## ANALISIS RESPON PENAWARAN PRODUKSI KEDELAI Di KABUPATEN TEBO JAMBI

## Edison, Denny Denmar dan Dede Martino
Dosen Fakultas Pertanian Universitas Jambi email: ediedison050@yahoo.co.id

## ABSTRAK
Respon  penawaran  petani  dan  permintaan  input  dari  tanaman kedelai Kabupaten Tebo diestimasi  dengan  menggunakan  analisis  fungsi  keuntungan.  Tujuan  penelitian  adalah  untuk menganalisis respon penawaran produksi kedelai. Penelitian dilaksanakan di Kabupaten Tebo pada  tahun  2016.  Hasil  menunjukkan  bahwa  petani  sungguh  memaksimumkan  keuntungan nya  dalam  jangka  pendek  dan respon  terhadap  perubahan  harga  secara  efisien.    Elastisitas penawaran produksi kedelai dengan mempertimbangkan harganya mendekati satu.

## Katakunci : Respon Penawaran, Usahatani Kedelai, Fungsi Keuntungan dan Elastisitas

## PENDAHULUAN
Jambi  sama  halnya  dengan  daerah  lain  di  Indonesia,  sumber  pendapatan  masyarakat  dari sektor  pertanian,  usahatani kedelai telah  menjadi  salah  satu  usaha yang  sangat  strategis sekarang  ini  karena  akan  meningkatkan  pendapatan  petani dengan  menggunakankan  lahan suboptimal. Provinsi Jambi yang merupakan salah satu daerah penghasil kedelai di Indonesia, memperlihatkan perbaikan dalam produksi kedelai dari tahun ke tahun, ini karena tersedianya sarana infrastruktur dan dukungan pemerintah untuk produksi bagi petani (Edison, 2013).
Perkembangan  produksi  ini  sementara  efektif  untuk  lima  tahun  belakang  ini,  mungkin sedikit  sulit  diulangi  pada  masa  mendatang. Hal  ini  karena  terjadinya  krisis  ekonomis  dan kesulitan  keuangan  yang  mengakibatkan  subsidi  untuk  kegiatan  ini  berkurang.  Dengan kondisi  seperti  ini,  beberapa  ahli  bidang  kebijaksanaan  pertanian  tertarik  dalam  mengamati respon  penawaran  dan  permintaan  input pada  petani kedelai. Estimasi  respon  penawaran kedelai seperti  perubahan  penggunaan  input  telah  dilaporkan  dalam  beberapa  studi  (Bapna 1991; David and Barker, 2004 dan Guyomard,  2003). Namun sangat sedikit yang melaporkan respon  penawaran  dan  permintaan  input  dalam  kaitannya  dengan  perubahan  harga. Lim (1992) mengulas bahwa  masalah dalam mengestimasi respon penawaran  menggunakan time series data untuk penawaran output dan permintaan adalah bagian dari suatu sistem, mungkin estimasi  tersebut  memberikan estimasi  yang  tidak  efisien  dari  hubungannya  dengan penawaran.  Jadi  adalah  lebih  baik  untuk  mengestimasinya  secara  simultan,  keterkaitan, persamaan  penawaran  output  dan  permintaan  input.  Analisis  fungsi  keuntungan  merupakan suatu  pendekatan  untuk  menguraikan  sistem  penawaran  output  dan  permintaan  input (Yotopoulus dan Lau, 1979). Kabupaten Tebo merupakan salah satu sentra produksi kedelai di  Provinsi  Jambi  dengan  realitas  penggunaan  teknologi  dan  sumber  daya  yang  mungkin bervariasi sesama petani. Dengan kondisi ini model profit yang mengekspresikan maksimum keuntungan dari suatu usahatani cocok untuk mengestimasi respon penawaran.

## METODE PENELITIAN
Penelitian dilakukan di Kecamatan Tebo Ilir Kabupaten Tebo. Penentuan lokasi dilakukan dengan  sengaja  (purposive)  dengan  pertimbangan  bahwa  lokasi  tersebut  merupakan  sentra produksi  kedelai  di  Provinsi  Jambi  yang  dapat  mewakili  agroekosistem  lahan kering. Penelitian  dilaksanakan  pada  2016. Jenis  responden  terdiri  atas  petani  kedelai  yang merupakan  contoh  dalam  penelitian  ini.  Kriteria  responden  yaitu:  1)  melakukan  kegiatan usahatani kedelai lima tahun terakhir, 2) menguasai teknologi produksi kedelai, 3) mengetahui jadwal  musim  tanam  4)  bersedia  untuk  dijadikan  contoh  penelitian.  Jumlah  petani  kedelai dipilih  secara purposive sebagai  daerah  yang  diambil  datanya  mewakili  agroekologi  lahan pasang surut yang digunakan untuk produksi kedelai di Kecamatan Tebo Ilir Kabupaten Tebo. Jumlah  responden  sebanyak 120 orang  petani  kedelai.  Normalisasi  fungsi keuntungan yang digunakan pada kajian ini untuk menentukan respon penawaran petani kedelai diekspresikan sebagai :
Y=a  X i bi  Z j cj + U  ………………………… .. …………….…………. . (1)
Penormalan  terbatas  dari  fungsi  keuntungan,  diturunkan  dari  fungsi  produksi  (1),  dijelaskan oleh Yotopoulus dan Lau (1979) :
LnY * = ln  +  I ln P i +  j ln Z j + U  …................ ....................... … (2) dimana :
Y * : produksi, yang dinormalkan (kg) P 1 : input pupuk/ (kg)
P 2 : input pestisida/ (kg)
P 3 : tenaga/pemeliharaan (HOK) P 4 : tenaga/pemanenan (HOK) Z 1 : luas lahan (Ha)
Z 2 : modal yang digunakan (Rp.) U : kesalahan
 ,  ,  ,  = parameter estimasi
Untuk mendapatkan level optimal variabel input, Shephard-Hotelling lemma konsep yang digunakan pada kasus fungsi keuntungan terbatas Cobb-Douglas sebagai berikut:
X i * =-  * /  P i ……………………………… ....................................... .…… (3)
Persamaan (3) disusun kembali dan diestimasi secara empiris seperti :
(X i * P i )/  * =  I +V t .... …………………………… ................................ ….…(4) dimana X i * = kuantitas variabel input V t = kesalahan (error)
Karena  fungsi  produksi  diasumsikan  dalam  bentuk  Cobb-Douglas,  solusi  simultan persamaan  (4)  dan  fungsi  keuntungan  (2)  melengkapi  estimasi  elastisitas  faktor  permintaan, Zellner’s  seemingly  unrelated  regretion  method,  melengkapi  efisiensi  parameter  ,  ,  ,  (Byron, 1984).

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Memaksimumkan Keuntungan
Kondisi penting untuk menurunkan fungsi produksi yang digunakan adalah bahwa petani memaksimumkan  short  term produksi.  Keabsahan  asumsi  ini  dapat  diuji  secara  langsung dengan mengujinya apakah parameter  diturunkan dari persamaan faktor permintaan secara bersamaan  (Junankar,  1980).  Jika  parameter  diturunkan  dari  dua  persamaan  ini  tidak berbeda nyata, lalu petani sampel rata-ratanya memaksimumkan short term produksi, dengan tersedianya  teknologi  dan  sumber  daya.  Karena  sangat  layak  untuk  mengestimasi  secara simultan  persamaan produksi dan  faktor  permintaan  untuk  menghindari  masalah  bias  dari persamaan  simultan,  Junankar  (1994) menggunakan  statistik  P  untuk  menguji  hipotesis  nol bahwa  I tidak  berbeda  nyata,  bila  I diturunkan  dari  dua  set  persamaan  yang  terpisah  dan tergabung.
Lagrange multipliers tidak berbeda nyata dari nol, begitu pula dengan uji X 2 (Tabel 1).Jadi hipotesa  bahwa  petani kedelai lahan  kering didaerah  penelitian  memaksimumkan produksi tidak dapat ditolak.
Tabel 1. Uji Restriksi pada Parameter  Fungsi Produksi dan Fungsi Faktor Permintaan
Restriksi Lagrange (  ) Multiplier (t) X 2 Uji Statistik Pupuk Pestisida Pemeliharaan Pemanenan 0,613 (1,724) 0,372 (2,973) 0,264 (3.106) 1,094 (2.175) 0,528 0,261 0,396 1,371 9,372

## Elastisitas Penawaran Output dan Permintaan Input
Parameter  estimasi  dari  fungsi produksi dan  elastisitas  faktor  permintaan  dilihat  pada Tabel  2.  Koefisien  adalah  benar  dalam  tandanya,  selain    tenaga  pemeliharaan,  mereka  lebih besar dari nol.
Tabel  2.  Estimasi  Gabungan  yang  Menormalkan  Fungsi Produksi dan  Elastisitas Faktor
Permintaan Variabel Estimasi Restriksi Elastisitas Faktor Demand Konstanta Input Pupuk Input Pestisida Tenaga Pemeliharaan Tenaga Pemanenan Luas Lahan Modal 519,094 -0,414**  (0,411) -0,297**  (0,389) -0,299 (0,091) -0,401**  (0,395) 0,388*    (0,262) 0,302*    (0,127) -0,281** (0,158) -0,207** (0,129) -0,132 (0,048) -0,345** (0,192)
Elastisitas  penawaran  untuk kedelai lahan  kering dengan  mempertimbangkan input  yang digunakan (diestimasi sebagai  I ) diperkirakan mendekati satu (0,965). Implikasinya, petani sampel  respon  terhadap  perubahan input kedelai.  Untuk  maksud  perencanaan,  1% input
kedelai berubah, ceteris paribus, akan membawa perubahan yang serupa (0,965%) penawaran kedelai dari Kabupaten Tebo.
Estimasi  menerangkan  bahwa 10% tenaga  kerja meningkat,  akan  menyebabkan  sekitar 7,0%  penawaran kedelai meningkat terdiri  dari 2,99%  peningkatan karena  pemeliharaan tanaman,  dan 4,01%  peningkatan karena  peningkatan  tenaga  kerja  yang  digunakan  untuk pemanenan. Jika tenaga kerja  yang digunakan meningkat, digunakan untuk pemanenan. Jika tenaga kerja meningkat, penyesuaian dalam tenaga kerja yang digunakan untuk pemeliharaan mungkin  bagian  dari  meningkatnya  penggunaan  pemupukan. Estimasi  elastisitas factor permintaan untuk pupuk adalah 0,414,  ini berarti 10 % input pupuk naik, menyebabkan 4,14 % penggunaan pupuk meningkat dalam jangka pendek. Jadi dengan fungsi keuntungan yang ada,  akan  meningkatkan produksi dengan  proporsi  yang  sama. Elastisitas  output  dengan mempertimbangkan  input  lahan  melebihi  sementara  dengan  modal.  Jadi  didalam  ukuran usahatani  akan  berdampak  pada produksi bila  dibandingkan  dengan  peningkatan  intensitas modal usahatani.

## Elastisitas Produksi
Melalui  konsep  duality,  terdapat  korespondensi antara  produksi  dan  fungsi produksi. Hasilnya  elastisitas  produksi  implisit  dapat  diturunkan  dari  fungsi produksi.  Elastisitas produksi (b i ’ dan c j ’ ) diturunkan dari parameter fungsi produksi sebagai berikut : B i ’ = -  I (1 -  ) -1 untuk input variabel ........................................................ (5) C j ’ =  j (1 -  ) -1 untuk input tetap ............................................................. (6) dimana :
 =  I , dan  I dan  j diestimasi dari persamaan (2).
Elastistas  produksi  tidak  langsung  (b i ’ dan  c j ’ )  dan  elastisitas  produksi yang  diestimasi secara langsung dari fungsi produksi persamaan (1) dilihat pada Tabel 3.
Tabel 3. MLE Fungsi Produksi dan Elastisitas Produksi diturunkan dari Fungsi Profit
Variabel Unit MLE Estimasi Indirect Estimasi Konstanta Pupuk Pestisida Tenaga Pemeliharaan Tenaga Pemanenan Luas Lahan Modal Kg Kg Hari Hari Ha Rp 629,132 0,182**  (0,014) 0,113**  (0,018) 0,193* (0,037) 0,287**  (0,029) 0,264**  (0,046) 0,154**  (0,038) 0,078 0,058 0,104 0,196 0,284 0,117
Estimasi langsung (1,193)  dan tidak  langsung (0,847)  yang  menurunkan  elastisitas produksi  menerangkan  bahwa  decreasing  return  to  scale  tergambarkan.  Elastisitas  produksi yang diestimasi  untuk  lahan  (0,329)  adalah  konsisten  dengan  yang  dilaporkan  oleh  Kikuchi dan  Hayami  (1992).  Elastisitas  produksi  sedikit  rendah  untuk  pestisida  dibandingkan  untuk pupuk.  Hal  ini  bukanlah  aneh  karena  petani  sekarang  menanam  varietas  unggul  lokal yang respon terhadap pupuk, juga tahan terhadap beberapa pestisida.

## KESIMPULAN
Elastisitas  penawaran  dan  permintaan  input  untuk  usahatani kedelai lahan kering diestimasi menggunakan analisis fungsi produksi untuk sampel petani di Kecamatan Tebo Ilir, Kabupaten Tebo,  yang telah menerapkan teknologi budidaya  yang baik. Diasumsikan dalam pendekatan  ini  yang  diuji  bahwa  petani  memaksimukkan  short  term produksi,  dengan tersedianya  teknologi  dan  sumber  daya  yang  tetap.  Analisis  memperlihatkan  bahwa  petani sampel  rata-ratanya  memaksimumkan produksi dengan  mempertimbangkan kondisi normal dari  input  variable. Analisis  menerangkan  juga  bahwa  petani kedelai lahan kering didaerah penelitian  respon  terhadap  perubahan penggunaan  input dengan  efisien.  Penawaran output adalah  respon  terhadap produksi kedelai.  Pada  permintaan  input,  banyak  sensitif  terhadap penggunaan  tenaga  kerja, tenaga pemeliharaan/  pemanenan.  Elastisitas produksi yang diperoleh  melengkapi  bagian  dari  data  base  yang  diperlukan  intuk  mengevaluasi  implikasi kebijaksanaan penggunaan input alternatif dari persediaan kedelai dan permintaan input.

## UCAPAN TERIMA KASIH
Ucapan  terima  kasih  disampaikan  pada  pihak  yang  memberikan  dukungan  dalam penelitian  atau penulisan makalah,  baik  sebagai  mitra  konsultasi dan/atau penyandang  dana yakni  Universitas  Jambi  khususnya  Program BOPTNUniversitas  Jambi  Tahun  Anggaran 2016.

## DAFTAR PUSTAKA
Anonim,  2015.  Laporan  Tahunan. Dinas  Pertanian  Tanaman  Pangan  Daerah  Tingkat  II Tebour, Tebo.
Bakhshoodeh,  M.  dan Shajari,  S.  2006.  Adoption  of  New  Seed  Varieties  Under  Production Risk:  An  Application  to  Rice  in  Iran.  The  International  Assoc.  of  Agr.  Economists Conference, Gold Coast, Australia. Pp. 1-11.
Bapna, S.L. Binswanger, H.P. dan Quizon, J.B. 1991. Systems of Output Supply and Factor Demand for Semiarid Tropical India. Economic Growth Centre, Yale University USA.
Byron,  R.P.  1984.  The  Restricted  Aitken  Estimation  and  Sets  of  Demand  Relation’s.
Econometrica 38(6) : 816-30.
Chavas,  J.P.  dan  Holt,  M.T.  1990.  Acreage  Decisions  Under  Risk:  The  Case  of  Corn  and
Soybeans, American Journal of Agr. Economics, 72(3):529-538
David, C.C. and Barker, R. 2004. Modern Rice Varieties and Fertilizer Consumption in IRRI
Economic Consequences of New Rice Technology, Philippines, pp. 175-212.
Edison, R. Ningsih dan P. Nurfaithiyah, 2012. Model Pengembangan Komoditi Padi ditinjau dari  Aspek  Produksi  di  Kabupaten  Batanghari  Jambi.  Pascasarjana  Agribisnis Universitas Jambi.
Edison,  2013.  Analisis  Respon  Penawaran  Petani  Padi Lahan Kering di  Kecamatan Muara Bulian Kabupaten Batanghari. Prosiding Seminar  Nasional Lahan  Sub-optimal  Unsri Palembang.
Guyomard, H.; Baudry, M. dan Carpenter, A.  2003. Estimating Crop Supply Response in the Presence  of  Farm  Programmes:  Application  to  the  CAP.  European  Review  of Agricultural Economics 23:401-420.
Hazell,P.B.R.  1982.  An  Application  of  Risk  Preferences  Estimates  in  Firm-household  and Agricultural Sector Models, Amerincan Journal Agricultural Economics, 64:384-390 Hudley,  T.M.  2010.  A  Review  of Agricultural  Production  Risk  in  the  Developing  World.
Working Paper. Department of Applied Economics, University of Minnesota, U.S.A. Junankar, P.N. 1994. Test of Profit Maximization Hypothesis : A Study of India Agriculture,
Journal of Development Studies. 16(2) : 186-203.
Kalijaran,  K.P.  1981.  Testing  the  Hypothesis  of  Equal  relative  Economic  Efficiency  Using Restricted Aitkens’s Least Squares Estimation, Journal of Development Studies 17(4) : 307-16.
Keeney,  R.  dan  Hertel  T.W.  2008.  Yield  Response  to  Prices:  Implications  for  Policy Modelling. Working Paper Dept. of Agricultural Economics Purdue University. Pp. 1- 36.
Kikuchi,  M  and  Hayami,  Y.  1992.  Inducement  of  Institutional  Innovations  in  an  Agrarian Community, Economic Development and Cultural Change 29(1) : 21-36.
Lim, D. 1992. Supply Responses of Primary Producers. Penerbit University Malaya. 54(3) : 321-51.
Pitt,  M.M.  1983.  Farm  Level  Fertilizer  Demand  in  Java  :  A  Meta  Production  Function Approach. American Journal of Agricultural Economics 65:502-508
Smith,  R.,  Duffy,  P.,  Novak,  J  dan  Wilson,  N.  2009.  Supply  Response  of  Crops  in  the Southeast.  Southern  Agricultural  Economics  Association  Annual  Meeting,  Atlanta, U.S.A.
Wilson, W.R.; Arthur, L.M. dan Whittaker, J.K. 1983. An Attempt to Account for Risk in an Aggregate  Wheat  Acreage  Response  Model,  Canadian  Journal  of  Agricultural Economics.  3:63-71xYotopoulus, P.A. and Lau, L.J. 1979. Profits, Supply and Factor Demand Functions. American Journal of Agricultural Economics 54(1) :11-18.
Yotopoulus,  P.A. and  Lau,  L.J.  1979.  Profits,  Supply  and  Factor  Demand  Functions.
American Journal of Agricultural Economics 54(1) :11-18.