Penerapan regresi logistik pada masalah corpora te farming

(1)

(2)

(3)

PENDAHULUAN

harapan bersyarat diketahui d l & berikut.

Peranan teh rakyat dalam industri teh nasional cukup hesar jika ditinjau dari areal, namun dari produksi berada di urutan ketiga setetah PTPN (Perseroan Terbatas Perkebunan Negara) dan PBS (Perkebunan Besar Swasta) (Subama et.al., 2000).

Salah satu usaha untuk rneningkatkan pendapatan petani berlahan sernpit adalah dengan menerapkan suatu pola usaha bersarna (kelompok) yang rnencakup luas lahan yang memadai dan

layak setam ekonornis (50

-

500 ha) dengan pendekatan agrobisnis yang utuh mulai dari

produksi pertanian sampai pengolahan hasi l dm pemasaran. Salah satu usaha yang dicanangkan pada waktu menteri pertanian dijabat oleh Dr Prakosa adalah mernperkenalkan suatu p l a agrobisnis yang disebut Corporate Farming (Mussanif, 200 1). Pola itu dipilih dengan

pertimbangan ketwbatasan sumber day a yang dim i liki petani seperti lahan, dana, dan pemasaran yang disatukan &lam suatu wadah yang dikelola m m profesional.

Justi fikasi pengcmbangan Corpurute Forming menurut Warsito (2000). a. Pengolahan lahan sempit (83 % petani menguasai lahan kurang dari 0.5 ha) tidak

efisien dan tidak layak sebagai sumber pendapatan.

b. Pendidikan rata-rata petani sangat rendah tidak mendukung terjadinya proses adopsi tehnologi secara ccpat sehingga produkvi tidak optimal.

c. Usaha mengelompokkan petani untuk melakukan usaha bisnis.

Penelitian ini rnenjelaskan raktnr yang berperan dalam kesertaan pctani dalam usaha Corporate Farming. analisis y m g Jigunakan adalah rcgresi logistik.

PROGRAM

CORPORATE

FARMING

Corporate Farming addah usaha pertanian gotong royong. Arsitektur dasar program itu adalah konsolidasi lahan dan manajemen. Para pernilik lahan luas yang totalnya 25-100 ha

menyerahkan lahannia untuk dikelola oleh suatu unit manajemen profesional yang disebut korporasi dan di terapkan sistern perencanam, pengorganisasian. dan pelaksanaan kegiatan usaha

dengan sistem administrasi dan pertanggungjawaban yang jelas.

MODEL

REGRESI LOGISTIK

M d u l rgresi logistik pada dasarnya adalah model regresi linear ymg diterapkan untuk peubah respons biner, nominal, maupun ordinal. Peubah bebas atau peubah penjelas dapat berupa peubah kontinu maupun kategorik. Untuk pcubah repons Y yang bcrskala biner maka sebaran Y adalah bernoulli yang rurnusnya scbagai bcrikul.

Dengan y=O atau y=l dan rr adatah peluang terjadinya y= 1.

JurnolMaz s.mr, V d . 2 N o . 2, Juli 2002: 1 1 1-1 19

Transformasi sebagai didefinisikan beri

fl

diduga maksimum sebaga

n

I , ( f l ) =

C

(Y, I n ( r ( x , ) + ( I - y , ) I n ( I

-

R ( x , ) )

...

Penguj ian rcgresi dilakukan

bebasnya berperan terhadap respons.

dan Uji uji G rasio yang

keseluruhan bebas ada m d e l secara bersarnaan. Hip

V W = O lawan

H I :

fit

$ 0 i = l , 2

banyak bel

{ La / L, ) La adalah

bebas.

Keputusan:

Totak

Ho

G >

x 2

). ini mempul bebas uj i G juga dapat dipakai mer

tmhadap penuh ada bebas dan

p e u M bebas maka hiptesisnya sebagi berikut.

P,

$ 0 i = q + l , q + 2 p

G In

L,

I L p

(4)

Nilai harapan b e t s y m Y jika x diketahui adalah sebagi berikut.

dalam industri nasional cukup besar ditinjau arcal, narnun

sctelah PTPW (Perseroan TerbaW Negara) dan

,asta) (Subma et.al., 2000).

lntuk pendapatan p t a n i berlahan scrnpit

bersama (kclompok) mencakup luas

50 pendekatan agrobisnis ymg rnulai dari

pengolahan hasil dm pemasamn. Salah satu usaha dicanmgkan

~nian I)r Prakosa memprkenalkan suaiu pola

(Mussanif, 2001). Pola itu

sumher daya dimiliki seperti luhan, dana, dan pemasaran

wadah dikelola secara profesional.

hangan Cbrporate Farming menurut Wanito 7i1 peiani menguasai lahan kurang

surnber pendapatan.

%ani sangai rendah mendukung terjadinya 1 cepat sehingga produksi

An un~uk melakukan usaha bisnis.

njelmkan faktor hcrprran dalam kesertaan rialam usaha

adalah regresi logisti

LOGRAM

rg usaha pertanian gotong royong. Arsitektur dasw pmlgam

manajemen. pemilik lahan luas totalnya 25-100 ntuk dikelola olch suatu manajemen profesinnal discbut

;istern pcwnmnaan, ~ngorganisasian, pelaksanaan usaha

dan pertanggungjawaban jelas.

LOGISTlK

;is\ik padu dasarnya regresi linear diterapkan

~inal. rnaupun Pcubah bebas penjeliis dapat berupa

Ilntuk respns bcrskala binur Y

usnga

Tmsformasi logit sebagai fungsi ~r (x) didefinisikan sebagai berikut.

Parameter

p

diduga dengan fungsi kemungkinan maksimum sehgai berikut.

n

LIP)=

C

~ y , I ~ ( K ( x , ) + ( I - y , ) l n ( ~

-

~ ( x , ) )

...

(4)

i=l

PENGUJIAN

PARAMETER

Penguj ian terhadap parameter m d e l regresi logislik dilakukan untuk rnenentukan apakah

peubah bebasnya berperan terhadap peubah respons, Statistik uji yang digunakan addah statistik

uji Q dan Uji Wald. Statistik uji Ci adalah uji rasio kemungkinan ymg digunakan untuk menguji

keseluru han peubah bebas yang ada pada model secara bersamaan. Hi ptesisnya sebagai berikut .

...

H o :

V p , = O

lawan H , :

8,

# O

i = 1 , 2 p

p = banyak peuhh bebas

Slatistik uji G =

-

2 In

1

Lo

/

L

,

) dengmln

Lo

adalah fungsi kernungkinan mpa peubah bebas dan L

,

adalah fungsi kemungkinan p peubah bebas.

Keputusan: Tolak Ho jika

G >

X 2 ( # ). Statistik uji ini mernpunyai sebaran khi-kuadrat n

dcngan derajat bcbas = p. Statistik uji G juga dap.1 dipakai untuk mmpuji model yang tcrpduksi

terhadap m d e l penuh. Jika model penuh ada p peubah Mas dan model tereduksi terdiri dari q

peubah bebas maka hipotesisnya sebagi berikut.

...

H , : Ada

fl,

# O i = q + l , q + 2

-

_P

Statistik ujinyaG red =

-

2

In

( L , i L p )

n adalah tcrjadinya y = l

J u M s ~ a r . V d . Jui~

(5)

L

,

adalah fungsi kemungkinan dengan p peubah bebas ( penuh)

Keputusan: Tolak Ho jika Nilai -p <

a

Uj i mernpunyai sebaran khi-kuadrat dengan derajat bebas = p - q .

Uji lain yang &pat digundm adalah uji W d d yang merupakan uji parsial. Stetistik uji mengikuti

s e b normal baku. Hipotesis dalarn uji ini sebagi berikul.

LuasLahan(X,)dalamha

Produktivitas ) kghalth (X 1 MWI)

panetik (X

5. Sumberpendapatanutamakeluarga(X,) yangdikakgorikan

r--d-L ---_.

x5*

Ho:

pi

= O lawan H I :

8,

$ 0 , I = 1 , 2

,...,

p

B,

Statistik uji W , =

-

S E ( B

dmgan

h

_penduga

B,

Keputusan Tolak Ho jika nilai-p 5 _a

Usaha tani teh

Usaha tani I

Nonusaha tani

*---d---*---*---*---

lumlah biayapmeliharaan(X,)dalamrupiah 1000)

7. bahan dan dalarn

Biaya pemeti kan

Penerimaan hasil p d u k s i 000)

10. Statusorganisasi kelompk dikategorikan

Salah satu kwfisien sang menarik dari analisis regresi logistik adalah nilai rasio odds. Rasio Odds a h l a h ukuran yang memperkirakm berapa besar kecenderungan pengaruh peubah bebas terhadap peubah rcspns. Dalarn model l o g i ~ rasio d d s didefinisikan sebagi berikut.

V /

= e x p ( ~ , ) = e x p ( g ( 1 ) - g ( O ) )

Selang kepercayaan ( 1

-

a )

100 % bagi rasiodds

E X P [ ~ )

2

.,,

S E ( ~ , ) I

DISKUSI

DAN

PEMBAHASAN

Data benrpa data sekunder berasal dari Pusat Penelitian Teh dan Kina, Gambung, Jawa

Barat. Data penelitian diperoleh dari 62 petani teh di kabupten G m t dan 69 petani teh di kabupaten Cianjur. Peubah yang diamati adalah peubah respons. P e u m respons adalah petani yang wtuju menyewakan lahannya secara Corporate Farming bernilai I (Y = I ) dm Y =

O

jika tidak setuj u d a n g k a n p e u M bebasnya adalah sebagi berikut.

1. Pcndidikan (X,)dikategorikan

---*-**-*---*-*

XI,

XI, --*-*---*--*---+-_*-_--_---

Tidak sekolah sarnpai tidak tamat SD 1 0

Tarnat SD sampai tidak tamat S M P 0 1

Tamat SMP atau diatasnya 0 0

- - - * - - * - - - _ - - -

Jumd Mar

sm~.

V d . 2

No.

2, Jull 2002: 1 1 1-1 1

9

Kurang maju 1

Sedang

Maj 0

- - - I - - _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ - - - -

Tingkat p d wtdidikan diperoleh d i ~ a j ikan pada T a k l

Tabel 1 Pmmtase P dTeh Badasarkan P c d c

Pmdidikan P m W

sekolah Tamat

T m ~ S L T P a t a u d i a ~ y a 12.21

Tabel terliha pendidikan teh

(6)

ueq

(7)

[image:7.840.141.373.111.166.2]

Tabel 2 Jumlah dan P m t a ~ e Petani Teh Berdasarkan Kwetujuan

..---.

llespons terhadap Corpwde Fwming Jumlah Persen

1-11---

- - -

----

Setuju 79 60.3 1

Tidak setuju 52 39.69

---**-*---**---

Hasil analisis model regresi logistik dengan x m u a peubah bebas, dugaan parameter, dan

galat bakunya disajikan pada Tahl 3.

Tabel 3 Nilai D g s a n Parameter dan Statistik Uji Wald mtuk M d e l Penuh

1---**1---*-*-*--dh---*+---- Peubah Bebas

B,

Wald Mi tai-p

---**---*---**--- Statistik

-

I; = 52.773

Nilai-p = 0.000

Tabel 3 menunjukkkan bahwa model penuh tersehut mempunyai statistik G = 52.773 dengan nilai-p = 0.000. Jelas ada peubah bebz yang herpran sangat nyata twhadap peubah

respons. Dari uji parsial Wald didapal tiga peubah bebas yang berperan nyata pada ff = 0.05 tahadap peubah respons. y aitu pendidikm (X

,

), penerimaan hasil produksi teh (X

,

), dan status

organisasi tani ( X

,,

1. Sclanjutnya, regmi logi

herperan pada merupakan m d e l

T a k l 3 .

T a k l 4 Ni lai Dugaan Wald Made1 Tereduksi de

Peubah Bebas Wald Nilai

---+-*---+---

Intersep 4.1% 0.W

X I ,

XI,

0.W

x

---+--+--..---

Stslistik G

-p

Tabel nilai statisti uji Ci = -p 0.00

k b a s berperan sangat terhadap sespans. Di kedua bekq, yaitu tingkal pcndidikan organisasi

kesetuj uan petani Farming. Oleh karena dibual mengeluarkan X, yanghxilnya ditampilkan padatah

Tabel D u r n clan Uji untuk M&l Tereduksi de

Peubah BW

A

Wald b

Intersep 0 .

xi, O.(

Y.I#

X l O A

x

10, 0 : [image:7.840.133.381.264.529.2]

(8)

Jumlah don Pmentase Pctani Berdasarkan Kesetujuan

I

---

r--I*--*_

ms

tahadap

Corpworc F m i n g Jumlah Persen

---.ll---

----

C*---- ----l-----ll

c setuju

---**---*--*---*---+----*-

~ d c l semua peubsh bebas, dugaan parameter, dan

rada Tabel 3.

tai Dugaan dan Statistik lJji untuk M d e I Penuh

Wald Nitai-p

ukkkan penuh tersebut mernpunyai G

Jelas bebas berpran sangat

bebas bcrperan

a

yaitu pendidikan (X, ), penerimaan hasil produksi teh ( X ,), dm

organisasi kelompk tani ( X

,,

). Selanjutnya, dibuat model regresi logiaik yang peubah bebasnya [image:8.839.152.362.154.311.2]

kpcran nyata pa& uji Wald yang merupakan model tereduksi dan hasilnya disajikan pada Tabel 4.

Tabel 4 Nilai Dugaan Parameter, Nilai Wald dcngan M&l Tereduksi dengan Tiga Peubah Bebw

Peubah Bebas

...

Intcrsep

XI,

x,,

X ,

X l n n

XI00

Weld

- - -

-.

4.06

-

3.44

-

2.67

-

0.25

- 3.86

-

3.10

Ststistik G = 32.923 Nilai -p = 0.000

Tabel 4 nilai statistik uji G = 32.923 dengan nilai -p = 0.000 menunjukkan bahwa ada peubah k b a s yang berperan sangat ny ata terhadap wubah sespons. Dari uji parsid Wald didapat

bahwa kedua peubah bcbas, yaitu tingkat pendidikan dan organisasi petani yang k q x t a n dalam

kesetujum petani terhadap Corporate Farming. Oleh karena itu, dibuat lagi m d e l regresi logistik

dengan mengeluarkan peubah X

,

yang hasilnya ditampilkan pada tab1 5 .

Tabel 5 Nilai D u g m Parameter dan 1 lj i Wald untuk M&l Tereduksi dengan Dua Peubah Bebas

P e u M Bebas

fit

Wald Nilai-p

(9)

Tabt! 5 disimpulkan bahwa kdua peubah, yaitu tingkat pendidikan dan status organimsi

be- nyaia terhadap kesetujuan Corporate Farming.

Nilai rasio Odds beserta selang kepercayaannya untuk model tereduksi dengan peubah

bebas tingkat pendidikan dan organisasi petani ditarnpilkan pada Tabel 6 .

Tabel6 Nilai Rasio Odds untuk Peubah Pcndidikan dan CXgrrnisasi Petani b r t n Selang Kepercayaannya

Hosmer, dan Logis~ic

Mdullah, dan 1, Generized Linear Moakl. Londo~

Musanif. 1.2001. "Mengunglrap Kembali Sinar

tahun XXXL.

Peubah Bebas Rasio Odds Selang Kepmcaym 45 YO bagi yl ---***--*----+**-*-+-

X 1 ~ 0.01 ( 0.0008 ; 0.141)

X : ~

_0.06 ( 0.0 19 ; 0.469)

X ~ c ~ 0.09 (0.015 : 0.293)

'10~ 0.14 ( 0.121% : 0.778)

Interpretasi nilai mqin Ad? pada Takl 6 adalah petani yang berpendidikan tidak lulus SD

hanya 0.01 kali untuk ikut Corpora~c Farming dibandingkan dengan yang lulus SLTP atau di

atasnya. Pengerti an yang setara hahwa petani y ang pendi dikann ya SL'I'P atau di atasny a 100 kali

lebih setuju dibandingkan petani yang tidak lulus SD. Dari selang kepercayaan kratti dipcrcaya 95 % bahwa petani yang berpcndidikan SLTP atau di atasnya 7 sampai 1250 kali lebih setuju

untuk ikut Corporate Forming dibandingkan petani yang tidak lulus SD. Petani yang status

organisasinya kurang maju hanya 0.09 kali lebih setuju ikut Corporate Farming dibandingkan

petani yang organisasinya maju. Dengan selang kepercayaan 95 % anantara 0.025 sarnpai 0.293.

Dengan kata lain, p t a n i yang status organisasinya rnaju, 1 1 kali lebih setuju ikut

Corporate Farming dibandingkan petani yang status organisasinya kurang maju, dengan wlang

kcpercayam 95 40 n y a antam 3,4 sampai 40 kali.

PENUTUP

Simpulan

Faktor yang berperan dalam kesetujuan petani teh untuk ikut firparare Farming adalah

tingkat pendidikan dan status organisasi kelompok tani. Makin tinggi tingkat pendidikan makin

besar kesetujuannya terhadap Corporate Furmrng. Makin maj u tatu us organiaqi kelompok tan i,

makin besar pula kesetujuanny a twfiadap Corporate Farming.

Prakosi, 2000. "Kmsolidasi M a n Kesesejahteraan Petan

l'ahun XXX.

Subarna, I). Surjadi, Kiyanto, dan Awalina 2000. "Pernbetdaya

Corp~rale B e r k i s Pabrik Hijau

Penel hian Tah un Anggamn 2000. Randung: Pusat Penelitian

mi t "Corporaie Fwming-Pembcrday aan Pctani." Sin,

Septern ber Tahun XXXI

(10)

.Butw~ud arornd~o3 d~peylaj skuut

'!m

qodulo~aq !sw!uea~o snwis lsur u!v~ ' ~ U ~ I J U ~ ajn~od~oj de~

u!qsru my!p!puad IEJ%U!I

!mu!)

u!?pw

-!ml

ydurolay !strs!ue%lo

q8ppe Su!w.m+ WDJO~AO,] Inq! Antun yal !W uenrn~~saq mlep urn:

'E6Z'O SZO'O wrre % 56 mhmada~ 'duelas w8uaa .n[eur

~$h!pv!p ~~!w#~ arn~odroj Inq! nfnlas q!qal a.0 eXwy r

snlms 8wA Fuelad

-as

snlnl yt?p!l %mA' IF^@ ue@u!pueq!p S!f!!& n I n w y!qal

OEZI

! d m L dustfie !p w e

~LIS

myp!puAaq

sLm~d!p

!w-q

mLe~83ladax %a[=

p a

-as

sn1q yp!1 Smk !tmpd

!pq 001 s6use1e !p nw d j . 7 ~ abumy!p!puad Smd

!d

umvq

mx

!p nq8 JL~S snlnl 8un.4 ue%uap ueqSu!pueq!p SU!WJU~ apiodro3 11

S ~ I ~ I W!I w!p!pua&aq 8uei

!mrlad

plsp Iaqsl sppo o!-

.8u!wrnd ala~od~03

wn

[nlas