VII ANALISIS FUNGSI PRODUKSI DAN EFISIENSI

Transkripsi

1 VII ANALISIS FUNGSI PRODUKSI DAN EFISIENSI 7.1 Analisis Produksi Stochastic Frontier Pendugaan Model Fungsi Produksi Stochastic Frontier Model yang digunakan untuk mengestimasi fungsi produksi usahatani ubi jalar adalah model fungsi Cobb-Douglas Stochastic Production Frontier menggunakan parameter Maximum Likelihood Estimated (MLE). Motode MLE digunakan untuk menggambarkan hubungan antara produksi maksimum yang dapat dicapai dengan penggunaan faktor-faktor produksi yang ada. Faktor-faktor produksi awal yang diduga mempengaruhi produksi ubi jalar adalah luas lahan, penggunaan bibit, penggunaan tenaga kerja, penggunaan pupuk unsur N, penggunaan unsur P, penggunaan unsur K, penggunaan pupuk daun, penggunaan pestisida, dan penggunaan pupuk kandang. Akan tetapi karena variabel pupuk daun, pestisida, dan pupuk kandang hanya digunakan oleh sebagian kecil responden sehingga dianggap tidak mewakili keragaan fungsi produksi ubi jalar di lokasi penelitian, maka variabel tersebut di keluarkan dari model fungsi produksi Cobb-Douglass Stochastic Frontier. Fungsi Cobb-Douglass Stochastic Production Frontier mengikuti kaidah diminishing return, sehingga agar relevan dengan analisa ekonomi maka pencarian model menghendaki nilai koefisien yang positif. Nilai koefisien yang positif dapat memberikan informasi untuk melakukan upaya agar setiap penambahan input dapat menghasilkan tambahan output yang lebih besar (Soekartawi 1994). Pencarian awal fungsi produksi dilakukan dengan metode Ordinary Least Square (OLS). Pendugaan parameter fungsi produksi dengan metode OLS menunjukan gambaran kinerja rata-rata (best fit) dari produksi petani pada tingkat teknologi yang ada. Fungsi produksi dibentuk dari variabel lahan, bibit, tenaga kerja, pupuk N, pupuk P, dan pupuk K. Tabel 24 berikut menunjukan hasil pendugaan fungsi produksi usahatani ubi jalar di Kecamatan Cilimus. 80

2 Tabel 24. Pendugaan Model Fungsi Produksi Cobb-Douglas Sochastic Frontier Ubi Jalar dengan Metode MLE tahun 2009 Variabel MLE Koefisien t-hitung Stochastic Frontier Intersep (ln β 0 ) Lahan (β1) Bibit (β2) Tenaka Kerja (β3) Pupuk N (β4) Pupuk P (β5) -0,553-0,846 0,520 0,440 0,397 0,010-0,17-1,89*** 1,67** 1,66** 2,11**** 0,62 Pupuk K (β6) 0,030 0,19 2 R 90,6 % P 2 σ γ LR test of one side error 0,000 0,032 0,122 11,89* Keterangan : **** nyata pada α = 2,5 % ** nyata pada α = 10 % *** nyata pada α = 5 % * nyata pada α = 25 % Hasil estimasi awal menggunakan metode OLS menunjukan nilai R 2 sebesar 90,6 persen, akan tetapi terdapat variabel yang memiliki koefisien negatif dan multikolinearitas yang tinggi antar variabel dalam model. Masalah multikolinearitas dapat diabaikan karena tidak mengacaukan uji statistik, jika nilai probabilitasnya di bawah R 2 maka hasil estimasi OLS masih BLUE (Best Linear Unbiased Estimator). Masalah multikolinearitas hanya menyebabkan standard error menjadi lebih besar sehingga t-hitung menjadi lebih kecil dan ini menyebabkan nilai tersebut menjadi tidak nyata. Berdasarkan metode MLE model ini memiliki nilai LR galat satu sisi sebesar 11,89 yang lebih besar dari χ 2 9 pada Tabel Chi Square Kodde dan Palm pada α = 0,25 yaitu 10,823, sehingga terdapat inefisiensi teknis pada model ini. Model 1 tersebut diperlihatkan oleh persamaan di bawah ini. ln Y = -0,553 0,846 ln L + 0,520 ln B + 0,440 ln TK + 0,397 ln N + 0,010 ln P + 0,030 ln K + v i - u i Model 1 masih memiliki masalah multikolinearitas, teknik untuk menghilangkan atau setidaknya mengurangi multikolinearitas adalah dengan membagi setiap variabel terikat dan bebas dengan variabel yang memiliki nilai 81

3 Korelasi Pearson yang tinggi. Cara ini menjadikan variabel tersebut keluar dari model dan terbentuk model fungsi produktivitas. Tabel 25 menunjukan hasil pendugaan dari fungsi produktivitas yang terbentuk. Tabel 25. Pendugaan Model (Model Restriksi) Fungsi Produksi Cobb-Douglas Sochastic Frontier Ubi Jalar dengan Metode MLE tahun 2009 Variabel MLE Koefisien t-hitung Stochastic Frontier Intersep (ln β 0 ) Bibit/Lahan (β1) Tenaka Kerja/Lahan (β2) Pupuk N/Lahan (β3) Pupuk P /Lahan (β4) 2,989 0,332 0,754-0,177 0,033 0,89* 1,07* 2,71**** -1,05* 2,04*** Pupuk K/Lahan (β5) -0,008-0,50 2 R 30,4 % P 2 σ γ LR test of one side error 0,101 0,033 0,033 12,28* Keterangan : **** nyata pada α = 1 % ** nyata pada α = 10 % *** nyata pada α = 5 % * nyata pada α = 25 % Masalah multikolinearitas tidak ada dalam Model 2, akan tetapi nilai R 2 dari model tersebut menjadi kecil, yaitu 30,4 persen. Hal ini berarti hanya 30,4 persen keragaman produktivitas dapat dijelaskan oleh variabel bebasnya. Model ini memiliki nilai LR galat satu sisi sebesar 12,29 yang lebih besar dari χ 2 9 pada Tabel Chi Square Kodde dan Palm pada α = 0,25 yaitu 10,823, sehingga terdapat inefisiensi teknis pada model kedua ini. Model 2 hasil restriksi tersebut diperlihatkan oleh persamaan di bawah ini. ln Y/L = 2, ,332 ln B/L + 0,754 ln TK/L 0,177 ln N/L + 0,033 ln P/L 0,008 ln K/L + v i -u i Keragaman fungsi yang dapat dijelaskan oleh variabel bebas pada Model 2 kecil, sehingga dicari model yang lebih baik. Cara lain yang dapat dilakukan untuk menghilangkan masalah multikolinearitas adalah dengan membagi variabel selain produksi dan lahan dengan variabel lahan, sehingga variabel lahan tetap ada dalam model. Model ketiga ini adalah model produksi 82

4 sebagai fungsi dari lahan, rasio bibit terhadap lahan, rasio tenaga kerja terhadap lahan, rasio pupuk N terhadap lahan, rasio pupuk P terhadap lahan, dan rasio pupuk K terhadap lahan. Tabel 26. Pendugaan Parameter dengan Metode MLE untuk Fungsi Produksi Cobb-Douglas Sochastic Frontier Ubi Jalar di Kecamatan Cilimus Variabel MLE Koefisien t-hitung Stochastic Frontier Intersep (ln β 0 ) Lahan (β1) Bibit/Lahan (β2) Tenaga Kerja/Lahan (β3) Pupuk N/Lahan (β4) Pupuk P/Lahan (β5) 0,706 0,730 0,057 0,445 0,071 0,026 0,20 5,13**** 1,75*** 1,57** 0,35 1,75*** Pupuk K/Lahan (β0) 0,014 0,79* 2 R 90,6 % P 2 σ γ LR test of one side error 0,000 0,027 0,029 12,89* Keterangan : **** nyata pada α = 0,5 % ** nyata pada α = 10 % *** nyata pada α = 5 % * nyata pada α = 25 % Model yang dibentuk tidak memiliki masalah multikolinearitas dan memiliki nilai R 2 yang sama dengan model 1 yaitu sebesar 90,6 persen. Nilai ini menunjukan bahwa keragaman produksi yang dapat dijelaskan oleh variabel bebas dalam model sebesar 90,6 persen. Model ini memiliki nilai LR galat satu sisi sebesar 12,89 yang lebih besar dari χ 2 9 pada Tabel Chi Square Kodde dan Palm pada α = 0,25 yaitu 10,823, sehingga terdapat inefisiensi teknis pada model ketiga ini. Model 3 diperlihatkan oleh persamaan berikut. ln Y = 0, ,730 ln L + 0,057 ln B/L + 0,445 ln TK/L + 0,071 ln N/L + 0,026 ln P/L + 0,014 ln K/L + v i -u i Berdasarkan dari hasil pendugaan model diatas, maka model yang digunakan sebagai model terbaik adalah model ketiga (Model 3). Model ini telah memenuhi kriteria dari fungsi produksi Cobb-Douglas Stochastic Frontier. 83

5 Selanjutnya model inilah yang akan dibahas untuk menggambarkan fungsi produksi dari usahatani ubi jalar di Kecamatan Cilimus Interpretasi Model Terbaik Fungsi Produksi Stochastic Frontier Model terbaik fungsi produksi stochastic frontier digunakan untuk menganalisis fungsi produksi usahatani ubi jalar di Kecamatan Cilimus. Parameter yang akan digunakan adalah parameter dari fungsi produksi stochastic frontier metode MLE. Tabel 26 memperlihatkan bahwa semua variabel berpengaruh positif dan nyata terhadap produksi ubi jalar, kecuali penggunaan pupuk N per lahan yang berpengaruh positif namun tidak nyata terhadap produksi ubi jalar. Berikut merupakan interpretasi dari masing-masing faktor produksi dalam model terbaik fungsi produksi stochastic frontier : 1. Lahan Penggunaan lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 99,5 persen terhadap produksi ubi jalar. Nilai elastisitas lahan terhadap produksi sebesar 0,73 menunjukan bahwa dengan peningkatan luas lahan sebesar satu persen maka akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,73 persen, cateris paribus. Namun peningkatan luas lahan harus diikuti oleh penggunaan input-input variabel lainnya per hektar dalam rasio yang konstan. Pengaruh lahan yang cukup besar menjelaskan bahwa ekstensifikasi merupakan cara untuk meningkatkan produksi yang paling baik di lokasi penelitian karena teknik maupun teknologi yang digunakan petani relatif sama karena belum ada inovasi teknik maupun teknologi yang memungkinkan terjadinya peningkatan produksi ubi jalar secara nyata. Ekstensifikasi luas tanam ubi jalar di lokasi penelitian masih memungkinkan karena masih banyak sumber daya lahan yang belum digunakan. Berdasarkan data penggunaan lahan dalam Rencana Tata Ruang Wilayah (RTRW) di Kabupaten Kuningan tahun 2008, terdapat 10 persen lebih lahan yang belum digunakan secara optimal untuk usaha ekonomi produktif berupa lahan belukar. 84

6 2. Bibit Penggunaan bibit per lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 95 persen terhadap produksi ubi jalar. Nilai elastisitas bibit per lahan terhadap produksi sebesar 0,057 menunjukan bahwa penambahan jumlah bibit per lahan sebesar satu persen akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,057 persen, cateris paribus. Hal ini menunjukan bahwa jumlah bibit yang digunakan petani selama ini masih memungkinkan untuk ditambah dan meningkatkan hasil produksi walaupun proporsi peningkatan produksinya kecil. Penggunaan rata-rata bibit ubi jalar di lokasi penelitian adalah ,16 setek/ha dengan jarak tanam cm dan jarak baris cm. Walaupun penggunaan bibit di lokasi penelitian melebihi anjuran dari penyuluhan pertanian yaitu sebesar setek/ha dengan jarak tanam cm dan jarak baris cm, namun penambahan jumlah bibit per hektar lahan ini berpengaruh positif dan signifikan walaupun kecil. Petani responden di lokasi penelitian menambahkan jumlah bibit yang digunakan dengan cara memperpendek jarak tanam dan jarak baris. Pengaruh perubahan yang kecil sebesar 0,057 persen diduga karena penggunaan bibit sudah mendekati jumlah maksimum dari kapasitas lahan. 3. Tenaga Kerja Penggunaan tenaga kerja per lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 90 persen terhadap produksi ubi jalar. Nilai koefisien tenaga kerja per lahan sebesar 0,445 menunjukan bahwa dengan adanya penambahan tenaga kerja sebesar satu persen akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,445 persen, cateris paribus. Penambahan tenaga kerja terutama diperlukan untuk aktifitas pemeliharaan seperti pengairan, pengendalian hama dan penyakit, penyiangan dan pembalikan batang. Pemeliharaan ubi jalar di lokasi penelitian belum intensif karena hanya dilakukan secara kondisional tidak secara kontinu dilakukan. Semakin rendah aktifitas pemeliharaan maka semakin tinggi peluang tanaman ubi jalar terkena serangan hama dan penyakit. Hal ini dikarenakan tanaman ubi jalar di lokasi penelitian rentan terhadap hama lanas yang belum ada obatnya, sehingga diperlukan tindakan pencegahan dengan pemeliharaan yang 85

7 intensif. Pemeliharaan yang intensif menjadikan perlunya petani menambah penggunaan tenaga kerja untuk meningkatkan produksi ubi jalar. 4. Pupuk N Penggunaan pupuk N per lahan berpengaruh positif namun tidak nyata. Nilai koefisien pupuk N per lahan sebesar 0,071 menunjukan bahwa dengan adanya peningkatan penggunaan pupuk unsur N sebesar satu persen maka akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,071 persen, cateris paribus, akan tetapi tidak akan berpengaruh nyata. Hal ini dikarenakan penggunaan pupuk P yang hampir seragam antar petani responden dan sudah melewati penggunaan anjuran, rata-rata penggunaan pupuk N per hektar di lokasi penelitian adalah 81,26 kg, sedangkan anjurannya adalah 46 kg per hektar. Sehingga peningkatan penggunaan pupuk N tidak akan meningkatkan produksi usahatani ubi jalar di lokasi penelitian. 5. Pupuk P Penggunaan pupuk P per lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 95 persen. Nilai koefisien sebesar 0,026 menunjukan bahwa dengan adanya penambahan pupuk unsur P sebesar satu persen akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,026 persen, cateris paribus. Nilai elastisitas yang kecil dari penggunaan pupuk P per lahan menyebabkan pengaruh yang diberikan oleh penambahan pupuk P per lahan terhadap peningkatan produksi juga kecil yaitu sebesar 0,026 persen saja. Rata-rata penggunaan pupuk P di lokasi penelitian adalah 26,93 kg per hektar, sedangkan anjuran dari penyuluhan pertanian sebesar 45 kg per hektar. Pupuk P berguna untuk merangsang pertumbuhan akar tanaman muda. Dengan semakin meningkat penggunaan pupuk P (masih di bawah batas dosis maksimum), maka umbi yang dihasilkan semakin banyak dan sehat sehingga produksi akan meningkat. 6. Pupuk K Penggunaan pupuk K per lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 75 persen. Nilai koefisien pupuk per lahan sebesar 0,014 menunjukan bahwa dengan adanya penambahan penggunaan pupuk unsur K maka 86

8 akan meningkatkan produksi ubi jalar sebesar 0,014 persen, cateris paribus. Rata-rata penggunaan pupuk K di lokasi penelitin adalah 37,97 kg/ha, sedangkan anjuran yang diberikan punyuluh pertanian adalah 75 kg/ha. Penggunaan pupuk K/L yang kecil dikarenakan tingkat kesadaran petani akan pentingnya penggunaan pupuk KCl (sumber unsur K) masih rendah (Lampiran 6). Pupuk K berguna salah satunya untuk pembentukan karbohidrat. Semakin meningkat penggunaan pupuk K (di bawah batas penggunaan maksimum), maka tanaman yang dihasilkan akan mengalami pembentukan umbi menjadi lebih besar sehingga hasil produksi ubi jalar dapat meningkat. 7.2 Tingkat Efisiensi Teknis dan Inefisiensi Teknis Model efek inefisiensi teknis dianalisis secara simultan dalam model stochastic production frontier. Variabel-variabel bebas yang digunakan adalah umur, pengalaman, pendidikan, lama kerja petani di luar usahatani, pendapatan di luar usahatani, status kepemilikan lahan dan penyuluhan. Tabel 27 menerangkan ringkasan statistik dari variabel yang digunakan dalam model efek inefisiensi teknis. Tabel 27. Ringkasan Statistik Bebas Variabel Model Inefisiensi Teknis Bebas variabel Mean Min Maks Std dev Umur (tahun) 49, ,19 Pengalaman (tahun) 25, ,39 Pendidikan (tahun) 7, ,69 lama kerja di luar usahatani (hari) 62, ,28 pendapatan di luar usahatani (Rp 1000) 5.747, ,88 status kepemilikan lahan (dummy) 0, ,51 penyuluhan (dummy) 0, ,43 Hasil pendugaan tingkat efisiensi teknis menunjukan tingkat efisiensi teknis petani ubi jalar berada pada range 0,52 sampai 0,99, rata-rata tingkat efisiensi teknis petani ubi jalar di Kecamatan Cilimus adalah 0,75 atau 75 persen dari produksi maksimum. Hal ini menunjukan bahwa usahatani ubi jalar di 87

9 Kecamatan Cilimus telah cukup efisien dan masih terdapat peluang meningkatkan produksi sebesar 25 persen untuk mencapai produksi maksimum. Petani dikategorikan efisien jika memiliki nilai indeks efisiensi lebih dari 0,7 (Sumaryanto, 2001). Sebesar 66,67 persen petani memiliki tingkat efisiensi teknis di atas 0,7 sedangkan sisanya sebesar 33,33 persen masih di bawah 0,7. Petani yang memiliki indeks efisiensi teknis di bawah 0,7 dapat dijadikan sasaran penyuluhan peningkatan manajemen usahatani dan teknis pertanian. Hal ini dikarenakan petani masih memiliki potensi maksimum yang seharusnya dicapai dari penggunaan sumber daya yang ada serta peluang memperoleh peningkatan produksi umumnya lebih besar dan cukup nyata. Dampak yang ditimbulkan akan positif bagi petani dan memiliki efek demonstratif yang positif (Sumaryanto,2001). Tabel 28. Sebaran Petani Responden Berdasarkan Tingkat Efisiensi Teknis Usahatani Ubi Jalar di Kecamatan Cilimus Kelompok Efisiensi Teknis Jumlah (orang) Presentase (%) TE < 0,5 0 0,00 0,5 TE 0, ,33 0,6 TE 0,7 6 20,00 0,7 TE 0, ,67 0,8 TE 0,9 6 20,00 TE > 0,9 3 10,00 Total ,00 Rata-rata TE 0,75 Minimum TE 0,52 Maksimum TE 0,99 Faktor-faktor yang mempengaruhi efisiensi teknis dianalisis dengan model efek inefisiensi teknis dengan variabel-variabel yang telah diterangkan sebelumnya. Hasil dari analisis model inefisiensi teknis menunjukan bahwa terdapat tiga variabel yang berpengaruh nyata dan positif terhadap inefisiensi teknis produksi, yaitu pengalaman, lama kerja petani di luar usahatani, dan status kepemilikan lahan. sedangkan variabel lainnya seperti umur, pendidikan, dan pendapatan di luar usahatani berpengaruh negatif terhadap inefisiensi teknis dan 88

10 berpengaruh nyata. Sedangkan variabel penyuluhan berkorelasi negatif dan tidak berpengaruh nyata terhadap inefisiensi teknis. Tabel 29. Pendugaan Parameter Maximum-Likelihood Model Inefisiensi Teknis Produksi Ubi Jalar di Kecamatan Cilimus Tahun 2009 Variabel Parameter Koefisien t-hitung Inefficiency Model Intersep Umur Pengalaman Pendidikan Lama kerja di luar usahatani Pendapatan di luar usahatani Status kepemilikan lahan Penyuluhan δ 0 δ 1 δ 2 δ 3 δ 4 δ 5 δ 6 δ 7 1,2838 (0,4081) -0,0208 (0,010) 0,0127 (0,008) -0,0026 (0,021) 0,0020 (0,001) -0,00003 (0,00001) 0,0982 (0,1007) -0,0677 (0,1274 Keterangan : Angka dalam kurung menunjukan galat baku (standard error) **** nyata pada α = 2,5 % ** nyata pada α = 10 % *** nyata pada α = 5 % * nyata pada α = 25 % 3,1457**** -1,9871*** 1,5402** -1,2786* 1,5440** -2,2123**** 0,9754* -0,5317 Pengaruh dari masing-masing efek inefisiensi teknis akan diuraikan sebagai berikut : 1. Umur Petani Umur petani berkorelasi negatif dan nyata terhadap efek inefisiensi teknis usahatani ubi jalar. Koefisien 0,02 menunjukan jika petani bertambah umurnya satu tahun, maka inefisiensi akan turun sebesar 0,02, cateris paribus. Hal ini menunjukan bahwa semakin bertambahnya umur petani maka inefisiensi teknis usahatani ubi jalar akan semakin rendah dan akan berpengaruh nyata terhadap efek inefisiensi teknis. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis awal, dikarenakan usia mayoritas petani responden masih dalam usia produktif (20-50 tahun), sehingga mayoritas petani masih terbuka akan penyerapan teknik dan teknologi baru yang diberikan oleh penyuluh. Dengan semakin bertambahnya usia maka 89

11 pengetahuan petani akan teknik budidaya yang tepat dan efisien pun akan semakin bertambah sehingga pengambilan keputusan akan lebih baik, selain itu petani yang lebih berumur tidak bekerja sendirian di ladang tetapi dibantu dengan tenaga yang lebih muda sehingga keputusan yang diambil oleh petani dapat dilaksanakan dengan baik karena adanya pengarahan yang baik. Faktor modal di sini juga berperan karena petani responden yang lebih berumur umumnya memiliki modal yang lebih banyak dibandingkan dengan petani muda yang merupakan petani baru. 2. Pengalaman Pengalaman berpengaruh positif dan nyata terhadap efek inefisiensi teknis usahatani ubi jalar di lokasi penelitian. Koefisien 0,01 menunjukan jika pengalaman petani bertambah satu tahun maka inefisiensi teknis akan bertambah 0,01. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis awal yang diduga pengalaman akan menurunkan inefisiensi teknis. Hal ini dikarenakan pengalaman yang dimaksud disini adalah pengalaman menggunakan teknik budidaya yang biasa dilakukan (konvensional) yang telah terbentuk oleh pengalaman dan kepercayaan secara turun temurun. Sehingga dengan semakin bertambahnya pengalaman petani maka petani akan lebih sulit untuk merubah kebiasaan teknik budidayanya karena pengalaman telah membentuk teknik budidaya petani yang kuat. Selain itu, hal ini dikarenakan petani berpengalaman enggan mengikuti anjuran yang diberikan penyuluh pertanian mengenai inovasi teknik budidaya maupun teknologi yang baru. Selain karena telah nyaman dengan teknik yang biasa digunakan, petani yang lebih berpengalaman juga merasa bahwa mereka lebih mengerti mengenai penguasaan lahan dibandingkan para penyuluh. Sedangkan petani yang kurang berpengalaman lebih terbuka terhadap teknologi dan inovasi baru dalam berusahatani karena belum menemukan teknik yang terbaik dalam berusahatani. Umur dan pengalaman pada penelitian ini ditemukan tidak berkorelasi positif. Hal ini dikarenakan petani yang berumur tua belum tentu memiliki pengalaman yang lama, begitu pun sebaliknya. Petani yang berumur tua, namun memiliki pengalaman yang sedikit contohnya dikarenakan sebagian petani responden yang berumur tua menghabiskan masa mudanya dengan merantau atau 90

12 bekerja di luar usahatani. Petani tua (dalam usia produktif) tersebut dapat dikatakan petani baru dan lebih terbuka terhadap adopsi teknik dan teknologi baru yang diberikan penyuluh karena masih dalam proses pencarian teknik budidaya terbaik. Sehingga dengan adopsi teknik dan teknologi serta dukungan modal petani tersebut memiliki tingkat inefisiensi teknis yang rendah. 3. Pendidikan Pendidikan diukur berdasarkan jumlah waktu (tahun) yang ditempuh petani dalam menjalankan masa pendidikan formalnya. Pendidikan berkorelasi negatif dan berpengaruh nyata terhadap inefisiensi teknis sesuai dengan hipotesis awal. Hal ini menunjukan bahwa semakin tinggi tingkat pendidikan petani maka inefisiensi teknis usahatani akan semakin rendah. Petani responden yang mempunyai kesempatan untuk menempuh pendidikan yang lebih tinggi di lokasi penelitian memilih untuk masuk ke sekolah jurusan pertanian. Mayoritas petani responden adalah lulusan SD dan sebanyak 30 persen melanjutkan ke jenjang pendidikan yang lebih tinggi. Petani yang mendapatkan pendidikan formal mampu untuk membaca, menulis dan menghitung. Kemampuan ini walau sederhana tapi mampu membantu petani dalam melakukan pengelolaan usahataninya menjadi lebih baik dan efisien. Maka dari itu faktor pendidikan di lokasi penelitian berdampak nyata dalam menurunkan inefisiensi teknis usahatani ubi jalar. 4. Lama kerja di luar usahatani Lama kerja di luar usahatani dihitung dalam hari (1 hari = 6 jam) yaitu waktu yang digunakan petani untuk bekerja di luar usahatani dengan menggunakan waktu kerja yang seharusnya digunakan untuk bekerja di usahatani selama masa produksi ubi jalar. Lama kerja di luar usahatani berkorelasi positif dan berpengaruh nyata terhadap inefisiensi teknis, sesuai dengan hipotesis awal. Hal ini menunjukan bahwa semakin lama petani bekerja di luar usahatani maka semakin tingggi efek inefisiensi teknis yang ditimbulkan. Efek inefisiensi teknis yang tinggi disebabkan oleh berkurangnya waktu yang digunakan petani dalam mengelola usahatani sedangkan pengelolaan tetap dilakukan oleh petani sendiri 91

13 tanpa mempercayakannya kepada petani lain, sehingga pengelolaan usahatani menjadi tidak baik dan inefisiensi menjadi semakin tinggi. 5. Pendapatan di luar usahatani Pendapatan di luar usahatani dihitung dalam ribu rupiah untuk setiap pendapatan yang diterima petani di luar usahataninya selama lima bulan masa produksi ubi jalar. Pendapatan di luar usahatani berpengaruh negatif dan nyata terhadap inefisiensi teknis ubi jalar sesuai dengan hipotesis awal. Hal ini menunjukan bahwa dengan semakin tingginya pendapatan yang diterima petani di luar usahatani selama masa produksi, maka semakin rendah efek inefisiensi teknis usahatani ubi jalar petani tersebut. Pendapatan di luar usahatani tersebut dapat digunakan sebagai modal untuk pembelian input usahatani ubi jalar khususnya pupuk dan obat-obatan tepat pada waktunya. Seringkali dengan keterbatasan modal petani menunda pemupukan dan penyemprotan, hal ini dapat meningkatkan peluang terjadinya hama dan produksi yang menurun. Sehingga dengan adanya pendapatan di luar usahatani, maka inefisiensi teknis dapat diturunkan 6. Status kepemilikan lahan Status kepemilikan lahan diukur dengan dummy lahan milik, HGP, dan sakap = 1, dan sewa lahan = 0. Status kepemilikan lahan berpengaruh positif dan nyata pada taraf kepercayaan 75 persen terhadap inefisiensi teknis. Hal ini menunjukan petani yang mengusahakan usahatani ubi jalar di lahan milik, HGP, dan sakap memiliki efek inefisiensi yang tinggi, sedangkan petani dengan lahan sewa memiliki efek inefisiensi yang rendah atau lebih efisien. Petani dengan lahan sewa akan lebih berusaha untuk mengelola usahataninya dengan teknik budidaya dan penggunaan sumber daya yang lebih efisien. Hal ini dikarenakan petani sewa telah mengeluarkan biaya sewa lahan di awal tahun untuk lahan usahataninya, sehingga petani berusaha untuk mengejar kembalinya modal sewa disamping untuk memperoleh keuntungan. Sedangkan petani dengan lahan milik dan HGP diduga tidak efisien karena pengelolaan sumber daya yang tidak terbatasi oleh biaya dan cenderung berlebih karena petani pemilik dan HGP mayoritas memiliki pendapatan yang besar dan tujuan pengelolaannya hanya untuk mencari keuntungan. Petani dengan lahan 92

14 sakap diduga tidak efisien karena keterbatasan penggunaan sumber daya dalam berusahatani karena seluruh input usahatani ditentukan oleh pemilik lahan, sedangkan petani penyakap hanya menyediakan tenaga kerja. Input yang disediakan pemilik lahan tidak selalu sesuai dengan kebutuhan usahatani ubi jalar yang dijalankan petani penyakap. Hal ini menyebabkan inefisiensi teknis menjadi tinggi. 7. Penyuluhan Penyuluhan berpengaruh negatif dan tidak nyata terhadap inefisiensi teknis ubi jalar. Hal ini menunjukan bahwa dengan adanya penyuluhan mengenai teknik dan teknologi usahatani dapat meningkatkan efisiensi teknis petani ubi jalar, tetapi tidak berpengaruh nyata karena sebagian besar petani ubi jalar di lokasi penelitian lebih nyaman dengan teknik budidaya yang telah biasa dikerjakan, sehingga sulit melakukan perubahan dengan mengadopsi teknik maupun teknologi baru dalam usahatani ubi jalar. Tingkat penerapan teknologi petani masih rendah, sesuai dengan data dari penyuluh pertanian bahwa tingkat penerapan teknologi ubi jalar di lokasi penelitian masih 44,42 persen dan tingkat kepercayaan terhadap penggunaan inovasi input produksi masih rendah (Lampiran 6). Faktor lain yang mempengaruhi yaitu adanya risiko produksi dan risiko harga yang tinggi dalam usahatani ubi jalar, petani enggan mengambil risiko dengan menerapkan anjuran dari penyuluh jika penyuluh tidak memiliki bukti nyata bahwa teknik dan teknologi yang diperkenalkan pasti akan meningkatkan hasil produksi ubi jalar. Faktor kepercayaan petani terhadap penyuluhan masih relatif rendah, maka dari itu penyuluh harus melakukan pendekatan yang lebih tepat untuk meningkatkan tingkat kepercayaan petani tersebut agar tingkat penerapan teknologi ubi jalar dapat meningkat dan berdampak nyata. 7.3 Implikasi Penelitian Hasil dari penelitian ini, memberikan beberapa implikasi terhadap kebijakan pemerintah dan manajerial usahatani yang dapat diterapkan oleh petani ubi jalar sebagai alternatif pemecahan masalah serta untuk meningkatkan produksi dan efisiensi teknis usahatani ubi jalar di Kecamatan Cilimus Kabupaten Kuningan. Peningkatan produksi dapat dicapai dengan cara menggeser production 93

15 frontier (peningkatan efisiensi teknis) atau dengan cara memperbaiki tingkat efisiensi dengan pemakaian teknologi tertentu (bergerak menuju frontier). Hasil penelitian menunjukan bahwa variabel yang memiliki korelasi negatif terhadap inefisiensi (mampu meningkatkan efisiensi teknis) adalah umur, pendidikan, pendapatan di luar usahatani, dan penyuluhan. Sedangkan pengalaman, lama kerja di luar usahatani, dan status kepemilikan lahan berpengaruh positif terhadap inefisiensi teknis (menurunkan efisiensi teknis). Berdasarkan hasil penelitian ini maka beberapa implikasi kebijakan yang dapat diambil adalah : 1. Lahan dan tenaga kerja berdasarkan hasil penelitian memiliki korelasi yang positif dan berdampak nyata dengan nilai elastisitas yang tinggi. Sedangkan variabel yang lain walaupun berdampak positif dan nyata akan tetapi nilai elastisitasnya rendah mendekati nol (inelastis), sehingga penambahan input hanya akan mempengaruhi sedikit penambahan output. Maka dari itu, upaya peningkatan produksi diprioritaskan kepada variabel lahan dan tenaga kerja. Penambahan lahan dapat dilakukan dengan ekstensifikasi lahan oleh pemerintah atau memperluas lahan garapan oleh petani dengan proporsi penggunaan input yang konstan. Sedangkan penambahan tenaga kerja khususnya diperlukan untuk aktifitas pemeliharaan. Tanaman ubi jalar memerlukan pemeliharaan yang intensif seperti penyulaman, pembalikan batang, pengairan, dan pengendalian HPT. 2. Pendidikan formal mampu berdampak nyata untuk meningkatkan efisiensi teknis usahatani ubi jalar. Maka dari itu, perlu adanya peningkatan sumber daya manusia melalui pendidikan formal dengan mempermudah akses keluarga petani terhadap dunia pendidikan di lokasi penelitian. Lembaga pendidikan khususnya Sekolah Pertanian akan lebih tepat untuk dilaksanakan di lokasi penelitian, selama ini sekolah pertanian yang ada di Kabupaten Kuningan hanya satu dan tidak terlalu populer. Perlu adanya upaya untuk menaikan citra dunia pertanian yang menguntungkan agar menarik minat para pemuda untuk belajar pertanian, karena sumber daya alam yang ada sangat mendukung untuk pengembangan pertanian dan agribisnis secara luas. 94

16 3. Petani perlu untuk melakukan pengelolaan pada aktifitas bekerja di luar usahatani dan pendapatan usahatani agar keduanya mampu untuk meningkatkan efisiensi teknis. Upaya yang dapat dilakukan adalah dengan melakukan tumpang sari atau berternak. Sistem tumpang sari belum banyak dipraktikan di lokasi penelitian. Jika petani mampu untuk menerapkan teknik tumpang sari yang baik maka petani dapat mendapatkan pendapatan tambahan tanpa harus bekerja di luar usahatani. Begitu pun dengan beternak, petani tidak akan kehilangan waktu mengelola usahataninya karena aktifitas beternak tidak memerlukan waktu yang banyak serta dapat memanfaatkan daun ubi jalar sebagai pakan ternak yang diusahakan. 4. Penyuluhan berdasarkan hasil penelitian mampu untuk meningkatkan efisiensi teknis usahatani ubi jalar, namun belum berdampak nyata. Maka dari perlu adanya peningkatan pembinaan petani melalui penyuluhan lapangan oleh tenaga penyuluh lapangan mengenai manajerial usahatani ubi jalar dengan pendekatan yang lebih tepat sehingga mampu untuk berdampak nyata. Program-program penyuluhan harus mampu mendekati petani dari sisi sosial budaya karena usahatani ubi jalar sudah merupakan budaya yang melekat kuat di lokasi penelitian serta dari sisi ekonomi karena usahatani ubi jalar merupakan salah satu sumber pendapatan utama rumah tangga petani di lokasi penelitian. Penyuluh harus mampu meyakinkan bahwa teknik dan teknologi yang diperkenalkan akan mendatangkan keuntungan ekonomi bagi petani. Salah satu pendekatan yang dapat dilakukan adalah dengan program Sekolah Lapang Pengelolaan Tanaman Terpadu (SLPTT) Ubi Jalar. Program ini memerlukan sinergi dari intansi terkait, seperti Pemerintah Daerah Kabupaten Kuningan, Dinas Pertanian, Balai Penyuluhan, Balitkabi, tokoh masyarakat, dan semua komponen sistem agribisnis ubi jalar. 95