efisiensi  alokatif penggunaan faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi padi.

## METODOLOGI PENELITIAN
Penelitian  dilaksanakan  di  Desa  Simpang  Datuk  Kecamamatan  Nipah  Panjang Kabupaten Tanjung Jabung Timur.  Metode penelitian menggunakan metode survei. Petani adalah sebagai sumber data primer, dengan tehnik pengumpulan data secara observasi dan wawancara dengan menggunakan kuisioner. Data sekunder adalah data yang diperoleh atau dikumpulkan  oleh  pihak  lain,  dapat  bersumber  dari  pustaka  dan  lembaga  yang  terkait dengan penelitian ini.
Dalam  pengumpulan  data  penelitian  dilakukan  penarikan  sampel.  Metode penentuan  sampel  menggunakan  metode Simple  Random  Sampling .  Responden  yang dipilih yaitu petani yang lokasi usahanya berada di Desa Simpang Datuk Kecamatan Nipah Panjang, dengan jumlah petani padi (populasi) sebanyak 259 RTP. Jumlah besarnya sampel adalah sebanyak 39 responden yang dihitung berdasarkan rumus (Umar. H, 2003) :
n =
Keterangan :  N = Jumlah populasi n = Jumlah sampel e = Kesalahan pengambilan sampel ditetapkan sebesar 15%
Pada penelitian sosial persentase kesalahan yang bisa ditolelir berkisar 5%-20% karena pada hasil penelitian sosial sulit dipastikan keakuratan data seperti pada penelitian ilmu pasti.
Data  penelitian  dianalisis  menggunakan  metode  deskriptif  kualitatif-kuantitatif dan  interperensi  untuk  menjawab  perumusan  masalah,  yang  terdiri  dari  analisis pendapatan, analisis faktor produksi yang berpengaruh pada usahatani padi dan analisis efisiensi alokatif penggunaan faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi padi, dengan uraian sebagai berikut :
1. Analisis Pendapatan
a. Biaya
Untuk menganalisis biaya yang dikeluarkan dalam usahatani padi dapat dihitung dengan menggunakan rumus (Soekartawi, 2003) :   TC = TFC + TVC Dimana : TC = Total Cost (total biaya) (Rp/MT) TFC = Fix Cost (biaya tetap) (Rp/MT)
TVC = Variable Cost (biaya variabel) (Rp/MT) b. Penerimaan
Untuk  menganalisis  penerimaan  yang  diterima  petani  padi  dihitung  dengan menggunakan rumus (Soekartawi, 2003) :   TR = Y x Py Dimana : TR  = Total Revenue atau penerimaan total (Rp/MT)
Y  = Jumlah Produk yang dihasilkan (Kg/MT) Py  = Harga jual produk (Rp/Kg)

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## c. Pendapatan
Untuk  menganalisis  pendapatan  yang  diterima  petani  padi  dihitung  dengan menggunakan rumus (Soekartawi, 2003) : Dimana :      = Pendapatan usahatani padi (Rp/MT) TR  = Total Revenue atau Total Penerimaan (Rp/MT) TC  = Total Cost atau Total Biaya (Rp/MT)
d, Revenue Cost Ratio (RC Ratio)
Untuk mengetahui tingkat pengelolaan usaha atau tingkat efesiensi ekonomi dari usaha, dilakukan analisis dengan menggunakan kriteria revenue cost of rasio (RC ratio). RC ratio adalah peerbandingan antara penerimaan atau pendapatan kotor dengan biaya total yang dikeluarkan dengan  rumus (Kadariah, 1978) :
RC Ratio =
Dengan kriterianya adalah sebagai berikut :
- RC Ratio    > 1 berarti usahatani menguntungkan dan layak untuk dijalankan
- RC  Ratio  =  1  berarti  usahatani  tidak  rugi  atau  tidak  untung  dan  perlu dipertimbangkan
- RC  Ratio  <  1  berarti  usahatani  tidak  menguntungkan  dan  tidak  layak  untuk dijalankan.
2. Analisis Faktor-faktor Produksi Usahatani Padi Untuk mengetahui pengaruh penggunaan faktor produksi digunakan analisis fungsi produksi Cobb Douglas Soekartawi (1994) dengan menggunakan program software SPSS. secara matematik, fungsi Cobb-Douglas dapat dinyatakan sebagai berikut : Y=aX 1 b1 X 2 b2 ... X i bi ... X n bn e n
Bila fungsi Cobb-Douglas tersebut dinyatakan oleh hubungan Y dan X, maka: Y = f(X 1 , X 2 , ... ,X 1 , ... ,X n ) Dimana : Y = variabel yang dijelaskan
X  = variabel yang menjelaskan a,b  = besaran yang akan diduga
e = logaritma natural,  e = 2,718
Untuk memudahkan pendugaan terhadap persamaan tersebut, maka persamaan ini diubah menjadi bentuk linear berganda dengan cara melogaritmakan persamaan tersebut.
LnY =In a + b 1 Ln X 1 + b 2 Ln X 2 + b 3 Ln X 3 + b 4 Ln X 4 + u e
Dimana : Y  =  Jumlah produksi padi yang dihasilkan dalam satu kali masa tanam (kg) X 1 =  Jumlah benih yang digunakan dalam satu kali masa tanam (kg) X 2 =  Jumlah seluruh pupuk yang digunakan dalam satu kali masa tanam (kg) X 3 =  Jumlah seluruh pestisida yang digunakan dalam satu kali masa tanam (ltr)
X 4 = Jumlah tenaga kerja yang digunakan dalam satu kali masa tanam (HOK) a,b = Besaran yang akan diduga
u = kesalahan ( disturbance term )
Adanya  perbedaan  dalam  satuan  dan  besaran  variabel  bebas  maka  persamaan regresi ini harus dibuat dengan model logaritma natural. Alasan pemilihan logartima natural menurut  (Ghozali,  2008)  adalah  untuk  (1)  menghindari  adanya  heterokesdatisitas,  (2) mengetahui  koefisien  yang  menunjukkan  elastisitas  dan  (3)  mendekatkan  skala  data. Sebelum dilakukan estimasi model regresi berganda, data yang digunakan harus dipastikan terbebas  dari  penyimpangan  asumsi  klasik  untuk  multikolinearitas,  heteroskesdasitas,  dan autokorelasi (Gujarati, 2003).  Uji klasik ini dapat dikatakan sebagai kriteria ekonometrika

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
untuk  melihat  apakah  hasil  estimasi  memenuhi  dasar  linear  klasik  atau  tidak.  Dengan terpenuhinya  asumsi-asumsi  klasik  ini  maka  estimator  OLS  dari  koefisien  regresi  adalah penaksir  tak  bias  linear  terbaik  BLUE  (Best  Linear  Unbiased  Estimator)  dalam  Gujarati (2003), agar tahap estimasi yang diperoleh benar dan efektif. Salah satu asumsi yang harus dipenuhi untuk memenuhi sifat BLUE adalah homoskedastisitas, bila asumsi tersebut tidak terpenuhi  maka  yang  terjadi  adalah  sebaliknya,  yakni  heteroskedastisitas  yang  artinya variansi error tidak  konstan.  Variansi error yang  tidak  konstan  ini  menyebabkan kesimpulan  yang  dicapai  tidak  valid  atau  bias.  Setelah  data  dipastikan  bebas  dari penyimpangan  asumsi  klasik,  maka  dilanjutkan  dengan  uji  hipotesis  kemudian  dilakukan uji efisiensi sehingga tujuan penelitian yang ketiga dapat terjawab, yaitu menghitung tingkat efisiensi penggunaan faktor produksi pada usahatani padi.

## A. Uji Asumsi Klasik
Persamaan yang diperoleh dari sebuah estimasi dapat dioperasikan secara statistik jika memenuhi asumsi klasik, yaitu memenuhi asumsi bebas multikolinearitas, heteroskedastisitas, dan  normalitas. Pengujian asumsi  klasik ini  dilakukan  dengan  bantuan software  analisis  data kualitatif.

## a). Uji Multikolinearitas
Multikolinearitas  menandakan  bahwa  terdapat  hubungan  linear  (korelasi)  yang sempurna atau pasti, diantara beberapa atau semua variabel yang menjelaskan dari model regresi (Gujarati, 2003). Model regresi yang baik seharusnya tidak terjadi hubungan linear diantara  variabel  independen.  Menurut  Ghozali  (2005),  bahwa  untuk  mendeteksi  ada tidaknya multikolinearitas didalam model regresi adalah sebagai berikut :
- Menganalisis  matrik  korelasi  variabel-variabel  independen.  Jika  antar  variabel independen  ada  korelasi  yang  cukup  tinggi  (umumnya  di  atas  0,90),  maka  hal  ini merupakan indikasi adanya multikolinearitas.
- Multikolinearitas  dapat  juga  dilihat  dari  (1)  nilai tolerance dan  lawannya  (2) Variance  Inflation  Factor  (VIF).  Kedua  ukuran  ini  menunjukkan  setiap  variabel independen  manakah    yang  dijelaskan  oleh  variabel  independen  lainnya.  Dalam pengertian  sederhana  setiap  variabel  independen  menjadi  variabel  dependen  dan diregresikan terhadap variabel independen lainnya. Tolerance mengukur variabilitas variabel independen lainnya. Jadi nilai tolerance yang rendah sama dengan nilai VIF yang  tinggi  (karena  VIF=1/nilai tolerance ).  Nilai cut  off yang  umum  dipakai  untuk menunjukkan  adanya  multikolinearitas  adalah  nilai tolerance <  0,10  atau  sama dengan nilai VIF≤10.
b). Uji Heteroskedastisitas
Uji  heteroskedastisitas  digunakan  untuk  menguji  apakah  dalam  suatu  model regresi  terjadi  ketidaksamaan variance dan residual dari  satu  pengamatan  ke pengamatan yang lain. Jika variance dari residual satu pengamatan ke pengamatan lain tetap, maka disebut homoskedastisitas dan jika berbeda maka disebut heteroskedastisitas  (Ghozali,  2008).  Adapun  cara  untuk  mendeteksi  ada  atau  tidaknya heteroskedastisitas menurut Ghozali (2008), yaitu dengan melihat grafik scatterplot antara nilai  prediksi  variabel  dependen  yaitu  ZPRED  dengan  residualnya  SRESID.  Deteksi  ada tidaknya heteroskedastisitas dapat dilakukan dengan melihat ada tidaknya pola tertentu pada grafik scatterplot dimana  sumbu  Y  adalah  Y  yang  telah  diprediksi,  dan  sumbu  X  adalah residual (Y prediksi – Y sesungguhnya). Adapun dasar pengambilan keputusan dilakukan dengan dasar analisis sebagai berikut :

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis
ISSN print 2548-7027 ISSN online 2541-6898
- Jika  ada  pola  tertentu,  seperti  titik-titik  yang  ada  membentuk  pola  yang  teratur (bergelombang, melebar, menyempit), mengindikasikan telah terjadi heteroskedastisitas.
- Jika tidak ada pola yang jelas, serta titik-titik menyebar diatas dan dibawah angka 0 pada sumbu Y, maka tidak terjadi heteroskedastisitas.
c). Uji Asumsi Normalitas
Uji asumsi normalitas  digunakan untuk menguji apakah dalam suatu model regresi, variabel  dependen  atau  keduanya  mempunyai  distribusi  normal  atau  mendekati  normal (Santoso, 2000). Apabila asumsi ini tidak terpenuhi, baik uji F ataupun uji-t, dan nilai estimasi nilai variabel dependen menjadi tidak valid (Utomo, 2007). Untuk mendekati normalitas pada model regresi yaitu dengan melihat penyebaran data (titik) pada sumbu diagonal dari  grafik normal. Adapun dasar pengambilan keputusannya berdasarkan kriteria uji :
- Jika data menyebar di sekitar garis diagonal dan mengikuti arah garis diagonal, maka model regresi memenuhi asumsi normalitas.
- Jika data menyebar jauh dari garis diagonal dan tidak mengikuti arah garis diagonal, maka model regresi tidak memenuhi asumsi normalitas.

## d). Uji Autokorelasi
Uji  autokorelasi  adalah  salah  satu  bagian  dari  uji  asumsi  klasik  dimana  suatu persamaan  regresi  dikatakan  telah  memenuhi  asumsi  tidak  terjadi  autokorelasi  dengan menggunakan  uji  Durbin  Watson.  Menurut  Santoso  (2000)  bahwa  tujuan  uji  autokorelasi adalah  untuk    mengetahui  apakah  dalam  suatu  model  regersi  linear  ada  korelasi  antara kesalahan pengganggu dengan kesalahan sebelumnya. Apabila hal ini terjadi maka terdapat masakah autokorelasi. Adapun kritik pengujiannya adalah jika du<d<4-du maka Ho ditolak yang berarti tidak ada autokorelasi baik positif maupun negatif. Untuk mengetahui ketepatan model regresi sampel dalam menaksir nilai aktualnya dapat diukur dari goodness of fit- nya. Goodness  of  fit dalam  model  regresi  dapat  diukur  dari  nilai  koefisien  determinasi,  nilai statistik F, dan uji statistik t.
B. Pengujian Hipotesis

## a) Pengujian secara serentak (Uji F)
Uji statistik F pada dasarnya menunjukkan apakah semua variabel independen atau bebas yang dimasukkan dalam model mempunyai pengaruh secara bersama-sama terhadap variabel dependen (Ghozali, 2008). Pengujian F ini dilakukan dengan membandingkan nilai F  hasil  perhitungan  dengan  F  tabel,  maka  kita  menerima  hipotesis  alternatif  yang menyatakan  bahwa  semua  variabel  independen  secara  serentak  dan  signifikan mempengaruhi variabel dependen dengan langkah-langkah pengujian sebagai berikut :
1. Membuat formulasi hipotesis
H 0 :  b1=b2=b3  =  b4=b5=0  ;  Tidak  ada  pengaruh  yang  signifikan  dari  variabel
independen  (X)  secara  bersama-sama  terhadap variabel dependen (Y)
Ha : b1≠ b2≠ b3 ≠ b4 ≠ b5 ≠ 0 ; Ada pengaruh yang signifikan dari variabel independen
(x) secara bersama-sama terhadap variabel dependen (y).

## 2. Menentukan level signifikansi dengan nilai tabel F-tabel
3. Mencari F-hitung dengan rumus : F hitung =
4. Mengambil keputusan : - Jika F-hitung ≤ F-tabel, maka H 0 diterima atau H a ditolak - Jika F-hitung > F-tabel, maka H 0 ditolak atau H a diterima

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
b) Koefisien Determinasi (R 2 )
Dalam  suatu  penelitian  yang  bersifat  observasi,  perlu  diperhatikan  seberapa  jauh model yang terbentuk dapat menerangkan kondisi yang sebenarnya. Dalam analisis regresi dikenal dengan koefisien determinasi (R 2 ).  Nilai koefisien determinasi ini merupakan suatu ukuran  yang  menunjukkan  besar  sumbangan  dari  variabel  independen  terhadap  variabel dependen,  atau  dengan  kata  lain  koefisien  determinasi  menunjukkan  variasi  turunnya  Y yang  diterangkan  oleh  pengaruh  linear  X.  Apabila  nilai  koefisien  determinasi  yang  diberi simbol R 2 ini mendekati angka 1, maka variabel independen semakin mendekati hubungan dengan  variabel  dependen  sehingga  dapat  dikatakan  bahwa  penggunaan  model  tersebut dapat dibenarkan (Gujarati, 1997). Adapun kegunaan koefisien determinasi adalah :
- Sebagai  ukuran  ketetapan  garis  regresi  yang  dibuat  dari  hasil  estimasi  terhadap sekelompok data hasil observasi. Semakin besar nilai R 2 , maka semakin bagus garis regresi yang terbentuk, dan semakin kecil R 2 , maka semakin tidak tepat garis regresi tersebut yang mewakili dari hasil observasi.
- Untuk mengukur proporsi (persentase) dari jumlah variasi Y yang diterangkan oleh model regresi atau untuk mengukur besar sumbangan dari variabel X terhadap variabel Y.
c). Uji Individual (uji t)
Menurut Ghozali (2005), uji t pada dasarnya untuk menunjukkan seberapa jauh pengaruh  satu  variabel  bebas  secara  individual  dalam  menerangkan  variasi  variabel dependen.  Pengujian  uji  t  bertujuan  unruk  mengetahui  signifikasi  atau  tidak  nya koefisien  regresi  atau  agar  dapat  diketahui  variabel  independen  (x)  yang  berpengaruh signifikan  terhadap  variabel  independen  (y)  secara  parsial.  Adapun  langkah-langkah pengujian hipotesis adalah sebagai berikut :
1). Membuat formulasi hipotesis
H 0 : b 1 ≤ 0, Diduga variabel bebas tidak mempunyai pengaruh tehadap variabel terikat. H 1 : b 1 > 0, Diduga variabel bebas mempunyai pengaruh terhadap variabel terikat.
2). Menentukan level signifikansi dengan menggunakan t- tabel
3). Menghitung nilai t- Statistik dengan rumus : t =
Dimana :  t = t hitung b i = koefisien regresi dari variabel ke- i Sb i = standar error perkiraan ke- b i
4). Mengambil keputusan : - Jika t-hitung ≤ t-tabel, maka H 0 diterima atau H a ditolak - Jika t-hitung > t-tabel, maka H 0 ditolak atau H a diterima Dalam  menerima  dan  menolak  hipotesis  yang  diajukan  denga  melihat  hasil  output SPSS,  apabila  nilai  signifikan  <  0,05,  maka  disimpulkan  bahwa  H 0 ditolak  dan  H a diterima (Ghozali, 2008).

## 3. Analisis Efisiensi Alokatif Penggunaan Faktor-Faktor Produksi
Uji  efisiensi  digunakan  untuk  melihat  apakah  input  atau  faktor  produksi  yang digunakan pada usahatani padi sudah efisien atau belum. Efisiensi  yang digunakan dalam penelitian  ini  adalah  efisiensi  alokatif  (harga).  Efisiensi  adalah  upaya  penggunaan  input sekecil-kecilnya  mendapatkan  produksi  yang  sebesar-besarnya.  Efisiensi  harga  tercapai apabila perbandingan  antara nilai  produktifitas marjinal  (NPM x ) sama  dengan biaya input tersebut (Px), secara matematis  dapat dituliskan sebagi berikut (Soekartawi, 1986) :
NPM x = Px atau

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
Dimana : b = elastisitas y  = jumlah hasil produksi Py = harga produksi Y X = jumlah faktor produksi X Px = harga faktor produksi X Jika (NPM x /Px) > 1 ; artinya penggunaan input X belum efisien, untuk mencapai efisien input X perlu ditambah. Jika (NPMx/Px) < 1 ; artinya penggunaan input X tidak efisien,  untuk  menjadi  efisien  maka  penggunaan  input  X  perlu  dikurangi.  Efisiensi harga dapat tercapai apabila  (NPM xi /Px i ) = 1 dan kondisi ini menghendaki NPM sama dengan harga faktor produksi  (Soekartawi,1995).

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## 1. Karakteristik Responden
Dalam  penelitian  ini  yang  menjadi  responden  adalah  petani  yang  melakukan kegiatan  usahatani  padi  di  Desa  Simpang  Datuk  Kecamatan  Nipah  Pajang  Kabupaten Tanjung  Jabung  Timur  sebanyak  39  RTP.  Adapun  karakteristik  responden  yang  akan dibahas  dalam  penelitian  ini  meliputi  umur,  jumlah  tanggungan  keluarga,  tingkat pendidikan dan lamanya pengalaman berusahatani padi.
Tingkat  umur  petani  sangat  terkait  dengan  tingkat  produktivitas  tenaga  kerja dalam  berusahatani.  Umur  petani  di  daerah  penelitian  berkisar  antara  29  -  66  tahun, dengan  umur  rata-rata  45  tahun.  Petani  didaerah  penelitian  adalah  termasuk  usia produktif. Hal ini senada dengan pendapat Suharto (2009), usia kerja produktif berkisar antara14  -  55  tahun,  yang  pada  tingkat  umur  ini  diharapkan  seseorang  sudah  dapat bekerja dan menghasilkan pendapatannya sendiri.
Jumlah  anggota  yang  menjadi  tanggungan  keluarga  petani  di  daerah  penelitian berkisar antara  1 – 8 orang, dengan rata-rata jumlah anggota tanggungan keluarga sebanyak 5 orang. Fadholi Hermanto dalam Asmaida (2017), menyatakan jumlah anggota yang menjadi tanggungan keluarga merupakan salah satu faktor yang mempengaruhi keberhasilan usahatani padi,  anggota  keluarga  secara  fungsional  dapat  dimanfaatkan  sebagai  modal sumberdaya/tenaga  kerja  dalam  usahatani  padi,  sekaligusjuga    sebagai  beban  tanggungan keluarga yang nantinya akan berpengaruh terhadap ekonomi keluarga petani tersebut.
Tingkat pendidikan responden di daerah penelitian mayoritas berpendidikan SD yaitu sebanyak 25  RTP (64,10%). Hal ini menunjukan bahwa tingkat pendidikan petani di daerah penelitian  relatif  rendah.  Rendahnya  tingkat  pendidikan  tentu  akan  mempengruhi  tingkat pengetahuan  petani.  Hal  ini  sejalan  dengan  pendapat  Saridewi  (2010),  yang  menyatakan bahwa tingkat pendidikan seseorang dapat mengubah pola pikir, daya penalaran  yang lebih baik, sehingga makin lama seseorang mengenyam pendidikan akan semakin rasional.
Lama  pengalaman  responden  dalam  berusahatani  padi  di  daerah  penelitian berkisar antara 5–34 tahun, dengan rata-rata pengalaman 30 tahun. Hal ini menunjukan bahwa  responden  memiliki  pengalaman  yang  cukup  lama  dalam  berusahatani  padi, dengan  demikian  diharapkan  petani  dapat  melakukan  usahataninya  dengan  baik  dan lebih terampil dalam mengambil keputusan dalam  pengelolaan usahatani padi sehingga mampu meningkatkan produksi usahatani padi yang pada akhirnya dapat meningkatkan pendapatan.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
2. Analisis Pendapatan Usahatani Padi
a. Biaya Produksi Usahatani Padi Biaya produksi adalah total biaya ( total cost ) yang digunakan dalam proses produksi yang  terdiri  dari  biaya  tetap (fixed  cost) dan  biaya  tidak  tetap (varible  cost) .  Rata-rata  total biaya  yang  dikeluarkan  responden  untuk  usahatani  padi  setiap  musim  tanam  per  hektar Rp.8.630.942,- dengan komponen biaya terbesar pada biaya tenaga kerja yaitu Rp.7.236.005,- atau 83,84% dari rata-rata keseluruhan biaya produksi usahatani padi. Untuk lebih jelas dapat dilihat pada Tabel 2.
Tabel 2. Rata-rata Rincian Biaya Produksi Usahatani Padi  di Daerah Penelitian Tahun 2017
No Uraian Jumlah (Rp/MT/Ha) Persentase (%) 1 Biaya Tetap (TFC) 56.402 0,65 a. Parang 7.884 0,09 b. Ember 6.253 0,07 c. Handsprayer 11.353 0,13 d. Arco 15.196 0,18 e. Cangkul 2.595 0,03 f. Pajak Lahan 13.120 0,15 2 Biaya Tidak T (TVC) 8.574.540 99,35 a. Benih 428.512 4,96 b. Pupuk 736.934 8,54 c. Pestisida 173.089 2,01 d. Tenaga Kerja 7.236.005 83,84 3. Jumlah Biaya Total (TC) 8.630.942 100
Sumber : Data Primer yang diolah, Tahun 2017

## b. Penerimaan Usahatani Padi
Penerimaan usahatani padi  adalah nilai  uang  yang diterima dari penjualan padi yang merupakan perkalian antara jumlah produksi  padi  dengan harga jual  padi.    Rata- rata penerimaan  Rp.27.507.997,- per musim  tanam  per hektar, lebih jelas  dapat  dilihat pada Tabel 3.
Tabel 3. Rata-rata Penerimaan Usahatani Padi Di Daerah Penelitian Tahun 2017
No Uraian Satuan Jumlah 1  Produksi Kg/MT/Ha 3.261 2  Harga Rp/Kg 8.436 3  Penerimaan Rp/MT/Ha 27.507.997
Sumber : Data Primer yang diolah, Tahun 2017

## c. Pendapatan Usahatani Padi
Pendapatan usahatani padi sawah adalah selisih antara penerimaan dengan biaya produksi  usahatani  padi.  Rata-rata  pendapatan  responden  adalah  Rp.18.877.055,-  per musim tanam per hektar, lebih jelas dapat dilihat pada Tabel 4.
Tabel 4. Rata-rata Pendapatan Usahatani Padi Di Daerah Penelitian Tahun 2017
No Uraian Jumlah (Rp/MT/Ha) 1 Penerimaan 27.507.997 2 Biaya Produksi 8.630.942 3 Pendapatan 18.877.055
Sumber : Data Primer yang Diolah, Tahun 2017

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## d. Efisiensi Usaha (RC Ratio)
Suatu  usahatani  dikatakan  efesien  atau  tidak  efesien  ditentukan  oleh  besar kecilnya  hasil  yang  diperoleh  dan  besar  kecilnya  biaya  yang  dikeluarkan  untuk usahatani tersebut. Efesiensi usaha dapat diketahui dengan menghitung return cost ratio (analisis RC), yaitu perbandingan antara total penerimaan dengan total biaya produksi. Berdasarkan data hasil penelitan diperoleh selama satu musim tanam per hektar rata-rata penerimaan  responden  Rp.27.507.997,-  dan  rata-rata  total  biaya  Rp.8.630.942,- sehingga diperoleh nilai RC Ratio sebesar 3,19.  Nilai RC ratio tersebut  lebih besar dari 1,  yang  menunjukan  bahwa  rata-rata  usahatani  padi  di  daerah  penelitian  sudah  efesien dan  menguntungkan.    Artinya  setiap  Rp.1,00    yang  dikeluarkan  akan  menghasilkan penerimaan sebesar Rp.3,19,-.

## 3. Analisis Faktor-Faktor Produksi Usahatani Padi
Faktor-faktor  produksi  dalam  kegiatan  usahatani  untuk  menghasilkan  produk  berupa gabah  (beras)  terdiri  atas  benih,  pupuk,  pestisida  dan  tenaga  kerja.  Dalam  pengelolaannya perlu diketahui bahwa penggunaan faktor-faktor produksi ini berpengaruh atau tidak terhadap hasil  produksi  usahatani  padi  di  daerah  penelitian.  Untuk  mengetahui  pengaruh  tersebut digunakan  teori  fungsi  produksi  Cobb-Douglass  dengan  menggunakan  alat  analisis  regresi berganda  dengan  bantuan  alat  analisis  program  SPSS,  yang  sudah  di-transformasikan  ke dalam bentuk fungsi linier. Sebelum dilakukan estimasi model regresi berganda tersebut, data yang digunakan harus dipastikan terbebas dari penyimpangan asumsi klasik  diantaranya uji multikolinearitas,  heteroskesdasitas,  normalitas  dan  autokorelasi.  Hasil  uji  asumsi  klasik dalam penelitian ini adalah sebagai berikut :
A. Hasil Uji Asumsi Klasik

## a). Uji Multikolinearitas
Uji  multikolinearitas  adalah  digunakan  untuk  mengetahui  apakah  terjadi  hubungan antar variabel independen dengan variabel independen lainnya. Apabila hal ini terjadi, maka terjadi  masalah  multikolinearitas  sebab  model  regresi  yang  baik  seharusnya  tidak  terjadi korelasi diantara variabel independennya, hasil uji lebih jelasnya dapat dilihat pada Tabel 5.

## Tabel 5. Hasil Uji Multikolinearitas dengan menggunakan Nilai VIF
Variabel Tolerance Nilai VIF Keterangan Benih (X 1 ) 0,173 5.785 Tidak terjadi Multikolinearitas Pupuk (X 2 ) 0,247 4.051 Tidak terjadi Multikolinearitas Pestisida (X 3 ) 0,305 3.278 Tidak terjadi Multikolinearitas Tenaga Kerja (X 4 ) 0,108 9.242 Tidak terjadi Multikolinearitas
Sumber : Data Primer yang Diolah, Tahun 2017
Berdasarkan  hasil  analisis  data  uji  multikolinearitas  dengan  menggunakan  nilai VIF dan nilai tolerance menunjukan tidak terjadi multikolinearitas pada model regresi.
b). Uji Heteroskedastisitas
Uji  heteroskedastisitas  digunakan  untuk  menguji  apakah  dalam  suatu  model regresi  terjadi  ketidaksamaan variance dan residual dari  satu  pengamatan  ke pengamatan yang lain. Jika variance dari residual satu pengamatan ke pengamatan lain tetap,  maka  disebut  homoskedastisitas,  namun  apabila  berbeda  maka  tidak  terjadi heteroskedastisitas.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
Berdasarkan  keterangan  pada  Gambar  1,  dapat  diketahui  bahwa  tidak  terjadi heteroskedastisitas.  Hal  ini  disebabkan karena tidak ada pola  yang jelas serta titik-titik menyebar  di  atas  dan  di  bawah  angka  0  pada  sumbu  Y,  sehingga  dapat  dikatakan  uji heteroskedastisitas terpenuhi.
Gambar 1. Grafik Scatterplot Hasil Uji Heteroskedastisitas

## c). Uji Normalitas
Uji  asumsi  normalitas  digunakan  untuk  menguji  apakah  dalam  suatu  model regresi,  varibel  dependen  atau  keduanya  mempunyai  distribusi  normal  atau  mendekati normal  (Santoso,  2000).  Berdasarkan  penjelasan  tersebut  bahwa  Apabila  asumsi normalitas tidak terpenuhi maka baik uji F ataupun uji-t, dan nilai estimasi nilai variabel dependen  menjadi  tidak  valid.  Berdasarkan  keterangan  Gambar  2,  bahwa  terlihat  titik- titik  yang  menyebar  disekitar  garis  diagonal  serta  penyebarannya  mengikuti  garis tersebut. Dari hasil tersebut dapat disimpulkan bahwa model regresi yang digunakan telah memenuhi asumsi normalitas.

## Gambar 2. Gambar Grafik Normal P-Plot

## d). Uji Autokorelasi
Menurut  Santoso  (2000)  bahwa  tujuan  uji  autokorelasi  adalah  untuk  mengetahui apakah  dalam suatu model regresi linear  ada korelasi  antara kesalahan pengganggu dengan kesalahan sebelumnya. Hasil pengujian terhadap model regresi yang dilakukan tidak terdapat autokorelasi, karena nilai DW sebesar 2 lebih besar dari batas atas (du) 1,775 dan kurang dari 4–1,775 (4–du).

## B. Pengujian Hipotesis
Hasil  uji  asumsi  klasik  regresi  linear  berganda  untuk  mengetahui  pengaruh variabel  bebas  ( independen )  pada  penggunaan  input  usahatani  padi  (benih,  pupuk, pestisida,  dan  tenaga  kerja)  terhadap  variabel  terikat  ( dependen )  atau  hasil  produksi padi, dapat dilihat pada Tabel 6.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898
Tabel  6.  Hasil  Analisis  Regresi  Fungsi  Produksi  Cobb-Douglass  Usahatani  Padi  di
Daerah Penelitian Tahun 2017 Variabel Koefisien Regresi Std. Error t hitung Konstanta 3,433 0,368 9.338 Benih (X1) 0,383 0,124 3.104 Pupuk (X2) 0,534 0,082 6.543 Pestisida (X3) 0,005 0,050 0,105 Tenaga Kerja (X4) 0,141 0,116 1.214 Adjusted R 2 Square = 0,934 F Hitung = 135.926 F tabel α 0,05 = 2,689
t tabel α 0,05 = 2,026 Taraf kepercayaan 95 %
Sumber : Data Primer yang Diolah, Tahun 2017
Berdasarkan hasil analisis regresi pada Tabel 6 di atas, diperoleh persamaan regresi : LnY = 3,433 + 0,383 LnX 1 + 0,534 LnX 2 + 0,005 LnX 3 - 0,141 LnX 4 + e u

## a). Analisis Uji Keragaman (Uji F)
Analisis uji F digunakan untuk menguji variabel independen yang terdiri atas benih, pupuk,  pestisida,  dan  tenaga  kerja  berpengaruh  terhadap  jumlah  produksi  usahatani  padi  di daerah  peneitian.  Berdasarkan  hasil  uji  F  yang  telah  dilakukan  melalui  pengolahan  data menggunakan program SPSS, diperoleh nilai F hit sebesar 135.926 > nilai F tabel : (α= 0,05)(df= 4 ;34) sebesar  2,689,  artinya  bahwa  secara  bersama-sama  dari  semua  variabel independen (benih, pupuk, pestisida, dan tenaga kerja) berpengaruh terhadap variabel dependen (produksi padi).
b). Analisis Uji Koefisien Determinasi (R 2 )
Uji  koefisien  determinasi  menunjukkan  seberapa  baik  variabel-variabel  bebas menjelaskan hasil ( multiple correlation coefficient ). Dalam penelitian ini, nilai Adjusted R 2 Square  =  0,934  atau  93,4%  menunjukkan  bahwa  kemampuan  variabel  bebas  dalam memberikan  informasi  untuk  menjelaskan  keragaman  variabel  terikat  relatif  tinggi. Sehingga dapat disimpulkan bahwa variabel bebas (benih, pupuk, pestisida, dan tenaga kerja) memiliki pengaruh yang besar terhadap peningkatan maupun penurunan produksi usahatani  padi  dan  sisanya  sebesar  6,6%  tidak  dijelaskan  oleh  model,  akan  tetapi dijelaskan  oleh  faktor  lain.  Apabila  dilihat  secara  keseluruhan  bahwa  model  yang digunakan dalam penelitian ini cukup baik.
c). Analisis Koefisien Regresi (Uji t)
Dalam  persamaan  regresi  suatu  penelitian,  nilai  koefisien  pada  masing-masing variabel independen (benih, pupuk, pestisida, dan tenaga kerja) harus melalui pengujian secara satu persatu, hal ini bertujuan untuk mengetahui variabel independen yang mana yang  memiliki  pengaruh  nyata  terhadap  variabel  dependen  (produksi  padi).  Adapun hasil dan pembahasan uji signifikansi akan dijelaskan sebagai berikut :

## Benih
Nilai t hit pada variabel benih 3,104 > nilai t tabel 2,026, maka secara statistik benih yang digunakan untuk kegiatan usahatani padi berpengaruh nyata terhadap jumlah produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,383 menunjukkan bahwa penambahan jumlah benih sebesar 1%  akan  meningkatkan  produksi  rata-rata  sebesar  0,383%,  dengan  asumsi  faktor  yang  lain dalam  keadaan  konstan.  Semakin  besar  jumlah  yang  digunakan  maka  akan  menghasilkan produksi  yang  semakin  tinggi,  namun  hal  ini  harus  disesuaikan  dengan  kondisi  lahan  yang ada  juga  input  usahatani  yang  digunakan.  Salah  satu  penyebab  bahwa  benih  berpengaruh terhadap jumlah produksi padi disebabkan karena sebagian besar petani responden di daerah penelitian telah menggunakan benih unggul dan mengikuti anjuran pemerintah.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## Pupuk
Nilai t hitung pada variabel pupuk 6,543 > nilai t tabel sebesar 2,026, maka secara statistik pupuk  yang  digunakan  untuk  kegiatan  usahatani  padi  berpengaruh  nyata  terhadap  jumlah produksi padi. Nilai koefisien regresi sebesar 0,534 menunjukkan bahwa penambahan jumlah pupuk  sebesar  1%  akan  meningkatkan  produksi  rata-rata  sebesar  0,534%,  dengan  asumsi faktor yang lain dalam keadaan konstan. Semakin besar jumlah pupuk yang digunakan maka akan menghasilkan  produksi  yang  semakin tinggi,  namun  hal ini harus  disesuaikan dengan kondisi lahan yang ada juga input usahatani yang digunakan.
Pestisida
Nilai  t hitung pada  variabel  pestisida  0,105<  nilai  t tabel sebesar  2,026,  maka  secara statistik pestisida yang digunakan untuk kegiatan usahatani padi tidak berpengaruh nyata terhadap  jumlah  produksi  padi.  Berdasarkan  hasil  penelitian  yang  dilakukan,  nilai koefisien regresi sebesar 0,005 menunjukkan bahwa peningkatan alokasi pestisida sebesar 1%  akan  menaikkan  produksi  sebesar  0,005%  dengan  asumsi  faktor  yang  lain  dalam keadaan konstan.

## Tenaga Kerja
Nilai  t hitung pada  variabel  tenaga  kerja  1,214<  nilai  t tabel sebesar  2,201,  maka secara  statistik  tenaga  kerja  yang  digunakan  untuk  kegiatan  usahatani  padi  tidak berpengaruh  nyata  terhadap  jumlah  produksi  padi.  Berdasarkan  hasi  penelitiann,  nilai koefisien  regresi  pada  variabel  tenaga  kerja  adalah  sebesar  0,141  menunjukkan  bahwa peningkatan alokasi tenaga kerja sebesar 1% akan meninggkatkan produksi padi sebesar 0,141%, dengan asumsi faktor yang lain dalam keadaan konstan.
4. Analisis Efisiensi Alokatif Penggunaan Faktor-Faktor Produksi
Efisiensi alokatif dari penggunaan faktor-faktor produksi pada kegiatan usahatani padi dapat diketahui dengan cara menghitung rasio nilai produk marjinal dengan harga masing-masing  faktor-faktor  produksi  per  satuannya  (NPMx/Px).  Berdasarkan  hasil analisis  regresi  terdapat  variabel  independen  yang  berpengaruh  nyata  adalah  variabel  benih dan  pupuk.  Variabel  pestisida  dan  tenaga  kerja  memiliki  pangaruh  yang  tidak  nyata,  sebab koefisien elastisitasnya sama dengan nol atau mendekati nol. Hasil analisis efisiensi alokatif faktor-faktor produksi tersebut dapat dilihat pada Tabel 7.
Tabel 7. Hasil Analisis Efisiensi Penggunaan Faktor-Faktor Produksi Usahatani Padi Di
Daerah Penelitian Tahun 2017 No.  Uraian Bi Xi Pxi Py NPMxi NPMxi/Pxi Xi Optimal 1. Benih   0,383  156 8500  8436  209.557,857 24,65 76,912 2. Pupuk  0,534  518  11500  8436 87,983,21 7,650 7,651
Sumber : Data Primer yang Diolah, Tahun 2017
Berdasarkan Tabel 7, menunjukkan bahwa hasil analisis efisiensi alokatif penggunaan benih sebesar 24,65 kg dan penggunaan pupuk sebesar 7,650 kg. Hasil alokasi penggunaan benih  dan  pupuk  tersebut  lebih  dari  1,  sehingga  belum  efisien  secara  alokatif.  Agar penggunaan  benih  dan  pupuk  efisien,  maka  perlu  dilakukan  penambahan  alokasi  benih sebesar 76,912 kg/3ha dan penambahan alokasi pupuk sebesar 7,651 kg/3ha.  Berdasarkkan teori  fungsi  produksi  Cobb-Douglas  ini  memiliki  beberapa  kelemahan  yang    menyebabkan nilai  elastisitas  produksi  yang  diperoleh  negatif  atau  nilainya  terlalu  besar  atau  kecil (Sudarman,  1989).  Sehingga  penambahan  jumlah  benih  sebesar  76,912  kg/3ha  sangat  sulit untuk  diaplikasikan  di  lapang,  mengingat  anjuran  jumlah  benih  maksimal  per  hektar  lahan sawah  adalah  20  kg/ha  atau  60  kg/3ha  (BB  Padi,  2016).  Sedangkan  hasil  analisis  efisiensi alokatif penggunaan input pupuk, jumlahnya sudah mendekati optimal atau efesien.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
ISSN online 2541-6898

## KESIMPULAN
Hasil penelitian menunjukan bahwa di daerah penelitian :
1. Rata-rata  per  musim  tanam  per  hektar  hasil  total  penerimaan  petani  padi  di  Desa Simpang  Datuk  Kecamatan  Nipah  Panjang    sebesar  Rp.27.507.997,  total  biaya sebesar  Rp.8.630.942  dan  pendapatan  sebesar  Rp.18.877.055.  Sehingga  diperoleh nilai  R/C  rasio  sebesar  3,19.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa  rata-rata  usahatani  padi cukup  menguntungkan,  karena  rata-rata  nilai  RC  rasionya  lebih  dari  1.  Sehingga setiap Rp.1,00 yang dikeluarkan akan menghasilkan penerimaan sebesar Rp.3,19.
2. Faktor-faktor  produksi  yang  berpengaruh  dalam  kegiatan  usahatani  padi  di  Desa Simpang Datuk Kecamatan Nipah Panjang Kabupaten Tanjung Jabung Timur adalah faktor  produksi  benih  dan  pupuk.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa  penambahan  jumlah penggunaan  benih  dan  pupuk  akan  berpengaruh  lebih  besar  terhadap  produksi  padi. Sedangkan  dua  faktor  produksi  lainnya  yaitu  faktor  pestisida  dan  tenaga  kerja  tidak berpengaruh.
3. Hasil  analisis  efisiensi  alokatif  penggunaan  faktor-faktor  produksi  usahatani  padi menunjukkan  alokasi  penggunaan  benih  sebesar  24,65  kg  dan  penggunaan  pupuk sebesar  7,650  kg,  hasil  alokasi  penggunaan  benih  dan  pupuk  tersebut  lebih  dari  1, sehingga  belum  efisien  secara  alokatif.  Agar  penggunaan  benih  usahatani  padi efisien, maka perlu dilakukan penambahan alokasi benih sebesar 76,912 kg/3ha dan penambahan alokasi pupuk sebesar 7,651 kg/3ha. Berdasarkkan teori fungsi produksi Cobb-Douglas ini memiliki beberapa kelemahan yang  menyebabkan nilai elastisitas produksi  yang  diperoleh  negatif  atau  nilainya  terlalu  besar  atau  kecil  (Sudarman, 1989). Sehingga penambahan jumlah benih sebesar 76,912 kg/3ha sangat sulit untuk diaplikasikan  di  lapang,  mengingat  jumlah  benih  maksimal  per  hektar  lahan  sawah adalah  20  kg/ha  atau  60  kg/3ha  (BB  Padi,  2016),  sedangkan  hasil  analisis  efisiensi alokatif  penggunaan  input  pupuk,  jumlah  input  pupuk  tersebut  sudah  mendekati optimal atau efesien.

## DAFTAR PUSTAKA
Asmaida. 2017. Hubungan Aspek Sosial Dengan Keputusan Nelayan Dalam Pemasaran Hasil  Perikanan  Tangkap  Di  Kabupaten  Tanjung  Jabung  Barat.  Jurnal  Media Agribisnis  Vol.2  No.  1. ISSN  2541-6898. Program  Studi  Agribisnis  Fakultas Pertanian. Universitas Batanghari. Jambi.
BP3K  Kecamatan  Nipah  Panjang.  2015.  Provinsi  Jambi  Kecamatan  Nipah  Panjang Dalam Angka 2015. BPS Provinsi Jambi.
Ghozali,  Imam.  2008.  Aplikasi  Analisis  Multivariate  Dengan  Program  SPSS.  Undip Press. Semarang.
Gujarati, D. 1997. Ekonometrika Dasar. Jakarta. Penerbit Erlangga.
_________.  2005.  Basic  Econometric.  Diterjemahkan  oleh  Sumarno  Zain.  Erlangga. Jakarta.
Husein Umar, 2003. Metode Penelitian . Salemba Empat. Jakarta. Kadariah,  Lien.  K.,  dan  Clive.  G.  1976.  Pengantar  Evaluasi  Proyek  Jilid  I.  UI-Press, Jakarta.
Santoso,S.  2000.  Buku    Latihan  SPSS  Statistik  Parametrik.  Elex  Media  Komputindo.
Jakarta.

## Jurnal Media Agribisnis Vol. 2 No. 2 Tahun 2017 Hal 45 – 59
Media Komunikasi Hasil Penelitian Bidang Ilmu Agribisnis ISSN print 2548-7027
Saridewi,  T.R.  dan  Siregar,  A.  N.  2010.  Hubungan  antara  peran  penyuluh  dan  adopsi teknologi oleh petani terhadap peningkatan produksi di Kabupaten Tasikmalaya. Jurnal Penyuluhan Pertanian Volume 5 No.1 Mei 2010. Diakses 5 Januari 2017. Silalahi, U. 2010. Metode Penelitian Sosial. PT. Refika Aditama. Bandung Singarimbun  M  dan  S.  Effendi.  1995.  Metode  Penelitian  Survei  Edisi  kedua.  LP3ES,
Jakarta.
Soekartawi,  1986.  Ilmu  Usahatani  dan  Penelitian  Untuk  Pengembangan  Petani  Kecil.
Universitas Indonesia Press. Jakarta.
_________. 1994. Analisis Usahatani. Jakarta . UI Press
_________.  2000.  Ilmu  Usahatani  dan  Penelitian  Untuk  Pengembangan  Usahatani Kecil. UI. Press. Jakarta.
_________.  2003.  Teori  Ekonomi  Produksi  Dengan  Pokok  Bahasan  Analisis  Fungsi Cobb-Douglas. PT. Raja Grafindo Persada. Jakarta.
Suharto,  Edy.  (2009) Pekerja  Sosial  di  Dunia  Industri .  PT  Refika  Aditama. Bandung
Tasri  E,S,  2007.  Metodologi  Penelitian  Ekonomi  dan  Bisnis.  Bung  Hatta  University Press, Padang.
Utomo,  Yuni  Prihadi.  2007.  Eksplorasi  data  dan  analisis  Regresi  dengan  SPSS. Muhammadiyah University Press. Surakarta.