Analisis Faktor Produksi Padi Di Jawa Timur Tahun 2005 - 2015
Dengan Metode Cobb - Douglass
99
Vol 1, No 2 (2022 ) p - ISSN 2621 - 3842 e - ISSN 2716 - 2443
Pengujian secara simultan (uji F) dimaksudkan untuk melihat apakah semua variable independen
(bebas) yan g dimaksudkan dalam model mempunyai pengaruh secara bersama - sama (simultan) terhadap
variable dependen (terikat) (Ghozali,2009). Dengan dar pengambilan keputusan yaitu :
a. Jika t
hitung
> t
tabel
X Q W X N W L Q J N D W V L J Q L I L N D Q . P D N D +
0
ditolak dan H
a
diterima, artinya
variable bebas yang digunakan memberikan pengaruh yang signifikan terhadap variabel
terikat.
b. Jika t
hitung
< t
tabel
X Q W X N W L Q J N D W . P D N D +
0
diterima dan H
a
ditolak. Artinya variabe l
bebas yang digunakan tidah memberikan pengaruh yang signifikan terhadap variabel
terikat.
Dari data yang digunakan diketahui bahwa P value untuk uji F - statistic yaitu sebesar 0.000013
E H U D U W L O H E L K N H F L O G D U L . $ U W L Q \ D Y D U L D E H O E H E D V D W D X L Q G H S H Q G H Q yang digunakan dalam model
memberikan pengaruh yang signifikan terhadap variabel terikat atau dependen. Maka H
0
diterima dan
H
a
ditolak dalam model tersebut.
7. Uji Signifikansi Parameter Individual (Uji t)
Tujuan dilakukannya uji t ini adalah untuk melihat signifikasi dari pengaruh variabel independen
secara individu terhadap variabel dependen dengan anggapan kalau variabel lainnya kostan. Hasil uji
parameter data diatas adalah sebagai berikut :
a. Variabel luas lahan sawah
Hipoteisis pertama menyatakan jika luas lahan berpengaruh positif terhadap produksi padi
dijawa timur. Nilai t hitung variable luas lahan memiliki probabilitas sebesar 0.2672. Maka dengan
begitu, dapat dikatakan bila variable luas lahan X1 tidak signifikan sehingga hipotesis pertama y ang
menyatakan luas lahan sawah berpengaruh positif terhadap produksi padi dijawa timur adalah tidak
diterima.Variable luas lahan sawah secara statistic tidak signifikan mempengaruhi produksi padi,namun
memiliki nilai yang positif. Koefisien variabel luas lahan sawah sebesar 2.8015, artinyabila ada
penambahan luas lahan sawah sebesar 1% maka akan meningkatkan produksi padi dijawa timur sebesar
2.8015%.
b. Variabel luas panen
Hipoteisis kedua menyatakan jika luas panen berpengaruh positif terhadap produksi padi dijawa
timur. Nilai t hitung variable luas panen memiliki probabilitas sebesar 0.000. Maka dengan begitu, dapat
dikatakan bila variable luas panen X2 signifikan sehingga hipotesis kedua yang menyatakan luas panen
berpengaruh positif terhadap produksi p adi dijawa timur adalah diterima.Variabel luas panen
berpengaruh secara positif dan juga signifikan terhadap produksi padi dijawa timur. Maka dengan begitu,
apabila luas panen semakin bertambah maka semakin besar pula produksi pasi yanga kan diperleh dija wa
timur. Koefisien input produksi pada luas panen adalah sebesar 1.558. artinya bila ada penambahan luas
panen sebesar 1% maka akan meningkatkan produksi padi dijawa timur sebesar 1.558%.
V. PEN UTUP
5.1. Kesimpulan
Berdasarkan analisis data yang telah dilakukan dan pembahasan yang telah dikemukakan maka
diperoleh kesimpulan jika faktor - faktor produksi padi yang berpengaruh positif dan signifikan adalah
luas lahan sawah dan juga luas panen. keberagaman produksi usaha tani padi dapat dijelaskan oleh
variabel independen sebesar 94%. Sedangkan sisanya 6% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak
terdapat dalam persamaan.variabel lain yang ikut serta dalam mempengaruhi produksi padi bisa juga
tenaga kerja,bibit yang digunakan,pupuk yang digunakan atau bah kan umur dan pendidikan petani padi
di Jawa Timur.
Dari uji yang dilakukan yaitu uji normalitas,autokorelasi,multikoliaritas dan heteroskedastisitas
menunjukkan bahwa data luas lahan lahan sawah dan luas panen sudah terbebas dari masalah
Analisis Faktor Produksi Padi Di Jawa Timur Tahun 2005 - 2015
Dengan Metode Cobb - Douglass
100
Vol 1, No 2 (2022 ) p - ISSN 2621 - 3842 e - ISSN 2716 - 2443
normalitas,autoko relasi,mutikolinearitas dan juga heteroskedastisitas. Variable luas lahan sawah secara
statistic tidak signifikan mempengaruhi produksi padi,namun memiliki nilai yang positif. Koefisien
variabel luas lahan sawah sebesar 2.8015, artinyabila ada penambahan l uas lahan sawah sebesar 1%
maka akan meningkatkan produksi padi dijawa timur sebesar 2.8015%. Variabel luas panen berpengaruh
secara positif dan juga signifikan terhadap produksi padi dijawa timur. Maka dengan begitu, apabila luas
panen semakin bertambah m aka semakin besar pula produksi pasi yanga kan diperleh dijawa timur.
Koefisien input produksi pada luas panen adalah sebesar 1.558. artinya bila ada penambahan luas panen
sebesar 1% maka akan meningkatkan produksi padi dijawa timur sebesar 1.558%.
5.2. Saran
Dalam penelitian yang diadakan selanjutnya, dalam penggunaan variabel analisis bisa
menggunakan variabel yang lebih beragam lagi diantarnay bisa menggunakan jumlah tenaga kerja,
jumlah benih yang digunakan, dan juga jenis pupuk. Karna ketika banyak varia bel yang diolah maka kita
bisa melihat seberapa besar pengaruh tiap variabel indepen tersebut terhadap variabel dependen. Selain
itu bagaimana pengaruh yang diakibatkan oleh masing - masing variabel independen terhadap variabel
dependen juga bisa diketahui. Tidak hanya melihat faktor - faktor produksi,tetapi penelitian selanjutnya
juga bisa melihat tingkat efisiensi yang dapat memberikan informasi seberapa efisien faktor produksi
yang kita gunakan dalam model.
DAFTAR PUSTAKA
Badan Pusat Statistik. 2015. Produksi Tanaman Pangan 2005 - 2015. BadanPusat Statistik. Jakarta.
Badan Pusat Statistik Jawa Timur. 2015. Jawa Timur Dalam Angka 2015. Badan Pusat Statistik Jawa
Timur.Jawa Timur.
Benu, O. L., Suzana, J oachin N.K.D., dan Sudarti. 2011. Analisis efisiensi penggunaan faktor faktor
produksi pada usahatani padi sawah di Desa Mopuyu Utara Kecamatan Dumoga Utara Kabupaten
Bolaang Mongondow. Jurnal ASE. 7(1):38 - 47
Endang Sudaryanti. 2004. Faktor - faktor Yang Mem pengaruhi Produksi Kopi Rakyat di Kabupaten
Temanggung ( Studi Kasus di Kecamatan Candioito Kabupaten Temanggung ), Tesis S2.
Magister Ilmu Ekonomi dan Studi Pembangunan. Fakultas Ekonomi. Universitas Diponegoro.
Gujarati Damodar N. 2007. Dasar Dasar Ekono metrika. Penerbit Erlangga. Jakarta
Hayami, Y., 1969. Sources Of Agricultural Productivity Gap Among Selected Countries. American
Journal Of Agricultural Economics . 51 (3): 564 ± 575.
Kaiman, S., Rauf, A., & Arham, M. A. (2019). ANALISIS FUNGSI PRODUKSI US AHATANI
. ( ' ( / $ , ' , . $ % 8 3 $ 7 ( 1 3 2 + 8 : $ 7 2 ³ 6 W X G L . D V X V 3 U R J U D P 8 S D \ D . K X V X V 3 $ - $ / ( ´
Jurnal Agribisnis, 21(1), 99 ± 112.
Mubyarto. 1995. Pengantar Ekonomi Pertanian. LP3ES. Jakarta.
Soekartawi. 1995. Analisis Usahatani. Penerbit Universitas Indonesia. Jakarta.
S oekartawi. 2003. Teori Ekonomi Produksi Dengan Pokok Bahasan Analisis Fungsi Cobb - Douglass.
PT. Raja Grafindo Persada. Jakarta
Sri Rejeki.2006. Anaisis Efiensi Usahatani Jahe di Kabupaten Boyolali ( Studi Kasus di
kecamatan Ampel) , Tesis S2. Magister Ilmu Ekonomi dan Studi Pembangunan. Fakultas
Ekonomi. Universitas Diponegoro.
Sukirno, S. 2000. Pengantar Teori Mikro Ekonomi. PT Raja Grafindo Persada. Jakarta.
Swastika, D.K.S, Wargiono, Soejitno, dan A . Hasanudin. 2007. Analisis kebijakan peningkatan
produksi padi melalui efisiensi pemanfaatan lahan sawah di Indonesia. Jurnal Analisis Kebijakan
Pertanian. 5(1):36 - 52.
Wahyuningdyawati, F Kasijadi dan Heriyanto. 2003. Tingkat Adopsi Teknologi Usahatani Padi
Lahan Sawah di Jawa Timur : Suatau KAjian Model PengembanganCooperative Farming,
Jurnal Pengkajian dan Pengembangan Teknologi Pertanian Vol.6. No 1, Januari 2003, hlm 40 - 49.