VII. ANALISIS FUNGSI PRODUKSI DAN EFISIENSI

Transkripsi

1 103 VII. ANALISIS FUNGSI PRODUKSI DAN EFISIENSI 7.1. Pemilihan Model Sebagaimana yang telah dikemukakan pada bab sebelumnya bahwa model fungsi produksi yang digunakan adalah model stocastic frontier Cobb-Douglas. Untuk menduga parameter dan input-input produksi digunakan metode Ordinary least Squares (OLS). Dalam menduga fungsi produksi, semua variabel input yang diduga berpengaruh terhadap produksi padi sawah dimasukan dalam model. Variabel tersebut terdiri dari luas lahan padi (X 1 ), jumlah penggunaan benih (X 2 ), jumlah penggunaan pupuk N(X 3 ), jumlah penggunaan pupuk P (X 4 ), jumlah penggunaan pupuk K (X 5 ), jumlah penggunaan pestisida (X 6 ) dan jumlah penggunaan tenaga kerja (X 7 ). Semua variabel diatas adalah variabel peubah bebas, sedangkan untuk variabel peubah tidak bebas (Y) adalah produksi padi dalam bentuk Gabah Kering Panen (GKP). Data yang dipakai adalah data lahan aktual, hasil pendugaan yang ditunjukkan pada Lampiran 8, menjelaskan bahwa koefisien determinan (R 2 ) dari masing-masing fungsi produksi rata-rata diperoleh bernilai 0.96 untuk petani peserta Prima Tani dan 0.98 untuk petani bukan peserta Prima Tani. Variabel yang berpengaruh nyata terhadap produksi padi sawah dengan tanda positif sesuai yang diharapkan untuk lokasi Prima Tani sebanyak dua variabel input (X1 dan X2). Empat variabel lain (X3, X4, X6 dan X7) ditemukan tidak nyata berpengaruh dengan tanda positif sesuai yang diharapkan sedangkan satu variabel didapatkan tidak berpengaruh nyata dengan tanda negatif (X5) tidak sesuai dengan yang diharapkan.

2 104 Pada model I (Lampiran 7) ditemukan variabel-variabel yang tidak berpengaruh nyata dan nilai estimasi dugaan negatif, tidak sesuai dengan tanda yang diharapkan. Untuk itu maka perlu dilakukan uji multikolinieritas karena adanya multikolinieritas dapat mengakibatkan penaksir-penaksir kuadrat terkecil menjadi tidak efisien, sehingga salah satu akibatnya adalah koefisien determinasi (R 2 ) tinggi, akan tetapi uji statistik t (t-ratio) menunjukkan bahwa parameter dugaan sedikit yang berpengaruh nyata (Gujarati, 1978). Manurung et al. (2005) mengatakan bahwa nilai Variance Inflation Factor (VIF) yang tinggi merupakan indikasi terjadinya multikolonieritas antar variabel independen pada suatu model. Beberapa referensi menyatakan bahwa multikolinieritas yang serius terjadi jika nilai VIF pada model regresi linier berganda lebih besar dari 10 dan multikolinieritas tidak serius jika nilai VIF kurang dari 10. Beberapa cara yang dapat dilakukan untuk memperbaiki atau mengatasi masalah multikolinier antara lain : (1) mengkombinasikan data cross section dengan data deretan waktu, (2) mentransformasikan data, (3) menambahkan data baru atau ukuran observasi, dan (4) mengeluarkan salah satu variabel input dari regresi jika terjadi korelasi kuat antar variabel input dari regresi jika terjadi korelasi kuat antar variabel input. Pada model I terdeteksi adanya multikolinieritas antar variabel input karena nilai VIF yang tinggi pada variabel luas lahan, benih, dan pupuk SP-36 dan baik pada lokasi peserta Prima Tani maupun bukan peserta Prima Tani, dimana nilai VIF tertinggi untuk masing-masing variabel di lokasi peserta Prima Tani adalah dan 12 sedangkan nilai VIF untuk lokasi bukan peserta Prima Tani adalah 21, 13 dan20. Korelasi tertinggi untuk lokasi Prima Tani terjadi pada lahan, benih dan SP-36. Langkah yang dilakukan untuk mengatasi masalah

3 105 multikolinier adalah mengeluarkan variabel luas lahan (X1) dari model. Akan tetapi karena luas lahan merupakan variabel yang pokok dan pada model I ditemukan berpengaruh nyata terhadap produksi padi sawah maka untuk menghindari bias spesifikasi variabel luas lahan (X1) secara emplisit tetap dipertahankan dengan cara mengubah semua variabel baik variabel output maupun variabel input kecuali variabel dummy ke dalam satuan hektar sehingga diperoleh model baru yaitu model II. Pada model I variabel peubah tidak bebas (Y) adalah produksi padi, kemudian pada model II variabel peubah tidak bebas (Y) produksi padi dihilangkan dan diganti dengan variabel peubah tidak bebas (Y) adalah produktivitas. Pada model II masalah multikolinier dapat teratasi dimana pada model II terlihat ada perubahan nilai VIF menjadi lebih kecil hanya berkisar antara 1.72 sampai 8.95 untuk petani peserta Prima Tani dan 1.89 sampai 8.07 untuk petani bukan peserta Prima Tani. Nilai F hitung dan nilai R 2 pada model II jika dibandingkan dengan model I lebih kecil, nilai MSE pada model II lebih besar dibandingkan model I. Artinya bahwa kemampuan peubah bebas untuk menjelaskan variasi yang terdapat pada peubah tidak bebas dalam model II semakin kecil. Hasil analisis fungsi produksi dengan menggunakan model II dapat dilihat pada Tabel 12. Hasil pendugaan parameter fungsi produksi model II seperti terlihat pada Tabel 13, memiliki koefisien determinasi (R 2 ) sebesar 0.92 untuk peserta Program Prima Tani dan 0.87 untuk bukan Peserta Prima Tani, artinya keragaman variabel bebas (input benih, pupuk urea, pupuk SP-36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja) yang dimasukan kedalam model dapat menerangkan keragaman variabel

4 106 terikat (produksi padi sawah) masing-masing sebesar 92 persen untuk peserta Prima Tani dan 87 persen untuk bukan peserta Prima Tani sedangkan sisanya diterangkan oleh faktor lainnya yang tidak termasuk di dalam model. Produksi padi sawah adalah benih, pupuk urea, pupuk SP-36 dan tenaga kerja sedangkan pupuk KCl dan pestisida tidak berpengaruh nyata dan bertanda positif. Pada petani bukan peserta Prima Tani, variabel yang berpengaruh nyata sama dengan petani bukan peserta Prima Tani. Tabel 13 menunjukkan semua tanda sudah sesuai dengan yang diharapkan. Tabel 13. Pendugaan dan Pengujian Parameter Model Cobb-Douglas untuk Petani Peserta Program Prima Tani dan Petani Bukan Peserta Prima Tani Variabel Input Petani Peserta Prima Tani Petani Bukan Peserta Prima Tani Parameter VIF Parameter VIF Dugaan Dugaan Intersep Benih (X1) Pupuk Urea (X2) Pupuk SP-36 (X3) Pupuk KCl (X4) Pestisida (X5) Tenaga Kerja (X6) *** * ** ** *** ** ** ** ** R-Square (R 2 ) Adj R-Sq MSE F hitung Keterangan : ***.nyata pada α 0.01, **nyata pada α 0.05, *. nyata pada α Analisis Fungsi Produksi Stocastik Frontier Pada Lampiran 8 menunjukkan hasil pendugaan fungsi produksi

5 107 stochasticfrontier dengan menggunakan enam variabel penjelas. Pendugaan dilakukan dengan menggunakan metode MaximumLikelihood Estimation (MLE). Hasil pendugaan menggambarkan kinerja terbaik (best practiced) dari petani responden pada tingkat teknologi yang ada. Variabel-variabel yang berpengaruh nyata terhadap produksi batas (frontier) pada petani peserta Prima Tani ditemukan relatif sama dengan fungsi produksi rata-rata yaitu variabel benih, pupuk urea, pupuk SP-36, pestisida dan tenaga kerja, sedangkan variabel pestisida ditemukan tidak berpengaruh nyata baik pada fungsi produksi rata-rata maupun pada fungsi produksi batas. Elastisitas produksi batas dari variabel benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja yang ditunjukkan dalam Lampiran 8, ditemukan berpengaruh nyata terhadap produksi padi sawah dengan nilai 0.38, 0.83, 0.68, 0.21 dan Hal ini menunjukkan bahwa penambahan benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja masing-masing sebesar 1 persen dengan input lainnya tetap, dapat meningkatkan produksi padi sawah di daerah penelitian dengan tambahan produksi masing-masing 0.38 persen, 0.83 persen, 0.68 persen, 0.21 persen dan 0.28 persen. Hasil pendugaan ini menjelaskan bahwa elastisitas produksi benih, pupuk Urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja pada fungsi produksi stochastic frontier lebih kecil dari elastisitas produksi benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja pada fungsi produksi rata-rata dimana nilainya masing-masing adalah 0.38, 0.83, 0.68, 0.21 dan Hal ini mengindikasikan bahwa penggunaan benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja kurang elastis dibandingkan dengan fungsi produksi rata-rata. Artinya bahwa jumlah benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja masih rasional jika petani mempunyai keinginan untuk

6 108 menambah rata-rata penggunaan input tetapi dalam proporsi yang kecil disesuaikan juga dengan nilai elastisitasnya yang kecil. Pada Lampiran 8, menjelaskan bahwa petani peserta PrimaTani dilokasi penelitian sudah proporsional dalam menggunakan benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja. Sehingga dapat dikatakan bahwa usahatani padi sawah sudah efisien secara teknis karena mereka sudah optimal dalam penggunaan input untuk mendapatkan keuntungan yang maksimal. Variabel pestisida ditemukan tidak berpengaruh nyata terhadap produksi padi sawah. Hal ini karena petani dilokasi penelitian menggunakan pestisida hanya untuk tindakan prefentif dan antisipasi terhadap ganguan hama dan penyakit. Pada saat penelitian dilakukan, tanaman jarang terserang hama dan penyakit. Hama yang biasanya menyerang tanaman padi dilokasi penelitian adalah hama tikus, pemberantasannya dilakukan dengan cara gobroyokan dan dilakukan secara serempak oleh petani. Selain itu hama yang biasanya menyerang tanaman padi dilokasi penelitian adalah penggerek batang. Jenis pestisida yang biasanya digunakan petani adalah spontan, dosis yang digunakan biasanya berdasarkan tingkat serangannya sehingga penggunaan pestisida tidak berdampak pada peningkatan produksi baik produksi rata-rata maupun produksi batas. Pada petani bukan peserta Prima Tani berdasarkan Lampiran 8ditemukan variabel yang berpengaruh nyata sama dengan petani peserta Prima Tani yaitu variabel benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja. Benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja berpengaruh pada α = 0.01 persen α = 0.05 persen dan α = 0.10 persen dengan nilai masing-masing elastisitasnya 0.35, 0.50, 0.19, 0.14 dan 0.27, hal ini menunjukkan jika masing-masing variabel input dinaikkan

7 109 sebesar 1 persen sedangkan input lainnya tetap maka produksi padi akan meningkat masing-masing sebesar 3.52 persen, 5.04 persen, 1.87 persen, 1.39 persen dan 2.65 persen. Nilai elastisitas dari benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja pada fungsi produksi stocastik frontier lebih kecil dari elastisitas produksi pada fungsi produksi rata-rata dengan nilainya masing-masing adalah 0.27, 0.18, 0.28, 0.24 dan Hasil analisis menunjukan bahwa variabel-variabel tersebut kurang elastis pada fungsi produksi batas jika dibandingkan dengan fungsi produksi rata-rata. Hal ini mengindikasikan bahwa penggunaan jumlah benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja pada fungsi stochastic frontier kurang elastic dibandingkan fungsi produksi rata-rata ini berarti jumlah benih, pupuk urea, SP-36, KCl dan tenaga kerja yang digunakan masih mungkin untuk ditambahkan. Parameter dugaan γ merupakan rasio dari varians efisiensi teknis (U i ) terhadap varians total produksi (ε i ). Nilai γ untuk lokasi Prima Tani adalah artinya persen dari total variasi produksi padi sawah disebabkan oleh perbedaan dari efisiensi teknis dan sisanya sebesar 0.01 persen disebabkan oleh efek-efek stochastic frontier. Nilai γ untuk lokasi bukan Prima Tani adalah artinya persen dari total variasi produksi padi sawah disebabkan oleh perbedaan dari efisiensi teknis dan sisanya sebesar 0.01 persen disebabkan oleh efek-efek stochastic frontier. Beberapa hasil penelitian yang menggunakan analisis stochastic frontier memperoleh nilai parameter γ yang mendekati satu. Penelitian Daryanto (2000) terhadap petani di Jawa Barat memperoleh nilai parameter γ yang berkisar antara untuk setiap musim tanam dan jenis irigasi. Demikian juga dengan penelitian Sumaryanto et al. (2003) yang meneliti

8 110 tentang determinan efisiensi teknis usahatani padi di lahan sawah irigasi dengan nilai parameter γ yang diperoleh adalah 0.87 dan pengaruh nyata. Hal ini mengindikasikan bahwa faktor-faktor inefisiensi yang bisa dikendalikan lebih dominan dibandingkan faktor-faktor yang tidak bisa dikendalikan seperti serangan hama penyakit dan perubahan iklim. Nilai ratio generalized likelihood (LR) dari fungsi produksi stochastic frontier model peserta Prima Tani adalah lebih besar dari pada nilai t-tabel(0.01) = Nilai ratio distribusi X 2 pada Tabel 1 Kodde and Palem (1986). Artinya fungsi produksi stochastic frontier menerangkan keberadaan efisiensi dan inefisiensi teknis petani di dalam proses produksi. Sedangkan nilai ratio generalized likelihood (LR) dari fungsi produksi stochastic frontier model bukan peserta Prima Tani adalah 33.10, lebih besar dari pada nilai t-tabel (0.01) = Berdasarkan model ini, maka elastisitas output terhadap input ditentukan oleh kuantitas variabel input seperti benih, pupuk urea, pupuk SP-36, pupuk KCl, pestisida dan tenaga kerja. Elastisitas input produksi terhadap variabel benih dilokasi Prima Tani dimana setiap kenaikan penggunaan benih sebesar 1 persen akan mampu meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.38 persen. Untuk lokasi bukan Prima Tani nilai elastisitas input produksi terhadap variabel benih berarti bahwa setiap tambahan penggunaan benih sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.34 persen. Kecilnya pengaruh ini dapat disebabkan karena benih yang digunakan adalah benih padi biasanya, bukan benih padi yang bersertifikat. Penggunaan benih yang bersertifikat sangat berpengaruh dalam peningkatan produksi padi. Dalam penerapan Program Prima

9 111 Tani, salah satu introduksi teknologi yang dianjurkan ke petani adalah penggunaan benih bersertifikat. Berdasarkan hasil wawancara yang dilakukan pada kenyataannya, salah satu penyebab rendahnya produksi padi dilokasi Prima Tani dan bukan Prima Tani adalah masih banyak petani yang menggunakan benih padi biasa dan benih padi yang lama. Faktor input pupuk urea dengan nilai elastisitas sebesar 0.83 dilokasi Prima Tani berarti bahwa setiap tambahan penggunaan pupuk urea sebesar 1 persen, akan meningkatkan produkivitas padi sebesar 0.83 persen. Sedangkan dilokasi bukan Prima Tani nilai elastisitas sebesar Tingginya nilai elastisitas pupuk urea dilokasi Prima Tani dan bukan Prima Tani berarti bahwa pupuk urea berpengaruh dalam usahatani padi. Hal ini seperti dikatakan Indiarto ( 2006) bahwa tanaman pertanian termasuk padi membutuhkan nitrogen paling besar dibandingkan unsur hara lainnya karena nitrogen merupakan bagian integral asam amino yang merupakan bahan utama protein. Protein dalam tanaman bertanggung jawab terhadap reaksi metabolik tanaman. Karena perannya yang penting maka tanaman sangat responsif terhadap ketersediaan unsur nitrogen. Selain itu pupuk urea selalu tersedia dengan harga yang dapat dijangkau oleh petani. Nilai elastisitas produksi SP-36 adalah 0.20 berarti bahwa setiap tambahan penggunaan pupuk SP-36 sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.20 persen. Sedangkan dilokasi bukan Prima Tani nilai elastisitas produksi adalah 0.28 artinya bahwa setiap tambahan penggunaan pupuk SP-36 dilokasi bukan Prima Tani sebesar akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.28 persen. Pupuk SP-36 harganya masih dapat dijangkau oleh petani walaupun keberadaannya masih langka.

10 112 Faktor input pupuk KCl dengan nilai elastisitas sebesar 0.18 berarti bahwa setiap tambahan penggunaan pupuk KCl sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.18 persen dilokasi Prima Tani, sedangkan dilokasi bukan Prima Tani nilai elastisitas pupuk KCl sebesar 0.24 yang berarti bahwa setiap tambahan penggunaan pupuk KCl sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi dilokasi tersebut sebesar 0.24 persen. Pupuk KCl sangat dibutuhkan oleh tanaman padi karena pupuk KCl sangat diperlukan dalam proses pembentukan buah. Namun demikian berdasarkan hasil pengamatan dan wawancara didapatkan bahwa pupuk KCl sangat langka di pasar, selain itu memiliki harga yang sangat tinggi sehingga sulit dijangkau petani sehingga petani dalam berusahatani padi jarang menggunakan pupuk KCl. Nilai elastisitas produksi pestisida dilokasi Prima Tani adalah berarti bahwa setiap tambahan penggunaan pestisida sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.07 persen. Sedangkan dilokasi bukan Prima Tani 0.1 yang berarti setiap tambahan penggunaan pestisida sebesar 1 persen akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.1 persen. Kecilnya pengaruh ini disebabkan karena baik dilokasi Prima Tani dan bukan Prima Tani harga pestisida sangat mahal sehingga tidak semua petani mengikuti anjuran. Karena mahalnya harga pestisida dan tidak dapat dijangkau oleh petani maka jika ada serangan hama maka petani ada yang membiarkan tanamannya saja, namun ada juga yang melakukan pemberantasan hama dengan cara tradisional. Faktor input tenaga kerja dengan nilai elastisitas 0.28 dapat diartikan bahwa untuk setiap tambahan penggunaan tenaga kerja sebesar 1 persen akan menaikkan produktivitas sebesar 0.28 persen. Rata-rata petani di desa penelitian

11 113 memiliki lahan garapan yang sempit sehingga tidak selalu mencukupi kebutuhan rumah tangganya sehingga banyak yang bekerja musiman dan cenderung mencari pekerjaan lain ke luar desanya pada saat musim paceklik. Mereka bekerja sebagai tukang bangunan, pedagang dan lain sebagainya. Untuk mengetahui skala ekonominya maka menurut Chambers (1988) dalam Subagyo (2005) nilai skala ekonomi dalam model Cobb Douglas dapat didekati dengan cara menjumlahkan seluruh elastisitas output terhadap input. Skala ekonomi adalah skala elastisitas, yang hampir sama dengan produk marjinal yaitu sama-sama menyatakan tambahan output akibat penambahan input. Perbedaannya, produk marjinal penambahannya hanya diakibatkan oleh tambahan input, sedangkan skala ekonomi menyatakan tambahan semua input secara simultan. Pada Lampiran 9 hasil analisis dengan menggabungkan variabel dummy hubungan masing-masing faktor input terhadap skala ekonomi dilokasi Prima Tani dan bukan Prima Tani bernilai positif, dengan penjumlahan nilai parameter dugaan pada kedua lokasi masing-masing adalah 1.43 untuk lokasi Prima Tani dan 1.19 pada lokasi bukan peserta Prima Tani jadi Σ bi >1. Secara statistik nilai ini perlu diuji, dengan melakukan restriksi pada kedua fungsi produksi dengan hipotesis Σ bi = 1. Hasil analisis pendugaan fungsi produksi OLS yang direstriksi pada petani peserta Prima Tani dan bukan peserta PrimaTani dapat dilihat pada Tabel 14. Statistik uji t dengan restriksi parameter model linier untuk petani peserta Prima Tani dan bukan peserta Prima Tani mengandung nilai T value : 0.08 dan Prob>[T] = dan untuk petani bukan peserta Prima Tani mengandung nilai

12 114 T value : 0.13 dan nilai Prob>[T] = 0.904, artinya uji t ini mengindikasikan bahwa restriksi secara statistik tidak berbeda nyata dengan nol. Dari hasil restriksi didapatkan jumlah koefisien (elastisitas) peubah-peubah bebas pada kedua fungsi produksi rata-rata metode OLS (Σβi = 1). Oleh karena itu maka skala usaha petani padi sawah baik pada petani peserta Prima Tani maupun bukan peserta Prima Tani adalah constan return to scale. Setiap penambahan input secara proposional sebesar 1 persen akan meningkatkan jumlah produksi padi sawah sebesar 0.1 persen. Untuk analisis selanjutnya Model II tetap yang dipakai. Tabel 14. Hasil Pendugaan Fungsi Produksi Ordinary Least Squares yang Direstriksi pada Petani Peserta Prima Tani dan Bukan Peserta Prima Tani Variabel Input Petani Peserta Prima Tani Petani Bukan Peserta Prima Tani Parameter Dugaan t- value Prob >[T] Parameter Dugaan t- value Prob >[T] Intersep < <.0001 Benih (X1) Pupuk Urea (X2) Pupuk SP-36 (X3) Pupuk KCl (X4) Pestisida(X5) Tenaga Kerja (X6) Restrict Model yang telah dibangun kemudian dilakukan uji pelanggaran asumsi yaitu dengan melakukan uji heteroskedastisitas. Ada beberapa metode yang digunakan untuk mendeteksi ada tidaknya masalah heteroskedastisitas dalam varian error term dalam suatu model regresi antara lain : (1) metode grafik, (2) metode Park, (3) metode Glejser, (4) metode Goldfeld-Quant, dan (5) metode Speraman Rank Correlation ( Sitepu dan Sinaga, 2006). Metode yang digunakan dalam mendeteksi heteroskedastisitas pada model dalam penelitian ini adalah metode Park. Menurut Park, varian variabel gangguan yang tidak konstan atau

13 115 masalah heteroskedastisitas muncul karena residual ini tergantung dari variabel independen yang ada dalam model. Keputusan ada tidaknya masalah heteroskedastisitas berdasarkan uji statistik estimator (β). Jika β tidak signifikan melalui uji t maka dapat disimpulkan tidak ada heteroskedastisitas karena varian residualnya tidak tergantung dari variabel independen, sebaliknya jika β signifikan secara statistik maka model mengandung unsur heteroskedastisitas karena besar kecilnya varian residual ditentukan oleh variabel independen. (Widarjono, 2005). Pengecekan heteroskedastisitas dilakukan dengan menggunakan program SAS 9.1. Dari hasil pengecekan yang dilakukan, model petani peserta Prima Tani seperti terlihat pada Lampiran 12 dan 13, hasil deteksi menunjukkan bahwa model petani peserta Prima Tani dan Bukan peserta Prima Tani secara statistik tidak signifikan pada level 0.05 atau dengan kata lain tidak berbeda nyata dengan nol pada level Hal ini menunjukkan bahwa dan tidak ada masalah heteroskedastisitas antara variabel dependent dengan seluruh variabel bebasnya Analisis Efisiensi dan Inefisiensi Teknis Efisiensi Teknis Efisiensi dalam pengelolaan usahatani berkaitan dengan kemampuan manajerial petani. Efisiensi teknis dianalisis dengan menggunakan model fungsi produksi stochastic frontier. Sebaran efisiensi teknis petani peserta program Prima Tani dan bukan peserta program Prima Tani disajikan pada Tabel 15. Berdasarkan penjelasan pada bab sebelumnya bahwa efisiensi teknis dikategorikan cukup efisien jika 0.7. Berdasarkan sebaran nilai Efisiensi Teknis (TE) dapat disimpulkan bahwa, efisiensi teknis yang dicapai petani baik peserta

14 116 Program Prima Tani dan bukan peserta program Prima Tani cukup tinggi. Tingkat efisiensi yang tinggi mencerminkan ketrampilan manajerial petani cukup tinggi. Rata-rata efisiensi teknis yang dicapai petani peserta Program Prima Tani sekitar 85.0 persen dari frontier yakni produktivitas maksimum yang dapat dicapai dengan sistem pengelolaan yang terbaik (the best practiced) dengan nilai terendah 64.2 persen dan nilai tertinggi 99.7 persen. Hal ini menunjukkan bahwa petani peserta program Prima Tani sudah menggunakan benih, pupuk urea, pupuk SP-36, KCl dan tenaga kerja secara proposional. Bila dilihat dari rata-rata efisiensi teknis fungsi produksi stochastic frontier, petani peserta program Prima Tani masih memiliki kesempatan untuk memperoleh hasil potensial yang lebih tinggi hingga mencapai hasil maksimal seperti yang diperoleh petani paling efisien secara teknis. Peluang untuk meningkatkan efisiensi dalam jangka waktu pendek sebesar 15 persen kepada teknik budidaya yang digunakan oleh petani yang paling efisien dan inovasi teknologi dan peningkatan manajemen usahatani sangat dibutuhkan. Di satu sisi, hal ini mencerminkan keberhasilan petani dan program pemberian teknologi di wilayah yang bersangkutan. Tabel 15 menunjukkan bahwa nilai rata-rata efisiensi petani peserta Prima Tani lebih tinggi dibandingkan dengan nilai rata-rata efisiensi petani bukan peserta Prima Tani yaitu 75 persen. Peluang untuk meningkatkan produktivitas dalam jangka pendek sebesar 25 persen. Tingginya tingkat efisiensi pada petani peserta program Prima Tani disebabkan oleh tingkat penggunaan input riil yang lebih baik pada petani bukan peserta Program Prima Tani sehingga produktivitas yang dihasilkan juga lebih tinggi. Petani peserta program Prima Tani dapat menggunakan input-input dengan

15 117 baik dibandingkan dengan petani bukan peserta Prima Tani disebabkan karena beberapa hal: (1) pada program Prima Tani dalam penanaman padi lebih menekankan kepada efisiensi penggunaan benih dengan cara menggunakan larutan Za atau garam sehingga benih yang akan disemai merupakan benih yang terseleksi dengan baik, petani tidak perlu menyemai benih melebihi kebutuhan seperti yang dilakukan oleh petani bukan peserta Prima Tani, bibit yang ditanam adalah bibit muda (10 12 HSS), dengan demikian akar akan lebih kuat di dalam tanah sehingga bibit tidak mudah rebah dan menghasilkan anakan yang banyak, (2) efisiensi penggunaan pupuk urea yang dilakukan dengan cara menggunakan Bagan Warna Daun (BWD) untuk memastikan dosis pupuk yang tepat sesuai dengan kebutuhan tanaman, penggunaan BWD ini sangat praktis walaupun memerlukan tingkat ketelitian yang tinggi, kebutuhan BWD disesuaikan dengan kebutuhan urea pada masing-masing usahatani padi sawah dilokasi penelitian sehingga jumlah pupuk yang digunakan ditambah atau dikurangi dari yang sudah di rekomendasikan tergantung dari tingkat kebutuhan tanaman, dan (3) faktor lain yang juga menyebabkan petani peserta Prima Tani bisa efisien dibandingkan dengan petani bukan peserta Prima Tani adalah penggunaan sistem tanam jajar legowo, walaupun dilokasi penelitian belum banyak banyak petani yang menggunakan sistem tanam jajar legowo, kelebihan dari sistem tanam jajar legowo adalah dapat mengatasi pemberian pupuk yang tidak merata, pengendalian hama penyakit lebih mudah karena ada baris kosong yang dapat digunakan untuk mengontrol dan melakukan tindakan prefentif terhadap tanaman yang terserang penyakit. Penggunaan pestisida hanya untuk pencegahan. Petani peserta Prima Tani

16 118 maupun bukan peserta PrimaTani sudah mengantisipasi serangan hama penyakit dengan melakukan penanaman serentak, memilih varietas yang tahan hama dan penyakit. Berdasarkan Tabel 15 maka dilakukan Uji kehomogenan ragam dan Uji Beda nilai tengah (rata-rata) antara petani peserta Prima Tani dan bukan peserta Prima Tani. Hasil uji kehomogenan dan Uji Beda nilai tengah (rata-rata) dapat dilihat pada Lampiran 15. Tabel 15. Sebaran Efisiensi Teknis Petani Peserta Program Prima Tani Desa Sui Itik dan Petani Bukan Peserta Program Prima Tani Desa Pal IX Kecamatan Sungai Kakap Kabupaten Kubu Raya Kalimantan Barat Indeks efisiensi Petani Peserta Prima Tani Petani Bukan Prima Tani Jumlah Persen Jumlah Persen < < < < < < Total Rata-Rata Minimum Maksimum Berdasarkan Lampiran 15 dengan hipotesa H0 : ζ 1 = ζ 2 adalah homogen 2 dan H1 : ζ 1 ζ 2 2 adalah tidak homogeny. Dari hasil uji Levene, s diperoleh nilai p(0.003) < α 0.05 menolak Ho artinya bahwa keragaman antara peserta Prima Tani dan bukan peserta Prima Tani tidak berbeda nyata, tidak homogen. Uji Beda nilai tengah (rata-rata) antara petani peserta Prima Tani dan bukan peserta Prima Tani dengan hipotesa H0 : µ 1 = µ 2 dan H0 : µ 1 µ 2. Dari hasil uji-t diperoleh nilai-p(0.010)<alpha 5 persen maka tolak H0 artinya kedua nilai tengah efisiensi

17 119 berbeda nyata. Artinya bahwa walaupun keduanya sudah efisien secara teknis namun dari hasil uji menunjukkan bahwa rata-rata efisiensi teknis petani peserta Prima Tani lebih tinggi dibandingkan rata-rata efisiensi teknis petani bukan peserta Prima Tani. Hal ini dapat terlihat dari pada Tabel 15. Berdasarkan kenyataan di lapangan petani peserta Prima Tani pada saat pelaksaan program Prima Tani sudah efisiensi secara teknis dimana dalam berusahatani, petani sudah menggunakan input produksi dengan baik. Namun hal ini perlu dilaksanakan secara kontinyu agar dapat meningkatkan produksi dan prodiktivitas padi di desa tersebut karena jika tidak demikian bisa tersaingi oleh petani bukan peserta Prima tani Faktor-faktor Inefisiensi Faktor-faktor yang mempengaruhi tingkat efisiensi teknis petani contoh diduga dengan menggunakan model efek inefisiensi teknis dari fungsi produksi stochastic frontier. Hasil pendugaan model efek inefisiensi teknis dapat dilihat pada Tabel 16. Variabel Umur (Z 1 ) dimasukan dalam model untuk mengetahui pengaruh umur terhadap efisiensi usahatani padi sawah. Asumsi yang dibangun semakin tinggi umur semakin tidak efisien petani dalam menjalankan usahataninya. Artinya umur diharapkan mempunyai koefisien regresi bertanda positif. Namun hasil dugaan menunjukkan bahwa umur petani bukan merupakan faktor yang penting yang mempengaruhi tingkat efisiensi yang dicapai oleh petani. Tanda yang didapatkan adalah negatif, tidak sesuai dengan yang diharapkan yaitu positif tetapi berpengaruh nyata. Artinya bahwa umur merupakan faktor yang penting

18 120 mempengaruhi tingkat efisiensi yang dicapai oleh petani peserta Prima Tani. Hal ini menjelaskan bahwa semakin tua umur petani maka semakin lemah dalam berusahatani dan kurang tertarik untuk menerima inovasi baru. Hasil penelitian ini sama dengan hasil yang ditemukan Widodo ( 1989) pada petani padi di Jawa Barat dan Jawa Tengah,dimana ditemukan faktor usia petani padi nyata berpengaruh negatif terhadap efisiensi teknis petani pada tingkat 10 persen. Untuk petani bukan peserta Prima Tani umur tidak berpengaruh terhadap efisiensi teknis dengan koefisien regresi bertanda positif sesuai dengan yang diharapkan. Hal ini menjelaskan bahwa dalam kegiatan usahatani, petani bukan peserta sudah terbiasa dengan kebiasaan bertanam padi sehingga petani yang berusia muda maupun petani yang berusia tua mempunyai peluang yang sama dalam memaksimalkan hasil usahataninya. Sukiyono (2005) dikatakan tingkat umur petani berpengaruh pada produktivitas kerja. Berbagai penelitian menemukan bahwa petani yang berada dibawah umur produktif akan memberikan hasil kerja yang lebih baik dibandingkan dengan petani pada umur yang kurang produktif. Petani pada umur produktif mempunyai semangat untuk ingin tahu apa yang belum mereka ketahui, sehingga dengan demikian mereka berusaha untuk lebih cepat melakukan adopsi inovasi walaupun sebenarnya mereka masih belum berpengalaman dalamsoal adopsi inovasi tersebut. Umur produktif biasanya berada pada kisaran umur antara tahun. Pendidikan (Z 2 ) digunakan sebagai proaksi dari masukan managemen. Tinggi rendahnya pendidikan petani akan berpengaruh kepada pengambilan keputusan yang cukup penting dalam berusahatani. Keputusan ini termasuk keputusan penting dalam efisiensi penggunaan masukan. Untuk petani peserta

19 121 Prima Tani ditemukan bahwa tingkat pendidikan bertanda positif dan tidak berpengaruh nyata terhadap tingkat inefisiensi teknis. Tidak berpengaruhnya pendidikan disebabkan karena petani memiliki tingkat pendidikan yang relatif sama dan memiliki pengalaman yang cukup lama dalam berusahatani padi. Demikian halnya untuk petani bukan peserta Prima Tani. Menurut Kebede (2001) dikatakan pendidikan meningkatkan kemampuan petani untuk mencari, memperoleh dan menginterprestasikan informasi yang berguna tentang input-input produksi. Artinya bahwa tingginya tingkat pendidikan akan juga berdampak pada kemauan dan kemampuan petani dalam mencari informasi tentang penggunaan faktor produksi. Tabel 16. Pendugaan Faktor-faktor Inefisiensi Teknis Fungsi Produksi Stochastik Frontier pada Petani Peserta Prima Tani dan Petani Bukan Peserta Prima Tani Variabel Petani Peserta Prima Tani Parameter t-ratio Petani Bukan Peserta Prima Tani Parameter t-ratio Dugaan dugaan Konstanta Umur (Z1) * Pendidikan (Z2) * Pengalaman Bertani (Z3) Dependency Ratio (Z4) Sistem Tanam (Z5) * Partisipasi dlm KT (Z6) Prilaku Petani (Z7) ** * Keterangan : ***.nyata pada α 0.05**. nyata pada α 0.01, * nyata pada α 0.10 Pengalaman (Z 3 ) dimasukan dalam model dengan pengalaman berusahatani berpengaruh terhadap kemampuan atau kemahiran seseorang melakukan usahatani. Petani yang lebih banyak pengalaman akan lebih mudah mengetahui kegunaan teknologi baru yang diperkenalkan sehingga terdorong untuk menguasai dan menerapkan teknologi tersebut. Hasil dugaan menunjukkan

20 122 bahwa pengalaman berusahatani berpengaruh positif dan tidak nyata terhadap inefisiensi teknis. Artinya, semakin berpengalaman petani semakin efisien dalam berproduksi terutama dalam penggunaan input-input produksi. Hal yang sama diperoleh oleh Kalirajan (1984), Kalirajan dan Shand (1986) dalam Bravo-ureta dan Pinheiro (1993) dinegara Philipina dan India yang menemukan pengalaman berpengaruh positif terhadap efisien teknis produksi padi. Hasil dugaan menunjukkan bahwa pengalaman petani bukan merupakan faktor penting mempengaruhi efisiensi teknis yang dicapai petani, baik untuk petani peserta program Prima Tani yang menerapkan PTT maupun untuk petani bukan peserta program Prima Tani. Hal ini mengindikasikan bahwa petani yang baru berpengalaman dalam usahatani padi sawah akan memperoleh peluang yang sama baik dengan petani yang berpengalaman. Hasil ini sesuai dengan yang dilakukan Siregar (1987) dan Haryani (2009). Usahatani padi adalah usahatani semusim yang paling sedikit dilakukan satu tahun satu kali, sehingga petani yang mempunyai pengalaman sedikit berpeluang untuk dapat menyesuaikan dengan cara-cara bertani yang dilakukan oleh petani yang sudah berpengalaman. Petani di lokasi penelitian umumnya bertani sejak turun temurun, mereka belajar dari orangtuanya sehingga mereka sangat mandiri. Dalam penelitian ini pengalaman bertani diukur dari pengalaman sejak mereka mulai berusahatani secara mandiri, maka variasi pengalaman bertani padi antar petani tidak mempunyai hubungan dengan efisiensi teknis produksi padi. Pengalaman bertani petani peserta Prima Tani cenderung positif dan petani bukan peserta Prima Tani cenderung negatif. Hal ini berkaitan dengan anggapan bahwa semakin lama pengalaman individu dalam sesuatu hal dalam hal ini berusahatani padi sawah, maka orang tersebut

21 123 cenderung untuk mempertahankan kebiasaannya sehingga petani yang berpengalaman bertani lebih lama cenderung kurang responsif pada hal-hal baru. Dependency Ratio (Z 4 ) atau rasio jumlah anggota keluarga yang tidak bekerja dan bekerja. Angka ketergantungan berpengaruh nyata dan negatif terhadap inefisiensi teknis pada petani peserta Prima Tani. Semakin tinggi ratio antara anggota keluarga yang tidak bekerja dan bekerja maka semakin efisien petani dalam mengelola usahataninya. Hasil menunjukkan bahwa petani yang memiliki jumlah tanggungan lebih banyak relatif lebih efisien dibandingkan dengan petani yang memiliki jumlah tanggungan yang sedikit. Hal ini berkaitan dengan pemanfaatan anggota keluarga sebagai tenaga kerja dalam keluarga. Hasil penelitian ini sejalan dengan hasil Bravo-ureta dan Pinheiro dalam Mariyah (2008) bahwa jumlah anggota keluarga mempengaruhi efisiensi. Pada petani bukan peserta prima Tani ditemukan angka ketergantungan berpengaruh nyata dan positif. Tanda yang diperoleh adalah negatif dan tidak berpengaruh nyata. Sistem tanam (Z 5 ) variabel ini dimasukan dengan pertimbangan dari hasilhasil penelitian yang menemukan adanya perbedaan yang signifikan terhadap produksi padi sawah dengan menggunakan tanam jajar legowo dibandingkan tanam tegal. Hasil dugaan menunjukkan bahwa baik di lokasi peserta Prima Tani maupun bukan peserta Prima Tani memiliki tanda negatif dan berpengaruh nyata. Hal ini mengindikasikan bahwa sistem tanam legowo di lokasi penelitian mempengaruhi efisiensi teknis. Hasil wawancara yang dilakukan dengan petani peserta Prima Tani yang menerapkan sistem tanam legowo dikatakan sistem tanam legowo memudahkan petani dalam melakukan penyiangan, memudahkan kontrol terhadap serangan hama tikus sehingga produksi meningkat.

22 124 Partisipasi petani dalam kelompok tani (Z 6 ) disertakan dalam model dengan dugaan berhubungan negatif dengan tingkat inefisiensi teknis petani padi. Ini berarti bahwa partisipasi dalam kelompok tani akan meningkatkan efisiensi penggunaan inputnya dengan asumsi petani yang aktif dalam kelompok tani akan: (1) meningkatkan pengetahuan melalui pendidikan non formal, (2) meningkatkan kemampuan manajerialnya, (3) meningkatkan aksesibilitas terhadap teknologi dan inovasi baru, dan (4) meningkatkan aksebilitas terhadap bantuan lainnya karena disalurkan melalui kelompok tani. Petani padi sawah diharapkan lebih aktif dalam kelompok tani sehingga dapat meningkatkan efisiensi usahataninya namun variabel ini tidak berpengaruh nyata pada petani program PTT. Partisipasi aktif pada kelompok tani berdasarkan hasil wawancara dilapangan menyebabkan berkurangnya aktivitas petani dalam berusahatani sehingga tingkat efisiensi petani di dalam usahatani padi mereka. Hal ini menyebabkan petani mulai kurang tertarik untuk mengikuti pertemuan kelompok. Demikian halnya di rasakan juga oleh petani bukan peserta Prima Tani. Parameter dugaan baik untuk lokasi peserta Prima Tani maupun bukan peserta Prima Tani adalah negatif dan tidak berpengaruh nyata. Prilaku petani (Z 7 ) dimasukan dalam model dengan dugaan berhubungan negatif dengan tingkat inefisiensi teknis petani padi. Ini berarti bahwa prilaku petani akan meningkatkan efisiensi penggunaan inputnya dengan asumsi petani yang respon dengan program Prima Tani mau mengadopsi rekomendasi teknologi anjuran dari program Prima Tani yang akhirnya berdampak pada produktivitas dan pendapatan petani peserta Prima Tani. Petani bukan peserta Prima Tani juga diharapkan mengikuti prilaku dari petani peserta Program Prima Tani. Parameter

23 125 dugaan untuk petani peserta Prima Tani adalah negatif dan berpengaruh nyata sedangkan untuk petani bukan peserta Prima Tani adalah negatif dan tidak berpengaruh nyata. Hasil analisis usahatani petani peserta Prima Tani dan petani bukan peserta Prima Tani menunjukkan bahwa total pendapatan petani dan R/C ratio yang diperoleh petani peserta Prima Tani dan bukan peserta Prima Tani pada Musim Hujan (MH) dan Musim Kemarau (MK) berbeda namun jika dilihat dari faktorfaktor inefisiensi yang mempengaruhi tingkat efisiensi usahatani padi untuk kedua lokasi hampir sama. Hal ini mengindikasikan yang membedakan pendapatan dan R/C ratio di kedua lokasi penelitian yaitu adanya bantuan melalui program Prima Tani pada petani peserta Prima Tani yaitu di Desa Sui Itik tetapi dalam berusahatani padi umumnya kedua petani memiliki perilaku yang sama. Hal ini disebabkan karena petani sudah biasa melakukan usahatani padi, mereka lebih banyak mendapat pengalaman bertani dari orangtua mereka, hanya saja pengetahuan mereka masih terbatas dalam berusahatani, umumnya mereka hanya berusahatani untuk memenuhi kebutuhan pangan, belum beroreantasi bisnis sehingga produksi dan produkstivitas yang dihasilkan masih rendah. Untuk itu perlu adanya terobosan teknologi untuk merubah perilaku dan kebiasaan petani sehingga menjadi lebih baik.