Model fungsi yang digunakan dalam menduka faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan petani tambak polikultur adalah model fungsi Cobb-Douglas. Pendapatan petani tambak ini diduga dipengaruhi oleh beberapa variabel dengan taraf nyata 5% meliputi luas tambak ( ), hasil panen ikan bandeng ( ), hasil panen udang windu ( ), jumlah tenaga kerja ( , lama usaha ( , penggunaan obat ( ), tambak terdapat mangrove ( ), penggunaan pupuk ( ) serta diolah dengan menggunakan perangkat lunak Minitab 15. Berdasarkan hasil analisis regresi variabel bebas dan jumlah pendapatan petani tambak polikultur, dihasilkan persamaan regresi sebagai berikut:
Ln Y = 10,55 + 0,0789 LnX + 0,305 LnX + 0,816 LnX - 0,0242 LnX + 0,0308 LnX - 0,0704 D + 0,0785 D + 0,0124 D +
Keterangan:
Y = Pendapatan petani tambak polikultur (Rp/ha/musim) a = Intercept
b … , b = Koefisien regresi yang akan diduga
X = Luas tambak (ha)
X = Hasil panen ikan bandeng (Kg/ha/musim) X = Hasil panen udang windu (Kg/ha/musim) X = Jumlah tenaga kerja (orang)
X = Lama usaha (tahun)
59 D = Dummy tambak terdapat mangrove (1= ya, 0= tidak)
D = Dummy penggunaan pupuk (1= ya, 0= tidak)
ε = Galat atau error
Berdasarkan hasil uji statistik dapat dinyatakan bahwa model yang dihasilkan telah memenuhi kriteria. Hal ini dapat dilihat dari nilai koefisien determinasi R-Sq adjusted sebesar 89,9%. Hal ini menunjukkan bahwa variabel-variabel luas tambak, hasil panen ikan bandeng, hasil panen udang windu, jumlah tenaga kerja, lama usaha, penggunaan obat, terdapat mangrove dan penggunaan pupuk dapat menjelaskan sebesar 89,9% variasi produksi ikan bandeng dan sisanya sebanyak 10,1% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan kedalam model. Uji F dilakukan untuk menguji model secara keseluruhan, sehingga dapat diketahui pengaruh seluruh variabel bebas terhadap pendapatan petani tambak. Nilai F sebesar 24,47 dengan P-value 0,000 lebih kecil dari taraf nyata (α = 5%) menunjukkan bahwa variabel-variabel bebas dalam model secara bersama-sama berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak.
Faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan petani tambak terlihat pada Tabel 5 Secara rinci hasil regresi pengaruh variabel tak bebas terhadap pendapatan petani tambak dari aktivitas budidaya polikultur dengan menggunakan Minitab 15 disajikan dalam Lampiran 2.Hasil pengolahan data dengan menggunakan
softwareMinitab 15 terdapat gambar-gambar berupa grafik yang terdapat di Lampiran 2. Gambar tersebut berfungsi untuk melihat apakah model fungsi yang digunakan memenuhi kriteria uji normalitas dan uji heteroskedastisitas yang akan dijelaskan pada sub-bab selanjutnya yang berjudul uji kriteria ekonometrika.
60 Tabel 5. Faktor-faktor yang Mempengaruhi Pendapatan Petani Tambak
Polikultur
Variabel Koefisien regresi
Standar
error Nilai t hitung Peluang VIF
Konstanta 10.5541 0,5872 17,97 0,000 Luas Tambak 0,07892 0,04801 1,64 0,124 2,083
Hasil Panen Ikan Bandeng 0,3054 0,1009 3,03 0,010** 1,404 Hasil Panen Udang Windu 0,81632 0,08658 9,43 0,000** 1,871 Tenaga Kerja -0,02416 0,07813 -0,31 0,762 1,656 Lama Usaha 0,03076 0,03261 0,94 0,363 1,852 Obat -0,07045 0,06067 -1,16 0,266 2,771 Mangrove 0,07853 0,06314 1,24 0,236 1,782 Pupuk 0,01239 0,4221 0,29 0,774 1,188 R-Sq 93,8% R-Sq (adj) 89,9% ** α(0,05) Analysis of Variance Source DF SS MS F P Regression 8 1,13482 0,14185 24,47 0,000 Residual Error 13 0,07535 0,00580 Total 21 1,21017 Durbin Watson 1,87286
Sumber : Hasil Output Minitab 15 (2012)
Model fungsi Cobb-Douglas digunakan untuk mencari model produksi terbaik dari usaha budidaya polikultur dan untuk menjelaskan pengaruh faktor pendapatan petani tambak terhadap produksi budidaya polikultur. Dalam model fungsi Cobb-Douglas nilai koefisien regresi merupakan nilai elastisitas dari masing-masing variabel tersebut, penjumlahan dari nilai-nilai koefisien dapat digunakan untuk menduga keadaan skala usaha. Dari model faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan petani tambak yang diduga, menunjukkan bahwa jumlah-jumlah nilai koefisien regresi adalah 1,288. Jumlah elastisitas produksi lebih besar dari satu menunjukkan bahwa skala usaha budidaya tambak polikultur pada skala kenaikan hasil meningkat (increasing return to scale).
Fungsi pengaruh pendapatan petani tambak pada penelitian ini termasuk kedalam daerah produksi satu karena mempunyai elastisitas lebih dari satu sehingga berada di daerahirrasional. Daerah produksi ini mencerminkan hasil panen ikan bandeng dan udang windu belum optimal sehingga keuntungan
61 maksimal belum tercapai. Variabel-variabel yang diduga mempengaruhi pendapatan petani tambak sebagai berikut:
a. Luas Tambak
Rata-rata luas tambak di Desa Langensari untuk setiap unitnya adalah satu hektar. Dalam penelitian ini luas tambak berpengaruh positif terhadap pendapatan petani tambak. Meskipun memiliki pengaruh positif, secara statistik luas tambak tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak pada taraf nyata 5% karena memiliki nilai P sebesar 0,124.
b. Hasil Panen Ikan Bandeng
Hasil panen ikan bandeng merupakan jumlah bobot ikan bandeng yang dipanen setiap hektarnya. Jumlah bobot ikan bandeng setiap petani berbeda tergantung ukuran ikan pada saat dipanen. Rata-rata jumlah bobot ikan bandeng yang diterima petani saat panen sebesar 193 kg/hektar/musim. Dalam penelitian ini dapat dilihat dari hasil regresi, hasil panen ikan bandeng berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak dengan nilai P sebesar 0,010 artinya hasil panen ikan bandeng signifikan pada taraf nyata α = 5%. Hal ini dikarenakan semakin besar hasil panen ikan bandeng yang didapat dapat meningkatkan pendapatan petani tambak. Berdasarkan hasil analisis Cobb-Douglas, faktor hasil panen ikan bandeng memiliki koefisien sebesar 0,305 artinya setiap peningkatan 1% hasil panen ikan bandeng diduga rata-rata akan meningkatkan pendapatan petani tambak sebesar 0,305% dengan asumsi variabel lain tetap (cateris paribus). c. Hasil Panen Udang Windu
Hasil panen udang windu merupakan jumlah bobot udang windu yang dipanen setiap hektarnya. Jumlah bobot udang windu setiap petani berbeda
62 tergantung ukuran udang windu pada saat dipanen. Rata-rata jumlah bobot udang windu yang diterima petani saat panen sebesar 88 kg/hektar/musim. Dalam penelitian ini dapat dilihat dari hasil regresi, hasil panen udang windu berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak dengan nilai P sebesar 0,000 artinya hasil panen udang windu signifikan pada taraf nyata α = 5%. Hal ini dikarenakan semakin besar hasil panen udang windu yang didapat dapat meningkatkan pendapatan petani tambak. Berdasarkan hasil analisis Cobb-Douglas, faktor hasil panen udang windu memiliki koefisien sebesar 0,816 artinya setiap peningkatan 1% hasil panen udang windu diduga rata-rata akan meningkatkan pendapatan petani tambak sebesar 0,816% dengan asumsi variabel lain tetap (cateris paribus).
d. Tenaga Kerja
Penggunaan tenaga kerja memiliki hubungan negatif terhadap pendapatan petani tambak. Dalam penelitian ini hasil regresi menunjukkan penggunaan tenaga kerja tidak berpengaruh nyata pada α = 5% karena memiliki P sebesar 0,762. Hal ini disebabkan penggunaan tenaga kerja untuk usaha budidaya polikultur akan menambah biaya yang dikeluarkan oleh petani tambak. Dilihat dari sistem budidaya yang dilakukan petani adalah sistem budidaya tradisional dimana petani tambak tidak memberikan pakan tambahan untuk tambak, sehingga pemilik tambak dapat melakukan kegiatan usaha budidaya sendiri. Penggunaan tenaga kerja akan menambah biaya yang harus dikeluarkan oleh petani tambak, sehingga penggunaan tenaga kerja tidak memiliki pengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak.
63 e. Lama Usaha
Lama usaha memiliki hubungan positif terhadap pendapatan petani tambak. Dalam penelitian ini hasil regresi menunjukkan lama usaha tidak berpengaruh nyata pada α = 5% karena memiliki P sebesar 0,363. Hal ini diduga lama usaha dalam budidaya tambak polikultur tidak terlalu berpengaruh. Pendapatan petani tambak tidak terlalu dipengaruhi oleh seberapa lama petani tersebut melakukan usaha budidaya tambak polikultur, tetapi lebih dipengaruhi oleh hasil panen dari tambak tersebut, untuk pengelolaan tambak para petani yang baru memulai usahanya sudah bisa melakukan dengan baik sebab adanya bimbingan dan informasi yang didapat dari kelompok tani, oleh karena itu lama usaha tidak memiliki pengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak.
f. Obat
Penggunaan obat tidak dilakukan oleh semua petani tambak. Obat yang digunakan petani tambak di Desa Langensari adalah obat perangsang makan. Dalam penelitian ini obat merupakan Dummy 1, penggunaan obat memiliki hubungan negatif terhadap pendapatan petani tambak. Hasil regresi menunjukkan penggunaan obat tidak berpengaruh nyata pada α = 5%, karena memiliki nilai P sebesar 0,266, artinya secara statistik variabel obat tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak. Hal ini diduga penggunaan obat yang dilakukan untuk meningkatkan nafsu makan ikan bandeng dan udang windu tidak terlalu berpengaruh dan menambah biaya yang dikeluarkan oleh petani tambak. Penggunaan obat perangsang makan bertujuan agar ikan bandeng dan udang windu menjadi cepat besar karena meningkatnya nafsu makan. Sistem tambak yang digunakan petani tambak adalah sistem tradisional dimana tidak diberikan
64 pakan tambahan dan mengandalkan pakan alami (klekap), ketersediaan pakan alami tersebut tidak dapat ditentukan oleh petani tambak, sehingga keterbatasan pakan ini yang menyebabkan obat perangsang makan tidak mimiliki pengaruh pada cepat atau tidaknya pertumbuhan ikan bandeng dan udang windu. Penggunaan obat juga dapat meningkatkan biaya produksi yang harus dikeluarkan oleh petani tambak sehingga mengurangi pendapatan yang diterima oleh petani tambak, oleh karena penggunaan obat tidak memiliki pengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak dan memiliki hubungan negatif.
g. Mangrove
Penanaman mangrove tidak dilakukan oleh semua petani tambak. Mangrove memiliki peran yang cukup penting pada usaha budidaya tambak, jenis pohon mangrove yang ditanam sebagian besar jenis mangrove api-api. Peran mangrove dalam budidaya tambak ini sebagai salah satu tempat berlindung bagi benih udang dan ikan bandeng, kemudian daun pohon mangrove yang berguguran memiliki nilai sebagai pupuk hijau (pupuk alami) untuk menyuburkan tambak. Mangrove memiliki hubungan positif terhadap pendapatan petani tambak. Dalam penelitian ini mangrove merupakan Dummy 2, hasil regresi memperlihatkan bahwa mangrove tidak berpengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak dengan nilai P sebesar 0,236, artinya mangrove tidak berpengaruh signifikan pada taraf nyata α = 5%. Ketersediaan mangrove memiliki koefisien regresi sebesar 0,07853 yang menunjukkan bahwa petani tambak yang terdapat mangrove akan dapat meningkatkan pendapatan petani tambak sebesar 0,07853% lebih besar dibandingkan dengan yang tidak terdapat mangrove.
65 h. Pupuk
Penggunaan pupuk tidak dilakukan oleh semua petani tambak. Penggunaan pupuk memiliki hubungan positif terhadap pendapatan petani tambak. Dalam penelitian ini hasil regresi menunjukkan penggunaan pupuk tidak berpengaruh nyata pada α = 5% karena memiliki P sebesar 0,774. Pupuk yang digunakan oleh petani tambak adalah pupuk urea, berdasarkan hasil wawancara fungsi pupuk urea untuk menjaga suhu air tambak agar tidak panas yang akhirnya dapat menyebabkan bibit ikan bandeng dan udang windu mati akibat stress. Namun pada kenyataannya penggunaan pupuk urea tidak berpengaruh pada hasil output budidaya tambak polikultur, oleh karena itu penggunaan pupuk tidak memiliki pengaruh nyata terhadap pendapatan petani tambak.
6.2.1 Uji Kriteria Ekonometrika a. Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas untuk memastikan tidak adanya hubungan linear antara variabel bebas. Pengujian ini dapat dilakukan dengan melihat nilai dari VIF. Apabila nilai VIF ini lebih dari 10 berarti pada model terdapat multikolinearitas. Nillai VIF yang terdapat pada Tabel 5 untuk analisis faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatan petani tambak polikultur berkisar antara 1,188 sampai 2,771 yang berarti bahwa pendugaan model yang digunakan tidak menunjukkan terjadinya multikolinearitas.
b. Uji Normalitas
Uji normalitas untuk model fungsi faktor-faktor yang mempengaruhi pendapatn petani tambak berdasarkan Lampiran 2 terdapat informasi mengenai rata-rata, standar deviasi dan jumlah pengamatan dengan nilai masing-masing
66 -8,55881E-15, 0,05990, dan 22. Hasil statistik Kolmogorov-Smirnov (KS adalah 0,089 dengan p-value melebihi 15%. Terlihat bahwa nilai KS-hitung lebih kecil dari KS-Tabel (0,2528). Kesimpulan hasil uji kenormalan residual adalah model
Cobb-Douglas yang dibuat telah mengikuti distribusi normal. Jadi, asumsi kenormalan residual telah dipenuhi sehingga model regresi yang dibuat bias digunakan.
c. Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas untuk memastikan varian tiap unsur gangguan adalah konstan, tidak tergantung pada nilai yang dipilih dalam varian yang menjelaskan. Pendeteksian dapat dilakukan dengan metode grafik, yaitu melihat penyebaran nilai residual yang tidak membentuk suatu pola tertentu, sehingga dapat disimpulkan bahwa asumsi homoskedastisitas dapat dipenuhi. Gambar pada Lampiran 2 memperlihatkan bahwa plot antara residual dengan fitted value
menunjukan tidak adanya pola yang sistematis. Dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat heteroskedastisitas dalam persamaan regresi yang diperoleh. Hal ini menunjukkan bahwa setiap pengamatan pada peubah respon mengandung informasi yang sama penting. Konsekuensinya, semua pengamatan di dalam metode kuadrat terkecil mendapatkan bobot yang sama besar.
d. Uji Autokorelasi
Uji autokorelasi untuk memastikan tidak ada gangguan pada fungsi regresi linier, yaitu jika antar sisaan tidak bebas atau E (εi, εj) ≠ o untuk i ≠ j. pendeteksian autokorelasi dilakukan dengan menggunakan statistik Durbin-Watson. Tabel 5 menunjukkan nilai D-W 1,87286. Berdasarkan metode
67 pendeteksian autokorelasi oleh Firdaus (2004), nilai D-W hasil statistik model regresi tidak mengalami pelanggaran asumsi autokorelasi.
6.3 Estimasi Nilai Ekonomi Pemanfaatan Sumberdaya Pesisir untuk