Analisis Model Probit Terurut terhadap Biaya Transaksi dan Partisipasi Pasar Petani Singkong Kecil di Nigeria Tenggara

Arsip RePEc Pribadi Munich

Analisis Model Probit Terurut Biaya Transaksi dan Pasar

Partisipasi Petani Singkong Kecil di Nigeria Tenggara.

Okoye, BC dan Onyenweaku, CE dan Ukoha, OO

Balai Penelitian Tanaman Akar Nasional, Umudike, Umuahia, Negara Bagian Abia

18 Agustus 2010

Daring dihttps://mpra.ub.uni-muenchen.de/26114/ Makalah MPRA No. 26114, diposting 23 Okt 2010 00:25 UTC

Diterjemahkan dari bahasa Inggris ke bahasa Indonesia - www.onlinedoctranslator.com

ANALISIS MODEL ORDERED PROBIT TERHADAP BIAYA TRANSAKSI DAN PARTISIPASI PASAR PETANI SINGKONG KECIL DI

NIGERIA TIMUR SELATAN

Okeye, SM1., Onyenweaku, CE2dan Ukoha, OO2

1Balai Penelitian Tanaman Akar Nasional, Umudike, Negara Bagian Abia.okoebenjamen@yahoo;

2Departemen Ekonomi Pertanian, Universitas Pertanian Micheal Okpara, Umudike,

Negara Bagian Abia. Nigeria.

ABSTRAK

Prosedur analisis model Ordered Probit diterapkan untuk menentukan faktor-faktor (terkait dengan biaya transaksi tetap dan variabel) yang mempengaruhi keputusan untuk

berpartisipasi di pasar singkong dengan sampel 360 petani kecil di Nigeria Tenggara.

Keputusan partisipasi menunjukkan bahwa keanggotaan koperasi atau organisasi sosial, pengalaman bertani dan pengalaman pemasaran mempunyai hubungan positif dengan keputusan menjadi autarki selain pembeli dan penjual selain autarki dan signifikan pada tingkat probabilitas 1,0%. Koefisien frekuensi kontak penyuluhan, umur, masyarakat asli, kondisi jalan menuju kota terdekat dan hasil panen juga berhubungan positif dan signifikan terhadap keputusan menjadi autarki selain pembeli dan penjual selain autarki pada tingkat probabilitas 5%. Koefisien akses terhadap fasilitas komunikasi berhubungan positif dan signifikan terhadap keputusan untuk tetap autarki selain pembeli dan penjual selain autarki.

Koefisien pendidikan, jarak ke kota terdekat, jarak dari lahan pertanian ke pasar dan transportasi hasil panen bersifat negatif dan berhubungan signifikan dengan keputusan untuk tetap menjadi autarki selain penjual dan pembeli selain autarki pada tingkat probabilitas 1%. Koefisien gender berhubungan positif dan signifikan dengan keputusan petani perempuan untuk menjadi autarki selain pembeli dan penjual selain autarki.

Keputusan untuk berpartisipasi sebagai pembeli, penjual, atau tetap autarki adalah akibat dari biaya transaksi yang tetap dan proporsional yang terkait dengan partisipasi di pasar.

Kata kunci:Probit Pesanan, Biaya Transaksi, Partisipasi Pasar dan Singkong

PERKENALAN

Umbi singkong segar, dengan kandungan air sekitar 70%, berukuran besar sehingga mahal untuk diangkut terutama dalam jarak jauh. Akarnya juga mudah rusak dan mulai rusak segera setelah dipanen. Fitur-fitur ini diharapkan mempunyai pengaruh besar pada jaringan perdagangan di daerah asalnya. Misalnya saja, sifat umbi-umbian yang besar menjadikan pasar umbi-umbian segar lebih terlokalisasi di sekitar wilayah produksi dibandingkan pasar produk olahan singkong.

Selain itu, faktor mudah rusak membuat proses pemasaran umbi segar jauh lebih singkat dibandingkan produk singkong lainnya (Ezedinmadkk., 2007).

Singkong (Manihot esculenta Crantz)merupakan makanan pokok dan tanaman komersial yang penting di beberapa negara tropis Afrika khususnya Nigeria yang memainkan peran utama dalam

perekonomian pangan (Agwu dan Anyaeche, 2007). Nigeria adalah penghasil singkong terbesar di

produksi singkong menyumbang lebih dari 37% produksi Nasional (NAERLS dan NFRA, 2009).

Di negara-negara berkembang, petani kecil mengalami kesulitan untuk berpartisipasi dalam pasar karena berbagai kendala dan hambatan yang mengurangi insentif untuk berpartisipasi, yang mungkin tercermin dalam biaya tersembunyi yang mempersulit akses terhadap pasar dan aset produktif (Makhuradkk., 2001). Biaya transaksi, yaitu biaya yang dapat diobservasi (variabel) dan tidak dapat diobservasi (tetap) yang terkait dengan pertukaran, merupakan perwujudan dari hambatan akses terhadap partisipasi pasar oleh petani kecil yang miskin sumber daya (Hollowaydkk, 2000)

Rumah tangga biasanya mengeluarkan biaya tetap dalam mengambil keputusan untuk berdagang di pasar.

Biaya-biaya tersebut diketahui ada terlepas dari volume transaksi dan tentunya mempengaruhi keputusan tentang berapa banyak kuantitas yang akan dipasok ke pasar seperti yang dicatat oleh (Cogan, 1981) dalam model pasokan tenaga kerja neoklasik. Namun estimasi standar persamaan pasokan pasar gagal

memperhitungkan biaya tetap ini (Hollowaydkk., 2005). Hobbs (1997) mengklasifikasikan biaya transaksi tetap menjadi biaya informasi, negosiasi, dan pemantauan atau penegakan hukum. Biaya transaksi tetap dan variabel berdampak pada partisipasi pasar sedangkan keputusan pasokan (jumlah penjualan), tergantung pada partisipasi pasar, hanya bergantung pada biaya transaksi variabel.

Jika biaya transaksi besar, maka biaya tersebut perlu diukur dan dijelaskan.deJanvry dan Sadoulet, (2005) berargumentasi bahwa upaya mengamati secara langsung akan selalu meremehkan pentingnya hal-hal tersebut, dan kemungkinan besar akan menyebabkan dampak yang besar. Namun penelitian menunjukkan bahwa hal tersebut dapat diperoleh dari perilaku yang diamati. Biaya transaksi mencerminkan karakter pasar, namun sebagian besar melekat pada karakteristik rumah tangga dan lingkungan ekonominya (Hollowaydkk., 2000 dan Makhura,dkk., 2001). ). Tujuan dari makalah ini adalah untuk mengidentifikasi faktor-faktor yang mempengaruhi keputusan petani kecil untuk berpartisipasi di pasar singkong.

METODOLOGI

(a) Model Teoritis:Model Probit Terurut adalah pendekatan yang banyak digunakan untuk memperkirakan model tipe terurut yang hampir menggunakan fungsi tautan probit. Ada metrik kontinu laten yang mendasari respons ordinal yang diamati oleh analis. Itu

2

Variabel kontinu laten, Y* merupakan kombinasi linier dari beberapa prediktor, X, ditambah suku gangguan yang berdistribusi Normal standar:

YSaya* = XSayaβ + ε

Variabel laten YSaya* menampilkan dirinya dalam kategori ordinal, yang dapat diberi kode 0, 1, 2,…, k.

Respons kategori k dengan demikian diamati ketika respons kontinu yang mendasarinya berada pada kategori tersebutkInterval ke-sebagai: Y* = 0 jika Y*≤ δ0

Y* = 1 jika δ0< Kamu*≤ δ¹

Y* = 2 jika δ1 < Y*≤ δ2

Dimana Y* (i=0, 1, 2) adalah parameter ambang batas yang tidak dapat diobservasi yang akan diestimasi bersama dengan parameter lain dalam model. Ketika koefisien intersep dimasukkan ke dalam model, Y0* dinormalisasi ke nilai nol (Green, 2000) dan karenanya hanya k-1 parameter tambahan yang diperkirakan dengan Xs. Seperti model data biner, probabilitas setiap respon ordinal yang diamati yang dalam penelitian ini memiliki 3 respon (0, 1, 2,) akan diberikan sebagai:

masalah (Y = 0) = P(Y*≤0) = P (β'X + ε^Saya≤0) = ø (-β'X) soal (Y = 1) = ø (δ¹- β'X) - ø (-β'X) soal (Y = 2) = 1- ø (δ¹- β'X)

di mana 0 < Y1* < Y2* <...<Y*k-1…. n adalah fungsi distribusi normal kumulatif sehingga jumlah total probabilitas di atas sama dengan satu. Spesifikasi model probit yang dipesan adalah sebagai berikut.

Membiarkankamu sayamenunjukkan kategori – pembeli bersih (0 =kamu saya), autarki (1 =kamu saya), atau penjual bersih (2 =kamu saya) – ke rumah tangga manaSayamilik.

(b) Model Empiris:Dalam penelitian ini pengambilan keputusan partisipasi pasar singkong

(1)

(2)

(3)

petani dirinci sebagai berikut;

SAYAmenjual atau tidak op

X

^op

1

Saya

=

X

⁸

B

0

+ b

1

+ b

^2op

op

X

²

+ b

op

+ b

op3

X

^{op op}

X

4 op

X

11

P

+ b

⁴

+ b

op

op

+ b

op

+ b13

5

X

⁵op

+ b

6op op

+ b

14

X

^op6

+ B

7^op

X

op

+ b

op8 op

7

+ b

9op

X

op9

+ b

10^op

X

¹⁰

P

+ b

18 Saya

op op op

X

^op

X

14op

11 12

X

¹²

op

X

19

13 op

+ b + b

^op15

X

^{15 op}

+ b

16op

X

¹⁶_op

+ b

^{17 op}

op

X

¹

X

^P

Hai op

X

18Hai

+ b

^{9 op}

+ b

20 op

X

20 pr 21

X

^21pr

+

7 1

B

op op

22

X

²²

+ b

^23op

X

²³

+ b

24^op 24^{Hai+ kamuop}

(4)

Di mana;

SAYAmenjual atau tidak=Pembeli = 0, Autarki = 1 dan Penjual = 2

X1adalah jumlah kunjungan ekstensi/tahun, X2adalah keanggotaan koperasi (variabel dummy; I=anggota, 0=bukan anggota)^,X³adalah akses terhadap fasilitas komunikasi (variabel dummy; 1=ya, 0=tidak)^,X⁴adalah tingkat pendidikan (dalam tahun)^,X⁵adalah jenis kelamin (variabel tiruan; 1=laki-laki, 0=perempuan)^,X⁶adalah

Saya

variabel; 1= asli, 0 = sebaliknya),X8adalah pengalaman bertani (dalam tahun),X9saatnya menerima bayaran (hari),X10adalah berapa kali diminta pembayaran,X11adalah alat transportasi pribadi (variabel dummy; 1=ya, 0=tidak),X12adalah jarak ke kota terdekat (km), X13adalah jarak dari peternakan ke pasar (km)^,X¹⁴adalah jarak dari rumah ke pasar (km)^,X¹⁵adalah jarak dari rumah ke peternakan (km)^,X¹⁶adalah jumlah kredit yang dipinjam dalam Naira^,X¹⁷adalah biaya transportasi hasil panen (Naira/ton)^,X¹⁸adalah ukuran rumah tangga^,X¹⁹adalah rasio ketergantungan (jumlah tanggungan di bawah 18 tahun dan di atas 60 tahun per rumah tangga usia kerja)^,X²⁰adalah kondisi jalan menuju kota terdekat (variabel dummy; 1=baik, 0=buruk)^,

X21adalah pengalaman pemasaran (dalam tahun),X22adalah pendapatan pertanian dalam naira, X23adalah pendapatan non pertanian di Naira,X24adalah hasil singkong (kg/ha),B1- B24

istilah kesalahan.

(c) Datanya:Zona Agro Ekologi Tenggara Nigeria adalah fokus utama kami. Zona ini terletak antara garis lintang 6° dan 9°BT serta garis bujur 4° dan 7°LU, memiliki total luas daratan 10.952.400ha. Zona ini memiliki lebih dari 16 juta populasi penduduk (NPC, 2006). Zona ini terdiri dari lima negara bagian yaitu: Negara Bagian Abia, Anambra, Ebonyi, Enugu dan Imo. Sekitar 60-70% penduduknya bekerja di bidang pertanian, terutama bertani dan beternak hewan. Tiga dari 5 negara bagian di zona pertanian Tenggara dipilih secara acak untuk penelitian ini. Mereka adalah Negara Bagian Anambra, Abia dan Enugu. Prosedur pengambilan sampel acak multi-tahap digunakan untuk mengumpulkan data cross sectional untuk mengidentifikasi faktor-faktor partisipasi pasar di antara rumah tangga produsen singkong. Pada tahap kedua, dua zona pertanian per negara bagian dipilih secara acak. Mereka; Enugu Utara dan Enugu Timur untuk Negara Bagian Enugu, Anambra dan Onitsha untuk Negara Bagian Anambra serta Umuahia dan Ohafia untuk Negara Bagian Abia diberikan total enam zona pertanian.

Pada tahap ketiga, dua LGA dipilih secara acak dari masing-masing zona dan diberi sampel sebanyak 12 LGA. Tahap keempat, dipilih tiga komunitas secara acak dari masing-masing Daerah Pemda dengan sampel sebanyak 36 komunitas. Pada tahap terakhir, 10 produsen rumah tangga dipilih secara acak, sehingga totalnya berjumlah 360. Data dikumpulkan melalui kuesioner terstruktur untuk

mengumpulkan berbagai informasi, yang mencakup informasi tentang rumah tangga mengenai jenis kelamin dan usia kepala rumah tangga, ukuran rumah tangga. , pendapatan dan aset pertanian seperti pendapatan non-pertanian, serta peralatan transportasi. Akses terhadap informasi pasar dikumpulkan dalam hal rata-rata pendidikan rumah tangga, kontak dengan layanan penyuluhan dan kedekatan dengan kota terdekat di mana pasar berada, dll. Kondisi jalan menuju pasar juga ditentukan, dll.

adalah koefisien yang akan diestimasi dan uSayaadalahop

4

HASIL DAN DISKUSI

Keputusan tentang Partisipasi Pasar

Model probit terurut dari partisipasi pasar diskrit ditunjukkan pada tabel 1. Titik sensor yang bukan nol menunjukkan tanda negatif, dengan ambang batas sensor yang lebih rendah sebesar -1,63 pembelian bersih singkong dan ambang batas atas sebesar -0,94 penjualan bersih singkong, yang masing-masing berbeda secara signifikan secara statistik dari nol. Perkiraan ini menunjukkan bahwa pembelian atau penjualan kurang dari 1 kg pada umumnya tidak ekonomis. Masyarakat lebih bersedia memasuki pasar untuk penjualan dalam jumlah kecil dibandingkan pembelian, hal ini kemungkinan besar mencerminkan fakta bahwa penjualan singkong pada dasarnya merupakan sarana bagi rumah tangga untuk memenuhi kebutuhan tunai segera terkait dengan pembayaran biaya sekolah, pembelian makanan, dan biaya kesehatan seremonial atau darurat (Bellemare dan Barret, 2006). Kesesuaian diukur dengan chi2menunjukkan bahwa pilihan variabel penjelas yang termasuk dalam model probit terurut menjelaskan variasi keputusan untuk berpartisipasi di pasar.

Semua variabel yang berkaitan dengan informasi dan biaya pencarian berhubungan positif dan signifikan terhadap hasil kategori kecuali pendidikan yang negatif. Koefisien keanggotaan koperasi dan tingkat pendidikan signifikan pada tingkat probabilitas 1,0%, sedangkan akses terhadap fasilitas komunikasi dan frekuensi kontak penyuluhan masing-masing signifikan pada tingkat probabilitas 10,0% dan 5,0%. Petani yang memiliki akses terhadap fasilitas komunikasi, keanggotaan dalam koperasi dengan frekuensi kontak penyuluhan yang lebih banyak, lebih cenderung menjadi autarki dibandingkan pembeli dan lebih cenderung menjadi penjual

dibandingkan autarki,ceteris paribus. Petani yang berpendidikan lebih tinggi cenderung menjadi autarki dibandingkan penjual dan lebih cenderung menjadi pembeli dibandingkan autarki. Kontak dengan petugas penyuluhan cenderung meningkatkan akses petani terhadap informasi (Lapar dkk.,2003). Akses terhadap informasi melalui penyuluhan, keanggotaan koperasi, akses terhadap fasilitas komunikasi dan pendidikan cenderung menghilangkan biaya transaksi tetap yang dihadapi petani kecil dalam memasuki pasar singkong. Koefisien pendidikan yang negatif bertentangan dengan perkiraan umum. Hal ini menunjukkan kuatnya dampak kompetisi dari pengalihan keterampilan ke peluang kerja di luar pertanian seiring dengan meningkatnya tingkat pendidikan dalam rumah tangga dalam kumpulan data ini.

Variabel terkait biaya tawar-menawar dan negosiasi yang signifikan adalah jenis kelamin, umur, masyarakat asli dan pengalaman bertani.

Tabel 4.4: Hasil Regresi Order Probit untuk Partisipasi Pasar

Variabel Parameter

Koefisien Std.

kesalahan

0,0181

nilai-t Frekuensi Perpanjangan

Kontak Keanggotaan Koperasi

B

1

B

^{2 0,0444}0,4098

2.4530**

3.2091***

0,1277 0,1430 0,0031 0,0921 0,0049 0,0211 0,0021 0,0246 0,2633 0,1963 0,0103 0,0356 Akses terhadap Fasilitas Komunikasi

Tingkat Pendidikan (tahun)

Jenis kelamin

Usia (tahun)

Asli Komunitas

Pengalaman bertani (tahun) Lamanya menerima bayaran dalam hari Berapa kali dimintai bayaran Memiliki alat transportasi pribadi Jarak ke kota terdekat (km) Jarak dari peternakan ke pasar (km)

Jarak rumah ke pasar (km) Jarak dari rumah ke peternakan (km)

Volume Kredit (N) Biaya transportasi (N/kg) Jumlah Rumah Tangga

Rasio ketergantungan

Kondisi jalan menuju kota terdekat Pengalaman Pemasaran (tahun)

Pendapatan pertanian (N)

B

³

B

4

B

⁵

B

⁶

B

⁷

B

8

B

⁹

0,2641 - 0,0116 - 0,2518 0,0143 0,0571 0,0127 0,0150 - 0,1242

0,1023 - 0,0326 - 0,1852

1,8468*

- 3.7154***

- 2,7341**

2,9184**

2,7075**

5.9112***

0,6097 - 0,4717

0,5211 - 3.1650***

- 6.0602***

B

¹⁰

B

¹¹

B

12

B

¹³

B

14 - 0,0139 0,0300 - 0,4618

B

^{15 0,0063 0,0283 0,2225}

B

16

B

¹⁷

B

¹⁸

B

19

B

²⁰

B

²¹

B

22

- 0,0070

- 0,0994 .

- 0,0099 - 0,0249 0,3290 0,0039

7.51e-07

0,0132 0,0218 0,0394 0,0561 0,1309 0,0006 6.55e-

07

9.13e07 0,0005

- 0,5311 - 4.5596***

- 0,2512 - 0,4438 2.5116**

6.5394***

1.1465

Pendapatan Non Pertanian (N) Hasil (kg/ha)

Parameter Tambahan

C

1

B

²³

B

²⁴

- 5.46e-07 0,0013

- 0,5980 2.6069**

- 1.633072 0,1433

-

11.4020***

8.2910***

C

²

Catat kemungkinannya

chi

²

- 0,9436378 - 327.29233 0,0000

0,1138

Hasil Survei 2010. *, ** dan *** = Signifikan masing-masing sebesar 10%, 5% dan 1% Koefisien usia dan asal komunitas adalah positif dan signifikan pada tingkat probabilitas 5,0%, sedangkan gender adalah negatif tetapi signifikan pada 5,0%. Koefisien pengalaman bertani adalah positif dan signifikan pada tingkat

probabilitas 1,0%. Rumah tangga yang dikepalai perempuan yang merupakan penduduk asli lebih cenderung menjadi autarki dibandingkan pembeli dan lebih cenderung menjadi penjual dibandingkan autarki,ceteris paribus. Rumah tangga yang dikepalai perempuan mempunyai kemungkinan lebih besar untuk berpartisipasi di pasar singkong dibandingkan rumah tangga yang dikepalai laki-laki. Ini mengikuti studi Aregadkk.,(2007) tentang pasar jagung di Kenya dan Makhura, (2001)

6

di pasar ternak di Afrika Selatan. Mungkin karena tawar-menawar penjualan yang lebih baik dilakukan oleh perempuan.

Jenis kelamin kepala rumah tangga mencerminkan fakta bahwa petani perempuan akan menghadapi biaya transaksi yang lebih rendah karena mereka cenderung memiliki kredibilitas yang lebih tinggi.

Responden yang berusia lebih tua lebih cenderung menjadi autarki dibandingkan menjadi pembeli dan lebih cenderung menjadi penjual dibandingkan menjadi autarki,ceteris paribus. Hal ini mungkin menunjukkan bahwa biaya tetap seperti kendala bahasa atau diskriminasi mungkin menghambat kemampuan petani non-pribumi atau petani migran untuk berintegrasi di beberapa pasar (Vakisdkk., 2003). Pengalaman (mencerminkan kemampuan bernegosiasi), meningkatkan partisipasi petani. Usia kepala rumah tangga biasanya memberikan gambaran mengenai pengalaman bertani. Selain itu, para petani ini akan memiliki jaringan sosial yang lebih kuat dan kredibilitas dalam jaringan tersebut (Makhuradkk., 2001).

Di antara variabel biaya transportasi proporsional, koefisien jarak ke kota terdekat dan jarak dari lahan pertanian ke pasar dan biaya transportasi hasil panen adalah negatif dan

signifikan pada tingkat probabilitas 1,0%. Kondisi jalan menuju kota terdekat dan hasil panen juga positif namun signifikan pada tingkat probabilitas 5,0%. Petani dengan jarak tempuh yang jauh ke kota terdekat dan dari lahan pertanian ke pasar serta biaya transportasi hasil panen yang mahal cenderung bersifat autarki selain penjual dan pembeli selain autarki. Jika kondisi jalan menuju kota terdekat bagus dan hasil singkong tinggi, kemungkinan besar petani akan tetap autarki selain pembeli dan penjual selain autarki. Infrastruktur yang buruk juga menyebabkan kenaikan biaya transportasi hasil panen per km. Biaya transaksi variabel akan berkurang jika pasar berlokasi lebih dekat dengan petani dan memiliki jaringan jalan yang baik.

Koefisien variabel yang terkait dengan biaya pemantauan dan penegakan hukum yaitu; waktu untuk menerima pembayaran dalam hari adalah positif dan berapa kali permintaan pembayaran negatif tetapi tidak signifikan. Koefisien volume kredit, jarak rumah ke lahan pertanian, rasio ketergantungan ukuran rumah tangga dan pendapatan non-pertanian adalah negatif namun tidak signifikan. Koefisien jarak pendapatan petani dari rumah ke pasar dan mempunyai alat transportasi pribadi adalah positif namun tidak signifikan.

KESIMPULAN

rumah tangga dari penjualan. Secara kolektif, hasil-hasil ini menunjukkan pentingnya

memperhitungkan biaya tetap yang tidak dapat diabaikan dalam studi partisipasi pasar. Kebijakan yang mengurangi biaya transaksi melalui peningkatan transportasi dan promosi organisasi untuk pemasaran akan meningkatkan partisipasi pasar oleh para peserta. Selain itu, peningkatan infrastruktur pedesaan (misalnya akses jalan) akan mempercepat pengiriman produk pertanian (terutama komoditas yang mudah rusak seperti singkong) ke konsumen perkotaan. Selain itu, penyediaan kesempatan kerja di pedesaan juga penting untuk mengurangi migrasi ke pusat kota.

Dengan demikian, biaya transaksi partisipasi dapat dikurangi melalui peningkatan informasi, infrastruktur transportasi dan promosi inovasi kelembagaan, seperti koperasi produksi dan pemasaran.

REFERENSI

Agwu, AE and Anyaeche, C. L (2007) Adopsi Varietas Singkong Unggul di Enam Negara Komunitas pedesaan Negara Bagian Anambra, Nigeria. Jurnal Akademik (Jurnal Bioteknologi Afrika) 6(2): 089-098.

Arega, DA, Manyong VM, Omanya G., Mignouna HD, Bokanga M., Odhiambo,GD

(2007) Surplus yang Dipasarkan Petani Kecil dan Penggunaan Input berdasarkan Biaya Transaksi: Pasokan Jagung dan Permintaan Pupuk di Kenya. Prosiding Konferensi AAAE hal125-130

Bellemare, M., & Barrett, CB (2006). “Model Partisipasi Pasar Tobit Terurut:

Bukti dari Kenya dan Ethiopia.” Jurnal Ekonomi Pertanian Amerika 88:

324-337.

Cogan, JF (1981). “Biaya Tetap dan Pasokan Tenaga Kerja”Ekonometria49: 945-963.

de Janvry, A dan Sadoulet, E (2005). “Kemajuan dalam pemodelan atau rumah tangga pedesaan' perilaku di bawah kegagalan pasar.” Dalam A. de Janvry dan R. Kanbur, eds. Kemiskinan, Ketimpangan dan Pembangunan, Esai untuk Menghormati Erik Thorbecke. Penerbitan Kluwer, Bab. 8.

Ezedinma, C dan Okechukwu, R (2007). Perdagangan Lintas Batas Produk Berbasis Singkong di Pasar Dawanau, Kano, Nigeria. Dalam: Ezedinma, C., Sanni, L dan Okechukwu, R. (eds). 2007. Studi Sosial Ekonomi di Pasar Singkong Terpilih di Nigeria. Institut Pertanian Tropis Internasional, Ibadan, Nigeria. 53 hal.

Hijau, WH (2000). Analisis Ekonometri. Edisi Internasional (4 Ed). New York

Universitas. Prentice Hall Internasional, Inc.

8

Hobbs, JE (1997). “Mengukur Pentingnya Biaya Transaksi dalam Pemasaran Sapi.”

Jurnal Ekonomi Pertanian Amerika 79: 1083–95.

Holloway, GJ, Nicholson, CF, Delgado, C., Staal, S dan Ehui, S (2000). Agro-

Industrialisasi melalui Inovasi Kelembagaan, Biaya Transaksi, Koperasi dan Pengembangan Pasar Susu di Dataran Tinggi Afrika Timur. Ekonomi

Pertanian , 23:279-288

Holloway, G., Barrett, CB dan Ehui, S (2005). “Model Rintangan Ganda di Adanya Biaya Tetap.” Jurnal Perdagangan dan Pembangunan Pertanian Internasional 1:17–28.

Lapar, ML, Holloway, G. dan Ehui, S (2003). Opsi Kebijakan Mempromosikan Pasar Partisipasi Produsen Ternak Kecil: Studi Kasus dari Filipina. Kebijakan Pangan 28:187-211

Makhura, MT (2001). Mengatasi Hambatan Biaya Transaksi terhadap Partisipasi Pasar

Petani Kecil di Provinsi Utara Afrika Selatan. Disertasi PhD diserahkan ke Departemen Ekonomi Pertanian, Penyuluhan dan Pembangunan Pedesaan Fakultas Ilmu Pengetahuan Alam dan Pertanian Universitas Pretoria, Pretoria.

182 halaman

NAERLS dan NFRA (2009). Laporan Survei Kinerja Pertanian Tahunan Nigeria:

Musim Hujan 2009. NAERLS Tekan ISBN: 978-978-904-447-4. 134p

NPC (2006). Komisi Kependudukan Nasional. Perkiraan Angka Penduduk. Abuja:

Komisi Kependudukan Nasional Nigeria.

Sadoulet, E dan de Janvry, A (1995). Analisis Kebijakan Pembangunan Kuantitatif .

Baltimore: Pers Universitas John Hopkins.

Sadoulet, E., de Janvry, A dan Benjamin, C (1996). “Ketidaksempurnaan Pasar Tenaga Kerja dan Keterpisahan Selektif dalam Model Rumah Tangga: Tipologi Prediktif Ejidatarios Meksiko.” Makalah Kerja No. 786, Departemen Pertanian dan Ekonomi Sumber Daya, Universitas California di Berkeley.

Sadoulet, E., de Janvry, A dan Benjamin, C (1998). “Perilaku Rumah Tangga yang Tidak Sempurna Pasar Tenaga Kerja.”Hubungan Industri37:85–108.

Vakis, R., Sadoulet, E dan de Janvry, A (2003). “Mengukur Biaya Transaksi dari

Perilaku yang Diamati: Pilihan Pasar di Peru.” Makalah Kerja CUDARE,

Departemen Pertanian dan Ekonomi Sumber Daya, Universitas California

Berkeley, AS.