ANALISIS KOEFISIEN LINTAS BERBAGAI SIFAT AGRONOMI YANG MEMPENGARUHI HASIL KULTIVAR JAGUNG PULUT (Zea mays Ceritina Kulesh)
LOKAL SULAWESI TENGGARA
Oleh : La Ode Safuan, Dirvamena Boer, Teguh Wijayanto dan Neli Susanti ABSTRACT.
The research was carried out at Experimental Station of District Rahandouna, Poasia Village, Kendari South east Sulawesi, from August to November 2013. The purpose of this research was to estimate the corelation and path way koefisien of among characters of Maize Waxy Corn From South East Sulawesi. This study was based on the Randomized Block Design (RBD), with 3 replicates. The treatment in this study was local waxy corn 0f Southeast Sulawesi consisting of 13 cultivars, and repeated 3 times, so there ware 39 experimental plots. Variables measured were plant height (cm), stem diameter (mm), number of leaves per plant , leaf area (cm2), cob length (cm), cob diameter (cm), number of line on the cob, weight per cob (g), weight of 100 seeds. The results of this research showed that the path way koefisien was bigger ont the weight of 100 seeds, plant height, cob length, and number of line on the cob. Key word : Character, cultivar, path way, waxy corn local
PENDAHULUAN
Tanaman jagung merupakan salah satu makanan pokok masayakat Sulawesi Tenggara. Jagung pulut merupakan jenis jagung yang banyak dikembangkan di daerah ini, sehingga penyebarannya dapat ditemukan diberbagai wilayah. Dalam rangka seleksi jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara yang mempunyai daya hasil tinggi, perlu diadakan penelaahan hubungan antara hasil dengan berbagai sifat agronomi baik komponen vegetatif maupun generatifnya. Analisis berbagai sigfat tersebut dapat dilakukan dengan analisis lintas (path analysis).
Analisis lintas merupakan pengembangan metode analisis korelasi. Analisis lintas dapat menjelaskan keeratan hubungan antar sifat dengan cara menguraikan koefisien korelasi menjadi pengaruh langsung dan pengaruh tidak langsung. Jika dibandingkan dengan analisis korelasi, maka analisis lintas tidak hanya memberikan informasi tentang keeratan hubungan antar sifat, tetapi juga menjelaskan mekanisme hubungan kausal antar sifat melalui lintasan-lintasan terpisah yang
dibangun dalam diagram lintas (Li dalam Wirnas et al., 2005). Koefisien lintas menunjukkan pengaruh langsung dari peubah yang ditentukan sebagai penyebab terhadap peubah yang ditentukan sebagai akibat. Simbol yang biasa digunakan untuk menotasikan koefisien lintas adalah pij, dimana i menunjukkan akibat (peubah endogen) dan j menunjukkan penyebab (peubah eksogen). Model rekursif koefisien lintas dapat dinyatakan dengan menggunakan korelasi sederhana atau regresi berganda. Koefisien lintas sebenarnya adalah koefisien regresi dalam bentuk baku, sehingga dapat juga disebut sebagai koefisien regresi baku (Dillon dan Goldstein, 1984),
Keuntungan dari analisis koefisien lintas adalah memungkinkan kita untuk memilah koefisien korelasi kedalam komponen-komponen koefisien lintas yang mengukur pengaruh langsung dan tidak langsung (Surek dan Beser, 2003; Arshad, 2006). Pemanfaatan koefisien lintas telah mampu mengidentifikasi pengaruh langsung dan tidak langsung karakter vegetatif dan generatif terhadap produksi buah aksesi
1) Staf Pengajar Jurusan Agroteknologi Fakultas Pertanian Universitas Halu Oleo Kendari, 136
2)
pinang Sumut-2 (Miftahorrachman, 2005), aksesi pinang asal Kalimantan Barat (Miftahorrachman, 2007), dan aksesi pinang Bolaang Mongondow (Miftahorrachman, 2009). Land (1969) dalam Kerlinger dan Pedhazur (1973) merekomendasikan bahwa koefisien lintas yang besarnya kurang dari 0.05 dianggap kurang berarti (meaningful) dan dapat diabaikan. Apabila nilai koefisien korelasi antara peubah bebas dan peubah tak bebas hampir sama besarnya dengan koefisien pengaruh langsungnya (perbedaannya tidak lebih dari 0.05) maka koefisien tersebut menjelaskan hubungan yang sebenarnya dan pemilihan langsung terhadap peubah tersebut akan sangat efektif.
Tujuan penelitian ini adalah untuk mengetahui nilai koefisien lintas tiga belas kultivar jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara. Hasil dari penelitian ini diharapkan dapat memberikan informasi dan manfaat bagi peneliti dalam mengetahui keeratan hubungan antar sifat jagung, serta mekanisme hubungan kausal antar sifat melalui lintasan-lintasan terpisah yang dibangun dalam diagram lintas
BAHAN DAN METODE
Penelitian ini dilaksanakan di Kelurahan Rahandouna Kecamatan Poasia Kota Kendari Provinsi Sulawesi Tenggara, berlangsung selama 4 bulan, mulai Bulan Agustus sampai November 2013. Bahan yang digunakan dalam penelitian ini adalah benih jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara yang berasal dari Kabupaten Muna, Bau-Bau, Buton Utara, Wakatobi, pupuk kandang kotoran sapi, kapur, pupuk an-organik (Urea, SP-36, KCl), kantung plastik dan tali rafia. Alat yang digunakan dalam penelitian ini adalah alat-alat pengolahan tanah, gunting, parang, meteran, mistar, timbangan analitik, jangka sorong, timbangan kasar, gembor, kamera dan alat tulis menulis.
Rancangan penelitian yang digunakan adalah Rancangan Acak Kelompok (RAK),
dengan 3 ulangan. Banyaknya jagung pulut lokal adalah 13 jenis jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara. Setiap perlakuan diulang sebanyak 3 kali, sehingga terdapat 39 petak percobaan. Setiap petakan diambil 10 tanaman sebagai tanaman contoh. Karakter-karakter yang diamati adalah: (1)Tinggi tanaman (cm), Diameter batang (cm), Luas daun (cm2), Jumlah daun per tanaman (helai), Panjang tongkol (cm), Diameter tongkol (cm), Jumlah baris biji tongkol, Bobot panen kering per tongkol (g) dan Bobot 100 biji perpetak (g)
Pencarian jagung pulut lokal dilakukan di sentra-sentra penanaman dan produksi Jagung pulut lokal yang ada di wilayah Sulawesi Tenggara. Jagung pulut lokal yang telah ditemukan terdiri dari Kabupaten Muna (Muna I, Muna II, Muna III, Tiworo tengah, Tampo, Lakabo, Marobea, Kusambi, dan Wulanga Jaya), Kota Bau-Bau (Bungi), Buton Utara (Jampaka dan Langere), Wakatobi (Binongko dan Wanci), Kota Kendari (Abeli) dan Konawe Selatan (Tinanggea). Adapun Pengujian kultivar yang digunakan seperti terlihat pada Tabel 1. Tabel 1. Asal tempat jagung pulut lokal
Sulawesi Tenggara yang diuji
No. Kode Asal Daerah
1 V01 Langere (Buton Utara) 2 V02 Kusambi (Muna) 3 V03 Muna III (Muna) 4 V04 Lakabo (Muna) 5 V05 Marobea (Muna) 6 V06 Jampaka (Buton Utara) 7 V07 Wulanga Jaya (Muna) 8 V08 Muna II (Muna) 9 V09 Tampo (Muna) 10 V10 Waumere (Muna) 11 V11 Bungi (Bau-bau) 12 V12 Binongko (Wakatobi) 13 V13 Tiworo Tengah (Muna)
Dari hasil pencarian yang dilakukan, diperoleh benih yang memenuhi syarat untuk dijadikan benih dalam keadaan sehat dan normal. Benih yang masih berkelobot dan bertongkol kemudian dipipil lalu disimpan pada tempat yang agak kering. Adapun benih yang rusak dan tidak digunakan antara lain : benih dari Tinanggea dan Ranomeeto (Konawe Selatan), Muna I, Abeli (Kendari) dan Wanci (Wakatobi).
Pengapuran dilakukan setelah pengolahan tanah selesai, dua minggu sebelum tanam. Pengapuran diaplikasikan dengan cara disebarkan diatas petakan secara merata sebanyak 500 kg ha- (setara dengan 600 g petak-1). Penanaman dilakukan dengan cara ditugal sedalam 3 cm, tiap lubang tanam ditanam 2 benih jagung dengan jarak tanam 75 x 25 cm, sehingga populasi tanaman per petak berjumlah 64 tanaman.
Pupuk yang digunakan dikombinasikan antara pupuk organik dan pupuk anorganik. Pemberian pupuk organik (pupuk kandang sapi) dilakukan seminggu sebelum penanaman sebanyak 5 ton ha-1 (setara dengan 6 kg petak-1) dengan cara dicampur secara merata diatas petakan. Jenis pupuk anorganik yang akan diberikan yaitu Urea sebanyak 0,24 ton ha-1 (setara dengan 240 g petak-1) SP-36 sebanyak 0,10 ton ha-1 (setara dengan 120 g petak-1) dan KCl sebanyak 0,1875 ton ha-1(setara dengan 120 g petak-1). Pupuk SP-36 dan KCl diberikan pada saat tanam kemudian urea diberikan 4 MST dan 8 MST.
Pupuk anorganik tersebut diberikan dengan cara disebarkan diatas petakan secara merata. Pemeliharaan yang dilakukan meliputi penyiraman, penyulaman, penjarangan, penyiangan, pembubunan, pemupukan dan pengendalian hama penyakit. Penyiraman dilakukan menggunakan gembor , dilakukan dua kali jika tidak terjadi hujan atau sesuai dengan kebutuhan tanaman. Penjarangan dilakukan
setelah tanaman berumur 2 minggu, setiap lubang tanam ditinggalkan satu tanaman.
Penjarangan dilakukan dengan memotong tanaman menggunakan pisau/gunting. Penyiangan dilakukan menggunakan cangkul atau langsung mencabut gulma dengan tangan dan dilakukan setiap minggu. Pembubunan dilakukan bersama dengan penyiangan pertama dari 1 – 2 minggu setelah tanam dengan tujuan untuk memperkokoh posisi batang sehingga tanaman tidak mudah rebah. Pengendalian hama dilakukan secara mekanik yaitu dengan memasang pagar beraliran listrik mengelilingi tanaman.
Pemanenan dilakukan setelah biji pada tongkol mencapai kriteria panen dengan tanda-tanda rambut (silk) berwarna coklat kehitaman dan telah mengering, kelobot berwarna kuning, biji kering dan mengkilat dan jika ditekan dengan kuku tidak meninggalkan bekas.
Nilai rerata setiap variabel yang diamati, dihitung dan dianalisis berdasarkan tabel analisis ragam (Singh dan Chaudhary, 1979) dan tabel analisis ragam tersaji pada Tabel 2. Untuk menghitung nilai koefisien korelasi antara karakter ke-i dan karakter ke-j
rij terlebih dahulu dihitung peragam fenotipik dan genotipik menggunakan persamaan sebagai berikut :Dimana :
= Peragam genotipik antara karakter ke- i dengan karakter ke- j
= Peragam fenotipik antara karakter ke- i dengan karakter ke- j
= Peragam lingkungan antara karakter ke- i dengan karakter ke- j
= Analisis varians kultivar = Analisis varians galat
Tabel 2. Sidik ragam-peragam serta nilai harapan kuadrat tengah dan nilai harapan kuadrat tengah hasil kali E (KTHK) pasangan karakter ke-i dengan karakter ke-j
Sumber Keragaman
Derajat Bebas
Kuadrat Tengah Kuadrat Tengah Hasil Kali
KT E(KT) KTHK E(KTHK)
Blok Kultivar Galat Total
Keteragan: n = jumlah ulangan = jumlah kultivar
Nilai peragam yang diperoleh kemudian dapat dihitung nilai koefisien korelasi antara karakter i dan karakter ke-j menggunakan persamaan sebagai berikut :
Dimana P
i , P j , G
i G
jmerupakan ragam fenotipik dan genotipik karakter ke-i dan karakter ke-j. Uji signifikansi koefisien korelasi fenotipik dan genotipik antara dua karakter tersebut digunakan statistik uji berikut :
r n t 2 1 1
Hasil perhitungan statistik uji tersebut kemudian dibandingkan dengan nilai t pada tabel dengan (n-2) derajat bebas. Koefisien korelasi dinyatakan berbeda nyata pada taraf apabila nilai absolut dari t hitung lebih besar dari t tabelnya.
Untuk mengetahui bentuk hubungan pengaruh langsung maupun tidak langsung dari karakter komponen produksi terhadap karakter produksi tanaman jagung maka
digunakan analisis lintas (path analysis) menurut Singh dan Caudhary (1979). Koefisien lintas (Ci) dapat dihitung dengan persamaan sebagai berikut :
C p C C C 3 2 1 = r pp r p r r p r r r p r r r 3 33 2 23 22 1 13 12 11 1 r py r y r y r y 3 2 1 R y Rx C 1 dimana:
C = Vektor koefisien lintas
R X1 = Invers matriks koefisien korelasi
antara peubah bebas dengan peubah tidak bebas
RY = Vektor koefision korelasi antara peubah bebas dengan peubah tidak
bebas
dan penentuan pengaruh galat (Cs) dapat dihitung sebagai berikut :
riy P i Ci C S 1 1
Analisis data dilakukan menggunakan bantuan paket program SAS (Statistical Analysis System) dan program Microsoft Office Exel.
HASIL
1. Nilai Koefisien Korelasi Jagung Pulut Lokal yang Diteliti
Nilai koefisien korelasi fenotipe 13 kultivar jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara disajikan pada Tabel 3.
Tabel 3. Koefisien korelasi fenotipik (P) antara karakter agronomi 13 kultivar jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara TTM DMB LDT JMD PTG DMT JBT BJJ BRPT TTM 1 0,511 0,787 0,375 -0,039 -0,135 -0,356 0,226 0,293 DMB 0,511 1 0,564 -0,243 0,369 -0,108 -0,261 0,498 0,391 LDT 0,787 0,564 1 0,131 -0,191 -0,278 -0,269 0,173 0,085 JMD 0,375 -0,243 0,131 1 -0,055 -0,036 -0,091 0,199 0,090 PTG -0,039 0,369 -0,191 -0,055 1 0,336 -0,015 0,285 0,237 DMT -0,135 -0,108 -0,278 -0,036 0,336 1 -0,199 0,453 0,448 JBT -0,356 -0,261 -0,269 -0,091 -0,015 -0,199 1 -0,383 -0,347 BJJ 0,226 0,498 0,173 0,199 0,285 0,453 -0,383 1 0,810 BRPT 0,293 0,391 0,085 0,090 0,237 0,448 -0,347 0,810 1 keterangan: Nyata
Pada Tabel 3. dapat dilihat bahwa korelasi fenotipe menunjukkan hasil nilai yang positif dan negatif. korelasi fenotipe antar karakter yang menunjukkan nilai positif nyata dapat dilihat pada sifat tinggi tanaman dengan diameter batang, tinggi tanaman dengan luas daun, tinggi tanaman dengan jumlah daun, tinggi tanaman dengan bobot 100 biji, tinggi tanaman dengan berat per tongkol, diameter batang dengan luas daun, diameter batang dengan panjang tongkol, diameter batang dengan bobot 100 biji, diameter batang dengan berat per tongkol, luas daun dengan jumlah daun, luas daun dengan bobot 100 biji, luas daun dengan berat per tongkol, jumlah daun dengan bobot 100 biji, jumlah daun dengan berat per tongkol, panjang tongkol dengan diameter tongkol, panjang tongkol dengan bobot 100 biji, panjang tongkol dengan berat per tongkol, diameter tongkol dengan bobot 100 biji, diameter tongkol dengan berat per tongkol dan bobot 100 biji dengan berat per tongkol.
Korelasi fenotipe antar karakter yang menunjukkan nilai negatif nyata dapat dilihat pada sifat tinggi tanaman dengan panjang tongkol, tinggi tanaman dengan jumlah baris per tongkol, diameter batang dengan jumlah daun, diameter batang dengan diameter tongkol, diameter batang dengan jumlah baris per tongkol, luas daun dengan panjang tongkol, luas daun dengan diameter tongkol, luas daun dengan jumlah baris per tongkol, jumlah daun dengan panjang tongkol, jumlah daun dengan diameter tongkol, jumlah daun dengan jumlah baris per tongkol, panjang tongkol dengan jumlah baris per tongkol, diameter batang dengan jumlah baris per tongkol, jumlah baris per tongkol dengan bobot 100 biji, jumlah baris tongkol dengan berat per tongkol.
2. Nilai Analisis Koefisien Lintas Jagung Pulut Lokal yang Diteliti
Nilai analisis koefisien lintas 13 kultivar jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara disajikan pada Tabel 4. Pada Tabel
4. diatas memperlihatkan bahwa pengaruh langsung dari semua karakter terhadap produksi bobot hasil berat biji terbesar ditunjukkan oleh karakter bobot 100 biji, tinggi tanaman, panjang tongkol dan jumlah baris per tongkol dengan nilai berturut-turut 1,099, 0,795, 0,076 dan 0,051. Pengaruh
langsung terendah ditunjukkan oleh jumlah daun, diameter batang, luas daun dan diameter tongkol.
Secara geometrik dapat dibangun diagram lintasan untuk hubungan kausal dari model regresi seperti tampak dalam Gambar 1.
Tabel 4. Pengaruh langsung dan tidak langsung karakter terhadap hasil berat per tongkol dari 13 kultivar jagung pulut lokal Sulawesi Tenggara
Karakter PL Pengaruh Tidak Langsung
C TTM DMB LDT JMD PTG DMT JBT BJJ TTM 0,795 - 0,373 0,575 0,298 -0,031 -0,107 -0,260 0,165 DMB -0,482 -0,194 - -0,214 0,117 -0,178 0,052 0,099 -0,189 LDT -0,406 -0,321 -0,230 - -0,053 0,078 0,113 0,110 -0,071 JMD -0,487 -0,152 0,098 -0,053 - 0,027 0,018 0,037 -0,080 PTG 0,076 -0,002 0,016 -0,008 -0,004 - 0,026 -0,001 0,013 DMT -0,140 0,013 0,010 0,027 0,005 -0,047 - 0,019 -0,044 JBT 0,051 -0,016 -0,012 -0,012 -0,005 -0,001 -0,010 - -0,017 BJJ 1,099 0,233 0,514 0,179 0,219 0,313 0,498 -0,396 -PT 0,293 0,391 0,085 0,090 0,237 0,448 -0,347 0,810
Keterangan: Analisis lintasan hanya dilakukan berdasarkan nilai koefisien korelasi fenotipik saja. Besarnya pengaruh sisa adalah 0,454
PL = Pengaruh langsung, PT = Pengaruh total
PEMBAHASAN 1. Koefisien Korelasi Fenotipik
Korelasi merupakan derajat keeratan hubungan antara satu karakter dengan karakter lainnya. Pewarisan karakter tanaman jagung juga merupakan sesuatu yang kompleks dan dapat melibatkan sejumlah karakter yang lain, oleh karena itu, seleksi yang ditujukan untuk perbaikan produksi hasil perlu mempertimbangkan hal-hal yang lain.
Hasil analisis korelasi antar karakter kuantitatif dengan karakter hasil berat biji per tongkol pada penelitian ini menunjukkan bahwa nilai korelasi fenotipik bernilai positif dan negatif dengan kisaran antara -0,547 hingga 0,787. Korelasi positif berarti bahwa peningkatan suatu sifat akan meningkatkan sifat lain yang dituju. Korelasi negatif berarti bahwa peningkatan suatu sifat akan menurunkan nilai sifat yang lain yang dituju. Analisis yang digunakan hanya korelasi fenotipik saja dan semuanya nyata, sehingga seleksi terhadap karakter tersebut tidak akan efektif dalam mendapatakan produksi yang tinggi.
Pada penelitian ini nilai korelasi genotipik tidak ditampilkan karena nilainya lebih besar dibandingkan nilai fenotipe. Umumnya korelasi genotipik lebih tinggi dari pada korelasi fenotipik. Nilai korelasi fenotipik yang lebih tinggi daripada genotipik terjadi karena faktor telah dikeluarkan dalam perhitungan kemudian lingkungan dan interaksi genetik x lingkungan (Boer, 2011).
2. Analisis Koefisien Lintas
Pola hubungan sifat antara produksi dengan karakter kuantitatif lainnya dapat diketahui melalui analisis korelasi. Namun, dengan hanya menggunakan analisis korelasi tidak cukup untuk menggambarkan hubungan tersebut. Hal ini disebabkan antar komponen-komponen hasil saling berkorelasi
dan pengaruh tidak langsung melalui komponen hasil dapat lebih berperan langsung dari pada pengaruh langsung. Dengan analisis lintasan (sidik lintas) masalah ini dapat diatasi, karena masing-masing sifat yang dikorelasikan dengan hasil dapat diurai menjadi pengaruh langsung dan tidak langsung (Singh dan Chaudari, 1979; Gazpersz (1995).
Menurut Mohammadi et al., (2003), dengan menggunakan analisis koefisien lintas (path coefisien analysis) mampu ditentukan konstribusi relatif, dari komponen tumbuh dan komponen hasil terhadap hasil, baik langsung maupun tidak langsung. Metode ini memecah koefisien korelasi antara masing-masing karakter yang dikorelasikan dengan hasil menjadi dua komponen, yaitu pengaruh langsung dan pengaruh tidak langsung, sehingga hubungan kausal di antara karakter yang dikorelasikan dapat diketahui.
Hasil analisis koefisien lintas pada penelitian ini memperlihatkan bahwa pengaruh langsung karakter diameter batang, luas daun, jumlah daun dan diameter tongkol terhadap produksi berat hasil tongkol nilainya kurang dari 0,05 sehingga secara statistik dapat diabaikan. Karakter-karakter yang efektif dijadikan sebagai kriteria seleksi bila mempunyai pengaruh langsung yang tinggi , mempunyai nilai korelasi yang tinggi dan nyata terhadap produksi dan bobot hasil biji , dan selisish antara nilai korelasi dengan pengaruh langsungnya kurang dari 0,05 .. Jika ketiga hal tersebut dipenuhi, maka karakter tersebut sangat efektif sebagai kriteria seleksi untuk menduga hasil (Sarwono, 2007 dalam Nasution, 2010).
DAFTAR PUSTAKA
Boer, D., 2011. Analisis Variabilitas Genetika dan Koefisien Lintas Berbagai Karakter Agronomi dan
Fisiologi Terhadap Hasil Biji dari Keragaman Genetik 54 Jagung Asal Indonesia Timur. Jurnal Agroteknos. Vol 1. Hal 35- 43. Dillon WR, Goldstein M. 1984. Multivariate
Analysis Methods and Applications. New York : John Willey & Sons Inc. 437 – 452. Kerlinger, F.N. & E. J. Pedhazur. 1973.
Multiple Regression in Behavioral Research. Holt Rinehart and Winston, New York.
Miftahorrachman. 2005. Sidik Lintas Karakter Vegetatif dan Generatif Plasma Nutfah Pinang (L.) aksesi Sumut-2. Buletin Palma No. 29: 47-53.
. 2007. Sidik lintas plasma nutfah pinang ( L.) asal Provinsi Kalimantan Barat. Buletin Palma, No. 33. Hal. 87-95.
. 2009. Sidik lintas karakter produksi dengan karakter vegetatif pada aksesi pinang Bolaang Mongondow. Buletin Palma, No. 37: 119-126.
Mohammadi SA, Prasanna BM, Singh NN. 2003. Sequential Path Model for Determining Interrelationships among grain yield and related characters in Mize. Crop Science. 43:1690-1697.
Nasution. 2010. Analisis Korelasi dan Sidik Lintas Antara Karakter Morfologi dan Komponen Buah Tanaman Nenas (Ananas comosus L. Merr.). Jurnal Crop Agro Vol. 3 No. 1. Singh, R.K., dan B.D. Chaudhary, 1979.
Biometrical Methods in Quantitative Genetic Analysis. Kalyani Pub. Ludhiana, New Delhi.
Surek H, and Beser N. 2003. Correlation and Path Coefficient analysis for some yield-related traits in rice ( L.) under Thrace Agricultural Research Institute. P.O. Box 16, Edirne-TURKEY.
Wirnas D, Sobir, Surahman M. 2005. Pengembangan Kriteria Seleksi pada Pisang (musa sp.) Berdasarkan Analisis lintas. Bul. Agron. Vol. 33(3) : 48 – 54.
