## DETERMINAN INISIASI MENYUSU DINI (IMD) WANITA USIA 15-49 TAHUN DI INDONESIA (ANALISIS DATA SDKI 2012) *
Nur Aini 1 and Budyanra 2
1 Badan Pusat Statistik Kabupaten Gorontalo Utara, Indonesia, nur.aini@bps.go.id
2 Politeknik Statistika STIS, Indonesia, budy@stis.ac.id
Indonesian Journal of Statistics and Its Applications (eISSN:2599-0802) Vol 3 No 1 (2019), 33 - 48
Copyright © 2019 Nur Aini and Budyanra.  This is an open-access article distributed under the Creative Commons  Attribution  License,  which  permits  unrestricted  use,  distribution,  and  reproduction  in  any medium, provided the original work is properly cited.

## Abstract
Early  Breastfeeding  Initiation  (EBI)  is  one  of  the  most  effective  ways  to  reduce neonatal mortality in Indonesia. Implementation of EBI in Indonesia in 2012 is still in the "adequate"  category  according  to  World  Health  Organization  (WHO)  and  is  in  "less" category according to International Baby Food Action Network (IBFAN). Implementation of EBI in Indonesia is still under other ASEAN Association countries such as Philippines, Cambodia and Myanmar. The low application of the EBI is thought to be influenced by maternal  factors  as  well  as  environmental  factors.  This  study  aims  to  determine  the factors  that  affect  the  status  of  EBI  in  Indonesia  and  see  a  general  description  of  the status of EBI based on its characteristics. The data used are raw data of IDHS 2012 and analyzed using logistic regression model of proportional partial ordinal odds. The results obtained  are  the  variables  of  antenatal  care  visit,  maternal  working  status,  place  of residence, place of delivery, method of delivery, and parity are determinant of EBI status in Indonesia.
Keywords :  early  breastfeeding  initiation,  Indonesia  Demographic  and  Health  Surveys 2012, neonatal mortality rate, ordinal logistic regression, partial proportional odds.

## 1.  Pendahuluan
Angka Kematian Bayi (AKB) Indonesia pada tahun 2012 adalah sebesar 32 kematian per 1000 kelahiran hidup, dimana enam puluh persen kematian bayi tersebut  terjadi pada umur kurang dari satu bulan (KEMENKES RI, 2013). Kematian bayi yang terjadi pada  umur  kurang  dari  satu  bulan  disebut  kematian  neonatal.  Angka  Kematian Neonatal (AKN) Indonesia pada tahun 2012 adalah sebesar 19 kematian per 10000
* Received Oct 2018; Accepted Des 2018; Published online on Feb 2019
kelahiran  hidup.  Angka  tersebut  masih  jauh  dari  target  AKN  dalam Sustainable Development Goals (SDGs), yaitu sebesar 12 kematian per 1000 kelahiran hidup. Salah  satu  cara  yang  paling  efektif  untuk  mengurangi  kematian  neonatal  adalah dengan memberikan ASI sesegera mungkin setelah kelahiran atau yang sering disebut dengan istilah Inisiasi Menyusu Dini (IMD) (Roesli, 2008). IMD adalah pemberian ASI segera setelah bayi dilahirkan, biasanya dalam waktu 30 menit hingga satu jam pasca bayi  dilahirkan  (KEMENKES  RI,  2014).  Menurut  Roesli  (2008),  IMD  memberikan manfaat  yang  tidak  hanya  baik  bagi  bayi  namun  juga  bagi  ibu,  dimana  dengan melakukan  IMD  risiko  perdarahan  postpartum  pada  ibu  dapat  diturunkan.  Menurut penelitian  yang  dilakukan  oleh  Edmond et  al .  (2006)  dengan  melakukan  IMD  dapat mengurangi kematian bayi sebesar 22%. Mullany et al . (2008) juga menyatakan bahwa ibu  yang  tidak  melakukan  IMD  anaknya  memiliki  kecenderungan  yang  lebih  tinggi untuk mengalami kematian, yaitu sebesar 2,80.
Di  Indonesia,  persentase  IMD  pada  tahun  2012  mencapai  49,3  persen (KEMENKES RI, 2013). Dari angka tersebut, Indonesia berada di posisi ke-72 dari 130 negara  berdasarkan  hasil  pengumpulan  data  yang  dilakukan  oleh  UNICEF  pada periode  tahun  2010-2015,  lebih  rendah  bila  dibanding  beberapa  negara  ASEAN lainnya yaitu Filipina (49,7 persen%), Kamboja (62,6%), dan Myanmar (75,8%). World Health  Organization (WHO)  pada  tahun  2003  mengklasifikasikan  implementasi  IMD menjadi empat kategori, yaitu poor (0-29,9%) , fair (30-49,9%) , good (50-89,9%) , dan very good (90-100%). Berdasarkan kategori tersebut, dapat diketahui bahwa Indonesia masih berada pada kategori fair atau cukup dan menunjukkan bahwa Indonesia masih harus  meningkatkan  kembali  pelaksanaan  IMD. International  Baby  Food  Action (IBFAN) Asia dan Breastfeeding Promotion Network of India (BPNI) juga melakukan sebuah  studi untuk mengetahui  status  menyusui  di  33 negara  yang  dilihat  dari  skor WBTi  ( World  Breastfeeding  Trend  Initiative). Salah  satu  indikator  yang  digunakan adalah pemberian ASI dini atau IMD. Dari hasil penelitian tersebut, Indonesia berada di  posisi  ke-4  terbawah  dan  berada  pada  level insufficient atau  kurang.  Hal  ini sangatlah mengkhawatirkan, terlebih setelah diketahui bahwa IMD sangatlah penting untuk mengurangi kematian neonatal.
Rendahnya  persentase  status  IMD  tersebut  telah  menjadi  sorotan  pemerintah Indonesia.  Pemerintah  telah  melakukan  berbagai  upaya  untuk  meningkatkan persentase  status  IMD  tersebut  dengan  melakukan  berbagai  program.  Beberapa program  pemerintah  antara  lain  adanya  Keputusan  Menteri  Kesehatan  RI  No. 540/Menkes/SK/IV/2004  tentang  Pemberian  ASI  secara  Eksklusif  pada  Bayi  dan diterbitkannya  Buku  Asuhan  Persalinan  Normal  (APN)  oleh  Departemen  Kesehatan Republik Indonesia. Selain itu, pemerintah juga bekerja sama dengan USAID ( United States Agency International Development ) dalam suatu program yang disebut USAID- KINERJA.  Program  ini  dibuat  dalam  rangka  meningkatkan  tata  kelola  penyediaan layanan  publik.  Salah  satu  tujuan  yang  ingin  dicapai  adalah  untuk  meningkatkan pemberian IMD dan ASI Eksklusif di 5 provinsi di Indonesia. Dengan adanya program- program tersebut, maka sudah seharusnya terjadi peningkatan terkait partisipasi IMD, namun pada faktanya kondisi IMD di Indonesia masih rendah.
Berdasarkan  latar  belakang  tersebut,  penelitian  ini  bertujuan  untuk  melihat gambaran  umum  berdasarkan  karakteristik  wanita  usia  15-49  tahun  yang  pernah melahirkan  di  tahun  2007-2011  berdasarkan  status  IMD  serta  mengetahui  variabel-
variabel  yang  memengaruhi  status  IMD  di  Indonesia  tahun  2012.  Untuk  menjawab tujuan, digunakan analisis deskriptif dan analisis inferensia regresi logistik ordinal serta teori  perilaku  kesehatan  Green  sebagai  dasar  kerangka  pikir  penelitian  berikut (Gambar 1).
Gambar 1: Kerangka Pikir Penelitian
Teori  tersebut  menyatakan  bahwa  perilaku  manusia  dipengaruhi  oleh  dua  faktor pokok, yaitu perilaku dan diluar perilaku.  Faktor perilaku sendiri ditentukan oleh tiga faktor,  yaitu  :  faktor  predisposisi  ( predisposing  factor) ,  faktor  pendorong  ( enabling factor ), dan faktor penguat ( reinforcement factor ). Berdasarkan teori ini, maka status IMD  digunakan  sebagai  variabel  respons,  sedangkan  variabel  umur  ibu,  tingkat pendidikan ibu, kunjungan antenatal care, tempat  tinggal, tempat persalinan, tingkat pendidikan suami, paritas, dan metode persalinan sebagai variabel penjelas.
Banyak  penelitian  yang  telah  dilakukan  terkait  IMD  dan  faktor-faktor  yang memengaruhinya, baik di dalam negeri maupun luar negeri. Salah satu penelitian di luar  negeri  dilakukan  oleh  Acharya  dan  Khanal  (2015)  di  Nepal.  Tujuan  penelitian tersebut adalah mengetahui hubungan antara pendidikan ibu dan variabel-variabel lain dengan  implementasi  IMD.  Hasil  yang  diperoleh  menunjukkan  bahwa  terdapat hubungan  antara  pendidikan  ibu,  tempat  tinggal,  kunjungan antenatal  care, tempat melahirkan, dan metode persalinan terhadap pemberian IMD.
Nelvi  (2004)  juga  melakukan  penelitian  di  Indonesia  untuk  mengetahui  variabel sosial-demografi  yang  memengaruhi  IMD  dan  memperoleh  hasil  yang  menyatakan bahwa pendidikan ibu dan status bekerja ibu merupakan faktor yang memengaruhi ibu dalam  memberikan  IMD.  Penelitian  lain  di  Indonesia  dilakukan  oleh  Suryani  dan Mularsih  (2011).  Hasil  penelitian  menunjukkan  adanya    hubungan  antara  dukungan suami,  yang  dilihat  melalui  tingkat  pendidikan  suami  dengan  keputusan  ibu  untuk melakukan IMD.

## 2.   Metodologi

## 2.1 Bahan dan Data
Data  yang  digunakan  adalah raw  data yang  diperoleh  dari  Survei  Demografi  dan Kesehatan Indonesia (SDKI) tahun 2012. Dalam SDKI 2012, terdapat empat macam kuesioner yang digunakan, yaitu untuk rumah tangga (SDKI12-RT), wanita usia subur (SDKI12-WUS),  pria  kawin  (SDKI12-PK),  dan  remaja  pria  (SDKI12-RP).  Kuesioner yang digunakan dalam penelitian ini adalah kuesioner yang terkait dengan wanita usia subur, yaitu SDKI12-WUS.
Dalam pelaksanaannya, metode pemilihan sampel yang digunakan adalah Three Stage  Sampling. Tahap  pertama  untuk  memilih Primary  Sampling  Unit (PSU),  yaitu kelompok  Blok  Sensus  (BS)  yang  berdekatan  dengan  menggunakan Probability Proportional  to  Size (PPS)  dengan size jumlah  rumah  tangga.  Tahap  kedua  juga dilakukan secara PPS yaitu untuk memilih satu BS dari setiap PSU dengan size jumlah rumah tangga. Tahap ketiga yaitu memilih 25 rumah tangga biasa di setiap BS terpilih secara sistematik.  Pengumpulan data dilakukan pada bulan Mei hingga Agustus 2012 di  33  Provinsi  di  Indonesia  oleh  Badan  Pusat  Statistik  yang  bekerja  sama  dengan Badan Kependudukan dan Keluarga Berencana Nasional.
Jumlah  BS  yang  terpilih  dalam  SDKI  2012  adalah  sebanyak  1840  BS.  Dari  BS tersebut,  diperoleh  sebanyak  45.607  wanita  usia  15-49  tahun  yang  selesai diwawancarai.  Dalam  penelitian  ini,  dipilih  wanita  yang  pernah  melahirkan  di  tahun 2007-2011,  dengan  jumlah  sebanyak  14.366  wanita  usia  15-49  tahun.  Setelah responden  yang  tidak  memenuhi  syarat  dikeluarkan  dari  penelitian,  jumlah  amatan akhir  adalah  sebanyak  14.097  wanita  usia  15-49  tahun  yang  pernah  melahirkan  di tahun 2007-2011.

## 2.2  Metode Analisis
Dalam  melakukan  analisis  data,  penelitian  ini  menggunakan  analisis  deskriptif  dan analisis  inferensia.  Untuk  analisis  deskriptif,  penelitian  ini  menggunakan  tabel  dan grafik  dengan  tujuan  melihat  gambaran  umum  status  IMD  berdasarkan  karakteristik wanita usia 15-49 tahun, sedangkan analisis inferensia menggunakan regresi logistik ordinal  untuk  mengetahui  variabel-variabel  yang  memengaruhi  status  IMD.  Variabel respons yang digunakan merupakan variabel dengan tiga kategori berdasarkan waktu pemberian ASI pertama setelah kelahiran, yaitu kurang dari satu jam, 1-24 jam, dan lebih  dari  24  jam.  Sedangkan  variabel  penjelas  yang  digunakan  adalah  umur  ibu, tingkat pendidikan ibu, jumlah kunjungan antenatal care, status bekerja ibu, klasifikasi wilayah tempat tinggal, tempat bersalin, tingkat pendidikan suami, paritas, dan metode persalinan.
Di dalam regresi logistik ordinal, terdapat tiga model yang sering digunakan, yaitu model adjacent-category,  continuation  ratio, dan cumulative  logit. Penelitian  ini menggunakan  model cummulative  logit .  Dalam  model cumulative  logit terdapat  J-1 cara  yang  dapat  digunakan  untuk  membandingkan  kategori  pada  variabel  respons, cummulative  logits, yaitu proportional  odds,  non-proportional  odds, dan partial proportional odds. Perbedaan  ketiga moel tersebut  terletak pada penerapan asumsi parallel lines.
Dalam regresi logistik ordinal terdapat asumsi yang harus dipenuhi, yaitu asumsi parallel  lines. Asumsi parallel  lines adalah  asumsi  yang  menyatakan  bahwa  dalam model regresi logistik ordinal, parameter-parameter ( slope ) dari model tidak berubah untuk  kategori  variabel  respons  yang  berbeda.  Dengan  kata  lain,  korelasi  antara variabel penjelas dengan variabel respons tidak berubah untuk setiap kategori variabel respons dan estimasi parameter ( slope ) tidak berubah untuk cut-off point yang berbeda (Ari dan Yildiz , 2014). Saat asumsi parallel lines terpenuhi, maka regresi logistik ordinal model  proportional  odds  dapat  digunakan.  Namun  saat  asumsi  tersebut  tidak terpenuhi,  maka  dapat  menggunakan  metode  analisis  lain,  yaitu  regresi  logistik multinomial.  Namun  dengan  menggunakan  regresi  logistik  multinomial  akan menghilangkan adanya urutan yang terdapat pada variabel respons. Oleh karena itu, alternatif lain yang dapat digunakan adalah tetap menggunakan regresi logistik ordinal namun dengan model yang berbeda, yaitu model partial proportional odds atau model non-proportional odds .
Langkah  pertama  yang  dilakukan  dalam  analisis  regresi  logistik  ordinal  dalam penelitian ini adalah melakukan estimasi parameter untuk memperoleh nilai estimasi parameter α ( intercept ) dan β ( slope ). Metode estimasi yang digunakan adalah metode Maximum Likelihood Estimation (MLE) (Williams, 2006; Agresti, 2010; Hosmer et al ., 2013) dengan proses iterasi Fisher Scoring .
𝐿(𝛽) = ∏ ∏ 𝜋 𝑗 (𝑥 𝑖 ) 𝑦 𝑗𝑖 𝐽 𝑗=1 𝑛 𝑖=1 = ∏{[𝜋 1 (𝑥 𝑖 ) 𝑦 1𝑖 ][𝜋 2 (𝑥 𝑖 ) 𝑦 2𝑖 𝑛 𝑖=1 ] … [𝜋 𝐽 (𝑥 𝑖 ) 𝑦 𝐽𝑖 ]}
Setelah  hasil  estimasi  parameter  diperoleh,  selanjutnya  dilakukan  pengujian asumsi parallel lines dengan statistik uji PL yang mengikuti distribusi X 2 dengan derajat bebas p(j- 2), dimana p adalah jumlah parameter β dan j adalah jumlah kategori variabel respons.
𝑃𝐿 =   −2 𝑙𝑛 [ 𝐿𝑜 𝐿 1 ] ~ 𝜒 𝛼,𝑝(𝐽−2) 2
Pengujian  ini  bertujuan  untuk  mengetahui  apakah  regresi  logistik  odinal  model proportional  odds sesuai dengan data.  Saat  nilai PL  >  X 2 0,05;(J-2) atau nilai p-value < 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa dengan tingkat kepercayaan 95 persen asumsi parallel llines tidak terpenuhi sehingga model proportional odds tidak sesuai dengan data dan selanjutnya dilakukan uji Brant untuk mengetahui model manakah yang lebih tepat  untuk  digunakan  antara  model non-proportional  odds atau partial  proportional odds.
𝐵𝑟𝑎𝑛𝑡 =   −2 𝑙𝑛 [ 𝐿𝑜 𝐿 1 ] ~ 𝜒 𝛼,(𝑝 1 −𝑝 0 ) 2
Statistik uji yang digunakan adalah statistik uji Brant yang mengikuti distribusi X 2 dengan  derajat  bebas  (j-2),  dimana  j  adalah  jumlah  kategori  variabel  respons.  Saat hasil pengujian Brant menunjukkan nilai statistik uji Brant > X 2 0,05;1 maka dengan tingkat kepercayaan  95  persen  dapat  dikatakan  bahwa  parameter  β  ke-k  tidak  memenuhi asumsi parallel lines . Saat hanya sebagian parameter β tidak memenuhi, maka model yang  digunakan  adalah  model partial  proportional  odds, sedangkan  saat  seluruh parameter β tidak memenuhi asumsi, maka model yang digunakan adalah model non- proportional  odds. Setelah  ditentukan  model  mana  yang  akan  digunakan,  dilakukan estimasi parameter lagi dengan menerapkan model baru yang sesuai dengan data.
Selanjutnya, dilakukan pengujian kesesuaian model. Uji yang digunakan adalah LR Chi-square dengan menggunakan statistik uji G yang berdistribusi X 2 dengan derajat bebas (p 1 -p 0 ), dimana p 1 adalah jumlah parameter β dari model yang lebih kompleks dan p 0 adalah jumlah parameter β dari model yang lebih sederhana.
𝐺 =   − 2 𝑙𝑛 [ 𝐿𝑜 𝐿 1 ] ~ 𝜒 𝛼,(𝑝 1 −𝑝 0 ) 2
Langkah berikutnya adalah pengujian signifikansi penduga parameter baik secara simultan  maupun  secara  parsial.  Pengujian  signifikansi  penduga  parameter  secara simultan  menggunakan  statistik  uji  G  yang  mengikuti  distribusi  X 2 dengan  derajat bebas p, dimana p adala h jumlah parameter β.
𝐺 =   −2 𝑙𝑛 [ 𝐿𝑜 𝐿 1 ] ~ 𝜒 𝛼,𝑝 2
Pengujian  signifikansi  penduga  parameter  secara  parsial  dilakukan  dengan menggunakan statistik uji Wald yang mengikuti distribusi X 2 dengan derajat bebas 1. Saat  nilai  statistik  uji  W  >  X 2 0,05;1 atau p-value <  0,05  artinya  dengan  tingkat kepercayaan  95  persen  dapat  dikatakan  bahwa  variabel  penjelas  ke-k  berpengaruh terhadap status IMD.
| 𝑊| = 𝛽 𝑘 ̂ 𝑠𝑒(𝛽 𝑘 ̂) ~ 𝑍 𝛼 2 ⁄
Berdasarkan  seluruh  langkah  pengujian  di  atas,  maka  diperoleh  model  regresi logistik ordinal sebagai berikut:
Logit[P(Y>0|x)]  =  α  +  β 11 umur  +  β 21 pendidikan_ibu  +    β 31 anc +  β 41 status_kerja  + β 51 tempat_tinggal + β 61 tempat_persalinan + β 71 pendidikan_suami + β 81 paritas + β 91 metode_persalinan
Logit[P(Y>1 |x)]  =  α  +  β 12 um ur  +  β 22 pendidikan_ibu  +    β 32 anc +  β 42 status_kerja  + β 52 tempat_tinggal + β 62 tempat_persalinan + β 72 pendidikan_suami + β 82 paritas + β 92 metode_persalinan

## 3. Hasil dan Pembahasan

## Analisis Deskriptif
Berdasarkan Gambar 2, sebanyak 58,9 persen wanita usia 15-49 tahun di Indonesia telah melakukan IMD satu jam setelah kelahiran yang menunjukkan bahwa Indonesia telah  tergolong  “baik”  dalam  pemberian  IMD.  Selanjutnya,  pemberian  ASI  pertama antara  1-24  jam  setelah  kelahiran  ada  sebanyak  21,2  persen  dan  pemberian  ASI pertama setelah 24 jam sebanyak 19,9 persen.

## Sumber : SDKI 2012, diolah
Gambar 2: Persentase status IMD wanita usia 15-49 tahun di Indonesia tahun 2012.
Selain melihat gambaran umum wanita usia 15-49 tahun yang pernah melahirkan di tahun 2007-2011 yang melakukan IMD, perlu diketahui pula gambaran wanita usia 15-49  tahun  yang  pernah  melahirkan  di  tahun  2007-2011  (selanjutnya  disebut  ibu) yang melakukan IMD berdasarkan faktor-faktor yang memengaruhinya, seperti faktor predisposisi  (umur  ibu,  tingkat  pendidikan  ibu,  kunjungan antenatal  care, status bekerja  ibu,  dan  tempat  tinggal),  faktor  pendukung  (tempat  persalinan),  dan  faktor penguat (tingkat pendidikan suami, paritas, dan metode persalinan).
Dilihat  dari  umur  ibu,  persentase  ibu  yang  melakukan  IMD  satu  jam  setelah kelahiran baik ibu berusia 20-35 tahun maupun kurang dari 20 dan lebih dari 35 adalah 58,9%.  Persentase yang sama juga ditunjukkan untuk kategori status IMD 1-24 jam (21,2%) dan lebih dari 24 jam (19,9%). Hal ini menunjukkan tidak adanya perbedaan yang  signifikan  antara  status  IMD  dengan  umur  ibu.  Kemudian  dilihat  dari  tingkat pendidikan ibu, sebanyak 60,2% ibu yang berpendidikan SMP ke bawah melakukan IMD satu jam, 19,28% melakukan IMD dalam 1-24 jam, dan 20% melakukan IMD lebih
dari  24  jam  setelah  kelahiran.  Sedangkan  ibu  yang  berpendidikan  SMA  ke  atas, sebanyak 56,9% nya melakukan IMD satu jam setelah kelahiran. Hal ini menunjukkan bahwa ibu yang berpendidikan SMP ke bawah memiliki persentase yang lebih besar dibanding  ibu  yang  berpendidikan  SMA  ke  atas  dalam  pelaksanaan  IMD  satu  jam setelah kelahiran.
Berdasarkan banyaknya kunjungan antenatal care, ibu yang melakukan kunjungan minimal empat kali lebih banyak yang melakukan IMD satu jam (59,3%) dibandingkan yang  melakukan  IMD  1-24  jam  (21,2%)  dan  lebih  dari  24  jam  (19,5%).  Sedangkan pada ibu yang melakukan kunjungan kurang dari empat kali memiliki persentase yang lebih  kecil (55,1%) dibandingkan ibu yang melakukan kunjungan minimal empat  kali dalam  hal  melakukan  IMD  satu  jam  setelah  kelahiran.  Kemudian  ibu  yang  bekerja memiliki  persentase  yang  lebih  besar  dalam  melakukan  IMD  satu  jam  (60,6%) dibandingkan  kategori  status  IMD  lainnya.  Angka  tersebut  lebih  besar  pula dibandingkan ibu yang tidak bekerja dan melakukan IMD satu jam setelah kelahiran (57,3%) yang artinya ibu yang bekerja lebih cenderung untuk melakukan  IMD satu jam setelah kelahiran dibandingkan ibu yang tidak bekerja.
Tabel 1: Persentase karakteristik wanita usia 15-49 tahun berdasarkan status IMD
No. Variabel Penjelas Kategori Variabel Penjelas Status IMD (%) >24 jam 1-24 jam ≤1 jam 1. Umur ibu <20 dan >35 tahun 20-35 tahun 19,9 19,9 21,2 21,2 58,9 58,9 2. Tingkat pendidikan ibu SMP ke bawah SMA ke atas 20,0 19,8 19,8 23,3 60,2 56,9 3. Antenatal care <4 kali ≥4 kali 23,8 19,5 21,1 21,2 55,1 59,3 4. Status bekerja ibu Tidak bekerja Bekerja 21,1 18,6 21,6 20,8 57,3 60,6 5. Tempat tinggal Perdesaan Perkotaan 21,8 18,0 19,6 22,8 58,6 59,2 6. Tempat persalinan Non-fasilitas kesehatan Fasilitas kesehatan 22,4 18,6 19,1 22,4 58,6 59,1 7. Tingkat pendidikan suami SMP ke bawah SMA ke atas 20,1 19,7 19,8 23,0 60,1 57,3 8. Paritas Primipara Multipara 23,4 17,9 22,4 20,5 54,2 61,7 9. Metode persalinan Caesar Normal 30,0 18,5 28,0 20,3 42,0 61,2
Lebih  dari  setengah  ibu  yang  tinggal  di  wilayah  perkotaan  telah  melakukan  IMD satu  jam  setelah  kelahiran  yaitu  sebesar  59,2  dan  merupakan  yang  tertinggi dibandingkan status IMD 1-24 jam (22,8%) dan lebih dari 24 jam (18%). Sedangkan persentase ibu yang tinggal di perdesaan dan melakukan IMD satu jam adalah sebesar 58,6%,  angka  ini  lebih  rendah  dibandingkan  ibu  yang  tinggal  di  perkotaan  dan melakukan  IMD  satu  jam,  artinya  ibu  yang  tinggal  di  perkotaan  memiliki
kecenderungan yang lebih tinggi untuk melakukan IMD satu jam setelah kelahiran. Jika dilihat  dari  ibu  yang  bersalin  di  tempat  fasilitas  kesehatan,  sebanyak  59,1%  ibu melakukan IMD satu jam, 22,4% melakukan IMD 1-24 jam, dan 18,6% melakukan IMD lebih dari 24 jam setelah kelahiran. Terdapat 58,6% ibu yang melakukan IMD satu jam dan bersalin di tempat non-fasilitas kesehatan. Angka ini lebih rendah dibandingkan ibu  yang  melahirkan  di  fasilitas  kesehatan  dan  melakukan  IMD  satu  hari  setelah kelahiran,  artinya  ibu  yang  melahirkan  di  fasilitas  kesehatan  lebih  cenderung  untuk melakukan IMD satu jam setelah kelahiran.
Ibu  yang  memiliki  suami  berpendidikan  SMP  ke  bawah  lebih  banyak  yang melakukan IMD satu jam dibandingkan IMD 1-24 jam dan lebih dari 24 jam, sedangkan pada ibu yang memiliki suami berpendidikan SMA ke atas, sebagian besar melakukan IMD satu jam setelah kelahiran. Kemudian dilihat dari status IMD satu jam dan paritas, ibu multipara memiliki persentase sebesar 61,7% dan persentase tersebut lebih besar dibandingkan  ibu  primipara  yaitu  54,2%.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa  ibu  multipara lebih  cenderung  untuk  melakukan  IMD  satu  jam  setelah  kelahiran.  Selanjutnya,  ibu yang besalin secara normal lebih banyak yang melakukan IMD satu jam yaitu sebesar 61,2% dibandingkan dengan IMD 1-24 jam yaitu 20,3% dan IMD lebih dari 24 jam yaitu 18,5%. Besarnya persentase ibu yang melakukan IMD satu jam dan melahirkan secara normal  dengan  yang  melahirkan  secara caesar mengindikasikan  bahwa  ibu  yang melahirkan secara normal memiliki partisipasi yang lebih besar untuk melakukan IMD satu jam dibandingkan ibu yang melahirkan secara caesar.

## Analisis Inferensia
Pengujian  pertama  adalah  pengujian  estimasi  parameter  dan  menghasilkan  model proportional odds. Selanjutnya, dilakukan pengujian asumsi parallel lines , dengan hasil disajikan pada Tabel 2 sebagai berikut.
Tabel 2: Hasil penghitungan nilai statistik uji asumsi parallel lines PL df 𝝌 0,05;9 2 p-value 80,61 9 16,919 0,000
Tabel  2  menunjukkan  bahwa  nilai  statistik  uji  PL  yaitu  sebesar  83,27  jauh  lebih besar  dibandingkan  nilai    X 2 0,05;9 yaitu  sebesar  16,919  sehingga  dapat  disimpulkan bahwa dengan tingkat kepercayaan 95 persen dapat dikatakan asumsi parallel lines tidak terpenuhi dan model proportional odds tidak sesuai dengan data.  Selanjutnya, untuk mengetahui model apa yang sesuai dengan data maka dilakukan uji brant . Berdasarkan  Tabel  3,  dapat  diketahui  bahwa  hanya  sebagian  variabel  penjelas yang tidak memenuhi asumsi parallel lines, yaitu variabel penjelas yang memiliki nilai p-value <  0,05  sehingga  model  yang  sesuai  dengan  data  adalah  model partial proportional  odds. Setelah  diperoleh  model  yang  sesuai  dengan  data,  selanjutnya dilakukan  pengujian  kesesuaian  model.  Pengujian  pertama  adalah  membandingkan antara model partial proportional odds dengan non proportional odds.
Tabel 3: Hasil pengujian Brant secara parsial
Hasil yang diperoleh menunjukkan bahwa nilai statistik uji G yaitu sebesar 81,66 jauh  lebih  besar  dibanding  nilai  X 2 0,05;5 yaitu  sebesar  11,070  yang  berarti  dengan tingkat kepercayaan 95 persen dapat dikatakan bahwa model partial proportional odds merupakan  model  yang  sesuai  dengan  data. Pengujian  kedua  (Tabel  4)  adalah membandingkan antara model partial proportional odds dengan non-proportional odds dengan hasil nilai statistik uji G yaitu sebesar 1,61 yang lebih kecil dibandingkan nilai X 2 0,05;4 yaitu  sebesar  9,488.  Hasil  tersebut  menunjukkan  bahwa  dengan  tingkat kepercayaan  95  persen  bahwa  model  yang  sesuai  dengan  data  adalah partial proportional odds .
Tabel 4: Hasil pengujian kesesuaian model dengan LR Chi-Square G df 𝝌 0,05;4 2 p-value 1,61 4 9,488 0,8075
Berikutnya adalah pengujian signifikansi penduga parameter secara simultan dan parsial  disajikan  pada  Tabel  5.  Secara  simultan,  hasil  pengolahan  yang  diperoleh menunjukkan  bahwa  nilai  statistik  uji    G  yaitu  sebesar  528,99  jauh  lebih  besar dibanding nilai X 2 0,05;14 yaitu 23,685 sehingga kesimpulan yang diambil adalah dengan tingkat kepercayaan 95 persen dapat dikatakan bahwa terdapat minimal satu variabel penjelas yang berpengaruh secara signifikan terhadap variabel status IMD.
Tabel 5: Hasil pengujian penduga parameter secara simultan
G df
χ 0,05;9 2 p-value 528,99 14 23,685 0,000
Pada model partial proportional odds, diperoleh dua model yang digunakan dalam penelitian ini dimana model pertama merupakan model yang menunjukkan status IMD dalam waktu satu hari setelah kelahiran sedangkan model kedua menunjukkan status IMD  dalam  waktu  satu  jam  setelah  kelahiran.  Dari  Tabel  6,  diperoleh  hasil  yang menunjukkan  bahwa  pada  model  pertama  memiliki  enam  variabel  penjelas  yang
Variabel Penjelas Brant df p-value Umur 0,40 1 0,528 Pendidikan ibu 4,36 1 0,037* Antenatal care 0,23 1 0,635 Status bekerja ibu 0,85 1 0,358 Tempat tinggal 5,76 1 0,016* Tempat persalinan 13,05 1 0,000* Pendidikan suami 3,89 1 0,048* Paritas 5,47 1 0,019* Metode persalinan 0,22 1 0,639
signifikan  memengaruhi  variabel  status  IMD.  Variabel  penjelas  tersebut  antara  lain kunjungan antenatal  care, status  bekerja  ibu,  tempat  tinggal,  paritas,  dan  metode persalinan. Berikut adalah persamaan yang diperoleh untuk model 1.
Logit[P(Y>0|x)]  =  −  0,2756  −  0,0572umur  +  0,0556pendidikan_ibu  +    0,1802anc*  +
0,0896status_kerja* + 0,1119tempat_tinggal* + 0,4753tempat_persalinan* + 0,0239pendidikan_suami + 0,3646paritas* + 0,9617metode_persalinan* Keterangan : *) Signifikan pada α=0,05 Tabel 6: Hasil pengujian penduga parameter secara parsial Model Variabel Koefisien SE Wald p-value 1 Konstanta -0,2756 0,0842 10,6929 0,001* Umur -0,0572 0,0399 2,0449 0,152 Pendidikan ibu 0,0556 0,0519 1,1449 0,285 Antenatal care 0,1802 0,0481 14,0625 0,000* Status bekerja ibu 0,0896 0,0331 7,3441 0,007* Tempat tinggal 0,1119 0,0469 5,6644 0,017* Tempat persalinan 0,4753 0,0490 93,8961 0,000* Pendidikan suami 0,0239 0,0502 0,2304 0,634 Paritas 0,3646 0,0429 7,0801 0,000* Metode persalinan 0,9617 0,0525 335,6224 0,000* 2 Konstanta -1,0714 0,0812 173,9761 0,000* Umur -0,0572 0,0399 2,0449 0,152 Pendidikan ibu -0,0422 0,0433 0,9409 0,330 Antenatal care 0,1802 0,0481 14,0625 0,000* Status bekerja ibu 0,0896 0,0331 7,3441 0,007* Tempat tinggal 0,0188 0,0389 0,2304 0,630 Tempat persalinan 0,3203 0,0409 60,9961 0,000* Pendidikan suami -0,0652 0,0420 2,4025 0,121 Paritas 0,2680 0,0366 53,7289 0,000* Metode persalinan 0,9617 0,0525 335,6224 0,000*
Pada  model  kedua,  menunjukkan  hasil  yang  sedikit  berbeda  dengan  model pertama. Berdasarkan hasil pengolahan, terdapat lima variabel penjelas yang memiliki nilai p-value < 0,05. Hal tersebut menunjukkan bahwa kelima variabel tersebut secara signifikan memengaruhi status pemberian ASI pertama dalam waktu satu jam setelah
kelahiran. Kelima variabe penjelas tersebut adalah kunjungan antenatal, status bekerja ibu,  tempat  persalinan,  paritas,  dan  metode  persalinan.  Berikut  adalah  persamaan yang diperoleh untuk model 2.
Logit[P(Y>1|x)]  =  −  1,0714  −  0,0572umur  −  0,0422pendidikan_ibu  +  0,1802anc*  +
0,0896status_kerja* + 0,0188tempat_tinggal + 0,3203tempat_persalinan* – 0,0652pendidikan_suami + 0,2680paritas* + 0,9617metode_persalinan*
Keterangan         : *) Signifikan pada α=0,05
Tabel  7  menunjukkan  bahwa  terdapat  nilai odds  ratio yang  sama  diantara  dua model,  yaitu  status  bekerja  ibu,  kunjungan antenatal  care, dan  metode  persalinan. Dalam  penginterpretasian  ketiga  variabel  penjelas  tersebut  dapat  dilakukan  sama seperti  menginterpretasi  regresi  logistik  ordinal  pada  umumnya.  Berdasarkan  hasil tersebut,  dapat  diketahui  bahwa  ibu  yang  bekerja  memiliki  kecenderungan  sebesar 1,0938 kali lebih besar untuk memberikan ASI pertama setelah kelahiran lebih awal, baik dalam waktu satu jam maupun satu hari setelah kelahiran, dibandingkan ibu yang tidak bekerja. Hasil tersebut sejalan dengan hasil penelitian yang diakukan oleh Nelvi (2004)  dan  Dewi  (2013)  yang  mengungkapkan  bahwa  ibu  yang  bekerja  cenderung untuk lebih mudah memperoleh informasi dari luar dibandingkan dengan ibu yang tidak bekerja.  Salah  satu  jenis  informasi  yang  diperoleh  adalah  tentang  kesehatan  anak, termasuk pemberian ASI dini atau IMD.
Tabel 7: Nilai odds ratio variabel penjelas yang secara signifikan memengaruhi status IMD untuk dua model persamaan
Model Variabel Odds Ratio 1 Status bekerja ibu 1,0938 Tempat tinggal 1,1185 Tempat persalinan 1,6084 Antenatal care 1,1974 Metode persalinan 2,6162 Paritas 1,4399 2 Status bekerja ibu 1,0938 Tempat persalinan 1,3775 Antenatal care 1,1974 Metode persalinan 2,6162 Paritas 1,3074
Di Indonesia, ibu yang melakukan kunjungan antenatal care sebanyak empat kali  atau  lebih  memiliki  kecenderungan  sebesar  1,1974  untuk  memberikan  ASI pertama  setelah  kelahiran  lebih  awal  dibandingkan  ibu  yang  tidak  melakukan
kunjungan antenatal care atau yang melakukan kunjungan antenatal care kurang dari empat kali. Hasil tersebut disebabkan karena semakin banyak jumlah kunjungan yang dilakukan oleh ibu, maka pengetahuan ibu tentang proses dan tata cara menyusui lebih banyak  dan  mendalam.  Pengetahuan  tersebut  juga  termasuk  kapan  seorang  ibu sebaiknya  memberikan  ASI  pertama  kepada  bayinya  setelah  kelahiran.  Ibu  yang melahirkan dengan cara normal lebih cenderung memberikan ASI pertama lebih awal sebesar 2,6162 kali dibandingkan ibu yang melahirkan melalui operasi caesar. Hasil tersebut  sejalan  dengan  hasil  penelitian  yang  dilakukan  oleh  Acharya  dan  Khanal (2015).
Selanjutnya,  terdapat  pula  variabel  penjelas  yang  memiliki  nilai odds  ratio yang berbeda  untuk  setiap  modelnya.  Hal  tersebut  mengindikasikan  bahwa  pengaruh variabel  penjelas  tersebut  berbeda  untuk  ibu  yang  memberikan  ASI  pertama  dalam satu jam dan satu hari setelah melahirkan. Variabel penjelas tersebut adalah tempat persalinan  dan  paritas.  Ibu  yang  melahirkan  di  tempat  fasilitas  kesehatan  memiliki kecenderungan sebesar 1,6084 kali untuk memberikan ASI pertama dalam waktu satu hari setelah kelahiran, dan sebesar 1,3775 kali untuk memberikan ASI pertama dalam waktu  satu  jam  setelah  kelahiran.  Hal  tersebut  dapat  diartikan  bahwa  tempat persalinan di tempat fasilitas meningkatkan kecenderungan ibu untuk memberikan ASI pertama setelah kelahiran lebih awal dibandingkan ibu yang melahirkan di tempat non- fasilitas kesehatan.
Seorang ibu yang memiliki anak lebih dari satu (multipara) memiliki kecenderungan sebesar  1,4399  kali  untuk  memberikan  ASI  pertama  dalam  waktu  satu  hari  setelah kelahiran, dan sebesar 1,3074 kali untuk memberikan ASI pertama dalam waktu satu jam setelah kelahiran dibandingkan ibu yang hanya memiliki satu anak. Hasil tersebut menunjukkan  bahwa  jumlah  anak  yang  dimiliki  oleh  ibu  berpengaruh  signifikan terhadap pemberian  ASI  pertama  setelah  kelahiran,  dimana  ibu  yang  memiliki  anak lebih dari satu cenderung untuk memberikan ASI pertama setelah kelahiran lebih awal, baik  satu  hari  maupun  satu  jam,  setelah  kelahiran.  Hal  tersebut  dikarenakan pengalaman yang dimiliki oleh ibu dalam menyusui anak sebelumnya menjadikan ibu lebih tau kapan harus memberikan ASI pertama kepada anaknya.
Terdapat satu variabel penjelas yang hanya berpengaruh pada salah satu model, yaitu tempat tinggal. Tempat tinggal hanya berpengaruh pada pemberian ASI pertama dalam waktu satu hari setelah kelahiran. Seorang ibu yang bertempat tinggal di wilayah perkotaan memiliki kecenderungan sebesar 1,1185 kali dibandingkan ibu yang tinggal di wilayah perkotaan. Dalam hal ini, ibu yang tinggal di wilayah perkotaan memiliki lebih banyak  kemudahan  dalam  memperoleh  pendidikan,  informasi,  sarana/prasarana kesehatan,  dan  akses  menuju  tempat  fasilitas  kesehatan.  Hal  inilah  yang menyebabkan seorang ibu yang tinggal di  wilayah perkotaan lebih  cenderung untuk memberikan ASI pertama setelah kelahiran lebih awal.

## 4. Kesimpulan dan Saran

## 4.1 Kesimpulan
Berdasarkan hasil dan pembahasan tersebut, kesimpulan yang dapat diambil adalah sebagai berikut:
1. Persentase wanita usia 15−49 tahun yang pernah melahirkan dalam waktu lima tahun  sebelum  pencacahan  dalam  melakukan  Inisiasi  Menyusu  Dini  satu  jam setelah  kelahiran  di  Indonesia  pada  tahun  2012  adalah  sebesar  58,9  persen. Persentase wanita usia 15−49 tahun di Indonesia tahun 2012 yang melaksanakan Inisiasi  Menyusu  Dini satu  jam  setelah  kelahiran  tertinggi  adalah pada  ibu  yang berpendidikan  SMP  ke  bawah,  melakukan  kunjungan  ANC minimal  empat  kali, tinggal  di  wilayah  perkotaan,  melahirkan  di  tempat  fasilitas  kesehatan,  memiliki suami yang berpendidikan SMP ke bawah, memiliki jumlah anak lebih dari satu, dan melahirkan secara normal.
2.  Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  logistik  ordinal,  diperoleh  sebanyak  dua persamaan sebagai berikut:
 Pada  persamaan  pertama,  determinan  status  IMD  dalam  waktu  satu  hari setelah kelahiran adalah kunjungan ANC, status bekerja ibu, tempat tinggal, tempat persalinan, metode persalinan, dan paritas.
 Pada  persamaan  kedua,  determinan  status  IMD  dalam  waktu  satu  jam setelah  kelahiran  adalah  kunjungan  ANC,  status  bekerja  ibu,  tempat persalinan, metode persalinan, dan paritas.
3. Wanita  usia  15−49  tahun  yang  pernah  melakukan  kunjungan antenatal  care sebanyak  empat  kali  atau  lebih,  bekerja,  bertempat  tinggal  di  wilayah perkotaan, melahirkan di tempat fasilitas kesehatan, melahirkan secara normal, dan memiliki anak lebih dari satu cenderung untuk lebih awal dalam melakukan IMD.

## 4.2 Saran
Berdasarkan kesimpulan yang diperoleh, saran yang diberikan adalah sebagai berikut: 1.  Wanita usia 15 −49 tahun diharapkan untuk melakukan kunjungan antenatal care minimal  sebanyak  empat  kali  secara  lebih  teratur  dan  serius  agar  mampu menerima  informasi  IMD  lebih  baik.  Pemerintah,  khususnya  Kementerian Kesehatan  juga  diharapkan  untuk  melakukan  sosialisasi  terkait  pentingnya kunjungan antenatal care kepada ibu hamil dengan cara melakukan kunjungan ke RT atau RW.
2.  Wanita  usia  15 −49  tahun  diharapkan  untuk  melakukan  persalinan  di  tempat- tempat fasilitas kesehatan yang memiliki tenaga ahli kesehatan sehingga mampu membantu proses IMD dengan tahapan yang tepat. Pemerintah diharapkan untuk meningkatkan  jumlah  rumah  sakit  atau  rumah  bersalin,  khususnya  di  wilayah
perdesaan  sehingga  masyarakat  semakin  mudah  untuk  mengakses  fasilitas kesehatan.
3.  Wanita usia 15 −49 tahun diharapkan untuk mengikuti saran-saran yang diberikan oleh tenaga ahli kesehatan untuk meningkatkan keberhasilan kemungkinan dalam melahirkan  secara  normal  sehingga  IMD  dapat  terlaksana  tanpa  terhambat adanya efek setelah operasi caesar .
4.  Dengan adanya keterbatasan penelitian terkait dengan data, disarankan kepada penelitian  selanjutnya untuk  menggunakan data  yang  terbaru,  yaitu  SDKI  2017. Terkait  dengan  pemilihan  variabel,  disarankan  untuk  menambahkan  variabel geografis atau spasial yang tidak tercakup di dalam penelitian ini sehingga dapat mengetahui faktor-faktor yang memengaruhi status IMD tidak hanya secara umum di  Indonesia  saja,  namun  juga  dapat  dilihat  berdasarkan  provinsi.  Penelitian selanjutnya  juga  dapat  lebih  memfokuskan  untuk  melihat  faktor-faktor  yang memengaruhi IMD pada provinsi tertentu, misalnya Sumatera Utara yang memiliki persentase IMD paling rendah se-Indonesia.

## Daftar Pustaka
Acharya,  P.,  &  Khanal, V.  (2015).  The  effect  of  mother’s  educational  status  on  early initiation of breastfeeding: further analysis of three consecutive  Nepal Demographic and Health Surveys. BMC Public Health , 15(1), 1069.
Agresti, A. (2010). Analysis of Ordinal Categorical Data (2 nd ed ). New Yok: John Wiley & Sons.
Ari, E. & Yildiz, Z. (2014). Parallel lines assumption in ordinal logistic regression and analysis approaches. International Interdisciplinary Journal of Scientific Research , 1 (3), 8-23.
Dewi,  R.  (2013).  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Ibu  Pasca  Induksi  Persalinan Melakukan  Inisiasi  Menyusu  Dini. Fakultas  Ilmu  Keperawatan .  Universitas Indonesia, Depok.
Edmond, K. M., Zandoh, C., Quigley, M. A., Amenga-Etego, S., Owusu-Agyei, S., & Kirkwood, B. R. (2006). Delayed breastfeeding initiation increases risk of neonatal mortality. Pediatrics , 117(3), e380-e386 .
Hosmer, D.W., Lemeshow, S., & Sturdivant, R.X. (2013). Applied Logistic Regression: Third Edition. Canada: John Wiley & Sons, Inc.
KEMENKES  RI.  (2013). Survei  demografi  dan  kesehatan  Indonesia  2012 . Jakarta: Kementrian Kesehatan RI.
KEMENKES  RI.  (2014). Situasi  dan  Analisis  ASI  Eksklusif. Jakarta:  Departemen Kesehatan Indonesia.
Mullany,  L.  C.,  Katz,  J., Li, Y.  M., Khatry,  S.  K., LeClerq,  S.  C., Darmstadt, G. L.,  & Tielsch, J. M. (2008). Breast-feeding patterns, time to initiation, and mortality risk among newborns in southern Nepal. The Journal of nutrition , 138 (3), 599-603.
Nelvi. (2004). Faktor-Faktor yang Berhubungan dengan Inisiasi Pemberian ASI di RB Puskesmas  Jakarta  Pusat  Tahun  2004. Fakultas  Kesehatan  Masyarakat. Universitas Indonesia, Depok.
Roesli, U. (2008). Inisiasi Menyusu Dini Plus ASI Eksklusif. Jakarta: Pustaka Bunda.
Suryani, D.N. & Mularsih, S. (2011). Hubungan Dukungan Suami dengan Pelaksanaan Inisiasi  Menyusu  Dini  pada  Ibu  Post  Partum  di  BPS  Kota  Semarang. Jurnal Dinamika Kebidanan , Vol. 1 No. 1.
Williams,  R.  (2006).  Generalized  ordered  logit/partial  proportional  odds  models  for ordinal dependent variables. The Stata Journal , 6 (1), 58-82.