## AGROMIX
Jurnal Ilmiah Fakultas Pertanian, Universitas Yudharta Pasuruan pISSN (Print): 2085-241X; eISSN (Online): 2599-3003 Website: https://jurnal.yudharta.ac.id/v2/index.php/agromix

## Efisiensi  teknis  usahatani  kentang  pada  luas  lahan  yang  berbeda  di  kabupaten Pasuruan
Technical efficiency of potatous farming on different land area in Pasuruan regency
Desy Cahyaning Utami 1* , Wenny Mamilianti 1 1 Program Studi Agribisnis Fakultas Pertanian, Universitas Yudharta Pasuruan, Jawa Timur
* Email korespondensi: desy@yudharta.ac.id

## ABSTRACT

## Article History
Received  : Mey 5, 2021 Accepted  : September 15, 2021 Published : September 28, 2021
Keyword Agricultural land area; pasuruan; potatoes; technical efficiency Potatoes are upland vegetable crops, which is the superior plant of Tosari District, Pasuruan Regency. Tosari potatoes are the largest contributor to production in East Java. The farmer profession is the main profession  in  this  area,  inherited  from  the  family.  The  land  area  owned  is  inherited  from  the  family. Agricultural land area varies, but still found farmers with a land area of more than one hectare. In this study, respondents were divided into two groups, namely farmers with a land area of ≥ 1 hectare called cluster I and respondent farmers with a land area of ≤ 0.5 hectares called cluster II. The purpose of this study was to analyze the effect of production inputs on potato production, to analyze the level of technical efficiency of potato farmers with different land areas, to analyze the factors affecting the level of technical efficiency.  The  study  was  conducted  by  interviewing  49  respondent  farmers  in  Cluster  I  and  70 respondent farmers in Klaster II. This study uses the Cobb Douglas production function, the analytical methods used are the Stochastic Analysis Frontier (SFA) and the Tobit regression analysis. The results showed that the production inputs that had a significant effect on production in cluster I were seeds, fertilizers and manure, while in cluster II were fertilizers and pesticides. The level of technical efficiency of farmers who have a land area of ≥ 1 hectare is greater than farmers with a land area of ≤0.5 hectares. The land area has a significant effect on the level of technical efficiency.

## ABSTRAK

## Riwayat Artikel
Dikirim  : 5 Mei, 2021 Disetujui  : 15 September, 2021 Diterbitkan : 28 September, 2021
Kata Kunci Efisiensi Teknis; Kentang; Luas Lahan; Pasuruan Kentang adalah tanaman sayuran dataran tinggi, yang menjadi  tanaman unggulan Kecamatan Tosari Kabupaten  Pasuruan.  Kentang  Tosari  menjadi  penyumbang  produksi  terbesar  provinsi  Jawa  Timur.
Profesi petani adalah profesi utama di daerah ini, yang didapat secara turun-temurun dari keluarga. Luas lahan  yang  diusahakan  adalah  warisan  dari  keluarga.  Luas  lahan  pertanian  bervariasi,  namun  masih ditemukan  petani  dengan  luas  lahan  di  atas  satu  hektar.  Dalam  penelitian  ini  responden  dibedakan menjadi dua kelompok yaitu petani dengan luas lahan ≥ 1 hektar disebut klaster I dan petani responden dengan luas lahan ≤ 0,5 hektar disebut klaster II. Tujuan penelitian ini adalah menganalisis pengaruh input produksi terhadap produksi kentang, menganalisis tingkat efisiensi teknis petani kentang dengan luas  lahan  yang  berbeda,  menganalisis  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  tingkat  efisiensi  teknis. Penelitian dilakukan dengan wawancara dari 49 petani responden di klaster I dan 70 petani responden di klaster II. Penelitian ini menggunakan fungsi produksi Cobb Douglas , metode analisis yang digunakan adalah Stochastic  Analysis  Frontier (SFA)  dan  analisis  regresi  Tobit.  Hasil  penelitian  menyebutkan bahwa input produksi  yang berpengaruh signifikan terhadap produksi  di klaster I adalah benih, pupuk dan pupuk kandang sedangkan di klaster II adalah pupuk dan pestisida. Tingkat efisiensi teknis petani yang memiliki luas lahan ≥ 1 hektar lebih besar daripada petani dengan luas lahan ≤0,5 hektar. Luas lahan mempengaruhi secara signifikan terhadap tingkat efisiensi teknis.
Sitasi: Utami, D. C., & Mamilianti, W. (2021). Efisiensi teknis usahatani kentang pada luas lahan yang berbeda di kabupaten Pasuruan. Agromix, 12 (2), 33-42. https://doi.org/10.35891/agx.v12i2.2577

## PENDAHULUAN
Indonesia saat ini telah swasembada kentang dengan daerah sentra kentang yang tersebar di beberapa provinsi, salah  satunya  adalah  provinsi  Jawa  Timur.  Sentra  produksi  kentang  Jawa  Timur  adalah  Magetan,  Malang,  Batu, Pasuruan,  Probolinggo  dan  Lumajang.  Sentra  terbesar  adalah  Kabupaten  Pasuruan  dengan  luas  lahan  5.228  ha  dan produksi  145.403  ton.  Posisi  ini  menyumbang  hampir  63,77%  dari  produksi  Jawa  Timur  (BPS  Pasuruan,  2017). Produktivitas  kentang  Kabupaten  Pasuruan  pada  tahun  2016  mencapai  27,8  ton/ha  (BPS  Pasuruan  2017).  Kentang
membutuhkan  syarat  tumbuh  yang  spesifik  dan  Kabupaten  Pasuruan  memiliki  wilayah  yang  sesuai  dengan  syarat tumbuh kentang yaitu di sekitar lereng gunung Bromo.
Kentang adalah komoditi unggulan petani sayuran dataran tinggi, karena harga lebih stabil dan cukup bersaing dari pada  tanaman  sayuran  lainnya.  Pemasaran  kentang  yang  semakin  luas  baik  di  dalam  negeri  dan  luar  negeri menjadikan  usahatani  kentang  memiliki  prospek  yang  cukup  baik.  Kentang  memiliki  daya  simpan  cukup  lama  atau tidak  mudah  rusak  (Hartati  &  Setyadji,  2012).  Industri  olahan  pangan  berbasis  kentang  semakin  berkembang menjadikan  permintaan  kentang  terus  meningkat.  Peningkatan  permintaan  kentang  harus  diimbangi  dengan peningkatan produksi agar harga pasar tetap stabil. Perkembangan produksi dan produktivitas kentang di Indonesia dari tahun ke tahun masih mengalami fluktuasi.
Produktivitas  suatu  komoditi  berkaitan  erat  dengan  tingkat  efisiensi  teknis  usahatani.  Tingkat  efisiensi  teknis mempengaruhi tingkat produktivitas suatu komoditi.  Upaya untuk meningkatkan produksi yaitu dengan penggunaan input yang optimal. Tingkat efisiensi teknis membantu mengetahui penggunaan input tersebut secara berlebihan atau sudah digunakan secara optimal atau kurang dimanfaatkan. Alokasi input yang berlebihan dapat meningkatkan biaya produksi,  jika  digunakan  kurang  dari  dosis  yang  dianjurkan  akan  menurunkan  produksi  sehingga  kemungkinan menghasilkan  pengembalian  yang  rendah  dari  produksi  kentang.  Kumbhakar  dan Lovell (2002)  menjelaskan  bahwa alokasi input produksi  di  tingkat  petani  berpengaruh  terhadap  jumlah  produksi,  produktivitas,  dan  menentukan tingkat efisiensi usaha yang dapat dicapai.
Alokasi penggunaan input dapat diukur dengan efisiensi teknis. Salah satu metode pengukuran efisiensi teknis yang digunakan  adalah  melalui  pendekatan  fungsi  produksi  stokasitik  frontier.  Coelli  (1995)  menjelaskan  bahwa  fungsi produksi frontier adalah  pengembangan  model  deterministik  yang  mengukur  efek  tak  terduga  (stokastik  frontier) dalam batas produksi. Penelitian yang membahas efisiensi teknis pertanian kentang telah dilakukan (Gebru dkk., 2017; Aheisibwe dkk., 2018; Andriatmoko dkk., 2018).
Petani  kentang  di  Kabupaten  Pasuruan  adalah  petani  turun-temurun,  di mana  sistem  budidaya  dan  penguasaan lahan  adalah warisan  dari  orang  tuanya.  Kondisi  ini  berpengaruh  pada  penguasaan  lahan  yang  dimiliki petani. Rata- rata penguasaan lahan petani kentang di Pasuruan bervariasi, rentang penguasaan lahan yaitu 0,2 sampai lebih dari 1 hektar.  Petani-petani  yang  memiliki  lahan  di  atas  1  hektar  adalah  petani  besar  yang  memiliki  modal  yang  cukup. Penguasaan lahan selain berpengaruh pada kesejahteraan  rumah tangga petani juga berpengaruh pada alokasi input dan total produksi yang diperoleh. Petani yang memiliki lahan luas tentunya membutuhkan alokasi input lebih besar dari pada petani yang memiliki lahan sempit. Permasalahannya adalah (1) bagaimana input produksi yang digunakan berpengaruh terhadap produk, (2) apakah petani dengan lahan yang lebih luas lebih efisien dalam alokasi input , (3) faktor-faktor apa sajakah yang menentukan efisiensi teknis usahatani kentang. Oleh karena itu penelitian ini dilakukan bertujuan untuk (1) menganalisis pengaruh input produksi terhadap produksi yang dihasilkan, (2) menganalisis tingkat efisiensi  teknis  petani  kentang  dengan  luas  lahan  yang  berbeda,  (3)  menganalisa  faktor-faktor  yang  mempengaruhi tingkat efisiensi teknis. Diharapkan hasil penelitian ini memberikan informasi penting tentang tingkat efisiensi teknis petani kentang dengan penguasaan lahan yang berbeda.

## METODE
Penelitian  dilakukan  di  Kabupaten  Pasuruan  Kecamatan  Tosari,  berdasarkan  pertimbangan  bahwa  Kecamatan Tosari  adalah  kecamatan  di  Kabupaten  Pasuruan  yang menyumbang  produksi  kentang  dan  luas lahan  tertinggi (BPS Kabupaten Pasuruan, 2017). Penelitian dilakukan pada bulan September 2018.
Data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data primer dari wawancara dengan petani.  Data produksi yang diambil  adalah  data  produksi  bulan  April-Juli  2018.  Sampel  adalah  petani  kentang  di  lokasi  penelitian.  Teknik pengambilan  sampel  menggunakan  teknik multi-stage  cluster sampling  dengan  lima  tahap,  yaitu:  (1)  menentukan kabupaten  pusat  kentang;  (2)  menentukan  kecamatan  pusat  kentang  di  kabupaten  terpilih;  (3)  menentukan  desa sebagai lokasi penelitian, (4) menetapkan kelompok petani berdasarkan luas lahan yaitu kluster I petani dengan luas lahan  ≥  1  hektar,  kluster  II  petani  dengan  luas  lahan  ≤  0,5  hektar;  (5)  menentukan  jumlah  sampel  yaitu  50%  dari jumlah petani di kluster tersebut. Menurut Arikunto (2002), jika populasi lebih dari 100, sampel dapat diambil antara 10%  -  15%  atau  20%  -  25%  atau  lebih  dari  populasi.  Dalam  penelitian  ini  desa  yang  dipilih  adalah  desa  Wonokitri, Mororejo,  Tosari  dan  Baledono.  Jumlah  petani  kluster  I  adalah  97  petani  dan  kluster  II  adalah  124  petani.  Jumlah sampel adalah 50% dari jumlah petani di tiap-tiap kluster. Jumlah sampel untuk kluster I adalah 49 petani dan kluster II sebesar 62 petani.

## Metode analisis faktor produksi
Fungsi  produksi  yang  digunakan  adalah  Fungsi  Produksi Cobb  Dauglas menggunakan  pendekatan Stochastic Production Frontier . Model fungsi produksi tersebut dapat ditulis sebagai berikut :
𝑌 =   𝛽 0 𝑋 1 𝛽1 𝑋 2 𝛽2 𝑋 3 𝛽3 𝑋 4 𝛽4 𝑋 5 𝛽5 𝑒 𝑣𝑖−𝑢𝑖
Persamaan  ini  dibuat  dalam  bentuk  linier  yaitu  dengan  menjadikannya  dalam  bentuk  log  natural  agar  terhindar dari heteroskedastisitas dan koefisien regresi dapat dibaca sebagai elastisitas produksi (Novia dkk., 2020). Persamaan tersebut yaitu:
𝑙𝑛𝑃𝑟𝑜𝑑 = 𝛽 0 + 𝛽 1 𝑙𝑛𝐵𝑛ℎ 𝑖 +  𝛽 2 𝑙𝑛𝑃𝑝𝑘 𝑖 + 𝛽 3 𝑙𝑛𝐾𝐷𝐺 𝑖 + 𝛽 4 𝑙𝑛𝑃𝑒𝑠 𝑖 + 𝛽 5 𝑙𝑛𝑇𝐾 𝑖 + 𝑉 𝑖 − 𝑈 𝑖 Keterangan:
Bnh : jumlah benih Ppk : jumlah pupuk anorganik KDG
: jumlah pupuk kendang
Pes
: Jumlah Pestisida
TK : jumlah Tenaga Kerja
i : Jumlah petani responden
𝛽 0 : Intersep 𝛽 1 −  𝛽 6 : koefisien parameter dugaan variabel/faktor produksi ( 𝛽 1 −   𝛽 6 > 0)
V i - U i : Error (efek inefisiensi dalam model) V i : Variabel acak, di mana variabel tersebut merupakan faktor eksternal (Iklim, serangan hama penyakit atau kesalahan dalam permodelan) sebarannya simetris dan menyebar normal ( 𝑉 𝑖𝑗 ~ 𝑁 (0, 𝜎𝑣 2 ) U i : Variabel acak bernilai positif (variabel tersebut diasumsikan memiliki pengaruh terhadap inefisiensi teknis serta hubungan dengan faktor internal). Variabel tersebut juga memiliki sebaran setengah normal
(𝑉 𝑖𝑗 ~ |𝑁(0, 𝜎𝑣 2 |).

## Metode analisis pengukuran efisiensi teknis
Pengukuran efisiensi teknis menggunakan formula sebagai berikut (Coelli, dkk. 2005) :
𝑇𝐸 = 𝑦 𝑖 𝑦 𝑖 ∗ = exp(𝑥 𝑖 𝛽 + 𝑣 𝑖 − 𝑢 𝑖 ) exp(𝑥 𝑖 𝛽 + 𝑣 𝑖 ) = exp(−𝑢 𝑖 )
Dimana 𝒚 𝒊 adalah  produksi  aktual  dari  pengamatan, 𝒚 𝒊 ∗ adalah  dugaan  produksi  potensial  dari  fungsi  frontier stokastik.  Efisiensi  teknis  untuk  seorang  petani  berkisar  0  dan  1.  Efisiensi  teknis  tersebut  memiliki  nilai  yang berkebalikan dengan efek inefisiensi teknis.

## Metode analisis faktor-faktor yang mempengaruhi efisiensi teknis
Dalam  mengestimasi  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  tingkat  efisiensi  teknis  digunakan  model  regresi  tobit. Penelitian  ini menggunakan regresi  tobit  karena  nilai  dari variabel  tidak  bebas  yaitu indeks  efisiensi  teknis  di  batasi ( consered ) antara 0 – 1. Model untuk menghitung TE (Techincal Efficiency) masing-masing dianalisis secara terpisah. Dalam menaksir parameter regresi tobit digunakan MLE (Maximum Likelihood Estimator) . Model estimasi faktor yang berpengaruh terhadap tingkat efisiensi menggunakan model regresi tobit yaitu :
𝑇𝐸 =   𝜕 0 + 𝜕 1 𝑍 1 + 𝜕 2 𝑍 2 + 𝜕 3 𝑍 3 + 𝜕 4 𝑍 4 + 𝜕 5 𝑍 5 + 𝜕 6 𝐷 1 + 𝜀 Keterangan: Z 1 : Luas lahan (hektar) Z 2 : Umur petani (tahun) Z 3 : Tingkat pendidikan petani (tahun) Z 4 : Pengalaman berusaha tani (tahun) Z 5 : Jumlah anggota keluarga (orang) D 1 :  Pekerjaan  di  luar  pertanian,  bernilai  1  jika  melakukan  pekerjaan  di  luar  pertanian,  bernilai  0  jika  tidak melakukan.
ℇ : random error term yang diasumsikan bebas dan didistribusikan bebas dan distribusinya terpotong normal dengan N (0, 𝛿 )
𝜗 : Koefisien parameter variabel yang diestimasi

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Karakteristik petani responden
Karakteristik  petani  tidak  lepas  dari  faktor-faktor  yang  terkait  dengan  kondisi  petani  dari  aspek  sosial,  ekonomi, budaya  dan  aspek manajemen.  Pada  penelitian ini  karakteristik  petani  dilihat  dari  aspek  sosial  dan  ekonomi.  Aspek sosial ekonomi petani yang dianalisis adalah umur, pendidikan, pengalaman usahatani, jumlah anggota keluarga, luas lahan  dan  pekerjaan  di  luar  pertanian.  Petani  responden  sesuai  tujuan  penelitian  maka  dibedakan  menjadi  dua kelompok yaitu petani responden yang memiliki luas ≥ 1 hektar disebut klaster I dan petani responden yang memiliki luas lahan ≤ 0,5 hektar disebut klaster II. Rata-rata karakteristik petani responden dapat dilihat pada tabel 1.
Petani kentang di lokasi penelitian adalah sebagian besar petani yang meneruskan usaha dari keluarga atau orang tuanya. Lahan yang diusahakan sebagian besar adalah milik sendiri. Status lahan milik sendiri memberikan keleluasaan petani  untuk  mengelola  lahan  dengan  baik  tanpa  terikat  oleh  pihak  lain.  Luas  lahan  yang  diusahakan  petani  untuk budidaya sangat erat hubungannya dengan penggunaan input produksi seperti benih, pupuk, obat, tenaga kerja, air. Lahan yang semakin luas maka kebutuhan input produksi akan lebih besar daripada lahan yang lebih kecil, di mana hal ini  menentukan  modal  yang  harus  disediakan.  Luas  lahan  yang  lebih  luas  dengan input yang  lebih  besar  tentunya menghasilkan  produksi  yang  lebih  besar.  Rata-rata  luas  lahan  petani  responden  pada  klaster  I  adalah  1,591  hektar dana pada klaster II adalah 0,381 hektar.
Tabel 1. Karakteristik petani responden pada kluster I dan klaster II tahun 2018
No Variabel Rata-Rata Satuan Klaster I (≥ 1 ha) Klaster II (≤ 0.5ha) 1. Luas lahan 1,591 0,381 hektar 2. Umur petani 42,347 43,2 tahun 3. Pendidikan petani 8,897 9,17 tahun 4. Pengalaman usahatani 31,816 30,5 Tahun 5. Jumlah anggota keluarga 4,347 4,25 orang
Sumber: data diolah tahun 2018
Umur  petani  menjadi  variabel  pengamatan  karena  umur  dapat  mempengaruhi  produktivitas  petani  dalam mengelola  usahataninya.  Petani  dengan  umur lebih  tua  secara  fisik  telah menurun  produktivitas  dan menyebabkan pengelolaan usahatani kurang optimal. Petani muda lebih aktif dan intensif dalam mengelola usaha karena fisik yang lebih  kuat  dan  memiliki  produktivitas  lebih  tinggi  daripada  petani  tua.  Rata-rata  umur  petani  dalam  penelitian  ini adalah 42,347 tahun di klaster I dan 43,2 di klaster II. Secara umum umur petani di lokasi penelitian rata-rata antara usia 40-45 tahun.
Pengamatan  tingkat  pendidikan  dilakukan  untuk  melihat  sebaran  tingkat  pendidikan  petani  responden.  Tingkat pendidikan menjadi  indikator  kualitas  sumberdaya manusia  khususnya  dalam  difusi  dan  adopsi  teknologi  pertanian. Petani  dengan  tingkat  pendidikan  lebih  tinggi  maka  pada  umumnya  kemampuan  penerapan  dan  manajemen pengelolaan usahatani lebih baik. Petani lebih kreatif dan inovatis dalam mengelola usahatani sehingga lebih efisien. Pendidikan  dianggap  sebagai  investasi  di  mana  pendidikan  yang  lebih  tinggi  mampu  meningkatkan  pengetahuan, keterampilan  dan  keahlian  petani  sebagai  modal  untuk  bekerja  lebih  produktif  sehingga  dapat  meningkatkan kemampuan manajerial dan penghasilannya di masa yang akan datang. Rata-rata tingkat Pendidikan petani responden adalah  8,897  tahun  di  klaster  I  dan  9,17  di  klaster  II,  dengan  kata  lain  secara  umum  tingkat  Pendidikan  petani responden adalah Sekolah Menengah Pertama (SMP).
Pengalaman petani dalam berusahatani berkaitan erat dalam mengelola usahatani. Petani yang telah lama dalam mengelola  atau  berperan  dalam  usahatani  memiliki  kemampuan  yang  lebih  luas  dalam  bercocok  tanam  dan pengambilan  keputusan  dalam  menghadapi  kendala  dan  peluang  usaha.  Profesi  sebagai  petani  bagi  masyarakat  di lokasi  penelitian  adalah  profesi  yang  telah  ditekuni  secara  turun-temurun  dan  komoditi  yang  diusahakan  adalah tanaman  sayuran  dataran  tinggi  yang  sesuai  dengan  lingkungannya.  Pengalaman  usahatani  telah  diperoleh  dari keluarga  yaitu  kakek,  paman  dan  atau  orang  tua.  Mereka  sejak  usia  anak-anak  telah  dilibatkan  dalam  kegiatan pertanian.  Pengalaman  usahatani  di  sini  diukur  seberapa  lama  petani  telah  melakukan  usahatani  kentang  baik  itu sebagai  petani  pemilik  atau  sebagai  tenaga  kerja  keluarga.  Rata-rata  pengalaman  berusaha  tani  petani  responden adalah 31,816 tahun di klaster I dan 30,5 tahun di klaster II.
Jumlah  anggota  keluarga  petani  responden  yang  dimaksud  adalah  istri,  anak  dan  orang  lain  yang  tinggal  dalam satu  rumah  ataupun  yang  tinggal  di  luar  rumah  namun  biaya  hidup  masih  menjadi  tanggungan  kepala  keluarga. Jumlah  anggota  keluarga  menjadi  pengamatan  dalam  penelitian  ini  karena  petani  dalam  berusaha  tani  sering  kali menggunakan  anggota  keluarga  menjadi  tenaga  kerja  yang  membantu  dalam  berusaha  tani,  selain  itu  menjadi motivasi  petani  untuk  lebih  giat  dalam  bekerja  karena  semakin  banyak  jumlah  anggota  keluarga  yang  menjadi tanggungannya maka semakin besar kebutuhan keluarga yang harus dicukupi oleh petani. Rata-rata jumlah anggota keluarga petani di lokasi penelitian adalah 4,347 orang diklaster I dan 4,25 di klaster II, secara umum jumlah anggota keluarga petani adalah 4 orang.
Petani  di  kedua  klaster  tidak  semua  memiliki  profesi  di  luar  pertanian,  artinya  petani  ada  yang  bekerja  di  luar pertanian  dan  ada  yang  tidak.  Alasan  utama  mereka  memiliki  pekerjaan  ganda  adalah  untuk  mencari  pendapatan tambahan untuk mencukupi kebutuhan keluarga. Pekerjaan di luar pertanian yang dilakukan petani responden adalah pedagang,  pemandu  wisata,  perangkat  desa  dan  pekerja  seni.  Petani  klaster  I  yang  memiliki  pekerjaan  di  luar pertanian  sejumlah  22  orang  atau  sebesar  44,89%  dari  jumlah  responden  dan  di  klaster  II  sebanyak  30  orang  atau 42,85% dari jumlah petani responden.

## Faktor produksi yang mempengaruhi produksi kentang
Analisis  pengaruh  faktor  produksi  terhadap  produksi  kentang  menggunakan  fungsi  produksi Cobb  Douglas Stochastic  Frontier .  Hasil  estimasi  pengaruh  faktor input terhadap  produksi  kentang  di  kedua  lokasi  penelitian  bisa dilihat di tabel 2 dan tabel 3.

## Klaster I (≥ 1 ha)
Tabel  2.  Menunjukkan bahwa  faktor  produksi  yang  mempengaruhi  produksi  kentang  secara  nyata adalah  benih, pupuk  anorganik  dan  pupuk  kendang,  sedangkan  pestisida  dan  tenaga  kerja  tidak  berpengaruh  nyata.  Pada  tabel tersebut memperlihatkan bahwa nilai sigma square 0,0251 dan nilai gamma 0,8714, kedua nilai ini lebih besar dari nol sehingga asumsi distribusi setengah normal diterima.
Penggunaan benih berpengaruh nyata positif terhadap produksi kentang pada taraf kepercayaan 99%. Ini artinya bahwa  penambahan  penggunaan  bibit  kentang  dapat  meningkatkan  produksi  kentang.  Temuan  ini  sama  dengan beberapa hasil penelitian lain tentang efisiensi teknis usahatani kentang yang menyatakan bahwa benih berpengaruh nyata  positif  terhadap  produksi  kentang  (Nurhapsa,  2013;  Riskiyah  dkk.,  2014).  Rata-rata  petani  kentang  di  lokasi penelitian klaster I mampu menyediakan benih dengan kualitas baik, telah tersertifikasi yang diperoleh dari penyedia bibit  kentang.  Varietas  benih  yang  digunakan  adalah  granula  kembang.  Pupuk  berpengaruh  nyata  positif  terhadap produksi kentang dengan nilai elastisitas yang tinggi yaitu sebesar 0,3348. Ini artinya jika penggunaan pupuk anorganik ditambah 1% maka produksi kentang akan meningkat sebesar 0,3348%. Penggunaan pupuk dalam budidaya kentang sangat  diperlukan.  Tanaman  kentang  menghendaki  tanah  yang  subur  untuk  pembentukan  umbi.  Petani  masih menggunakan  pupuk  di  bawah  dosis  yang  dianjurkan  sehingga  masih  perlu  ditingkatkan.  Novia  dkk.  (2020) menyatakan  bahwa  penggunaan  pupuk  berpengaruh  nyata  positif  terhadap  produksi.  Pupuk  kandang  berpengaruh nyata positif terhadap produksi kentang pada taraf kepercayaan 99% dengan nilai elastisitas produksi sebesar 0,5041. Ini artinya bahwa penggunaan pupuk kendang ditambah 1% maka produksi kentang akan meningkat sebesar 0,5041%. Pupuk  kendang  memiliki  peran  sangat  penting  dalam  pertumbuhan  tanaman  kentang.  Pembentukan  umbi  kentang membutuhkan tanah yang subur dan gembur. Peran pupuk kendang selain menambah nutrisi tanah juga memperbaiki struktur fisik tanah.
Faktor produksi pestisida dan tenaga kerja di klaster ini menunjukkan tidak berpengaruh nyata terhadap produksi kentang.  Penggunaan  pestisida  di  klaster  ini  melebihi  dosis  anjuran  yang  diberikan  oleh  PPL  setempat.  Hal  ini disebabkan  oleh  musim  hujan  yang  terjadi  pada  masa  tanam  pengamatan.  Petani  cenderung  menambah  frekuensi penyemprotan. Petani memiliki persepsi bahwa serangan penyakit tanaman pada musim hujan semakin tinggi.
Tabel 2. Hasil estimasi fungsi produksi cobb douglas stochastik frontier pada klaster I ( ≥ 1 ha)
Variabel MLE (Maximum Likelihood Estimate) Parameter Koefisien Standar Error t- hitung Konstanta β 0 5,4931 0,5615 9,7818*** X1 Benih β 1 0,1996 0,0793 2,5168*** X2 Pupuk β 2 0,3348 0,0821 4,0812*** X3 Pupuk Kandang β 3 0,5041 0,1429 3,5258*** X4 Pestisida β 4 -2,2028 0,2233 -0,9083 ns X5 tenaga Kerja β 5 0,0259 0,0328 0,7652 ns Sigma Square σ 2 0,0251 0,0095 2,6262*** Gamma 𝛾 0,8714 0,1572 5,5422*** Log Likelihood Function : 42,1025 LR test : 2,0645 Keterangan :  *** signifikan pada α = 0,01 ** signifikan pada α = 0,05 * signifikan pada α = 0,1 ns tidak signifikan Sumber: data diolah tahun 2018

## Klaster II (≤ 0.5ha)
Pada klaster ini faktor produksi yang mempengaruhi produksi kentang secara nyata adalah pupuk anorganik dan pestisida, sedangkan benih, pupuk kendang dan tenaga kerja tidak berpengaruh nyata. Tabel 3 juga memperlihatkan bahwa nilai sigma square 0,0823 dan nilai gamma 0,9679, kedua nilai ini lebih besar dari nol sehingga asumsi distribusi setengah normal diterima.
Tabel 3. Hasil estimasi fungsi produksi cobb douglas stochastik frontier pada kluster II (≤ 0,5ha) Variabel MLE (Maximum Likelihood Estimate) Parameter Koefisien Standart Error t- hitung Konstanta β 0 1,7191 0,7091 2,4241*** X1 Benih β 1 0,1407 0,0936 1,5023 ns X2 Pupuk β 2 0,6027 0,0865 6,9661*** X3 Pupuk Kandang β 3 -0,00611 0,1334 -0,0458 ns X4 Pestisida β 4 0,4241 0,1125 3,7684*** X5 Tenaga Kerja β 5 0,0215 0,0411 0,5227 ns Sigma Square σ 2 0,0823 0,0211 3,9089*** Gamma 𝛾 0,9679 0,0455 21,2668*** Log Likelihood Function = 27,5547
LR test = 9,6839 Keterangan :  *** signifikan pada α = 0,01 ** signifikan pada α = 0,05 * signifikan pada α = 0,1 ns tidak signifikan Sumber: data diolah tahun 2018
Faktor  produksi  yang  mempengaruhi  produksi  kentang  secara  nyata  adalah  pupuk  dan  pestisida.  Rata-rata penggunaan pupuk petani di klaster ini 500.71 kg/ha. Rata-rata penggunaan pupuk ini masih perlu ditingkatkan karena masih di bawah dosis anjuran yaitu 800 kg/ha. Nilai elastisitas pupuk adalah 0,6027 dan nyata pada taraf kepercayaan 99%,  ini  artinya  bahwa  jika  pupuk  jumlah  penggunaannya  ditingkatkan  1%  maka  produksi  kentang  akan  meningkat sebesar  0,6027%.  Hasil  temuan  ini  sesuai  dengan  penelitian  yang  dilakukan  oleh  Maganga (2012)  yang  menyatakan bahwa  penggunaan  pupuk  berpengaruh  nyata positif  pada  produksi  kentang. Penggunaan  pestisida  pada  klaster  ini memperlihatkan bahwa pestisida berpengaruh nyata  pada taraf kepercayaan 99% dengan nilai elastisitas 0,4241. Ini artinya  bahwa  penggunaan  pestisida  masih  perlu  ditingkatkan.  Penggunaan  pestisida  di  tingkat  petani  lebih  variasi dibandingkan dengan petani di klaster I. Pengetahuan petani di klaster II tentang pestisida yang tepat lebih baik, hal ini dikarenakan petani di klaster ini memiliki modal yang terbatas sehingga lebih selektif dalam memilih input produksi.

## Tingkat efisiensi teknis usahatani kentang
Total  produksi  pada  setiap  petani  dalam  usahatani  sering  kali  menunjukkan  perbedaan.  Perbedaan  jumlah produksi  yang  dicapai  oleh  petani disebabkan  oleh  perbedaan input yang  digunakan  dan  kemampuan  petani  dalam mengelola  usahataninya.  Analisis  efisiensi  teknis  ini  dimaksudkan  untuk  mengetahui  tingkat  efisiensi  teknis  petani kentang  di  kedua  daerah  penelitian,  di  mana  efisiensi  teknis  berhubungan  dengan  alokasi input produksi.  Sebaran tingkat efisiensi teknis di kedua lokasi penelitian dapat dilihat pada tabel 4, gambar 1 dan gambar 2.

## Table 4. Distribusi tingkat efisiensi teknis
Range Efisiensi Teknis klaster I ( ≥ 1 ha) kKlaster II (≤ 0.5ha) Frekuensi Persentase (%) Frekuensi Persentase 0.0 – 0.5 0 0 0 0 0.51 – 0.6 0 0 5 7,14 0.61 – 0.7 0 0 9 12,86 0.71 – 0.8 5 10,21 17 24,29 0.81 – 0.9 18 36,73 20 28,57 0.91 – 1.0 26 53,06 19 27,14 Total 49 100 70 100 Minimum Technical Efficiency 0,744 0,501 Maximum Technical Efficiency 0,975 0,974 Average Technical Efficiency 0,891 0,807
Sumber: data diolah tahun 2018
Rata-rata tingkat efisiensi teknis di klaster I adalah 0,891 dan 0,807 di klaster II, ini artinya bahwa petani di klaster I masih  dapat  meningkatkan  total  produksi  sebesar  10,9%  sedangkan  di  klaster  II  masih  bisa  meningkatkan  produksi sebesar 19,3%. Dari hasil ini dapat dilihat bahwa tingkat efisiensi teknis pada petani yang lahan garapannya lebih luas lebih tinggi tingkat efisiensi teknisnya. Petani di klaster II tingkat efisiensi teknis terendah adalah 0,501 sedangkan di klaster  I  adalah  0,744.  Efisiensi  tertinggi  di  klaster  I  adalah  0,891  sedangkan  di  klaster  II  adalah  0,974.  Dari perbandingan hasil estimasi ini dapat dilihat bahwa petani di kedua lokasi penelitian masih perlu meningkatkan total produksinya. Sebaran tingkat efisiensi teknis tiap petani dapat dilihat pada gambar 1 dan 2 berikut ini.
Gambar 1. Sebaran tingkat efisiensi teknis pada setiap petani di klaster I

## Gambar 2. Sebaran tingkat efisiensi teknis pada setiap petani di klaster I

## Faktor-faktor yang mempengaruhi tingkat efisiensi teknis
Uji statistik Likelihood Ration Test digunakan untuk mengetahui apakah parameter yang digunakan secara simultan berpengaruh signifikan terhadap model. Pada tabel  5 klaster I menunjukkan bahwa nilai uji Likelihood Ratio sebesar 74,36181 dengan probabilitas 0,0000 sedangkan di tabel 6 pada klaster II nilai LR adalah 58,18618 dengan probabilitas 0,0000. Ini artinya bahwa secara Bersama variable independent (X) dalam model dapat mempresentasikan nilai Y yaitu efisiensi teknis,
Tabel 5. Hasil analisis faktor-faktor yang mempengaruhi tingkat efisiensi teknis pada kluster I (≥ 1 ha)
Variabel Koefisien Standar Error Statistik-t Probabilitas X 1 0,000003** 0,000001 2,039017 0,0414 X 2 0,000086 ns 0,001781 0,048778 0,9611 X 3 -0,000419 0,001375 -0,304908 0,7604 X 4 -0,005310*** 0,001947 -2,727157 0,0064 X 5 -0,012019 ns 0,007499 -1,602765 0,1090 D 1 0,029404** 0,016060 1,830847 0,0671 Konstanta 0,934455*** 0,070921 13,17594 0,0000 LR Chi 2 = 118,23 Prob > chi 2 = 0,0000 Keterangan : X 1 = luas lahan ; X 2 = umur petani; X 3 = pendidikan petani X 4 = pengalaman Usahatani; X 5 = Jumlah Tanggungan Keluarga D 1 = Dummy pekerjaan di luar pertanian, bernilai 1 jika melakukan dan 0 jika tidak. *** signifikan pada α = 0,01 ** signifikan pada α = 0,05 * signifikan pada α = 0,1 ns tidak signifikan Sumber: data primer diolah tahun 2018
Pada tabel 5 menunjukkan bahwa faktor sosial ekonomi yang berpengaruh nyata terhadap tingkat efisiensi teknis adalah luas lahan, pengalaman usahatani dan pekerjaan diluar pertanian. Luas lahan dan pekerjaan di luar pertanian nyata positif pada taraf kepercayaan 95% sedangkan pengalaman berusahatani nyata positif pada taraf 99%. Petani dengan  luas  lahan  yang  lebih  luas  memiliki  potensi  untuk  meningkatkan  tingkat  efisiensinya.  Pengalaman  petani  di klaster  I  rata-rata  adalah  31,816  tahun,  nilai  ini  membuktikan  bahwa  petani  di  klaster  I  telah  cukup  lama  dalam
0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49 Ti n gk at E fi si en si T ek n is Petani sampel Sebaran tingkat efisiensi teknis pada kluster I (( ≥ 1 ha ) 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49 51 53 55 57 59 61 63 65 67 69 Ti n gk at E fi si en si T ek n is Petani sampel Sebaran tingkat efisiensi teknis pada kluster II ((≤ 0.5ha)
berusahatani sehingga mampu mengelola usahataninya lebih efisien. Kemampuan mengelola usahatani dengan luas lahan  yang  luas  tidak  mudah  sehingga  dengan  pengalaman  yang  dimiliki  petani  mampu  mengambil  keputusan- keputusan yang tepat dalam menghadapi kendala dan kelemahan usahataninya. Petani di klaster I sebanyak 22 orang memiliki pekerjaan diluar usahatani. Sebagian besar mereka adalah pedagang besar untuk komoditi sayuran dataran tinggi  termasuk  kentang.  Beberapa  penelitian  yang  menyatakan  bahwa  pengalaman  usahatani  menunjukkan pengaruh nyata terhadap efisiensi teknis yaitu pada penelitian Maganga (2012). Lain halnya pada penelitian Maryanto dkk. (2018) menyatakan bahwa pengalaman usahatani tidak berpengaruh nyata terhadap tingkat efisiensi teknis hal ini  disebabkan  rata-rata  pengalaman  usahatani  petani  kentang  di  Sumatera  Selatan  adalah  2,03  tahun  tergolong petani baru.
Tabel 6. Hasil analisis faktor-faktor yang mempengaruhi tingkat efisiensi teknis pada kluster II (≤ 0,5ha)
Variabel Koefisien Standart Error Statistik-t Probabilitas X 1 0,000002** 0,000001 2,539381 0,0111 X 2 -0,001340 ns 0,004075 -0,328729 0,7424 X 3 0,011757** 0,005824 2,018706 0,0435 X 4 0,001774 ns 0,002388 0,742872 0,4576 X 5 -0,012271 ns 0,015388 -0,797426 0,4252 D 1 0,083127*** 0,026195 3,173352 0,0015 Konstanta 0,614605*** 0,170235 3,.610329 0,0003 LR Chi 2 = 58,18618 Prob > chi 2 = 0,0000 Keterangan :  X 1 = luas lahan ; X 2 = Umur petani; X 3 = Pendidikan Petani X 4 = Pengalaman Usahatani; X 5 = Jumlah Tanggungan Keluarga D 1 = Dummy pekerjaan diluar pertanian, bernilai 1 jika melakukan dan 0 jika tidak. *** signifikan pada α = 0,01 ** signifikan pada α = 0,05 * signifikan pada α = 0,1 ns tidak signifikan Sumber: data primer diolah tahun 2018
Pada tabel 6 menunjukkan bahwa pada klaster II, faktor sosial ekonomi yang berpengaruh nyata terhaap tingkat efisiensi teknis adalah luas lahan, tingkat Pendidikan petani dan pekerjaan di luar pertanian. Luas lahan dan tingkat pendidikan petani nyata positif pada taraf kepercayaan 95% sedangkan pekerjaan diluar pertanian nyata positif pada taraf 99%. Sama dengan petani di klaster I bahwa petani yang memiliki luas lahan yang lebih luas berpotensi mencapai tingkat  efisiensi  lebih  tinggi.  Petani  di  klaster  II  rata-rata  berpendidikan  SMP  namun  yang  berpendidikan  SMA lebih banyak daripada petani di klaster I, ini menyebabkan rata-rata petani di klaster II menempuh pendidikan lebih lama dibandingkan petani di klaster I. Tingkat pendidikan berpengaruh nyata positif terhadap tingkat efisiensi teknis. Petani yang berpendidikan tinggi cenderung memiliki motivasi yang lebih besar untuk kemajuan pertaniannya sehingga bisa mencapai tingkat efisiensi lebih tinggi. Petani dengan pendidikan lebih tinggi memungkinkan petani lebih inovatif dan berani  menerakan  teknologi  yang  bermanfaat  untuk  peningkatan  produksi.  Beberapa  studi  tentang  efisiensi  teknis pertanian menemukan  bahwa tingkat  pendidikan memiliki pengaruh  positif  yang  signifikan  terhadap  efisiensi  teknis (Baten dkk., 2014; Makombe dkk., 2016; Hong dkk., 2017; Adamie dkk., 2018; Ahaesibwe dkk., 2018). Pekerjaan di luar pertanian  berpengaruh  nyata  pada  tingkat  efisiensi  teknis.  Ini  berarti  bahwa  petani  yang  memiliki  pekerjaan  diluar pertanian baik yang berhubungan dengan usahatani ataupun tidak berpeluang untuk mencapai tingkat efisiensi teknis lebih tinggi. Petani di klaster II selain sebagai petani juga bekerja sebagai pedagang, pemandu wisata dan pekerja seni. Kepemilikan  lahan  yang  sempit  menyebabkan  mereka  berusaha  mencari  mata  pencaharian  lain  untuk  mencukupi kebutuhan keluarga, selain untuk tambahan modal dalam berusahatani.

## KESIMPULAN
Hasil  analisis  fungsi  produksi  menyatakan  bahwa  faktor  produksi  yang  berpengaruh  nyata  terhadap  produksi  di kedua klaster berbeda. Pada klaster I dengan kepemilikan lahan ≥ 1 hektar faktor produksi yang berpengaruh nyata terhadap produksi adalah benih, pupuk dan pupuk kendang, sedangkan pestisida dan tenaga kerja tidak berpengaruh nyata. Pada klaster II dengan kepemilikan lahan ≤ 0,5 hektar faktor produksi yang berpengaruh nyata adalah pupuk dan  pestisida,  sedangkan  benih,  pupuk  kendang  dan  tenaga  kerja  tidak  memberikan  pengaruh  nyata.  Produksi kentang  di  kedua  klaster  masih  bisa  ditingkatkan  mengingat  hasil  estimasi  tingkat  efisiensi  teknis  di  kedua  klaster kurang  dari  1.  Faktor  produksi  yang  paling  bisa  dioptimalkan  dalam  peningkatan  produksi  di  kedua  klaster  adalah pupuk anorganik. Rata-rata tingkat efisiensi teknis di klaster I adalah 0,891 dengan tingkat efisiensi terendah adalah 0,744 dan tertinggi 0,975. Rata-rata tingkat efisiensi teknis di klaster II adalah 0,807 dengan tingkat efisiensi terendah adalah 0,501 dan tertinggi 0,974. Faktor-faktor sosial ekonomi yang mempengaruhi secara nyata dalam peningkatan efisiensi teknis usahatani kentang di kedua lokasi penelitian adalah luas lahan dan pekerjaan di luar pertanian. Petani
dengan luas lahan yang lebih besar menunjukkan tingkat efisiensi teknis lebih tinggi. Petani yang memiliki pekerjaan ganda  yaitu  bekerja  sebagai  petani  dan  bekerja  di  sektor non  pertanian  memiliki  peluang  untuk  berusahatani lebih efisien.  Petani  di  klaster  I  yang  memiliki  pengalaman  berusahatani  lebih  lama  berpeluang  meningkatkan  produksi, sedangkan petani di klaster II dengan tingkat pendidikan yang lebih tinggilah yang berpeluang meningkatkan produksi.
Penggunaan input pupuk  anorganik  perlu  di  perhatikan  dosis  dan  waktu  aplikasinya  karena  pupuk  adalah input penting dalam budidaya kentang di daerah penelitian. Petani yang memiliki pekerjaan ganda perlu mengatur waktu sehingga pekerjaan di sektor pertanian tidak terabaikan. Petani perlu meningkatkan pengetahuan dan keterampilan dalam  budidaya  dengan  mengikuti  berbagai  pelatihan  yang  berhubungan  dengan  pengelolaan  usahatani  kentang. Petani  yang  memiliki  luas  lahan  kurang  dari  0,5  hektar  perlu  dipikirkan  untuk  bergabung  dengan  sesama  petani dengan luasan yang sama agar usahatani lebih efisien.

## DAFTAR PUSTAKA
Adamie,  B.  A.,  Balezentis,  T.,  &  Asmild,  M.  (2019).  Environmental  production  factors  and  efficiency  of  smallholder agricultural  households:  using  non‐parametric  conditional  frontier  methods. Journal  of  Agricultural Economics, 70 (2), 471-487. https://doi.org/10.1111/1477-9552.12308 Aheisibwe,  A.R.,  Lokina,  R.  B.,  dan  Hepelwa,  A.  S.  2018.  Technical  Efficiency  in  Seed  Potato  Production  Systems  in Uganda. Journal of Economics and Behavioral Studies, 10 (3), 122-140. https://doi.org/10.22610/jebs.v10i3.2322 Andriatmoko,  N.  D.,  Hanani,  N.,  Syafrial,  S.,  &  Ke-Chung,  P.  (2018).  Analysis  the  impact  factors  of  application conservation  farming  on  productivity  potato  farming  In  Bumiaji  Batu  Indonesia. Agricultural  Socio-Economics Journal, 18 (1), 37-41. https://doi.org/10.21776/ub.agrise.2018.018.1.6 Arikunto, (2002). Prosedur suatu penelitian pendekatan praktek . Jakarta: Rineka Cipta Badan Pusat Statistik Pasuruan. (2017). Kabupaten pasuruan dalam angka 2017 . Badan Pusat Statistik Pasuruan. Baten, A., & Hossain, I. (2018). Stochastic frontier model with distributional assumptions for rice production technical efficiency. Journal Of Agricultural Science And Technology (JAST),16 (3), 481-496.
Coelli,  T.  J.  (1995).  Recent  developments  in  frontier  modelling  and  efficiency  measurement. Australian  Journal  of agricultural economics, 39 (3), 219-245. https://doi.org/10.1111/j.1467-8489.1995.tb00552.x Coelli. (2005). An Introduction to efficiency and productivity analysis (Second Edition). USA: Springer.
Gebru,  H.,  Mohammed,  A.,  Dechassa,  N.,  &  Belew,  D.  (2017).  Assessment  of  production  practices  of  smallholder potato (Solanum tuberosum L.) farmers in Walaita zone southern Ethiopia. Agriculture and Food Security, 6 (1), 31- 41.  https://doi.org/10.1186/s40066-017-0106-8
Hartati,  A.,  &  Setyadji,  K.  (2012).  Tingkat  efisiensi faktor  produksi  pada  usahatani  kentang  di  Kecamatan  Karangreja Kabupaten Purbalingga Jawa Tengah. Agrin , 16 (1), 19-26. http://dx.doi.org/10.20884/1.agrin.2012.16.1.124 Hong, Y., Heerink, N., Zhao, M., & van der Werf, W. (2019). Intercropping contributes to a higher technical efficiency in smallholder  farming:  Evidence  from  a  case  study  in  Gaotai  County,  China. Agricultural  Systems, 173 ,  317-324. https://doi.org/10.1016/j.agsy.2019.03.007
Kumbhakar, S., & Lovell, K. (2000). Stochastic frontier analysis . Cambridge: Cambridge University Press. Maganga,  A.  M.  (2012).  Technical  efficiency  and  its  determinants  in  irish  potato  production:  evidence  from  dedza district,  central  malawi. African  journal  of  agricultural  research , 12 (2),  192-197.  https://doi.org /10.5897/AJAR11.1463
Makombe,  G.,  Namara,  R.  E.,  Awulachew,  S.  B.,  Hagos,  F.,  Ayana,  M.,  &  Kanjere,  M.  (2017).  An  analysis  of  the productivity  and  technical  efficiency  of  smallholder  irrigation  in  Ethiopia. Water  SA,  43 (1),  48-57. https://doi.org/10.4314/wsa.v43i1.08
Maryanto, M. A., Sukiyono, K., & Priyono, B. S. (2018). Analisis efisiensi teknis dan faktor penentunya pada usahatani kentang (Solanumtuberosum L.) di Kota Pagar Alam, Provinsi Sumatera Selatan. AGRARIS: Journal of Agribusiness and Rural Development Research , 4 (1), 1-8.  https://doi.org/10.18196/agr.4154 Novia,  R.  A.,  &  Satriani,  R.  (2020).  Analisis  efisiensi  teknis  usahatani  padi  sawah  tadah  hujan  di  Kabupaten Banyumas. Mediagro , 16 (1), 48-59. http://dx.doi.org/10.31942/md.v16i1.3389 Nurhapsa. (2013). Analisis efisiensi teknis dan perilaku risiko petani serta pengaruhnya terhadap penerapan varietas unggul  pada  usahatani  kentang  di  kabupaten  enrekang  provinsi  sulawesi  selatan [Desertasi].  Institut  Pertanian Bogor.
Rizkiyah,  N.,  Syafrial,  S.,  &  Hanani,  N.  (2014).  Faktor-faktor  yang  mempengaruhi  efisiensi  teknis  usahatani  kentang (Solanum  Tuberosum  L)  dengan  pendekatan  stochastic  production  frontier  (studi  kasus  Desa  Sumber  Brantas Kecamatan Bumiaji Kota Batu). HABITAT, 25 (1), 25-31.