## Journal of Agricultural Socio-Economics (JASE)
eISSN 2745-6897 | pISSN 2745-6889 Volum 2 Issue 1 (2021) Page 43-55 DOI: http://dx.doi.org/10.33474/jase.v2i1.7799 Submit: 02-12-2020 | Accepted: 24-03-2021 | Publish: 29-03-2021
Efisiensi Teknis Penggunaan Input Produksi Pada Usahatani Sawi (Kasus Desa Baumata, Timur Kecamatan Taebenu Kabupaten Kupang, NTT)

## Salsabila L. Murdolelono,  Maximilian M. J. Kapa*, Maria Bano
Fakultas Pertanian, Universitas Nusa Cendana Kupang
E-mail: maximilian.kapa@staf.undana.ac.id
Abstract. This study aims (1) to analyze the influence of the use of production factors on the amount of mustard production; (2) to analyze the technical efficiency of the use of production inputs in mustard farming in the research area; and (3) to analyze the feasibility of mustard farming in the research area. Determination of the sample of respondent farmers using the method of saturated samples because the members of the population is small (41 people). So the number of respondents was as many as 41 farmers. The results showed that the use of land area input  (x1),  seeds  (x2),  organic  fertilizers  (x3),  inorganic  fertilizers  (x4),  pesticides  (x5),  and  labor  (X6) simultaneously had a significant effect on mustard production (α=0.05), as evidenced by the value of F-stat of 441,015 greater than F table of 2.49. Partially the production factor that has a very significant effect (α=0.01) on the increase in mustard production is the land with a regression coefficient of 0.082 and a t-stat value of 8,396, seeds have a real effect (α0.05) on mustard production with a regression coefficient value of 0.082 and a t count value of 3,075 and inorganic fertilizers have a noticeable effect (α=0.10) on mustard production with a regression coefficient value of 0.065 and a t stat value of 2.125. While other production factors, namely organic fertilizers, pesticides  and  labor  have  no  real  effect  on  the  production  of  mustard  at  the  research  site.  The  Coefficient  of Determination (R2) obtained a value of 0.994 which means that 99,4% of the dependent variable was expamimed by the independent variables while the remaining 0.6% is explained by other variables that are not included in the model. The use of production factors such as land area, seeds, organic fertilizers, inorganic fertilizers and labor in mustard farming was technically efficient, because the value of b > 0. This can be seen from the coefficient of regression of each variable, namely land area (0.395), seeds (0.082), organic fertilizers (0.079), inorganic fertilizers (0.395)  and  labor  (0.002).  While  the  pesticide  input  production  in  mustard  farming  is  technically  inefficient, because the value of b < 0. This can be seen from the value of pesticide regression coefficient of -0.035. Mustard farming at the research site provides relative profit with the value of R /C Ratio > 1 (R/C= 3.65) so that mustard farming is feasible to be cultivated.
Keywords : Production factors, technical efficiency, mustard farming, relative profit
Abstrak. Penelitian ini bertujuan untuk (1) menganalisis pengaruh penggunaan faktor produksi terhadap jumlah produksi sawi (2) menganalisis tingkat efisiensi teknis penggunaan input produksi pada usahatani sawi di daerah penelitian; dan (3) menganalisis kelayakan usahatani sawi di daerah penelitian. Penentuan sampel petani responden menggunakan metode sampel jenuh karena jumlah anggota populasi kecil (41 orang). Sehingga jumlah responden yaitu sebanyak 41 petani. Hasil penelitian menunjukan bahwa, penggunaan faktor produksi luas lahan (X1), benih (X2),  pupuk  organik  (X3),  pupuk  anorganik  (X4),  pestisida  (X5),  dan  tenaga  kerja  (X6)  secara  serempak berpengaruh  nyata  terhadap  hasil  produksi  sawi  (α=0,05),  yang  dibuktikan  oleh  nilai  F  hitung  diperoleh  nilai sebesar 441,015 lebih besar dari F tabel sebesar 2,49. Secara parsial faktor produksi yang berpengaruh sangat nyata (α0,01) terhadap peningkatan produksi sawi adalah luas lahan dengan koefisien regresi 0,082 dan nilai t hitung 8,396, benih berpengaruh nyata (α=0,05) terhadap produksi sawi dengan nilai koefisien regresi 0,082 dan nilai t hitung  3,075  dan pupuk  anorganik  berpengaruh nyata  (α=0,10)  terhadap  produksi  sawi  dengan nilai  koefisien regresi 0,065 dan nilai t hitung 2,125. Sedangkan faktor produksi lainnya yaitu pupuk organik, pestisida dan tenaga kerja tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sawi di lokasi penelitian. Koefisien Determinasi (R2) diperoleh nilai sebesar 0,994 yang artinya bahwa kemampuan variabel-variabel bebas untuk menjelaskan variabel terikat yakni sebesar 99,4% sedangkan sisanya 0,6% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak dimasukan dalam model. Penggunaan faktor-faktor produksi seperti luas lahan, benih, pupuk organik, pupuk anorganik dan tenaga kerja
dalam usahatani sawi secara teknis telah efisien, karena nilai b > 0. Hal ini dapat dilihat dari nilai koefisien regresi dari  masing-masing  variabel  yakni  luas  lahan  (0,395),  benih  (0,082),  pupuk  organik  (0,079),  pupuk  anorganik (0,395) dan tenaga kerja (0,002). Sedangkan faktor produksi pestisida dalam usahatani sawi secara teknis tidak efisien, karena nilai b < 0. Hal ini dapat dilihat dari nilai koefisien regresi pestisida yaitu -0,035. Usahatani sawi di lokasi penelitian memberikan keuntungan relatif dengan nilai R/C Ratio > 1 yakni 3,65 sehingga usahatani sawi layak untuk diusahakan.
Kata Kunci : Production factors, technical efficiency, mustard farming, relative profit

## PENDAHULUAN
Sektor pertanian merupakan sektor penting pendukung perekonomian masyarakat Indonesia. Sektor ini berkontribusi  dalam  meningkatkan  pendapatan  dan  taraf  hidup  petani  dan  memperluas  kesempatan berusaha. Pembangunan sektor pertanian tidak hanya ditujukan untuk memantapkan swasembada beras dan palawija, tetapi juga mencakup usaha-usaha peningkatan produksi lainnya seperti dari holtikultura, peternakan dan perikanan (Tatu, 2011).
Salah  satu  sub  sektor  pertanian  yang  sangat  potensial  untuk  dikembangkan  adalah  sub  sektor holtikultura khususnya tanaman sayuran. Sayuran merupakan salah satu komponen dari menu makanan yang  sehat,  maka  tidak  heran  bila  kebutuhan  sayuran  semakin  meningkat  sejalan  dengan  kesadaran masyarakat  tentang  kesehatan.  Di  antara  bermacam-macam jenis  sayuran  yang  dapat  dibudidayakan, tanaman  sawi  (Brassica  Juncea  L.)  merupakan  salah  satu  komoditas  sayuran  yang  memiliki  nilai komersial  dan  prospek  yang  tinggi  dan  sangat  terkenal  di  kalangan  konsumen,  karena  rasanya  yang mudah diterima oleh lidah konsumen.
Provinsi Nusa Tenggara Timur menurut data statistik pertanian pada tahun 2018 menghasilkan sawi  sebanyak  10.075  ton  per  ha,  terdapat  kenaikan  produksi  sebesar  16,4%  dari  tahun  sebelumnya (Statistik  Tanaman  dan  Sayuran  Provinsi  NTT,  2017-2018).  Di  lain  pihak  Kabupaten  Kupang  pada tahun 2017 mampu menghasilkan sawi sebesar 8,654 ton per ha. Hal ini menunjukan bahwa Kabupaten Kupang  berkontribusi  signifikan  terhadap  penyediaan  sayur  sawi  bagi  masyarakat  NTT  khususnya masyarakat Kota Kupang dan Kabupaten Kupang.
Kecamatan  Taebenu  di  Kabupaten  Kupang merupakan  salah  satu  sentra  produksi  sawi,  karena didukung  oleh  keadaan  tanah  cukup  baik  dan  sangat  cocok  untuk  usahatani  sawi,  disamping  itu Kecamatan tersebut juga memiliki sumber mata air, serta iklim yang sangat mendukung. Berdasarkan data yang diperoleh dari Badan Pusat Statistik Kabupaten Kupang menjelaskan bahwa rerata produksi sawi di Kecamatan Taebenu selama lima tahun terakhir menunjukan tren yang berfluktuasi. Di mana pada tahun 2014 produksi sawi 219,1 ton dengan luas panen sebesar 182 Ha, tahun 2015 produksi sawi turun menjadi 154,5 ton dengan luas panen tetap yaitu 182 Ha, tahun 2016 jumlah produksi sawi naik menjadi 292,5 ton meskipun terjadi penurunan luas panen yakni 166 Ha, tahun 2017 jumlah produksi tanaman sawi sebesar 293,6 ton dengan luas panen sebesar 123 Ha.
Berfluktuasinya  produksi  sawi  di  Kecamatan  Taebenu  kemungkinan  besar  disebabkan  karena belum optimalnya penggunaan input-input produksi dan minimnya akses petani terhadap permodalan. Input-input produksi yang dimaksud adalah luas lahan, jumlah bibit, jumlah pupuk dan jumlah pestisida yang digunakan dalam budidiya sawi. Luas lahan yang digunakan dalam budidaya sawi mungkin saja tidak  optimal  sebagaimana  diterangkan  oleh  data  di  atas.  Ketika  luas  panen  menurun  maka  rata-rata produksi  sawi  pun  menurun,  dan  apabila luas lahan  bertambah luas maka  diikuti  pula  oleh  kenaikan produksi. Namun asumsi ini tidak selamanya benar karena produksi usahatani selalu mengikuti hukum kenaikan  hasil  yang  berkurang  (The  law  of  diminishing  return),  hal  inilah  yang  menunjukan  bahwa pengurangan atau penambahan penggunaan faktor produksi luas lahan misalnya belum tentu merupakan pilihan yang tepat.
Desa Baumata Timur merupakan salah satu desa yang terletak di Kecamatan Taebenu, Kabupaten Kupang.  Masyarakat  yang  tinggal  di  desa  Baumata  Timur  sebagian  besar  berprofesi  sebagai  petani. Terdapat beragam jenis tanaman yang diusahakan seperti tanaman pangan (jagung, padi dan kacang- kacangan),  serta  beberapa  jenis  sayuran  seperti  sawi,  kangkung,  bayam  dan  lain-lain.  Namun berdasarkan  survei  awal  di  lokasi  penelitian  masyarakat  Desa  Baumata  Timur  lebih  dominan mengusahakan  sayuran  sawi  dikarenakan  tidak  membutuhkan  biaya  yang  besar  dalam  berusahatani sawi, benih lebih murah dari sayur lain dan komoditi ini mempunyai umur panen yang cepat sehingga
dapat  memberikan  maanfaat  yang  besar  bagi  petani  (Lama  dan  Kune,  2016).  Jenis  sawi  yang dibudidayakan di Desa Baumata Timur rata-rata adalah sawi hijau. Jenis sawi ini memiliki rasa yang renyah dan gurih sehingga sangat disukai oleh masyarakat pada umumnya. Peningkatan produksi sawi akan dapat tercapai apabila penggunaan input-input produksi telah digunakan secara optimal (efisien). Namun  apakah  alokasi  sumber  daya  (input)  yang  dilakukan  petani  telah  mencapai  tingkat  efisiensi secara teknis? Pertanyaan inilah yang dijawab dalam penelitian ini.
Penelitian  ini  bertujuan:  1)  Untuk  mengetahui  pengaruh  penggunaan  input  produksi  terhadap jumlah produksi pada usahatani sawi di daerah penelitian. 2) Untuk mengetahui tingkat efisiensi teknis penggunaan  input  produksi  pada  usahatani  sawi  di  daerah  penelitian,  dan  3)  Untuk  mengetahui kelayakan usahatani sawi di daerah penelitian.

## METODE

## 2.1. Lokasi dan Waktu Penelitian
Penentuan lokasi penelitian dilakukan dengan sengaja (purposive sampling) yakni pada Desa Baumata Timur  Kecamatan  Taebenu.  Dengan  pertimbangan  bahwa  lokasi  tersebut  merupakan  wilayah  yang mengembangkan  usahatani  sawi  di  Kecamatan  Taebenu.  Penentuan  sampel  petani  sawi  (responden) diambil  dari  populasi  petani  yang  mengusahakan  tanaman  sawi  di  Desa  Baumata  Timur  Kecamatan Taebenu.

## 2.2. Jenis dan Sumber Data
Data  yang  dikumpulkan  pada  penelitian  ini  terdiri  dari  data  primer  dan  data  sekunder.  Data  primer diperoleh  dari  hasil  wawancara  langsung  kepada  petani  responden  dengan  menggunakan  daftar pertanyaan  (kuisioner)  yang  telah  dipersiapkan.  Data  sekunder  merupakan  data  pelengkap  yang diperoleh  dari  studi  pustaka  (dengan  menelaah  buku-buku/perpustakaan)  atau  lembaga  terkait  yang berhubungan dengan penelitian.

## 2.3. Metode Penentuan Responden
Metode penentuan sampel yang digunakan dalam penelitian ini adalah metode sampel jenuh. Jumlah kelompok  tani  yang  mengusahakan  usahatani  sayur  sawi  sebanyak  2  kelompok  tani  dengan  jumlah populasi  yaitu  sebanyak  41  petani.  Oleh  karena  populasinya  kecil  maka  seluruh  anggota  populasi diambil sebagai responden yakni sebanyak 41 orang.

## 2.4. Analisis Data
Untuk menjawab tujuan pertama penelitian ini yaitu untuk melihat pengaruh input produksi terhadap produksi sawi terlebih dahulu diketahui model fungsi produki yang digunakan. Model fungsi produksi yang digunakan adalah fungsi produksi Cobb-Douglas, dengan rumus sebagai berikut (Tarigan, K. Dan L. Sihombing, 2007)
Fungsi produksi tersebut kemudian diubah menjadi bentuk fungsi regresi linear berganda dengan cara mentransformasikan persamaan tersebut ke dalam persamaan log natural (ln). Bentuk persamaan fungsi produksi menjadi:
LnY = lnb0 + b1lnX1 +b2lnX2 + b3 lnX3 + b4lnX4+ b5lnX5+ µ Keterangan : Y  = Produksi sawi (Kg) X1= Luas lahan usahatani sawi (Ha) X2 = Penggunaan bibit (Kg) X3 = Penggunaan tenaga kerja (HKO) X4 = Penggunaan pupuk (Kg) X5 = Penggunaan obat-obatan (Liter) b0= Konstanta b1...., bn = Koefisien µ=  Faktor penggangu
-Koefisien Determinasi (R2); Ketepatan model persamaan di atas diukur dengan koefisien determinasi (R2).  Suatu  penelitian  atau  observasi  perlu  dilihat  seberapa  jauh  model  yang  terbentuk  dapat menjelaskan kondisi yang sebenarnya, dengan menggunakan rumus:
Bila nilai koefisien determinasi (R2) mendekati angka 1, maka variabel independen makin besar pengaruhnya terhadap variabel dependen sehingga dikatakan bahwa penggunaan model tersebut dapat dibenarkan. Dengan kata lain, koefisien determinasi (R2) digunakan untuk mengukur seberapa besar sumbangan dari variabel Xi terhadap variabel Yi.
- Uji Simultan (Uji-F); . Untuk mengetahui pengaruh input produksi (X) terhadap produksi (Y) secara simultan  (bersama-sama)  digunakan  uji  F.  Adapun  uji  F  dapat  dihitung  dengan  persamaan  sebagai berikut:
Hipotesis statistik :
- H0 : bi = 0, tidak ada pengaruh variabel independen (Xi) terhadap variabel dependen (Y).
- H1 : bi ≠ 0, adanya pengaruh variabel independen (Xi) terhadap variabel dependen (Y). Dengan ketentuan :
- Jika F hitung > F tabel, maka H0 ditolak. Artinya secara bersama-sama variabel independen (X) berpengaruh nyata terhadap variabel dependen (Y).
- Jika F hitung ≤ F tabel, maka Ho diterima. Artinya secara bersama-sama variable independen (X) tidak berpengaruh nyata terhadap variabel dependen (Y).
- Uji Statistik t; Menurut Agustira (2004), untuk menguji apakah pengaruh bebas yakni input (Xi) yang digunakan dari usahatani sawi secara parsial berpengaruh nyata terhadap hasil produksi (Y) digunakan uji –t. Semua variabel bebas (Xi) diuji satu persatu. Hipotesis yang diajukan adalah:
H0 : bi = 0 H1 : bi ≠ 0
Keterangan: bi = Koefisien Regresi Se = Simpangan Baku Hipotesis :
- H0 : bi = 0, variabel independen (X) berpengaruh tidak nyata terhadap variabel dependen (Y).
- H1 : bi ≠ 0, variabel independen (X) berpengaruh nyata terhadap variabel dependen (Y) Dengan ketentuan :
- Jika  t  hitung  >  t  tabel,  maka  H0  ditolak.  Artinya  secara  individu  variabel  idependen  (X) berpengaruh nyata terhadap variabel dependen (Y).
- Jika  t  hitung  ≤  t  tabel, maka  H0  diterima.  Artinya  secara  individu  variabel  independen  (X) berpengaruh tidak nyata terhadap variabel dependen (Y)
Efisiensi  Teknis  : Untuk  menjawab  tujuan  kedua  yaitu  untuk  mengetahui  tingkat  efisiensi  teknis penggunaan input produksi usahatani sawi dapat diketahui dari nilai b (koefisien regresi) dalam fungsi produksi  Cobb-Douglas  yang  menggambarkan  elastisitas  produksi  (Ep)  (Soekartawi,  2003).  Untuk mengetahui tingkat efisiensi secara teknis maka dapat ditentukan dengan kriteria:
• b < 0, maka faktor produksi tidak efisien secara teknis
• b > 1, maka faktor produksi belum efisien secara teknis
• 0 ≤ b ≤ 1, maka faktor produksi sudah efisien secara teknis
R/C Ratio : Untuk menjawab tujuan ketiga yakni untuk mengetahui besar nilai R/C ratio pada usahatani sawi, maka rumus yang dipakai adalah (Soeriatmadja, 1989) :
Jika  R/C  ratio  >  1  maka  dikatakan  usahatani  menguntungkan,  sedangkan  jika  R/C  ratio  <  1  maka usahatani  dikatakan  merugikan  karena  biaya  yang  dikeluarkan  lebih  besar  dari  penerimaan  yang diperoleh.
𝑅 2 = 𝑗𝑢𝑚𝑙𝑎ℎ 𝑘𝑢𝑎𝑑𝑟𝑎𝑡 𝑟𝑒𝑔𝑟𝑒𝑠𝑖 𝑗𝑢𝑚𝑙𝑎ℎ 𝑘𝑢𝑎𝑑𝑟𝑎𝑡 𝑡𝑜𝑡𝑎𝑙
= 𝑘𝑢𝑎𝑑𝑟𝑎𝑡 𝑡𝑒𝑛𝑔𝑎ℎ 𝑟𝑒𝑔𝑟𝑒𝑠𝑖 𝑘𝑢𝑎𝑑𝑟𝑎𝑡 𝑡𝑒𝑛𝑔𝑎ℎ 𝑠𝑖𝑠𝑎
𝑡 ℎ𝑖𝑡𝑢𝑛𝑔 = 𝑏𝑖 𝑆𝑒 𝑏𝑖
R/C = 𝑅𝑒𝑣𝑒𝑛𝑢𝑒 𝐶𝑜𝑠𝑡

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## 3.1. Karakteristik Responden
Berdasarkan  hasil  penelitian  karakteristik  responden  petani  di  Desa  Baumata  Timur  dibagi  dalam beberapa  kategori,  yaitu:  umur  responden,  jenis  kelamin,  tingkat  pendidikan,  jumlah  tanggungan keluarga, pengalaman berusahatani, luas kepemilikan lahan dan status kepemilikan lahan.
Umur Responden . Umur memiliki pengaruh secara fisik terhadap perilaku petani ketika menjalankan kegiatan usahataninya. Kemampuan fisik dari seorang petani dalam menjalankan kegiatan usahataninya memiliki pengaruh terhadap tingkat produksi dan produktivitas usahatani. Menurut Dakar (2016) petani dengan  umur  yang  lebih  muda  memiliki  kekuatan  fisik  yang  jauh  lebih  besar  daripada  petani  yang berumur lebih tua sehingga tingkat produktivitas kerjanya jauh lebih besar dan tinggi daripada petani yang berusia lebih tua. Semakin tua usia petani maka kemampuan fisiknya semakin menurun sehingga bisa menyebabkan menurunnya hasil produksi usahatani. Distribusi responden berdasarkan kelompok umur dapat dilihat pada tabel berikut:
Tabel 1. Distribusi Petani Responden berdasarkan Kelompok Umur di Desa Baumata Timur
No Kelompok Umur (Tahun) Jumlah (orang) Persentase (%) 1 31-40 18 45 2 41-51 11 26,8 3 >51 12 29,2 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan tabel di atas, diketahui bahwa sebesar 45%  petani responden di Desa Baumata Timur berumur  31-40  tahun  dan  26,8%  petani  berumur  41-51  tahun  artinya  hampir  sebagian  besar  petani respoden berada pada usia kerja atau usia produktif, sedangkan sisanya yang berumur >51 tahun yaitu sebanyak 29,2 persen
Jenis Kelamin . Jenis kelamin secara tidak langsung dapat mempengaruhi usahatani. Petani dengan jenis kelamin  perempuan  cenderung  kurang  maksimal  dalam  melakukan  kegiatan  usahataninya  karna kemampuan fisik petani lebih rendah di bandingkan laki-laki. Distribusi responden berdasarkan jenis kelamin dapat dilihat pada tabel berikut:
Tabel 2. Distribusi Petani Responden berdasarkan Jenis Kelamin di Desa Baumata Timur
No Jenis Kelamin Jumlah (orang) Presentase (%) 1 Laki-laki 33 80,5 2 Perempuan 8 19,5 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan  Tabel  di  atas  diketahui  bahwa  petani  laki-laki  lebih  banyak  dibandingkan  petani perempuan, laki-laki berjumlah 33 orang dengan presentase sebesar 80,5% dan perempuan berjumlah 8 orang  dengan  presentase  sebesar  19,5%.  Keterlibatan  perempuan  dalam  usahatani  disebabkan  petani perempuan sudah tidak memiliki suami, sehingga perempuan mengambil alih pekerjaan suami dalam mencukupi  kebutuhan  sehari-hari.  Petani  laki-laki  lebih  banyak  karena  mereka  merupakan  kepala keluarga  yang  mata  pecahariannya  sebagai  petani  dan  kemampuan  fisik  laki-laki  lebih  kuat dibandingkan dengan perempuan.
Tingkat Pendidikan . Tingkat pendidikan secara langsung berhubungan erat dengan keadaan kualitas sumberdaya manusia pada suatu wilayah atau daerah. Menurut Dakar (2016) tingkat pendidikan yang tinggi  pada  suatu  daerah  diharapkan  dapat  membawa  pengaruh  atau  berdampak  positif  terhadap pembangunan daerah terutama dalam mengadopsi inovasi yang ada. Sedangkan tingkat pendidikan yang
rendah akan berdampak pada kemampuan daya serap terhadap inovasi pengembangan teknologi pada sektor pertanian. Distribusi responden berdasarkan tingkat pendidikan dapat dilihat pada tabel berikut:
Tabel 3. Distribusi Responden Berdasarkan Tingkat Pendidikan Formal di  Desa Baumata Timur
No Pendidikan Formal Jumlah (orang) Presentase (%) 1 SD 20 48,8 2 SMP 12 29,3 3 SMA 7 17,1 4 Sarjana 2 4,8 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan Tabel di atas, dapat kita lihat bahwa mayoritas petani di Desa Baumata Timur yaitu sebesar 48,8% didominasi oleh lulusan Sekolah Dasar  (SD), sedangkan sisanya berturut-turut lulusan SMP  sebanyak  29,3%,  SMA  17,1%  dan  Sarjana  4,8%.  Hal  ini  akan  mempengaruhi  petani  dalam menentukan keputusannya untuk menerima atau menolak sebuah inovasi.
Jumlah  Tanggungan  Keluarga. Jumlah  tanggungan  keluarga  merupakan  jumlah  anggota  keluarga yang  harus  ditanggung  kelangsungan  hidupnya  oleh  kepala  keluarga.  Menurut  Dakar  (2016)  jumlah anggota keluarga memiliki pengaruh terhadap motivasi kerja dari petani sebagai kepala keluarga untuk meningkatkan  pendapatan  dan  tingkat  kesejahteraan  anggota  keluarganya.  Jumlah  anggota  keluarga mempengaruhi proses pengambilan keputusan untuk kelangsungan usahatani dari seorang petani. Jika salah  dalam  mengambil  keputusan  maka  akan  berdampak  pada  kegiatan  usahataninya.  Distribusi responden berdasarkan jumlah tanggungan keluarga dapat dilihat pada tabel berikut:
Tabel 4. Distribusi Petani Responden berdasarkan jumlah tanggungan keluarga di Desa Baumata Timur
No Tanggungan keluarga (jiwa) Jumlah (orang) Persentase (%) 1 1-3 6 14,6 2 4-6 35 85,4 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan Tabel di atas, diketahui bahwajumlah tanggungan keluarga petani responden yang terbesar ada pada kelompok 4-6 orang sebesar 35 orang atau 85,4 persen sedangkan 14,6 persen lainnya memiliki tanggungankeluarga antara 1-3 orang.
Pengalaman  Berusahatani. Pengalaman  berusahatani  merupakan  salah  satu  faktor  yang mempengaruhi produksi usahatani. Semakin tinggi tingkat pengalaman berusahatani maka semakin baik pula pengelolaan usahataninya (Lilis, 2009). Kemampuan dan keahlian seorang petani dalam mengelola usahataninya  ditentukan  dengan  pengalaman  dalam  berusahatani  selama  bertahun-tahun.  Tingkat pengalaman berusahatani responden dapat di lihat pada tabel dibawah ini:
Tabel 5. Distribusi Petani Responden berdasarkan pengalaman berusahatani di Desa Baumata Timur
No Pengalaman Berusahatani (tahun) Jiwa Presentase (%) 1 5-15 15 36,59 2 16-25 17 41,46 3 >25 9 21,95 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan  Tabel  di  atas,  diketahui  bahwa  sebanyak  36,59%  petani  responden  mempunyai pengalaman  berusahatani  5-15  tahun,  41,46%  responden  berpengalaman  16-25  tahun,  sedangkan sisanya sebanyak 21,95% mempunyai pengalaman berusahatani >25 tahun. Petani dengan pengalaman berusahatani yang semakin besar akan lebih bijaksana dalam menentukan masa produksi, penggunaan saprodi atau sarana produksi pertanian dan sistem pengolahan usahataninya.
Luas Lahan Usahatani. Menurut Dakar (2016), luas lahan pertanian merupakan salah satu faktor yang secara  langsung  dapat  mempengaruhi  tinggi  rendahnya  produksi  pertanian.  Ukuran  luas  lahan  yang dimiliki  petani  akan  berdampak  pada  produksi  yang  akan  diperolehnya.  Semakin  luas  lahan  yang dikelola maka petani semakin giat mencari metode baru agar bisa memperoleh pendapatan yang lebih tinggi dengan biaya yang lebih ringan. Luas lahan dalam penelitian ini adalah luas lahan yang digunakan petani untuk mengusahakan tanaman sawi.
Tabel 6. Distribusi Petani Responden berdasarkan Luas lahan di Desa Baumata Timur
No Luas lahan (Are) Jumlah (Orang) Persentase (%) 1 1-10 22 53,66 2 11-20 19 46,34 Jumlah 41 100
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan Tabel di atas diketahui 53,66 persen responden  di lokasi penelitian memiliki lahan berkisar antara 1-10 are. sisanya sebanyak 19 orang petani memiliki luas lahan antara 11-20 are dengan presentase  sebesar  46,34%.  Petani  dengan  luas  lahan  yang  besar  biasanya  meningkatkan  jumlah produksi dan pendapatan yang diperoleh oleh petani 3.2. Biaya Produksi
Biaya Tetap . Biaya tetap adalah biaya yang dikeluarkan selama proses produksi yang besarnya tidak dipengaruhi oleh banyaknya produksi yang dihasilkan, dan dinyatakan dalam satuan rupiah. Biaya tetap yang dalam penelitian ini merupakan biaya penyusutan peralatan. Penyusutan peralatan yang dihitung dalam  penelitian  ini  adalah  pacul,  sprayer,  parang,  dan  ember.  Setiap  petani  responden  mempunyai pacul, sprayer, parang dan embernya masing-masing, sehingga alat-alat tersebut perlu dihitung biaya penyusutannya.  Alat-alat  pertanian  ini  juga  digunakan  bersama  dengan  usahatani  lainnya  yang  tidak diteliti dalam penelitian ini.
Berdasarkan  hasil  dari  perhitungan  rata-rata  biaya  penyusutan  petani  di  Desa  Baumata  Timur Rp107.820/responden dan Rp9.863/are. Rata-rata biaya penyusutan tersebut terdiri atas rata-rata biaya penyusutan  pacul  sebesar  Rp8.484/responden,  rata-rata  biaya  penyusutan  sprayer  sebesar  Rp79.383, rata-rata  biaya  penyusutan  parang  sebesar  Rp7.760/responden  dan  rata-rata  biaya  penyusutan  untuk ember sebesar Rp12.193/responden.
Biaya  Variabel. Biaya  variabel  yang  di  keluarkan  oleh  petani  berupa  biaya  benih,  pupuk,  pestisida, upah tenaga kerja, dan biaya transportasi.
Tabel 7. Komponen Biaya Variabel pada Usahatani sawi di Desa Baumata Timur Kecamatan Taebenu No Biaya Variabel Rata-Rata (Rp/resp)  Max (Rp) Min (Rp) Rata-Rata (Rp/are) 1 Benih (gr) 530.732 1.280.000 300.000 44.774 2 Pupuk (kg) 54.488 116.000 0 4.597 3 Pestisida (kg) 684.390 1.300.000 400.000 57.737 4  Tenaga Kerja (HKO) 150.024 237.000 96.000 12.656 5 Transportasi 10.000 10.000 10.000 844 Total 1.429.634 2.943.000 806.000 120.607
Sumber : Data Primer Diolah (2020)
Berdasarkan  data  pada  Tabel  di  atas  dapat  diketahui  bahwa  rata-rata  biaya  variabel  sebesar Rp1.429.634/responden  dan  Rp120.607/are,  yang  terbagi  atas  rata-rata  biaya  benih  sebesar Rp530.732/responden dan Rp44.774/are, rata-rata pupuk sebesar Rp54.488/responden dan Rp4.597/are, rata-rata  pestisida  sebesar  Rp684.390/responden  dan  Rp57.737/are,  rata-rata  tenaga  kerja  sebesar Rp150.024/responden  dan  Rp12.656/are,  dan  rata-rata  transportasi  sebesar  Rp10.000/responden  dan Rp844/are.
Penerimaan. Penerimaan usahatani diperoleh dari jumlah produksi dikali dengan harga jual persatuan produksi. Harga yang dimaksud adalah harga ditingkat petani. Semakin besar jumlah produksi maka akan semakin besar penerimaan yang akan diperoleh. Sebaliknya, semakin rendah produksi maka akan semakin rendah pula penerimaannya.

## Tabel 8. Penerimaan Usahatani Sawi di Desa Baumata Timur
No Komponen Jumlah Rata-rata per are 1 Produksi (Kg) 46.080 3.840 2 Harga Jual (Rp) 5.000 - 3 Penerimaan (Rp/Resp) 5.619.512 468.293
Sumber : Data Primer Diolah 2020
Berdasarkan Tabel di atas diketahui bahwa harga jual yang ditetapkan oleh petani sawi di Desa Baumata Timur adalah Rp5.000/kg dengan total produksi sawi adalah 46.080 kg, dengan rata-rata 3.840 kg/are.  Dari  hasil  analisa  dapat  dilihat  total  penerimaan  sebesar  Rp5.619.512/resp  dengan  rata-rata penerimaan yang diterima adalah sebesar Rp468.293/are.
Pendapatan. Pendapatan diperoleh dari selisih antara penerimaan dan biaya yang dikeluarkan petani dalam usahatani sawi. Total penerimaan yang diperoleh petani dalam usahatani sawi di Desa Baumata Timur sebesar Rp4.082.058/responden atau Rp340.172/are dengan pendapatan terbesar responden yaitu sebesar Rp5.420.150/are dan pendapatan terkecil sebesar Rp2.720.850/are.

## 3.3. Analisis Penggunaan Faktoor-faktor Produksi Usahatani Sawi
Penggunaan  faktor-faktor  produksi  usahatani  sawi  di  Desa  Baumata  Timur  Kecamatan  Taebenu Kabupaten Kupang dalam penelitian ini dibatasi pada penggunaan faktor produksi luas lahan (X1), benih (X2), pupuk organik (X3), pupuk anorganik (X4), pestisida (X5), dan tenaga kerja (X6). Kombinasi dari penggunaan  faktor-faktor  produksi  ini  kemudian  menghasilkan  produksi  sawi  (Y).  Dalam penggunaannya,  kombinasi  dari  faktor-faktor  produksi  tersebut  akan  menentukan  meningkat  atau menurunnnya hasil produksi sawi. Untuk mengetahui pengaruh dan dampak dari penggunaan faktor- faktor  produksi  sawi  di  Desa  Baumata  Timur  Kecamatan  Taebenu  Kabupaten  Kupang,  maka  dalam penelitian  ini  menggunakan  analisis  regresi  linear  berganda  dengan  fungsi  produksi  Cobb-Douglass. Dalam analisis ini, diketahui bahwa fungsi produksi memperlihatkan pengaruh dari berbagai variabel independen  terhadap  variabel  dependen.  Variabel  dependen  yang  dimaksudkan  disini  adalah  tingkat output atau produksi sawi, sedangkan variabel independen adalah penggunaan input atau faktor produksi usahatani sawi. Pengaruh penggunaan faktor-faktor produksi terhadap produksi sawi dapat dijelaskan pada tabel dibawah ini
Tabel 9. Hasil Analisis Regresi Fungsi Produksi Cobb-Douglass Usaha Tani Sawi Pada Desa Baumata `Timur Kecamatan Taebenu Kabupaten Kupang
Variabel Koefisien Regresi Std. Error t- hitung Signifikansi Konstanta 5,308 0,093 57,766 0,000 Luas Lahan (X1) 0,395 0,047 8,396 0,000** Benih (X2) 0,082 0,027 3,075 0,004* Pupuk Organik (X3) 0,079 0,049 1,619 0,115 Pupuk Anorganik (X4) 0,065 0,30 2,125 0,041 Pestisida (X5) -0,035 0,24 -1,487 0,146 Tenaga Kerja (X6) 0,002 0,14 0,154 0,879 R 2 = 0,994 R adjusted Square = 0,985 F-hit = 441,015 Signifikansi = 0,000** Keterangan : ** = signifikan pada α ≤ 1 % * = signifikan pada α ≤ 5 %
Sumber: Data primer 2020 (diolah)
Berdasarkan tabel di atas, koefisien regresinya adalah: LnY = 5,308 + 0,395 lnX 1 + 0,082 lnX 2 + 0,079 lnX 3 + 0,065 lnX 4 – 0,035 lnX 5 + 0,002 lnX 6 + u

## 3.4. Uji Koefisien Determinasi (R 2 )
Berdasarkan hasil analisis regresi linier berganda dalam penelitian ini, diperoleh nilai R2 sebesar 0,994. Berdasarkan  hasil  tersebut  diketahui  bahwa  kemampuan  variabel-variabel  bebas  untuk  menjelaskan variabel terikat yakni sebesar 99,4%. Sedangkan sisanya sebesar 0,6% dijelaskan oleh variabel-variabel lain yang tidak dimasukan dalam model regresi. Nilai 0,6% ini mengartikan bahwa faktor-faktor yang tidak  dimasukan dalam model  penelitian  berpengaruh  terhadap produksi  sawi.  Faktor-faktor tersebut bisa saja iklim, suhu, atau manajemen usahatani yang perlu diteliti lebih lanjut.

## 3.5. Uji Keragaman (Uji F)
Uji  F  digunakan  untuk  mengetahui  tingkat  keragaman  dari  beberapa  variabel  independen  terhadap variabel  dependen.  Tujuannya  yakni  untuk  melihat  pengaruh  dari  kombinasi  faktor-faktor  produksi terhadap produksi sawi secara bersamaan. Hasil pengujian faktor-faktor produksi secara bersama-sama atau serempak menunjukan  bahwa  faktor-faktor produksi luas lahan  (x1),  benih  (x2),  pupuk  organik (x3), pupuk anorganik (x4), pestisida (x5), dan tenaga kerja (x6) berpengaruh nyata terhadap produksi sawi  (α0,05).  Uji  F  hitung  diperoleh  nilai  sebesar  441,015  sedangkan  F  tabel  sebesar  2,49.  Dengan demikian  F  hitung  >  F  tabel,  sehingga  dapat  disimpulkan  bahwa  hipotesis  ditolak,  karena  variabel independen  secara  bersama-sama  berpengaruh  nyata  terhadap  variabel  dependen  (Y)  yaitu  produksi sawi.
3.6. Analisis Uji parsial (Uji T)

## a.Luas Lahan (X1)
Berdasarkan hasil analisis regresi diketahui bahwa faktor produksi luas lahan secara parsial berpengaruh sangat nyata terhadap produksi sawi (α0,01), dengan nilai t hitung sebesar 8,396, sedangkan nilai t tabel yakni 1,689. Sehingga tolak H0 dan terima H1. Nilai koefisien regresi sebesar 0,395. Nilai koefisien regresi  tersebut  mengartikan  bahwa  penambahan  faktor  produksi  luas  lahan  sebesar  1%  akan meningkatkan produksi sawi sebesar 0,395%.
b.Benih (X2)
Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  diketahui  bahwa  faktor  produksi  benih  secara  parsial  berpengaruh sangat nyata terhadap produksi sawi (α0,05), dengan nilai t hitung sebesar 3,075, sedangkan nilai t tabel 1,689, maka nilai t hitung > t tabel maka tolak H0 terima H1. Nilai koefisien regresi sebesar 0,082. Nilai koefisien  regresi  tersebut  mengartikan  bahwa  penambahan  faktor  produksi  benih  sebesar  1%  akan meningkatkan produksi sawi sebesar 0,082%. Rata-rata penggunaan benih di lokasi penelitian adalah 28 gr/are dengan lebar bedeng 100 cm dan jarak bedeng 30 cm. Sedangkan anjuran penggunaan benih untuk penanaman dengan luas lahan satu are adalah 24,6 gr/are dengan lebar bedeng 100 cm dan dan jarak antar bedeng 25-35 cm. Terlihat bahwa lebar bedeng, jarak tanam dan penggunaan faktor produksi benih sudah ideal.

## c.Pupuk Organik (X3)
Berdasarkan hasil analisis regresi diketahui bahwa faktor produksi pupuk organik secara parsial tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sawi (α0,10), dengan nilai t hitung sebesar 1,619, sedangkan nilai t  tabel  1,689, maka  nilai  t hitung  <  t  tabel maka  terima  H0  tolak  H1.  Nilai koefisien  regresi  sebesar 0,079. Nilai koefisien regresi tersebut mengartikan bahwa penambahan pupuk organik sebesar 1% akan menurunkan produksi sawi sebesar 0,079%. Rata-rata penggunaan pupuk organik di lokasi penelitian adalah 32 kg/are, sedangkan penggunaan pupuk organik yang ideal untuk penanaman satu are luas lahan adalah  70,20  kg/are.  Hal  ini  menunjukan  bahwa  penggunaan  pupuk  organik  yang  dilakukan  petani responden masih kurang dari penggunaan pupuk organik yang idea.
d.Pupuk Anorganik (X4)
Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  diketahui  bahwa  faktor  produksi  pupuk  anorganik  secara  parsial berpengaruh nyata terhadap produksi sawi (α0,10), dengan nilai t hitung sebesar 2,125, sedangkan nilai t  tabel  1,689, maka  nilai  t hitung  >  t  tabel maka  tolak  H0  terima  H1.  Nilai  koefisien  regresi  sebesar 0,065. Nilai koefisien regresi tersebut mengartikan bahwa penambahan pupuk anorganik sebesar 1% akan  meningkatkan  produksi  sawi  sebesar  0,065%.  Rata-rata  penggunaan  pupuk  anorganik  di  lokasi penelitian adalah 32 kg/are, sedangkan penggunaan pupuk anorganik yang ideal untuk penanaman satu are luas lahan adalah 2,94 kg/are. Artinya penggunaan pupuk anorganik di lokasi penelitian melebihi penggunaan faktor produksi pupuk anorganik yang ideal.
e.Pestisida (X5)
Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  diketahui  bahwa  faktor  produksi  pestisida  secara  parsial  tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sawi (α0,10), dengan nilai t hitung sebesar -1,487 sedangkan nilai
t tabel 1,689, maka nilai t hitung < t tabel maka terima H0 dan tolak H1. Nilai koefisien regresi sebesar -0,035. Nilai koefisien regresi tersebut mengartikan bahwa bertambahnya jumlah pestisida sebesar 1% akan menurunkan produksi sawi sebesar 0,035%. Rata-rata penggunaan pestisida di lokasi penelitian adalah  6  liter/are,  sedangkan  penggunaan  pestisida  yang  ideal  untuk  penanaman  satu  are  luas  lahan adalah 1,73 liter/are. Artinya penggunaan faktor produksi pestisida pada usahatani sawi sudah melebihi ideal. Penggunaan pestisida yang berlebihan dapat merusak tanaman dan hewan-hewan kecil yang baik bagi tanaman. Oleh karena itu penggunaan pestisida yang berlebihan dapat menurunkan produksi sawi di lokasi penelitian.

## f.Tenaga Kerja (X6)
Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  diketahui  bahwa  faktor  produksi  tenaga  kerja  secara  parsial  tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sawi dengan nilai t hitung sebesar 0,154 sedangkan nilai t tabel 1,689, dengan demikian nilai t hitung < t tabel maka terima H0 dan tolak H1. Nilai koefisien regresi sebesar  0,002.  Nilai  koefisien  regresi  tersebut  mengartikan  bahwa  ada  kecenderungan  setiap peningkatan  penggunaan  tenaga  kerja  sebesar  1%  maka  akan  menurunkan  produksi  sawi  sebesar 0,002%. Rata-rata penggunaan tenaga kerja di lokasi penelitian mulai dari kegiatan pengolahan lahan, penanaman, penyiangan, pemupukan, panen dan pasca panen adalah 605 HKO per are.

## 3.7. Efisiensi Teknis Usahatani Sawi di Lokasi Penelitian
Efisiensi  teknis  secara  keseluruhan  dalam  fungsi  produksi  Cobb-Douglass  tercermin  pada  nilai  atau parameter  b0.  Semakin  besar  nilai  b0  maka  tingkat  efisiensi  dari  produksi  usahatani  semakin  baik. Begitupun  sebaliknya  bila  nilai  b0  rendah  berarti  tingkat  efisiensi  dari  produksi  usahatani  secara keseluruhan  rendah.  Berdasarkan  nilai  koefisien  regresi  dari  fungsi  produksi  Cobb-Douglass,  nilai koefisiensinya selain mencerminkan parameter koefisien elastisitas juga mencerminkan tingkat efisiensi secara  teknis  dari  penggunaan faktor-faktor  produksi sawi  yang  digunakan.  Analisis  tingkat  efisiensi teknis pada usahatani sawi bertujuan untuk mengetahui tingkat efisiensi tertinggi dan efisiensi terendah yang dicapai petani dalam berusahatani sawi di Desa Baumata Timur.
Tabel 10. Estimasi Fungsi Produksi Cobb-Douglass Usahatani Sawi di Lokasi Penelitian
No Variabel Koefisien Regresi (bi) Konstanta 5,308 1 Luas Lahan (X1) 0,395 2 Benih (X2) 0,082 3 Pupuk Organik (X3) 0,079 4 Pupuk Anorganik (X4) 0,065 5 Pestisida (X5) -0,035 6 Tenaga Kerja (X6) 0,002
Sumber: Data Primer Diolah, (2020)
Sifat fungsi produksi selalu diasumsikan mengikuti hukum kenaikan hasil yang berkurang atau The Law of Diminishing Return. Hukum ini menyatakan bahwa jika penggunaan input-input lainnya tetap maka tambahan output yang dihasilkan dari setiap tambahan satu unit input yang ditambahkan tadi mula-mula naik tetapi kemudian seterusnya ketika mencapai suatu titik tertentu akan menurun jika input tersebut terus ditambahkan (Suratiyah, 2006).
Gambar Elastisitas Faktor Produksi Sawi
Sumber: Suratiyah, 2006
Dengan  menggunakan  gambar  di  atas,  dapat  dilihat  tiga  tahapan  produksi  yakni,  tahapan  I, tahapan II dan tahapan III. Pada tahapan produksi yang pertama, produk rata-rata dari input variabel terus meningkat dimana MP > AP. Pada tahapan II, MP < AP sehingga produk rata-rata menurun, seiring dengan produk marginal, namun produk marginal masih bernilai positif sehingga total produksi masih terus meningkat. Sedangkan pada tahapan III, produk marjinal sudah bernilai negatif sehingga produk rata-rata terus menurun, bersamaan dengan penurunan produk total dan marginal. Sehingga satu satuan input yang digunakan akan mengurangi output yang dihasilkan. a.Luas Lahan (X1)
Berdasarkan hasil analisis regresi linier berganda diperoleh nilai koefisien regresi dari luas lahan sebesar 0,395. Koefisien regresi tersebut bernilai positif sehingga berada diantara 0 ≤ b1 ≤ 1, sehingga nilai tersebut menunjukan bahwa penggunaan luas lahan di daerah penelitian berada pada daerah produksi rasional (daerah II), sehingga secara teknis penggunaan faktor produksi luas lahan dapat dimanfaatkan secara efisien b.Benih (X2)
Berdasarkan  hasil  analisis regresi  linier  berganda  diperoleh  nilai  koefisien  regresi  dari  benih  sebesar 0,082.  Koefisien  regresi tersebut  bernilai  positif  sehingga  berada  diantara 0  ≤ b2  ≤  1, sehingga nilai tersebut  menunjukan  bahwa  penggunaan  benih  di  daerah  penelitian  berada  pada  daerah  produksi rasional (daerah II), sehingga secara teknis penggunaan faktor produksi benih dapat dimanfaatkan secara efisien.
c.Pupuk Organik (X3)
Berdasarkan hasil analisis regresi linier berganda diperoleh nilai koefisien regresi dari pupuk organik sebesar 0,079. Koefisien regresi tersebut bernilai positif sehingga berada diantara 0 ≤ b3 ≤ 1, sehingga nilai tersebut menunjukan bahwa penggunaan pupuk organik di daerah penelitian berada pada daerah produksi rasional (daerah II), sehingga secara teknis penggunaan faktor produksi pupuk organik sudah dimanfaatkan secara efisien.
d.Pupuk Anorganik (X4)
Berdasarkan hasil analisis regresi linier berganda diperoleh nilai koefisien regresi dari pupuk anorganik sebesar 0,395. Koefisien regresi tersebut bernilai positif sehingga berada diantara 0 ≤ b4 ≤ 1, sehingga nilai tersebut menunjukan bahwa penggunaan pupuk anorganik di daerah penelitian berada pada daerah produksi rasional (daerah II), sehingga secara teknis penggunaan faktor produksi pupuk anorganik dapat dimanfaatkan secara efisien.
e.Pestisida (X5)
Berdasarkan hasil analisis regresi linier berganda diperoleh nilai koefisien regresi dari luas lahan sebesar -0,035.  Koefisien  regresi  tersebut  bernilai  negatif  sehingga  berada  di  daerah  irrasional  (daerah  III) dengan nilai koefisien regresinya berda pada Ep < 0, sehingga secara teknis penggunaan faktor produksi pestisida untuk kegiatan usahatani sawi di daerah penelitian tidak efisien. Apabila penggunaan faktor produksi pestisida semakinn bertambah, maka akan menyebabkan terjadinya penurunan produksi sawi. Maka dari itu penggunaan pestisida perlu dikurangi. f.Tenaga Kerja (X6)
Berdasarkan  hasil  analisis  regresi  linier  berganda  diperoleh  nilai  koefisien  regresi  dari  tenaga  kerja sebesar 0,002. Koefisien regresi tersebut bernilai positif sehingga berada diantara 0 ≤ b6 ≤ 1, sehingga nilai  tersebut  menunjukan  bahwa  penggunaan  tenga  kerja  di  daerah  penelitian  berada  pada  daerah
produksi  rasional  (daerah  II),  sehingga  secara  teknis  penggunaan  faktor  produksi  tenaga  kerja  dapat dimanfaatkan secara efisien.

## 3.8. Analisis R/C Ratio Usahatani Sawi di Lokasi Penelitian
Untuk  mengetahui  keuntungan  relatif  dari  usahatani  sawi  di  lokasi  penelitian,  maka  dapat  dihitung dengan  menggunakan  analisis  R/C  ratio  dimana  dapat  membandingkan  semua  penerimaan  dengan semua biaya yang dikeluarkan dalam usahatani, (Soeriadmadja, 1989) yakni sebagai berikut:
R/C = 𝑅𝑒𝑣𝑒𝑛𝑢𝑒
𝐶𝑜𝑠𝑡
Kriteria yang digunakan adalah: ➢ Jika R/C ratio > 1 maka usahatani sawi menguntungkan
➢ Jika R/C ratio < 1 maka usahatani sawi tidak menguntungkan
➢ Jika R/C ratio =1 maka usahatani sawi tidak untung dan tidak rugi
Total penerimaan petani responden dalam usahatani sawi di lokasi penelitian adalah sebesar Rp 230.400.000 dengan total pengeluaran sebesar Rp 63.035.620. berdasarkan penjelasan di atas maka perhitungan R/C ratio untuk usahatani sawi adalah sebagai berikut:
❖ R/C = 𝑅𝑒𝑣𝑒𝑛𝑢𝑒 𝐶𝑜𝑠𝑡
❖ R/C = 230.400.000 63.035.620
❖ R/C = 3,65
Nilai R/C ratio untuk usahatani sawi di lokasi penelitian berdasarkan hasil analisis adalah 3,65. Hal tersebut dapat diartikan bahwa untuk setiap investasi Rp 1000 pada kegiatan usahatani sawi akan memberikan penerimaan pada akhir kegiatan sebesar Rp 3.650. Hal ini berarti usahatani sawi menguntungkan secara ekonomi.

## KESIMPULAN
Berdasarkan  hasil  pembahasan  dan  analisis  terhadap  kegiatan  penelitian  yang  dilakukan  di  Desa Baumata Timur Kecamatan Taebenu Kabupaten Kupang, maka dapat disimpulkan sebagai berikut:
1. Penggunaan  faktor  produksi  secara  serempak  berpengaruh  nyata  terhadap  hasil  produksi  sawi, sedangkan  secara  parsial  faktor  produksi  yang  berpengaruh  sangat  nyata  terhadap  peningkatan produksi adalah luas lahan, benih, dan pupuk anorganik. Sedangkan faktor produksi lainnya yaitu pupuk organik, pestisida dan tenaga kerja tidak berpengaruh nyata terhadap produksi sawi di lokasi penelitian.
2. Penggunaan faktor-faktor produksi seperti luas lahan, benih, pupuk organik, pupuk anorganik dan tenaga kerja dalam usahatani sawi secara teknis telah dimanfaatkan secara efisien, karena nilai b > 0.  Sedangkan  faktor  produksi  pestisida  dalam  usahatani  sawi  secara  teknis  tidak  efisien,  karena nilai b < 0.
3. Usahatani sawi di lokasi penelitian memberikan keuntungan relatif dengan nilai R/C ratio > 1 yakni 3,65 sehingga usahatani sawi layak untuk diusahakan.

## DAFTAR PUSTAKA
Agustira,  M.A.,  2004.  Analisis  Optimasi  Penggunaan  Input  Produksi  Pada  Usahatani  Padi  Sawah  di Kabupaten Deli Serdang. Skripsi. Fakultas Pertanian Universitas Sumatera Utara, Medan.
Dakar Marianus, 2016. Efisiensi Teknis Usahatani Jagung (Zea Mays) Pada Zona IIIay di Timor Barat. Skripsi Fakultas Pertanian Undana.
Hane, A. Kune, S.J. 2018. Analisis Pendapatan Usahatani Sawi di Kawasan Ekonomi Masyarakat Desa Bannae Kecamatan Insana Barat Kabupaten Timor Tengah Utara. Jurnal Agribisnis Lahan Kering Agrimor 1 (2), 27-29.
Lama,  M.  Kune,  S.J.  2016.  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Produksi  Usaha  Tani  Sayur  Sawi  di Kelurahan  Bensone  Kecamatan  Kota  Kefamenanu  Kabupaten  Timor  Tengah  Utara.  Jurnal Agribisnis Lahan Kering Agrimor 1 (2), 27-29.
Lutfi  M.,  Baladina  Nur,  2018.  Analisis  efisiensi  teknis  penggunaan  faktor  produksi  pada  usahatani tembakau  (Studi  kasus  di  Desa  Polagan  Kecamatan  Galis  Kabupaten  Pamekasan).  Jurnal
Ekonomi  Pertanian  dan  Agribisnis  (JEPA)  Volume  2,  Nomor  3  (2018)  :  226-233.  Fakultas Pertanian Universitas Brawijaya.
Opat,  E.  Hutapea  A.  N.  2017.  Analisis  Pendapatan  Usahatani  Sawi  Manis  di  Kelurahan  Oelami,
Kecamatan  Bikomi  Selatan,  Kabupaten  Timor  Tengah  Utara.  Jurnal  Agribisnis  Lahan  Kering Agrimor 2 (3), 33-35.
Rahayu, Nevi. 2004. Analisis Efisiensi Teknis dan Efisiensi Ekonomi Usahatani Padi Kabupaten Teras. Jurnal Fakultas Pertanian Universitas Negeri Solo.
Rahmat,  Nur  Alam,  Kalaba  Yulianti.  2017.  Analisis  Efisiensi  Penggunaan  Input  Produksi  Pada Usahatani Padi Sawah. Jurnal Agrotekbis (1) : 199-126. Fakultas Pertanian Universitas Tadulako, Palu.
Rahmi, A. (2014). Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Produksi Sawi Di Kecamatan Kuala Kabupaten Nagan Raya. Universitas Teuku Umar.
Rukmana,  R.  2005.  Bertanam  Sayuran  di  Pekarangan.  Kanisius,  Yogyakarta.  Direktorat  Gizi Departemen  Kesehatan  RI,  1981.  Daftar  Komposisi  Bahan  Makanan.  Bhatara  Karya  Aksara, Jakarta
Soekartawi (a). 1994. Teori Ekonomi Produksi. Raja Grafindo Persada, Jakarta. Soekartawi (b). 2002. Prinsip Dasar Ekonomi Pertanian. Raja Grafindo Persada, Jakarta. Soekartawi (c). 1994. Analisis Usahatani. Penerbit Universitas Indonesia (UI-Press). Jakarta. Soeriatmadja, 1989. Kelayakan Usahatani. Graha Ilmu, Yogjakarta. Soetrisno, L., 1999. Pertanian pada Abad Ke-21. Direktorat Jenderal Pendidikan Tinggi. Departemen Pendidikan dan Kebudayaan, Jakarta.
Tarigan, K., dan L. Sihombing. 2007. Ekonomi Produksi Pertanian. USU-Press, Medan.