[522]
KEPUTUSAN PETANI TERHADAP PILIHAN USAHATANI PADI SECARA ORGANIK DI KECAMATAN IMOGIRI KABUPATEN BANTUL
Triyono, Nur Rahmawati dan Khairani Okta Riza Fa kulta s Perta nia n, Universita s Muha mmadiyah Yogya ka rta
e-ma il: triyono@umy.a c.id
ABSTRAK
This thesis to look at probability for farmers' decisions in choosing organic rice farming. The analytical method used in the study is binary logistic regression analysis. Respondents who applied organic rice were taken by census as many as 30 farmers and con ventional fa rmers to ta ling 30 farmers were taken using the random sampling method. Th e results sho wed that th e selection of organic rice farming systems in the village of Kebonagung, Imogiri Subdistrict, Bantul Regency wa s significantly influenced by three factors, namely Production, the selling price of grain, an d main job dummy with a significant 5%. Based on the analysis of the average probability of choosing an organic rice farming system in Kebonagung Village at 0.6164 or 61.64%. This sh ows that th e chances o f selecting an organic system in Kebonagung Village are in the moderate category, with a percentage of 22% where there are 13 farmers who have the opportunity to choose organic rice farming.
Keyword: Rice, organic, decision, farming.
1. PENDAHULUAN
Padi merupakan komoditi tanaman pangan utama di Indonesia karena sebagian besar penduduknya menggunakan beras sebagai makanan pokok. Indonesia dahulu dikenal sebagai negara agraris dan juga negara swasembada beras, namun kini dihadapi dengan kondisi mundurnya tingkat produksi pangan sehingga penyebab terjadinya krisis pagan. Jumlah pen dud uk In d onesia periode 2007 hingga 2016 terus bertambah, dari 225,6 juta jiwa di tahun 2007 terus n aik m enjadi 258,7 juta jiwa pada tahun 2016 [1]. Hal ini tentu saja mempengaruhi peningkatan kebutuhan panganan pokok di Indonesia. Kebutuhan akan bahan pangan terus meningkat seiring de ngan petambahan penduduk [2].
Pertanian organik adalah inisiatif global yang diselenggarakan oleh Federasi In ternasio nal Gerakan Pertanian Organik IFOAM. Inisiatif ini berasal dari keprihatinan tentang kesuburan tanah, produksi pangan berkelanjutan dan kesejahteraan hewan, dan ide-ide dan prinsip-prinsip pertanian menyebar terutama pada 1970-an dan 1980-an di Eropa Barat dan Amerika Serikat. Pertanian organik didefinisikan oleh empat prinsip utama: prinsip kesehatan, ekologi, keadilan, dan perawatan. Produksi tanaman organik ditandai oleh tidak adanya pupuk mineral, pestisida sin tetis dan tanaman gandum [3]. Sebagian besar definisi pertanian organik menekankan pendekatan holistik yang menggabungkan produksi berkualitas dengan praktik berkelanjutan dan dampak positif pada konservasi sumber daya, keanekaragaman hayati dan kesejahteraan hewan [4].
Manfaat dari manajemen organik melalui peningkatan kelimpahan dan atau kekayaan sp esies. In i juga menyoroti tiga praktik manajemen luas (pengurangan penggunaan pestisida kimia dan p upu k
[523]
anorganik; manajemen simpatik habitat non-tanaman; dan pelestarian pertanian campuran) y an g sebagian besar intrinsik (tetapi tidak eksklusif) untuk pe rtanian organik, dan yang khususnya bermanfaat bagi kehidupan liar tanah pertanian [5]. Praktek pertanian organik, yang berfokus pada kesehatan agro-ekologis, telah lama berpusat pada gagasan bahwa pendekatan seperti itu mengurangi intensitas sumber daya, meningkatkan kesehatan tanah, mengurangi beban lingkungan, dan meningkatkan kualitas tanaman. Pendekatan-pendekatan ini juga dapat men gurangi d ampak perubahan iklim [6]. Tanaman organik memiliki nilai lebih tinggi daripada yang konvensional d an volume tanaman organik menunjukkan tren produksi yang terus menin gkat. Penju alan tan aman berlabel organik atau biologis sangat minati di sebagian besar pasar maju. Dampak lingkungan dari pertanian organik rendah dan dapat dilihat sebagai cara untuk membersih kan d an memperbaik i lahan pertanian yang terdegradasi [3]. Pada tahun 2001 di Indonesia sudah mempromosikan gagasan pengembangan pertanian organik dengan nama “Go Organic 2010” karena diperkirakan permintaan produk organik akan meningkat di tahun-tahun yang akan datang [7].
Kesadaran tentang bahaya yang ditimbulkan oleh pemakaian bahan kimia dalam p ertan ian menjadikan pertanian organik menarik perhatian baik di tingkat petani maupun konsumen. Hal in i membuat sebagian petani maupun konsumen mengambil keputusan beralih panganan p o kok y ang berkualitas dan memilih pertanian organik. Keputusan merupakan kebijakan petani dalam menentukan apakah saat ini insentif selaras dengan hasil yang diinginkan [8].
Berdasarkan pernyataan beberapa petani di Desa Kebonagung yang telah menjalankan petanian organik memberi statement bahwa produk si pertanian organik lebih tinggi dibanding dengan pertanian konvensional, hal ini memberi harapan dalam meningkatkan pendapatan. Namun demikian di dalam praktek pertanian sistem organik membuntuhkan bahan organik sebagai p upu k dan pestisida pada pertanian organik jumlahnya lebih banyak dari p u puk serta p estisid a k im ia.
Penggunaan input dengan jumlah banyak ini membuat biaya yang dibutuhkan ju ga lebih b an yak dari penggunaan bahan kimia. Biaya pemeliharaan organik lebih dari dua kali lipat tetapi memilik i potensi penghasilan lebih tinggi di pertanian organik [9]. Selain biaya harga jual padi organik ju ga lebih tinggi karena dianggap sebagai panganan sehat bagi petani maupun k o nsumen. Mengu bah sistem organik dianggap sebagai keputusan pertanian normal, sebagian besar didasarkan pada perkiraan harga, pergeseran ke organik relatif mudah. Kampanye kelompok tek an an lin gk u ngan memiliki dampak yang sangat kecil pada keputusan ini dan tidak dik enakan ev alu asi aku ntansi yang sistematis [10]. Usahatani padi secara organik memerlukan informasi dan tekn ologi, d alam memperoleh informasi petani diharuskan rajin dalam mengikuti kegiatan kelompok tani y ang ad a di Desa Kebonagung. Kelompok Tani ini merupakan kelopok tani binaan Dinas Pertanian Ban tu l sehingga banyak informasi maupun teknologi harga input dan produksi padi yang selalu disampaikan di kelompok tani. usahatani padi di Kabupaten Bantul memiliki skala kecil, seh ingga sebagian petani memiliki pekerjaan selain usaha tani dalam memenuhi tamba han pendapatan
[524]
rumah tangga mereka. Kesibukan kegiatan ekonomi di luar u sah atani m emu ngk inkan menjadi kendala petani aktif dalam kelompok maupun mengelola ushatani lebih intensif. Oleh k aren a itu paper ini menyajikan sejauh mana keputusan petani memilih at au men jalank an u sahatani, d an faktor apa saja dalam keputusan mempraktekan usahatani padi secara organik.
2. METODE PENELITIAN
Metode yang digunakan dalam penelitian adalah deskriptif. Lo kasi p en elitian d ilaku kan secara purposive (sengaja) yaitu di Desa Kebonagung, dipilih karena tempat penelitian merupakan salah satu usahatani padi organik yang masih berjalan dan memiliki potensi yang maksimal. Selain itu di Kabupaten Bantul memiliki kelompok tani padi organik yang bersertifikat dan sesuai u ntu k lokasi penelitian yaitu kelompok Tani Madya. Pengambilan sempel berasal dari anggota kelomp ok Tani Madya di Kabupaten Bantul, jumlah responden berasal dari kelompok Tani Madya berjumlah 60 yang merupakan petani padi organik dan petani padi konvensional. Petan i y an g m enerapk an padi organik diambil secara sensus sebanyak 30 petani. Kemudian petani konvensional b erjum lah 30 petani dari 78 petani yang berada di dalam satu kelompok tani, diambil menggu nak an meto de simple random sampling.
Untuk mempelajari pengaruh karakteristik intrinsik dari keputusan d an u nit p engam bilan keputusan yang terlibat dapat dianalisis menggunakan regresi logistik [11]. Oleh kaena itu analisis faktor-faktor yang mempengaruhi keputusan petani memilih sistem usahatani padi organik dianalisis menggunakan metode regresi logistik. Regresi logistik digunakan untuk mengukur hubungan antara satu variabel dependent (Y) yang bersifat di kotomus (memiliki nilai dengan d ua kemungkinan) dengan variabel-variabel independent (X) dari jenis kualitatif dan kuantitatif.
Berikut persamaan logistik yang digunakan :
𝑳𝒐𝒈𝒊𝒕 [(𝑷𝒆𝒍𝒖𝒂𝒏𝒈 𝑲𝒆𝒑𝒖𝒕𝒖𝒔𝒂𝒏)] = 𝜷𝟎+ 𝜷𝟏𝑿𝟏+ 𝜷𝟐𝑿𝟐+ 𝜷𝟑𝑿𝟑+ 𝜷𝟒𝑿𝟒+ 𝒅𝟏𝑫𝟏+ 𝒅𝟐𝑫𝟐 Keterangan:
P = Peluang petani mengambil keputusan usahatani.
Skala nominal:
0 = menggunakan sistem padi konvensional 1 = menggunakan sistem padi organik;
β0, β1, β2, β4 : Koefesien parameter
D1,D2, …… : Koefesien parameter dummy X : Produksi (kg)
X2 : Harga Jual Gabah (Rp) X3 : Biaya Usahatani(Rp) X4 : Pendapatan usahatani (RP) D1 : Pekerjaan Utama
D2 : Partisipasi kelompok tani
Uji semua parameter serentak menggunakan uji likehood/ uji G d an u ji p arameter secara persial menggunakan uji Wald. Untuk menguji pengaruh dari variabel bebas ( produksi, harga ju al
[525]
gabah, biaya usahatani, pendapatan usahatani, pekerjaan utama petani, dan keikutsertaan dikelopok tani) terhadap variabel tidak bebas ( peluang keputusan petani dalam pemilihan sis tem u sahatani padi organik atau konvesional ) menggunakan uji G. Uji ini bertujuan untuk men getah ui apakah terdapat pengaruh peubah-peubah bebas yang digunakan dalam model secara bersama -sama terhadap peubah respon. Uji G pada taraf kepercayaan 95%. Tulisa n Hendayana, (2015) menggunakan rumus matematis dalam perhitungan menurut teori sebagai berikut :
𝐺 = −2 ln [ (
𝑛𝑜 𝑛)𝑛1 (𝑛𝑜
𝑛)𝑛0
∑𝑛𝑖𝑌𝑖(1−𝜋1)(1−𝑌𝑖)] ... (2) Keterangan :
n0 = jumlah sempel yang termasuk dalam katagori P (Y=1) n1= jumlah sampel yang termasuk dalam katagori P (Y=0) n = total jumlah sampel
Nilai G statistik mengikuti sebaran Chi-square (x^2), apabila nilai G statistic lebih besar dari nilai Chi-square (X2 )tabel atau nilai P-value lebih besar dari pada α maka H0 diterima atau H1
ditolak pada tingkat α tersebut.
Hipotesis dalam uji keseluruhan ini adalah : H0 : β1= β2= β3= …. = βn= 0
H1 ∶ minimal satu βi ≠0 dengan i 1,2,3,…. n.
Jika G ≥ (X2)_((ρ,α)) berarti H0 ditolak, artinya secara bersamaan produksi, harga jual gabah, biaya usahatani, pendapatan usahatani, pekerjaan utama petani dan partisipasi kelompok tani tid ak berpengaruh terhadap keputusan petani dalam memilih sistem pertanian padi organik atau sistem pertanian padi konvesional.
Jika G < (X2)_((ρ,α)) berarti H0 diterima, artinya secara bersamaan produksi, harga jual gabah, biaya usahatani, pendapatan usahatani, pekerjaan utama petani dan p artisipasi k elo mpo k tani berpengaruh terhadap keputusan petani dalam memilih sistem pertanian p adi o rganik atau sistem pertanian padi konvesional.
Statistik Uji Wald (W) yang digunakan untuk menguji parameter 𝛽𝑖 secara parsial didasarkan hipotesis: 𝐻o: 𝛽𝑖 = 0 lawan 𝐻o: 𝛽𝑖 ≠ 0 (𝑖 = 1,2,3, … , 𝑝) [13]. Pengujian masing-masing pengaruh variabel bebas terhadap variabel tidak bebas secara individual dengan menggu n akan u ji Wald. Perhitungan secara teoritis dapat menggunakan rumus berikut :
Wi =
βi𝑆𝐸(βi) ... (3)
Nilai uji Wald menyebar mengikuti sebaran normal (Z). apabila Z hitungan lebih besar d ari Z tabel atau P-value (sig) dari Wald test lebih besar dari α maka H0 diterima atau H1 d itolak p ada tingkat α tersebut.
[526]
Hipotesis dalam uji persial adalah : H0 ∶ βi=0
H1 ∶ βi≠0
Jika W ≥ Z_(α/2) atau p lebih dari α berarti H_o diterima, artinya secara besamaan produksi, harga jual gabah, biaya usahatani, pendapatan usahatani, p ek erjaan u tama p etani d an partisipasi kelompok tani tidak berpengaruh terhadap keputusan petani dalam menggunakan sistem pertanian padi organik atau sistem pertanian padi konvensional.
Jika W < Z_(α/2) atau peluang kurang dari α berarti Ho ditolak, artinya secara bersamaan produksi, harga jual gabah, biaya usahatani, pendapatan usahatani, p ek erjaan u tama p eta ni d an partisipasi kelompok tani berpengaruh terhadap keputusan petani dalam mengunakan sistem pertanian padi organik atau sistem pertanian padi konvensional.
Hasil dari estimasi model logit digunakan untuk melihat prediksi keputusan pemilihan petani terhadap penggunaan sistem pertanian pada usahatani padi dalam bentuk persamaan
𝑃𝑖 = 𝐸(𝑌 = 1|𝑋𝑖) = 𝛽1 + 𝛽2𝑋𝑖 ... (4) 𝑃𝑖 = 𝐸(𝑌 = 1|𝑋𝑖) = 1
1+𝑒−(𝛽1+𝛽2𝑋𝑖) ... (5) 𝑃𝑖 = 1
1+𝑒−𝑧𝑖= 𝑒𝑧
1+𝑒𝑧 ... (6) 1 − 𝑃𝑖 = 1
1+𝑒𝑧𝑖 ... (7)
𝑃𝑖
1=𝑝𝑖=1+𝑒𝑧𝑖
1+𝑒𝑧𝑖 = 𝑒𝑧𝑖
1+𝑒−𝑧𝑖= 𝑒𝑧𝑖... (8) 𝐿𝑖 = 𝐿𝑛 ( 𝑃𝑖
1−𝑝𝑖) = 𝛽0+ 𝛽1𝑋𝑖+ 𝑢𝑖 ... (9) Keterangan :
Ln : Logaritma Natural
P : peluang responden memilih nilai variabel dependen usaha tani Pi : peluang keputusan responden memilih usahatani padi organik 1- : peluang keputusan responden memilih usahatani padi konvensional β0, β1,… β7 : Hasil estimasi koefesien regresi logistik
Hasil prediksi keputusan petani disajikan dalam bentuk statistik deskriptif.
3. HASIL DAN PEMBAHASAN
3.1. Faktor-Faktor Penentu Keputusan Petani Memilih Usahatani Padi Organik
Keputusan petani dalam memilih sistem usahatani padi organik di pengaruhi oleh b eberap a faktor. Faktor faktor tesebut adalah produksi, harga jual gabah, biaya usahatani, pendapatan petani, pekerjaan utama petani dan partisipasi petani di kelompok tani. Analisis faktor-faktor yang mempengaruhi keputusan petani memilih sistem usahatani padi organik dianalisis menggu nakan metode regresi logistik.
[527]
Langkah yang dilakukan dalam analisis logistik yaitu uji kelayakan model regeresi, kemudian dilanjutkan dengan uji ketetapan model untuk menguji berapa p ersen k etetap an p ada model. Selanjutnya pengujian seluruh model untuk mengetahui pengaruh variabel bebas terhadap variabel tidak bebas. Setelah itu dilakukan uji koefesien determinasi untuk melihat seberapa b e sar kemapuan variabel bebas dalam menjelaskan variabel tidak bebes. Dilanjutkan dengan uji parameter secara parsial (Wald Test), dilakukan untuk mengetahui pengaruh masing masing variabel bebas terhadap variabel terikat. Tahap terakhir yaitu menghitung peluang dari hasil perkiraan nilai koefesien regresi logistik faktor faktor yang mempengaruhi keputusan petani, dilakukan dugaan nilai peluang pemilihan sistem usahatani padi organik dengan rumus P(keputusan)= Ln (pi/1pi). P(keputusan) = P(Y = 1│x) merupakan peluang kejadian Y=1.
1) Uji Kelayakan
Menilai kelayakan model regresi dapat dilakukan dengan melihat nilai signifikan pada tabel Hosmer and Lemeshow Goodness of Fit. Model dikatakan mampu memprediksi nilai observasi dan cocok dengan data observasinya apabila nilai Chi-square > 0,05 [14].
Berdasarkan hasil analisis diketahui bahwa nilai Chi-square pada df 8 dengan taraf signifikan 0,05 adalah sebesar 15,507. Pada hasil analasis diperoleh nilai signifikan hasil uji kelayakan model sebesar 0,632 dengan nilai Chi Square sebesar 6,138. Hasil analisis nilai Chi-square h itu ng leb ih kecil dari Chi-Square tabel yaitu sebesar(6,138 < 15,507) pada taraf signifikan 0,05. menunju kkan bahwa model regresi yang terbentuk mampu memprediksi nilai observasi dengan b aik d an co co k dengan data observasinya, sehingga model regresi yang dipergunakan dalam penelitian in i lay ak dipakai untuk analisis selanjutnya, hal ini karena tidak ada perbedaan yang nyata antara klasifikasi yang diprediksi dengan klasifikasi yang diamati.
2) Uji Ketetapan Model
Ketetapan model setelah variabel bebas dimasukkan kedalam model regresi lo gistik y an g dibentuk dapat dilihat pada tabel berikut
Tabel 1. Nilai Prediksi (Classification Table) Model Regresi Logistik Observasi
Prediksi
Keputusan Persentase
(%) Konvesional Organik
Step 1 Keputusan Konvensioanl 25 5 83,3
Organik 7 23 76,7
Persentase keseluruhan 80,0
Berdasarkan prediksi dari Classiification Table terlihat dari jumlah 30 petani padi Konvensional mempunyai prediksi 25 petani yang tidak memillih pertanian organik dan seharusnya ada 5 petani yang memilih pertanian organik, sehingga nilai presentase prediksi u n tuk petani padi konvensional sebesar 83,3 persen tepat dan 16,7 persen prediksi yang tidak tepat.
Sedangkan untuk petani padi organik dari jumlah total 30 petani, mempunyai p redik si 2 3 p etani yang memilih pertanian padi organik dan seharusnya ada 7 petani yang tid ak memilih p ertanian
[528]
padi organik, sehingga sehingga nilai presentase prediksi untuk petani padi organik seb esar 7 6 ,7 persen tepat dan 23,3 persen prediksi yang tidak tepat. Dengan demikian keseluru han p ersen tase petani dalam tabel Classiification Table sebesar (25+23)/60*100% = 80 persen.
3) Uji keseluruhan Model
Pengujian seluruh model untuk mengetahui pengaruh variabel bebas terhadap variabel tid ak bebas. Pengujian menggunakan uji G atau dengan membandingkan Nilai -2 lo g lik elih oo d awal (block number =0) atau sebelum variabel independen dimasukana ke model dengan -2 log likelihood akhir (block number =1) atau setelah variabel independen dimasukkan kedalam model.
Tabel 2.Tabel Omnibus Tests of Model Coefficients
Chi-square df Sig.
Step 1 Step 36,367 6 0,000
Block 36,367 6 0,000
Model 36,367 6 0,000
Nilai -2 log likelihood awal dan nilai -2 log likelihood akhir setelah data dimasukkan kedalam model adalah sebesar 83,178 pada iteraksi ke -1. Tidak ada perubahan nilai -2 log likelihood menunjukkan bahwa sebelum data dimasukkan model sudah fit. Hasil d ari Omnimbu s test of model coefficients menunjukkan sig (P-value Chi-square) yang kurang d ari alph a sebesar 5% yang berarti menolak Ho. Dengan nilai sig sebesar 0,000 < α = 0,01 dapat disimpulkan secara serentak hasil produksi, harga jual, biaya, pendapatan, pekerjaan, dan partisip asi k elomp ok tan i berpengaruh terhadap keputusan petani dalam pemilihan sistem usaha tani padi organik atau d apat dikatakan model dinyatakan fit dan dapat digunakan untuk analisis lebih lanjut.
4) Uji Koefesien Determinasi (R²)
Pengujian koefesien determinasi pada regresi logistik menggunakan Negelkerke R S q uare.
Berdasarkan hasil analisis nilai Cox dan Snell R Square dan Negelkerke R Square pada model summary diketahui negelkerke R Squre lebih besar yaitu 0,606 dari nilai Cox dan sn ell R S q uare , yang menunjukkan kemampuan variabel bebas dalam menjelaskan variabel dependen (Kep utu san memilih sistem usahatani padi organik) adalah sebesar 60,6% dan sisanya 39,4% dipengaruhi o leh variabel atau faktor lainnya diluar model yang menjelaskan variabel dependen (keputusan memilih sistem usahatani padi organik).
5) Uji Parsial Parameter (Wald Test)
Uji parameter secara parsial dilakukan untuk mengetahui pengaruh masing masing v ariab el bebas terhadap variabel terikat. Model regresi logistik menunjukkan bahwa variabel produksi, harga jual, dan dummy pekerjaan secara signifikan mempengaruhi keputusan petani memilih sistem usahatani padi organik, sedangkan variabel lainnya tidak secara signifikan mempen garuhi sistem usahatani padi organik. Hasil yang diperoleh dari analisis sesuai dengan d ata lap an gan d i mana hasil produksi sistem padi organik lebih tinggi dibandingkan sistem padi konvensional begitu p u la
[529]
dengan harga jual gabah, harga jual gabah dari padi organik lebih tinggi dari hasil gabah padi konvensional.
Tabel 3. Hasil Pendugaan Model Regresi Logistik Faktor Penentu Keputusan Petani
Variabel B Wald Sig. Exp(B)
Produksi 0,004*** 7,241 0,007 1,004
Harga Jual Gabah 0,003** 5,825 0,016 1,003
Biaya Usahatani 0,000 0,048 0,826 1,000
Pendapatan 0,000 0,260 0,610 1,000
Dummy Pekerjaan Petani 2,240*** 7,600 0,006 9,392
Dummy Partisipasi Kelompok Tani 0,071 0,008 0,928 1,073
Constant -16,707 7,875 0,005 0,000
Keterangan : *** : signifikan pada α = 1%
** : signifikan pada α = 5%
Hasil model yang ditunjukkan oleh tabel 3 bahwa variabel produksi, harga ju al gabah d an dummy pekerjaan utama berpengaruh terhadap pengambilan keputusan usahatani padi pada tingkat alpha 1% dan 5%, sedangkan variabel lainnya tidak berpengaruh secara signifikan terhadap pengambilan keputusan usahatani padi secara organik.
Nilai signifikan variabel hasil produksi adalah sebesar 0,007 dengan nilai Wald sebesar 7,241 dan koefisien regresi sebesar 0,004. Hasil signifikan terhadap keputusan petani dalam pemilihan sistem usahatani padi organik. Nilai Exp (B) atau odds ratio hasil produksi 1,004. Hal ini berarti penambahan satu kilogram hasil produksi maka menambah tingkat pemilihan sistem usahatani padi organik naik sebesar 1,004 kali. Produksi merupakan salah satu indikator keberhasilan penerapan teknologi produksi tanaman. Hasil penelitian [1 5 ] m enu nju kkan b ahwa produksi ushatani padi semi organik reltif lebih tinggi dibanding secara konvensional.
Variabel harga jual gabah memiliki nilai signifikan terhadap pemilihan sistem usahatani padi organik (0,016 < α = 5%) dan memiliki nilai Wald positif 5,825 yang berarti berpengaruh p ositif.
Hasil signifikan terhadap pemilihan sistem usahatani padi organik dapat dilihat dari data lapangan yang menujukkan bahwa harga jual dari padi organik lebih tinggi dari harga jual padi konvensional. Harga jual gabah atau beras dari usahatani secara organik cenderung leb ih mah al dibanding harga gabah atau beras yang diusahakan secara konvesional sebagaimana hasil penelitian [16]. Nilai Exp (B) atau odds ratio pada variabel harga jual 1.003, artinya pada setiap kenaikan satu rupiah harga jual, maka peluang petani memilih sistem usahatani padi organik semakin besar atau naik sebanyak 1,003 kali.
Variabel biaya memiliki pengaruh yang tidak signifikan (P-value 0,826 > α = 1 0 % ) d alam pemilihan sistem usahtani padi organik. Biaya usahatani padi secara organik kadang leb ih mu rah sebagaimana penelitian [16]. Dalam kasus lain hasil penelitian [1 5] m en unju kk an b ahwa b iaya usahatani padi semi organik lebih tinggi dibanding konvensional. Oleh karena itu perlu dikaji lagi tentang faktor penentu biaya usahatani secara organik.
[530]
Variabel pendapatan memiliki pengaruh tidak signifikan terhadap keputusan petani. Hasil ini berbeda dengan [17] bahwa pendapatan berpengaruh terhadap k eputu san p etan i m enggu nakan benih jagung hibrida. Dalam hal pilihan usahatani padi secara organik tid ak mesti m emb erikan pendapatan yang berbeda dengan usahatani konvensional [15].
Variabel dummy pekerjaan memiliki pengaruh positif signifikan terhadap keputusan p etani.
Nilai odds ratio pada variabel dummy pekerjaan adalah sebesar 9,392 yang artinya peluang keputusan untuk berusahantai padai secara organik pada petani yang menjadikan usahatani seba gai pekerjaan utama adalah 9,392 kali lebih besar daripada peluang petani yang menjadikan usahatani sebagai pekerjaan sampingan. Hal ini menunjukkan bahwa pada petani dengan p ekerjaan u tam a sebagai petani memiliki motivasi yang tinggi dalam memenuhi kebutuhan hidupnya dari usahatani padi sehingga berusaha meningkatkan dengan cara organik. Hal ini juga dilakukan dalam mengembangkan diri melalui kegiatan kelompok [18].
Variabel partisipasi kelompok tani merupakan dummy variabel yang tidak signifikan k arena memiliki P-value sebesar 0,928 atau lebih dari alpha 10% terhadap p em ilihan sistem u sah atani organik. Hasil ini berbeda dengan [19] yang menyatakan bahwa keikutsertaan dalam p en yulu han dan pelatihan akan mempengaruhi keputusan menerapkan pertanian organik. Demikian juga dalam hal peluang keputusan pemilihan pasar juga akan meningkat [20].
3.2. Peluang Keputusan Petani Dalam Memilih Sistem Usahatani Padi Organik
Hasil perkiraan nilai koefesien regresi logistik faktor faktor yang mempengaruhi k eputu san petani, dilakukan dugaan nilai peluang pemilihan sistem usahatani p adi o rgan ik d engan ru mu s P(keputusan)= Ln (pi/1pi). P(keputusan) = P(Y = 1│x) merupakan peluang kejadian Y=1. Hasil analisis perdugaan peluang pemilihan sistem usahatani padi organik diperlihatkan d alam b entu k statistik deskriptif pada tabel 4.
Tabel 4. Peluang keputusan petani memilih sistem usahatani padi organik
Peluang keputusan Kategori Jumlah Persentase (%)
0,01526 - 0,34351 rendah 16 26
0,34352 - 0,67175 sedang 13 22
0,67176 - 0,99999 tinggi 31 52
Minimum 0,0152
Maximum 0,9999
Mean 0,6164
Pada tabel 4, menujukkan bahwa nilai peluang keputusan petani dalam pemilihan sistem usahatani padi organik, memiliki nilai minimum 0,0152 dan nilai maksimum 0,9999 dengan rata - rata 0,6164 dengan skala 0-1, di mana 0 merupakan petani menggunakan sistem padi konvensional dan 1 merupakan petani menggnakan sistem padi organik. Berdasarkan hasil rata -rata p eleluan g keputusan menunjukan bahwa peluang keputusan petani dalam pemilihan sistem organ ik sebesar
[531]
61,64% atau terbilang dalam katagori sedang. Hal ini menunjukan bahwa peluang pemilihan sistem organik di terbilang dalam katagori sedang.
4. KESIMPULAN
Keputusan pemilihan usahatani padi secara organik dipengaruhi oleh tiga faktor yaitu produksi, harga jual gabah, dan dummy pekerjaan utama. Pada data lapangan harga jual gabah padi organik lebih tinggi dikarenakan kualitas yang dimiliki lebih baik dan lebih sehat yang dapat mempengaruhi pendapatan petani padi organik lebih tinggi dari petani padi konvensional.
Berdasarkan hasil analisis rata-rata peluang pemilihan sistem usahatani padi organik terbilang dalam katagori sedang.
Penentuan harga jual padi organik sebaiknya lebih tinggi dibanding non organik karena harga berpengaruh terhadap pendapatan dan dapat menjadi branding bahwa h asil d ari u sah atani padi organik berkualiatas dan menaikan daya saing pasar dan memperluas pasar. Brand ing d apat dilakukan dengan membuat kemasan menjadi lebih menarik dan juga promosi yang baik agar tidak bergantung pada pasar. Untuk petani yang menjadikan usahatani padi organik seb agai p ekerjaan utama diharapkan meningkatkan penerapan usahatani secara organik agar d apat m en ingk atk an kualitas, daya saing pasar serta pendapatan yang menjadi sumber utama ekonomi keluarga.
5. DAFTAR PUSTAKA
[1] Badan Pusat Statistik, “Kabupaten Bantul Dalam Angka,” Bantul, 2017.
[2] I. Ukrita and F. Musharyadi, “Analisa Prilaku Petani Dalam Penerapan Penanaman Padi Metode Sri (The System Rice Of Intensification)(Kasus: Kelompok Tani sawah Bandan g d i Kanagarian Koto Tuo Kecamatan Harau Kabupaten Limapuluh Kota),” Lumbung, vol. 10, no. 2, pp. 119–127, 2011.
[3] A. M. Litterick, C. A. Watson, and D. Atkinson, “Crop protection in organic agricultu re – a simple matter?,” Proc. UK Org. Res. 2002 Conf. Res. Context. 26-28th March 2002 Aberystwyth, pp. 203–206, 2002.
[4] I. Dinis, L. Ortolani, R. Bocci, and C. Brites, “Organic agriculture valu es an d p ractices in Portugal and Italy,” Agric. Syst., vol. 136, pp. 39–45, 2015.
[5] D. G. Hole, A. J. Perkins, J. D. Wilson, I. H. Alexander, P. V. Grice, and A. D. Evans, “Does organic farming benefit biodiversity?,” Biol. Conserv., vol. 122, no. 1, pp. 113–130, 2005.
[6] J. Squalli and G. Adamkiewicz, “Organic farming and greenhouse gas emissions: A longitudinal U.S. state-level study,” J. Clean. Prod., vol. 192, pp. 30–42, 2018.
[7] M. A. Hidayat, “Technological Innovation for Management of Rice ( Oryza sativa ) During Drying and Milling Process in Tidal Lowland o,” Pros. Semin. Nas. Lahan Suboptimal 2014, Palembang 26-27 Sept. 2014, vol. 2, no. September, pp. 155–163, 2014.
[8] B. Punantapong, “Evaluation Models for Decision Support in the Context of Organic Farming System,” Agric. Agric. Sci. Procedia, vol. 11, pp. 105–111, 2016.
[532]
[9] G. Breustedt, U. Latacz-Lohmann, and T. Tiedemann, “Organic or conventio nal? Op timal dairy farming technology under the EU milk quota system and organic subsidies,” Food Policy, vol. 36, no. 2, pp. 223–229, 2011.
[10] G. Georgakopoulos and I. Thomson, “Organic salmon farming: Risk perception s, d ecision heuristics and the absence of environmental accounting,” Account. Forum, vol. 29, no. 1, pp.
49–75, 2005.
[11] C. Solano, H. León, E. Pérez, and M. Herrero, “Who makes f arming decisions? A stu d y o f Costa Rican dairy farmers,” Agric. Syst., vol. 67, no. 3, pp. 181–199, 2001.
[12] R. Hendayana, Penerapan Metode Regresi Logistik Dalam Menganalisis Adopsi Teknolo gi Pertanian, vol. 22, no. 1. informatika pertanian, 2015.
[13] A. J. Scott, D. W. Hosmer, and S. Lemeshow, Applied Logistic Regression., vo l. 4 7 , n o . 4 . Canada: Jhon Wiley and sons, 1991.
[14] I. Ghozali, Aplikasi Analisis Multivarite dengan SPSS, Cetakan Kelima. Semarang: Bad an Penerbit UNDIP, 2001.
[15] A. Domiah and J. Januar, “Studi komparatif usahatani padi semi organik dan konvensional di desa watukebo kecamatan blimbingsari kabupaten banyuwangi,” JSEP (Journal Soc. Agric.
Econ., vol. 11, no. 3, pp. 53–65, 2018.
[16] R. Andriani, K. Sobri, and H. Iswarini, “Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Keputusan Petani Mengusahakan Padi Organik Di Desa Karang Sari Kecamatan Belitang Iii Kabupaten Oku Timur,” Societa, vol. 7, no. 1, pp. 60–70, 2018.
[17] M. Apriliana and M. Mustadjab, “Analisis Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Pengamb ilan Keputusan Petani Dalam Menggunakan Benih Hibrida Pada Usahatani Jagung (Studi Kasus di Desa Patokpicis, Kecamatan Wajak, Kabupaten Malang),” Habitat, vol. 27, no. 1, pp. 7 – 13, 2016.
[18] A. Qonita, “Motivasi Kerja Utama Petani Dalam Kemitraan Dengan Pusat Pengolahan Kelapa Terpadu Di Kabupaten Kulon Progo,” Sepa, vol. 9, no. 1, pp. 90–99, 2012.
[19] A. Charina, R. A. B. Kusumo, A. H. Sadeli, and Y. Deliana, “Faktor -faktor yang Mempengaruhi Petani dalam Menerapkan Standar Operasional Prosed ur (SOP) Sistem Pertanian Organik di Kabupaten Bandung Barat,” J. Penyul., vol. 14, no. 1, 2018.
[20] R. Andriani, B. Kusumo, E. Rasmikayati, G. W. Mukti, S. Fatimah, and P. Data, “Faktor - faktor yang Mempengaruhi Keputusan Petani Mangga dalam Pemilihan Pasar di Kabupaten Indramayu ” Jurnal Penyuluhan vol. 15, no. 2, pp. 286–298, 2019.
