## P UBLIKASI P ENELITIAN T ERAPAN DAN K EBIJAKAN 2 (1) (2019): HLM. 77 - 83

## PUBLIKASI PENELITIAN TERAPAN DAN KEBIJAKAN
e-ISSN: 2621-8119 http://ejournal.sumselprov.go.id

## KARAKTERISTIK  KOMPONEN HASIL JAGUNG VARIETAS PROVITA DI LAHAN KERING: KORELASI DAN REGRESI DENGAN HASIL

## YIELD COMPONENTS CHARACTERISTICS OF PROVITA MAIZE VARIETY IN DRYLAND:CORRELATION AND REGRESSION WITH GRAIN YIELD
Yustisia * , Johannes Amirullah BPTP Sumatera Selatan-Balitbangtan
* Korespondensi Penulis, e-mail : yustisiasumsel1111@gmail.com

## ABSTRACT
The  development  of  high  yielding  varieties  is  an  alternative  to  increasing  corn productivity  in  dry  land  agroecosystems.  High-yielding  varieties  can  be  selected through the character of the yield components. The assessment was conducted in Talang Taling Village, Gelumbang District, Muara Enim Regency, South Sumatra in  May-September  2018.  Urea, TSP,  KCl,  manure  and  dolomite  were  given at a dose  350  kg  ha -1 ,  175  kg  ha -1 ,  75  kg  ha -1 ,  2,000  kg  ha -1 and  1,000  kg  ha -1 , respectively.  The  components  of  yield  observed  were  ear  length,  ear  diameter, number of rows ear -1 , number of kernels row -1 , number of kernels ear -1 , weight of 1000 grains and weight of kernels ear -1 . The correlation between ear length, ear diameter,  the  number  of  kernels  ear -1 and  grain  yield  was  positively  significant. Regression analysis showed that there was a highly significant relationship between ear length and grain yield and there was a significant relationship between number of  kernels  ear -1 and  ear  diameter  and  grain  yield.  Selection  highly  yield  maize variety  can  be  done  on  the  basis  of  these  characters.  Characteristics  of  yield components of ProvitA variety are the length of cobs 13.00-18,90 cm, diameter of cobs 3.90-4.90 cm and number of kernels 204.00-496 grains cobs- 1 . Keywords :  Maize, ProvitA,  yield  components,  correlation,  regression,          grain yield

## ABSTRAK
Pengembangan  varietas  berdaya  hasil  tinggi  merupakan  alternatif  peningkatan produktivitas jagung di agroekosistem lahan kering. Varietas berdaya hasil tinggi dapat diseleksi melalui karakter komponen hasil. Pengkajian dilaksanakan di Desa Talang  Taling,  Kecamatan  Gelumbang,  Kabupaten  Muara  Enim,  Sumatera Selatan pada bulan Mei-September 2018. Takaran pupuk  yang diberikan adalah Urea  (350  kg/ha),  TSP  (75  kg/ha),  KCl  (75  kg/ha),  kompos  (2.000  kg/ha)  dan dolomit  (1.000  kg/ha).  Komponen  hasil  yang  diamati  adalah  panjang  tongkol, diameter tongkol, jumlah baris/tongkol, jumlah biji/baris, jumlah biji/tongkol, berat 1000 butir dan berat biji/tongkol. Hasil kajian menunjukkan, karakter yang sangat menentukan hasil VUB jagung ProvitA adalah panjang tongkol, diameter tongkol dan  jumlah  biji/tongkol.  Korelasi  positif  antara  komponen  hasil  dengan  hasil jagung ProvitA adalah panjang tongkol, diameter tongkol dan jumlah biji/tongkol. Analisis  regresi  menunjukkan  terdapat  hubungan  linier  positif  sangat  signifikan antara panjang tongkol dengan hasil dan hubungan linier positif signifikan antara jumlah  biji/tongkol  dan  diameter  tongkol  dengan  hasil.  Seleksi  varietas  jagung berdaya  hasil  tinggi  di  lahan  kering  dapat  dilakukan  melalui  karakter  panjang tongkol, diameter tongkol dan jumlah biji/tongkol. Karakteristik komponen hasil varietas ProvitA adalah panjang tongkol 13,00-18,90 cm, diameter tongkol 3,90- 4,90 cm dan jumlah biji 204,00-496,00 butir/tongkol.
Kata kunci : Jagung, ProvitA, komponen hasil, korelasi, regresi, hasil

## PENDAHULUAN
Peran  strategis  komoditas  jagung  sebagai sumber  pangan  utama  (karbohidrat  dan  protein setelah  beras),  sumber  pakan  dan  bahan  baku industri  akan  terus  meningkat  (Swastika et  al., 2004;  Zubachtirodin,  Pabbage,  dan  Subandi, 2007;  Purwanto,  2007).  Peran  tersebut  akan semakin  meningkat  seiring  dengan  peningkatan jumlah  penduduk  dan  perkembangan  industri  di Indonesia. Salah satu sumberdaya yang berpotensi untuk  dimanfaatkan  dalam  rangka  memenuhi peningkatan  permintaan  tersebut  adalah  lahan kering.
Lahan  kering  di  seluruh  Indonesia mencapai  144,47  juta  ha,  tersebar  di  Sumatera sekitar  33,25  juta  ha  (Ritung et  al. ,  2015).  Di Sumatera Selatan luas total lahan kering mencapai 5,214 juta ha. Seluruh luasan tersebut merupakan lahan  kering  masam,  terdapat  di  dataran  rendah 4,37  juta  ha  dan  di  dataran  tinggi  8,41  ribu  ha. Pemanfaatan potensi luas lahan disertai pengelolaan  secara  tepat  akan  meningkatkan produkivitas  lahan  kering.  Dengan  demikian diharapkan lahan kering akan menjadi penyangga utama produksi jagung di Sumatera Selatan.
Masalah  yang  dihadapi  dalam  usahatani jagung di lahan kering, adalah tingkat kesuburan tanah  rendah,  tanah  beraksi  masam  (pH  rendah) dan  kekeringan  (Sutoro,  2012).  Masalah kekeringan,  kemasaman,  dan  kesuburan  tanah yang  rendah  antara  lain  dapat  diatasi  dengan perbaikan  teknik  budidaya  tanaman.  Alternatif lain  untuk  mengatasi  masalah  tersebut  adalah menanam  varietas  unggul  baru  (VUB)  yang adaptif atau toleran terhadap cekaman kekeringan dan  kesuburan  tanah  yang  rendah  (Ceccareli, 1994; Banziger dan Cooper, 2001; Machado dan Fernandes,  2001).  Jamaluddin et  al. (2013) melaporkan,  VUB  jagung  ProvitA  mempunyai hasil  tinggi  dan  teruji  adaptif pada  kondisi lahan kering.
Keputusan petani mengadopsi suatu teknologi  antara  lain  sangat  ditentukan  oleh keunggulannya  (Indraning  dan  Suci,  2013; Bakhtiar et  al. (2018).  Selain  adaptif  di  lahan kering, keunggulan VUB jagung yang diinginkan oleh  pengguna/stakeholder  adalah  warna  biji. Warna biji jagung ditentukan oleh faktor genetik (Ford,  2000)  dan  berkaitan  erat  dengan kandungan  vitamin  A.  Menkir et  al. (2008)  dan Ortiz-Monasterio et  al. (2007)  melaporkan,
varietas  jagung  dengan  warna  biji  orange mengandung provitamin A lebih tinggi dibandingkan  dengan  varietas  dengan  warna  biji kuning.    ProvitA  merupakan  salah  satu  jagung dengan warna biji kuning kemerahan. Kandungan  vitamin  A  jagung  ini  sekitar  8-15 µg/g  atau  lebih  tinggi  6-10  µg/g  dibandingkan jagung  biasa  (Yasin,  Sumarno  dan  Nur,  2015; Aqil  dan  Arvan,  2016).  Vitamin  A  berperan penting untuk pertumbuhan jaringan, pertumbuhan  tulang  dan  gigi,  menambah  nafsu makan dan menghindari kebutaan lebih dini atau katarak  (Cong  Khan et  al., 2007; Science  Daily, 2008).  Dengan  demikian,  pengembangan  jagung yang  kaya  vitamin  A  dapat  mendukung peningkatan kesehatan masyarakat.
Potensi  hasil  jagung  sangat  ditentukan  oleh keunggulan karakteristik komponen hasil. Kajian ini  bertujuan  untuk  mengidentifikasi  karakter komponen hasil VUB jagung ProvitA. Informasi keunggulan  aspek  komponen  hasil  sangat diperlukan  dalam  rangka  mendukung  efisiensi proses seleksi dalam program penciptaan varietas dan mendukung percepatan penyebarluasannya di lahan kering.

## METODE PENELITIAN
Kegiatan  dilaksanakan  di  lahan  kering  di kawasan  Kelompok  Tani  Sumber  Rezeki  II, Kecamatan Gelumbang, Kabupaten Muara Enim, Propinsi Sumatera Selatan. Kegiatan dilaksanakan pada  bulan  Mei  2018    sampai  dengan  bulan September  2018.  Kultur  teknis  yang  diterapkan, yaitu: (1) olah tanah sempurna, (2) jumlah biji 1 per lubang, (3) jarak tanam 70 cm x 20 cm,  (4) pemupukan  N,  P  dan  K  berdasarkan  Perangkat Uji  Tanah  Lahan  Kering/PUTK,  (5)  pengairan dilaksanakan sebelum tanam dan pada saat jagung berumur 15, 50 dan 75 hari setelah tanam (HST), dan  (5)  pengendalian  gulma  dan  OPT  secara optimal.  Hasil  uji  PUTK  pada  lokasi  pengkajian adalah  kandungan  P  tanah  sedang,    K  tanah sedang  dan  pH  tanah  5,6  (agak  masam). Berdasarkan kriteria tersebut, takaran pupuk yang diaplikasikan  adalah  Urea  (350  kg/ha),  TSP (175  kg/ha),  KCl  (75  kg/ha),  pupuk  kandang (2.000  kg/ha)  dan  dolomite  (1.000  kg/ha). Waktu  pemberian  pupuk  sebanyak  tiga  kali,  0-7 HST  1/3  takaran  Urea/ha  ditambah  100%  TSP dan  100%  KCl.  Pemupukan  kedua  25-30  HST, 1/3  takaran  Urea/ha,  dan  pemupukan  ketiga  1/3
takaran Urea/ha pada saat menjelang keluar malai (45-50 HST). Panen dilakukan pada saat terdapat ≥50% black layer pada titik tumbuh biji di setiap barisan biji (masak fisiologis/kadar air biji ≤27%).
Berat  biji/tongkol  dihitung  pada  kadar  air  biji 15%.  Peubah  yang  diamati  adalah  panjang tongkol,  diameter  tongkol,  jumlah  baris/tongkol, jumlah  biji/baris,  jumlah  biji/tongkol,  berat  1000 butir,  rendemen  dan  dan  berat  biji/tongkol. Analisis data dilakukan terhadap hubungan antara karakter komponen hasil dengan hasil. Hubungan antar  karakter  dianalisis  melalui  uji  korelasi  dan regresi menggunakan Excel versi 2007.

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Korelasi Karakter Komponen Hasil dengan Hasil
Koefisien korelasi menunjukkan hubungan dan  tingkat  keeratan  hubungan  antara  peubah komponen hasil dengan peubah hasil. Berdasarkan  nilai  koefisien  korelasi,  terdapat hubungan positif yang erat antara panjang tongkol dengan hasil (r = 0,72), diameter tongkol dengan hasil  (r  =  0,71)  dan  jumlah  biji/tongkol  dengan hasil (r =0,64) (Tabel 1).
Hasil analisis korelasi menunjukkan bahwa tiga peubah tersebut merupakan karakter penentu hasil  VUB  jagung  ProvitA.  Keeratan  hubungan antara  panjang  tongkol,  diameter  tongkol  dan jumlah  biji/tongkol  dengan  hasil  sejalan  dengan hasil penelitian El-Shouny et al. (2005).
Panjang  tongkol,  diameter  tongkol  dan jumlah  biji/tongkol  merupakan  peubah  yang menentukan jumlah baris/tongkol dan menentukan  jumlah  biji/baris.  Dari  laporan lainnya  dikemukakan,  terdapat  korelasi  positif sangat  signifikan  antara  jumlah  baris/tongkol dengan jumlah biji/tongkol dan diameter tongkol (Devi,  2001;  Mohsan,  2002)  serta  antara  jumlah biji/baris  dengan  jumlah  biji/tongkol,  panjang tongkol  dan  diameter  tongkol  (Parth,  1988, Khazaei et al. , 2010). Dari hasil penelitian Mehri (2015)  dilaporkan,  nilai  koefisien  korelasi tertinggi  diperoleh  pada  hubungan  antara jumlah biji/tongkol  dengan  hasil.  Dari  hasil-hasil penelitian  ini  dapat  dikemukakan  bahwa  makin panjang  tongkol,  makin  besar  diameter  tongkol, makin  banyak  jumlah  biji/baris,  makin  banyak jumlah biji/tongkol maka berat biji (hasil/tanaman) makin meningkat.
Tabel 1. Korelasi antara karakter komponen hasil dengan hasil jagung varietas ProvitA
Karakter Komponen Hasil Berat biji/tongko l (KA. 15%) Panjang tongkol (cm) Diameter tongkol (cm) Jumlah baris/ton gkol Jumlah biji/bari s Jumlah biji/tongkol Rende- men (%) Berat 1000 butir (g) Berat biji/tongkol (KA. 15%) 1 0.72244 0.70748 0.36682 0.47889 0.64024 - 0.34820 0.35150 Panjang tongkol (cm) 0.72244 1 0.10961 0.04606 0.54044 0.49222 - 0.26500 0.17718 Diameter tongkol (cm) 0.70748 0.10961 1 0.49542 0.03322 0.34673 - 0.24195 0.40927 Jumlah baris/tongkol 0.36682 0.04606 0.49542 1 - 0.02410 0.55061 0.26328 -0.2355 Jumlah biji/baris 0.47889 0.54044 0.03322 -0.02410 1 0.81641 0.24369 -0.4654 Jumlah biji/tongkol 0.64024 0.49222 0.34673 0.55061 0.81641 1 0.28811 -0.4826 Rendemen (%) -0.34821 -0.2650 -0.24195 0.26328 0.24370 0.28811 1 -0.8155 at 1000 butir (g) 0.35150 0.17718 0.40927 -0.23547 -0.4654 -0.48255 - 0.81549 1

## Regresi Karakter Komponen Hasil dengan
Hasil
Analisis regresi pada Tabel 2
menunjukkan, terdapat hubungan linier positif sangat  signifikan  antara  panjang  tongkol  dan diameter tongkol (F<0,01) dengan hasil (berat
biji/tongkol)  dan  hubungan  linier  positif signifikan antara jumlah biji/tongkol (F<0,05) dengan  hasil  (berat  biji/tongkol).  Sementara karakter  lainnya  mempunyai  hubungan  linier positif dan atau negatif tidak signifikan.
Tabel 2 . Regresi karakter komponen hasil  dengan hasil jagung Regresi Persamaan regresi Signifikansi Panjang tongkol dan hasil y = 16.132x - 58,5 0.007958 ** Diameter tongkol dan hasil y = 95,254x - 242,69 0.010063 * Jumlah baris/tongkol dan hasil y = 9.6759x + 48.958 0.240844 tn Jumlah biji/baris dan hasil y = 4.414x + 73.183 0.115231 tn Jumlah biji/tongkol dan hasil y = 0.3552x + 54.616 0.024922 * Rendemen dan hasil y = -2.5896x + 371.16 0.267346 tn Berat 1.000 butir dan hasil y = 0.2272 + 110.75 0.262550 tn Hubungan  regresi  linier  positif  antara:  (a) panjang tongkol dan hasil dengan persamaan  regresi  y  =  16.132x  -  58,5,  (b) diameter malai dan hasil dengan persamaan regresi  y  =  95,254x  -  242,69,    dan  (c) jumlah  biji/tongkol  dan  hasil  dengan persamaan  regresi  y  =  0.3552x  +  54.616, berturut-turut ditunjukkan   pada Gambar 1, Gambar 2 dan Gambar 3.
Gambar 1 . Regresi jumlah biji tongkol dan       hasil jagung
Gambar 2 . Regresi panjang tongkol dan hasil jagung
Gambar 3 . Regresi diameter tongkol dan hasil jagung
y = 16,132x - 58,5 R² = 0,5219 0 50 100 150 200 250 300 10 15 20 25 Ber at b iji/t o n gko l ( g) Panjang tongkol (cm) y = 95,254x - 242,69 R² = 0,5005 0 50 100 150 200 250 300 3,50 4,50 5,50 Ber at ke ri n g b iji/t o n gko l ( g) Diameter tongkol (cm) y = 0,3552x + 54,616 R² = 0,4099 0 50 100 150 200 250 300 0 200 400 600 Ber at b iji/t o n gko l ( g)
Jumlah biji/tongkol (biji)
Korelasi  positif  antara  komponen  hasil dengan  hasil  jagung  ProvitA  adalah  panjang tongkol  (r  =  0,722),  diameter  tongkol  (r= 0,707)  dan  jumlah  biji/tongkol  (r  =  0,640). Analisis  regresi  terhadap  tiga  peubah  ini menunjukkan, terdapat hubungan linier positif sangat  signifikan  antara  panjang  tongkol (p<0,01)  dengan  hasil  dan  hubungan  linier positif  signifikan  antara  jumlah  biji/tongkol dan  diameter  tongkol  (p<0,05)  dengan  berat biji/tongkol  (hasil/tanaman).  Regresi  linier positif  sangat  signifikan  antara  panjang tongkol  dan  diameter  tongkol  dengan  berat biji/tongkol  menunjukkan  bahwa  karakter  ini secara  langsung  berkontribusi  terhadap  hasil jagung.  Hasil  regresi  ini  sejalan  dengan  hasil penelitian sebelumnya. Bahoush dan Abbasdokht  (2008),  Selvaraj  dan  Nagarajan (2011),  El-Badawy  dan  Mehasen  (2011)  dan Zarei et  al. (2012)  melaporkan,  komponen hasil  yang  berpengaruh  langsung  terhadap hasil jagung adalah panjang tongkol, diameter tongkol  dan  jumlah  biji/tongkol.  Dengan demikian,  seleksi  varietas  jagung  berdaya hasil  tinggi  efektif  dilaksanakan  melalui identifikasi karakter panjang tongkol, diameter tongkol dan jumlah biji/tongkol.

## KESIMPULAN
Komponen hasil jagung varietas ProvitA  yang  mempunyai  korelasi  positif dengan  berat  biji/tongkol  adalah  panjang tongkol  (r  =  0,722),  diameter  tongkol  (r  = 0,707)  dan  jumlah  biji/tongkol  (r  =  0,640). Panjang tongkol, diameter tongkol dan jumlah biji/tongkol  merupakan  faktor  penentu  hasil jagung varietas ProvitA.
Komponen  hasil  VUB  jagung  varietas ProvitA  yang  mempunyai  hubungan  linier positif  sangat  signifikan  dengan  hasil  adalah panjang  tongkol  dan  diameter  tongkol (F<0,01)  dan  yang  mempunyai  hubungan linier  positif  signifikan  dengan  hasil  adalah jumlah biji/tongkol (F<0,05).
Karakteristik  komponen  hasil  dan  hasil jagung  varietas  ProvitA  di  lahan  kering adalah  panjang  tongkol  13,00-18,90  cm, diameter  tongkol  3,90-4,90  cm  dan  jumlah biji 204,00-496,00 butir/tongkol.

## DAFTAR PUSTAKA
Aqil,  Muhammmad,  Constance  Rapar,  and Zubachtirodin.  2012. Deskripsi  Varietas Unggul . Edited by Penelitian dan Pengembangan  Tanaman  Pangan.  Edisi ketu.  Badan  Penelitian  dan  Pengembangan Tanaman Pertanian, Kementerian Pertanian.
Bahoush, Mojgan, and Hamid Abbasdokht. 2008. “International Meeting on Soil Fertility Land Management and
Agroclimatology. Turkey.”  In International  Meeting  on  Soil Fertility Land Management and Agroclimatology , 6:263–65. Turkey.
Banziger, Marianne, and Mark Cooper. 2001. “Breeding for Low Input Conditions and Consequences  for  Participatory  Plant Breeding:  Examples  from  Tropical Maize  and  Wheat.” Euphytica 122  (3):
503–19.
https://doi.org/10.1023/A:101751092803 8. Ceccarelli, Salvatore. 1994. “Specific Adaptation  and  Breeding  for  Marginal
Conditions.” Euphytica 77  (3):  205–19. https://doi.org/10.1007/BF02262633.
Devi  I. S., Muhammad S. and Mohammad S. 2001.  “Character  association  and  path coefficient  analysis  of  grain  yield  and yield  components  in  double  cross  of maize (Zea  mays L .) .” Crop  Res.  Hisar . 21(3):335-359.
El-Badawy,  M.  El  M.,  and  S.  A.S.  Mehasen. 2011.  “Multivariate  Analysis  for  Yield and Its Components in Maize under Zinc and  Nitrogen  Fertilization  Levels.” Australian Journal of Basic and Applied Sciences 5 (12): 3008–15.
EL-Shouny,  K.A.,  Olfat.  H.  El-Bagoury, K.I.M.  Ibrahim,  and  S.A.  Al-Ahmad. 2005.  “Correlation  And  Path  Cofficient Analysis  In  Four  Yellow  Maize  Crosses Under  Two  Planting  Dates.” Jurnal  of Agricultural Sciences 13 (2): 327–39.
Ford, Rosemary H. 2000. “Inheritance of Kernel
Color in Corn: Explanations &
Investigations.” The  American  Biology Teacher 62 (3): 181–88. https://doi.org/10.2307/4450870.
Indraningsih,  Kurnia  Suci.  2013.  “Faktor-Faktor
Yang  Memengaruhi  Kinerja  Usahatani Petani Sebagai Representasi Strategi Penyuluhan  Pertanian  Berkelanjutan  Di Lahan  Marjinal.” Jurnal  Agro  Ekonomi 31 (1): 71. https://doi.org/10.21082/jae.v31n1.2013.71- 95.
Jamaluddin, N.N Andayani, Wen Langgo, and M.
Yasin  HG.  2013.  “EVALUASI  GALUR JAGUNG  PROVIT  A  PADA  LAHAN KERING.” Seminar Nasional Serealia , 79– 84.
Khazaei,  F,  M  Agha  Alikhani,  L  Yari,  and  A
Khandan.  2010.  “Study  the  Correlation, Regression and Path Coefficient Analysis in Sweet  Corn  (Zea  Mays  Var.  Saccharata) under Different Levels of Plant Density and Nitrogen Rate.” Journal of Agricultural and Biological Science 5 (6): 14–19.
Machado,  A.T.  and  M.S.  Fernandes.  2001. “Participatory  Maize  Breeding  For  Low Nitrogen Tolerance.” Euphytica 122(3):567- 573.
Menkir, A., Liu W, White WS, Maziya-Dixon B, and  Rocheford  T.  2008.  “Carotenoid diversity  in  tropical-adapted  yellow  maize inbred lines.” Food Chem. 109:521-529.
Mehri, S. 2015. “Assessment of the performance correlation,  agronomic  characteristics,  and drought  tolerance  indices  in  corn  hybrids under late season moisture stress conditions.” Science Journal (CSJ) ,
36(3):686-594.
Mohsan Y. C., Singh D. K. and Rao N.V. 2002. “Path  Coefficient  Analysis  For  Oil  And Grain  Yield  In  Maize  ( Zea  Mays  L .) Genotypes.” Nat. J. Pl. lmpr . 4(1): 75-77
Nguyen,  Cong  Khan,  Clive  E.  West,  Saskia De  Pee,  Diane  Bosch,  Do  Phuong  Ha,
Paul  J.M.  Hulshof,  Huy  Khoi  Ha,  Hans
Verhoef,  and  Joseph  G.A.J.  Hautvast. 2007.  “The  Contribution  of  Plant  Foods to  the  Vitamin  A  Supply  of  Lactating Women  in  Vietnam:  A  Randomized Controlled  Trial.” American  Journal  of Clinical  Nutrition 85  (4):  1112–20. https://doi.org/10.1093/ajcn/85.4.1112.
Ortiz-Monasterio,  J.  I.,  N.  Palacios-Rojas,  E.
Meng,  K.  Pixley,  R.  Trethowan,  and  R. J.  Peña.  2007.  “Enhancing  the  Mineral and  Vitamin  Content  of  Wheat  and Maize through Plant  Breeding.” Journal of  Cereal  Science 46  (3):  293–307. https://doi.org/10.1016/j.jcs.2007.06.005 .
Parth D. K., Hamid M. A., Rahman M. H. and Talukard M. Z. 1988. “Correlation, path oefficient and selection indices in open- pollinated.maize.” Bangladesh  J.  Agric . 15(1): 69-74
Purwanto, Siwi.  2007.  “Perkembangan Produksi  Dan  Kebijakan  Peningkatan Produksi  Jagung.”  In Jagung:  Teknik Produksi  Dan  Pengembangan ,  456–61. Bogor: Pusat
Penelitian dan
Pengembangan Tanaman Pangan.
Ritung,  Sofyan,  Erna  Suryani,  Subardja,
Sukarman,  Kusumo  Nugroho,  Suparto, Hikmatullah,  et  al.  2015. Sumber  Daya Lahan  Pertanian  Indonesia .  Edited  by
Edi  Husen,  Fahmuddin  Agus,  and  Dedi Nursyamsi. Cetakan 20. Jakarta: IAARD Press Badan Penelitian dan Pengembangan Pertanian.
Selvaraj, Chinnadurai Immanuel, and Pothiraj Nagarajan.  2011.  “Interrelationship  and Path-Coefficient  Studies  for  Qualitative Traits,  Grain  Yield  and  Other  Yield Attributes among Maize (Zea Mays L.).”
International  Journal  of  Plant  Breeding and Genetics 5 (3): 209–23.
Sutoro.  2012.  “Kajian  Penyediaan  Varietas Jagung Untuk Lahan Suboptimal.” Iptek Tanaman Pangan 7 (2): 108–15.
Swastika,  D.K.S.,  F.  Kasim,  K.  Suhariyanto,
W. Sudana, R. Hendayana, R.V.
Gerpacio,  and  P.L.  Pingali.  2004.  Maize in Indonesia: Production Systems,
Constraints,  and  Research  Priorities.
Mexico, D.F.. CIMMYT
Yasin, M HG, Sumarno, and Amin Nur. 2014.
Perakitan Varietas Unggul Jagung Fungsional .  Edited  by  Nuning  Argo Subekti  and  Muhammad  Aqil.  Cetakan 20. Jakarta: IAARD Press Badan Penelitian dan Pengembangan Pertanian.
Zubachtirodin,  M.  S.  Pabbage,  and  Subandi.
2007.  “Wilayah  Produksi  Dan  Potensi
Pengembangan  Jagung.”  In Jagung:
Teknik  Produksi ,  462–73.  Bogor:  Pusat Penelitian  dan  Pengembangan  Tanaman Pangan.
Zarei,  B.,  D.  Kahrizi,  A.P.  Aboughadareh  and  F. Sadeghi.  2012.  “Correlation  and  path coefficient analysis for determining interrelationships  among  grain  yield  and related characters in corn hybrids (Zea mays L. )”. Int.  J.of  Agric.  and  Crop  Scie. www.ijagcs.com.