Technical Efficiency of Independent Oil Palm Smallholder In Indonesia
Abstract
This study assesses technical efficiency and possible sources of inefficiency of independent smallholder oil palm production in Indonesia with stochastic frontier approach. The result show all the input variables is positively affect the oil palm production and exhibit decreasing returns to scale . The farmers have mean technical efficiency (TE) values 0.6541, however about 53 % farmers have TE above 0.70. Factors such as age of farmer, education, extension services, member of farmer group, land ownership and funding sources have a positive and significant effect on technical efficiency. It is suggested that by improving factors such as input used, education level, technical assistance on farming practice and accessibility to credit facilities should be increase the productivity and technical efficiency of oil palm production. The farmers who have plant over 30 years old, which the TE and productivity are the lowest values, should be thinking about replanting
Downloads
Download data is not yet available.
References
METODE PENELITIAN
Data yang digunakan dalam penelitian ini merupakan kerat lintang (cross section) berupa data sekunder dari hasil survei rumah tangga usaha perkebunan tahun 2014 yang dilakukan oleh Badan Pusat Statistik (ST2013 SKB). Analisis dilakukan terhadap 18.014 observasi dengan beberapa batasan yaitu pekebun mempunyai kebun dalam satu hamparan dengan umur tanaman yang sama, sistem tanam monokultur dan umur tanaman dalam masa produksi 3-31 tahun.
Dalam analisis fungsi produksi digunakan model produksi stokastik frontier. Fungsi produksi stokastik frontier yang dikembangkan oleh Aigner et al. (1977) dan Meeusen dan van Den Broeck (1977) mempunyai model sebagai berikut
"Y" _"i" "=f" ("X" _"i" ,β) "e" ^("v" _"i" "-" u_"i" ), i= 1, 2, ... n ………………………………..….. (1)
dimana Yi adalah output pekebun ke-i, dan "f" ("X" _"i" ,β) adalah fungsi produksi yang sesuai. Xi adalah vektor variabel input yang digunakan pekebun; β adalah vektor parameter yang hendak diduga; vi adalah noise effect yang tidak dapat dikendalikan oleh pekebun dan diasumsikan terdistribusi normal secara independen dan identik N (0;σ2v). ui adalah inefisiensi teknis dalam model yang berdistribusi half-normal N+(0;σ2u)
Untuk mengukur efisiensi teknis (TEi) dihitung dari rasio output hasil observasi terhadap output maksimum (frontier).
〖"TE" 〗_"i" "=" "Y" _"i" /"f" ("X" _"i" " β" )"exp" ("v" _"i" ) "=exp" (〖"-u" 〗_"i" ) …………………………………………………………… (2)
Aplikasi model stokastik frontier membutuhkan spesifikasi bentuk fungsional yang sesuai, dimana dalam banyak literatur digunakan bentuk Cobb-Douglas (CD) dan transcendental logartithmic (TL). Pada studi ini bentuk fungsional yang sesuai dengan data adalah TL. Model TL dimodifikasi untuk mengakomodasi nilai 0 pada penggunaan pupuk oleh beberapa pekebun menurut metode Battese (1997), sehingga spesifikasi modelnya adalah sebagai berikut:
"ln" 〖"Y" _"i" "= " 〗 〖"β" _"0" "+" ∑_(j=1)^2▒〖αD〗_ji +〗∑_"j=1" ^"3" ▒〖"β" _"j" 〖"ln" "X" 〗_"ji" 〗 "+" "1" /"2" ∑_"j=1" ^"3" ▒∑_"k=1" ^"3" ▒〖"β" _"jk" 〖"ln" "X" 〗_"ji" 〖"ln" "X" 〗_"ki" 〗 "+ +(" "v" _"i" "- " "u" _"i" ") " ……………………. (3)
dimana ln adalah natural logaritma; Yi adalah produksi TBS pekebun ke-i (kg), α dan β adalah koefisien parameter yang akan diduga, D1 adalah variabel dummy untuk pupuk yang digunakan dimana nilainya 1 jika pekebun menggunakan pupuk dan 0 jika tidak, D2 adalah variabel dummy penggunaan bibit bersertifikat dimana nilainya 1 jika pekebun menggunakan bibit bersertifikat dan 0 jika tidak; X1 adalah variabel jumlah pohon produktif tertimbang dengan mempertimbangkan pengaruh umur tanaman terhadap produksi (LPN). LPN dihitung dengan membagi rata-rata output TBS setiap profil umur dengan output maksimum pada periode puncak. Profil umur dikalisifikasikan menurut Euler et al (2016) yaitu u1= 3-7 tahun (ketika produksi mulai meningkat), u2 = 8-16 tahun (sebagai masa puncak produksi), dan u3= ≥ 17 tahun (ketika produksi mulai menurun. Nilai LPN untuk masing-masing profil umur berturut-turut adalah 91,61/112,42; 112,42/112,42; 107,91/112,42. Pendekatan serupa telah diterapkan dalam studi terdahulu dalam menangkap efek umur dan jumlah pohon terhadap produksi tanaman kelapa sawit di Riau (Alwarittzi et al, 2015) dan tanaman coklat di Ghana (Ofori-bah dan Adjaye, 2011). X2 jumlah tenaga kerja (HOK), dan X3 jumlah penggunaan pupuk (Kg).
Efisiensi teknis diperoleh dengan pendekatan Battese dan Coelli (1995) dimana pendugaan parameter fungsi produksi dan fungsi inefisiensi dilakukan secara simultan. Fungsi inefisiensi teknis menggunakan persamaan sebagai berikut:
"u" _"i" "=" "δ" _"0" "+" ∑_"j=1" ^"8" ▒"δ" _"j" "Z" _"ji" ………………………………………………………. (4)
dimana Zj menunjukkan variabel sosial ekonomi pekebun; Z1 Umur pekebun (tahun); Z2 lamanya pendidikan formal (tahun); Z3 dummy memperoleh penyuluhan (1-memperoleh penyuluhan 0- tidak memperoleh) ; Z4 dummy keanggotan poktan (1-anggota poktan 0-bukan anggota); Z5 dummy status kepemilikan lahan (1-lahan milik sendiri 0-bukan milik); Z6 dummy penggunaan traktor (1-menggunakan traktor 0-tidak menggunakan); Z7 dummy sumber pembiayaan usahatani (1-menerima pinjaman 0- biaya sendiri) ; Z8 dummy penerima bantuan (1-menerima bantuan 0- tidak menerima).
REFERENSI
Adar, D. (2011). Keragaan Usahatani dan Efisiensi Produksi Jeruk Keprok Soe berdasarkan Zona Agroklimat di Provinsi Nusa Tenggara Timur. PhD: Institut Pertanian Bogor.
Aigner, D.J., Lovell, C.A.K. and Schmidt, P. (1977). Formulation And Estimation Of Stochastic Frontier Production Function Models. Journal of Econometrics, 6(1), pp. 21–37.
Alwarritzi, W., Nanseki, T. and Chomei, Y. (2015). Analysis of The Factors Influencing The Technical Efficiency Among Oil Palm Smallholder Farmers in Indonesia. Procedia Environmental Sciences, 28, pp. 630-638.
Asravor, J., Wiredu, A.N., Siddig, K. and Onumah, E.E. (2019). Evaluating the Environmental-Technology Gaps of Rice Farms in Distinct Agro-Ecological Zones of Ghana. Sustainability 11(7), pp. 1-16.
Battese, G.E. (1997). A Note on The Estimation of Cobb-Douglas Production Function When Some Explanatory Variables Have Zero Values. Journal of Agricultural Economics, 48(2), pp. 250–252.
Battese, G.E. and Coelli, T.J. (1995). A Model for Technical Inefficiency Effects in A Stochastic Frontier Production Function for Panel Data. Empirical Economics, 20(2), pp. 325–332.
Binam, J.N., Gockowski, J. and Nkamleu, G.B. (2008). Technical Efficiency and Productivity Potential of Cocoa Farmers in West African Countries. Developing Economics, 46(3), pp. 242–263.
Badan Pusat Statistik. (2019). Statistik Kelapa Sawit Indonesia 2018. Jakarta: BPS.
Coelli, T.J., Rao, D.S.P., O’Donnell, C.J. and Battese G.E. (2005). An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis. 2nd ed. New York: Springer Science+Business Media, Inc.
Direktorat Jenderal Perkebunan. (2014). Pedoman Budidaya Kelapa Sawit (Elais guineensis) yang Baik. Jakarta: Ditjenbun.
Direktorat Jenderal Perkebunan. (2018). Statistik Perkebunan Indonesia 2017 -2019: Kelapa Sawit. Jakarta: Ditjenbun.
Euler, M., Hofman, M.P., Fathoni, Z. and Schwarze, S. (2016). Exploring Yield Gaps in Smallholder Oil Palm Production Systems in Eastern Sumatra, Indonesia. Agricultural System, 146, pp. 111-119.
Fadwiwati, A.Y., Hartoyo, S., Kuncoro, S.U. dan Rusastra, I.W. (2014). Analisis Efisiensi Teknis, Efisiensi Alokatif dan Efisiensi Usahatani Jagung Berdasarkan Varietas di Provinsi Gorontalo. Jurnal Agro Ekonomi, 32(1), pp. 1-12.
Gatto, M., Wollni, M., Asnawi, R. and Qaim, M. (2017). Oil Palm Boom, Contract Farming, and Rural Economic Development: Village-Level Evidence From Indonesia. World Development, 95, pp. 127–140.
Hasnah, Fleming, E. and Coelli, T. (2004). Assessing The Performance of A Nucleus Estate and Smalholder Scheme For Oil Palm Production in West Sumatra: A Stochastic Frontier Analysis. Agricultural Systems, 79(1), pp. 17-30.
Jelsma, I., Slingerland, M., Giller, K.E. and Bijman, J. (2017). Collective Action in A Smallholder Oil Palm Production System in Indonesia: The Key To Sustainable and Inclusive Smallholder Palm Oil?. Journal of Rural Studies, 54, pp. 198 -210.
Juyjaeng, C., Suwanmaneepong, S. and Mankeb, P. (2018). Technical Efficiency of Oil Pam Production Under A Large Agricultural Plot Scheme in Thailand. Asian Journal of Scientific Research, 11(4), pp. 472-479.
Lee, J,S,H,, Ghazoul, J., Obidzinski, K. and Koh, L.P. (2014). Oil Palm Smallholder Yields and Incomes Constrained by Harvesting Practices and Type of Smallholder Management in Indonesia. Agronomy for Sustainable Development, 34, pp. 501–513.
Meeusen, W. and van den Broeck, J. (1977). Efficiency estimation from Cobb–Douglas production functions with composed error. International Economic Review, 18, pp. 435–444.
Ofori-bah, A. and Asafu-Adjaye, J. (2011). Analysis Scope Economies and Technical Efficiency of Cocoa Agroforestry Systems in Ghana. Ecological Economics, 70, pp. 1508-1518.
Onumah, J.A., Onumah, E.E., Al-Hassan, R,M. and Brümmer B. (2013). Meta-Frontier Analysis of Organic And Conventional Cocoa Production in Ghana. Agricultural Economics, 59(6), pp. 271-280.
Wongnaa, C.A. and Awunyo-Vitor, D. (2019). Scale Efficiency of Maize Farmers in Four Agro Ecological Zones of Ghana: A Parametric Approach. Journal of the Saudi Society of Agricultural Sciences, 18, pp. 275-287.
Data yang digunakan dalam penelitian ini merupakan kerat lintang (cross section) berupa data sekunder dari hasil survei rumah tangga usaha perkebunan tahun 2014 yang dilakukan oleh Badan Pusat Statistik (ST2013 SKB). Analisis dilakukan terhadap 18.014 observasi dengan beberapa batasan yaitu pekebun mempunyai kebun dalam satu hamparan dengan umur tanaman yang sama, sistem tanam monokultur dan umur tanaman dalam masa produksi 3-31 tahun.
Dalam analisis fungsi produksi digunakan model produksi stokastik frontier. Fungsi produksi stokastik frontier yang dikembangkan oleh Aigner et al. (1977) dan Meeusen dan van Den Broeck (1977) mempunyai model sebagai berikut
"Y" _"i" "=f" ("X" _"i" ,β) "e" ^("v" _"i" "-" u_"i" ), i= 1, 2, ... n ………………………………..….. (1)
dimana Yi adalah output pekebun ke-i, dan "f" ("X" _"i" ,β) adalah fungsi produksi yang sesuai. Xi adalah vektor variabel input yang digunakan pekebun; β adalah vektor parameter yang hendak diduga; vi adalah noise effect yang tidak dapat dikendalikan oleh pekebun dan diasumsikan terdistribusi normal secara independen dan identik N (0;σ2v). ui adalah inefisiensi teknis dalam model yang berdistribusi half-normal N+(0;σ2u)
Untuk mengukur efisiensi teknis (TEi) dihitung dari rasio output hasil observasi terhadap output maksimum (frontier).
〖"TE" 〗_"i" "=" "Y" _"i" /"f" ("X" _"i" " β" )"exp" ("v" _"i" ) "=exp" (〖"-u" 〗_"i" ) …………………………………………………………… (2)
Aplikasi model stokastik frontier membutuhkan spesifikasi bentuk fungsional yang sesuai, dimana dalam banyak literatur digunakan bentuk Cobb-Douglas (CD) dan transcendental logartithmic (TL). Pada studi ini bentuk fungsional yang sesuai dengan data adalah TL. Model TL dimodifikasi untuk mengakomodasi nilai 0 pada penggunaan pupuk oleh beberapa pekebun menurut metode Battese (1997), sehingga spesifikasi modelnya adalah sebagai berikut:
"ln" 〖"Y" _"i" "= " 〗 〖"β" _"0" "+" ∑_(j=1)^2▒〖αD〗_ji +〗∑_"j=1" ^"3" ▒〖"β" _"j" 〖"ln" "X" 〗_"ji" 〗 "+" "1" /"2" ∑_"j=1" ^"3" ▒∑_"k=1" ^"3" ▒〖"β" _"jk" 〖"ln" "X" 〗_"ji" 〖"ln" "X" 〗_"ki" 〗 "+ +(" "v" _"i" "- " "u" _"i" ") " ……………………. (3)
dimana ln adalah natural logaritma; Yi adalah produksi TBS pekebun ke-i (kg), α dan β adalah koefisien parameter yang akan diduga, D1 adalah variabel dummy untuk pupuk yang digunakan dimana nilainya 1 jika pekebun menggunakan pupuk dan 0 jika tidak, D2 adalah variabel dummy penggunaan bibit bersertifikat dimana nilainya 1 jika pekebun menggunakan bibit bersertifikat dan 0 jika tidak; X1 adalah variabel jumlah pohon produktif tertimbang dengan mempertimbangkan pengaruh umur tanaman terhadap produksi (LPN). LPN dihitung dengan membagi rata-rata output TBS setiap profil umur dengan output maksimum pada periode puncak. Profil umur dikalisifikasikan menurut Euler et al (2016) yaitu u1= 3-7 tahun (ketika produksi mulai meningkat), u2 = 8-16 tahun (sebagai masa puncak produksi), dan u3= ≥ 17 tahun (ketika produksi mulai menurun. Nilai LPN untuk masing-masing profil umur berturut-turut adalah 91,61/112,42; 112,42/112,42; 107,91/112,42. Pendekatan serupa telah diterapkan dalam studi terdahulu dalam menangkap efek umur dan jumlah pohon terhadap produksi tanaman kelapa sawit di Riau (Alwarittzi et al, 2015) dan tanaman coklat di Ghana (Ofori-bah dan Adjaye, 2011). X2 jumlah tenaga kerja (HOK), dan X3 jumlah penggunaan pupuk (Kg).
Efisiensi teknis diperoleh dengan pendekatan Battese dan Coelli (1995) dimana pendugaan parameter fungsi produksi dan fungsi inefisiensi dilakukan secara simultan. Fungsi inefisiensi teknis menggunakan persamaan sebagai berikut:
"u" _"i" "=" "δ" _"0" "+" ∑_"j=1" ^"8" ▒"δ" _"j" "Z" _"ji" ………………………………………………………. (4)
dimana Zj menunjukkan variabel sosial ekonomi pekebun; Z1 Umur pekebun (tahun); Z2 lamanya pendidikan formal (tahun); Z3 dummy memperoleh penyuluhan (1-memperoleh penyuluhan 0- tidak memperoleh) ; Z4 dummy keanggotan poktan (1-anggota poktan 0-bukan anggota); Z5 dummy status kepemilikan lahan (1-lahan milik sendiri 0-bukan milik); Z6 dummy penggunaan traktor (1-menggunakan traktor 0-tidak menggunakan); Z7 dummy sumber pembiayaan usahatani (1-menerima pinjaman 0- biaya sendiri) ; Z8 dummy penerima bantuan (1-menerima bantuan 0- tidak menerima).
REFERENSI
Adar, D. (2011). Keragaan Usahatani dan Efisiensi Produksi Jeruk Keprok Soe berdasarkan Zona Agroklimat di Provinsi Nusa Tenggara Timur. PhD: Institut Pertanian Bogor.
Aigner, D.J., Lovell, C.A.K. and Schmidt, P. (1977). Formulation And Estimation Of Stochastic Frontier Production Function Models. Journal of Econometrics, 6(1), pp. 21–37.
Alwarritzi, W., Nanseki, T. and Chomei, Y. (2015). Analysis of The Factors Influencing The Technical Efficiency Among Oil Palm Smallholder Farmers in Indonesia. Procedia Environmental Sciences, 28, pp. 630-638.
Asravor, J., Wiredu, A.N., Siddig, K. and Onumah, E.E. (2019). Evaluating the Environmental-Technology Gaps of Rice Farms in Distinct Agro-Ecological Zones of Ghana. Sustainability 11(7), pp. 1-16.
Battese, G.E. (1997). A Note on The Estimation of Cobb-Douglas Production Function When Some Explanatory Variables Have Zero Values. Journal of Agricultural Economics, 48(2), pp. 250–252.
Battese, G.E. and Coelli, T.J. (1995). A Model for Technical Inefficiency Effects in A Stochastic Frontier Production Function for Panel Data. Empirical Economics, 20(2), pp. 325–332.
Binam, J.N., Gockowski, J. and Nkamleu, G.B. (2008). Technical Efficiency and Productivity Potential of Cocoa Farmers in West African Countries. Developing Economics, 46(3), pp. 242–263.
Badan Pusat Statistik. (2019). Statistik Kelapa Sawit Indonesia 2018. Jakarta: BPS.
Coelli, T.J., Rao, D.S.P., O’Donnell, C.J. and Battese G.E. (2005). An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis. 2nd ed. New York: Springer Science+Business Media, Inc.
Direktorat Jenderal Perkebunan. (2014). Pedoman Budidaya Kelapa Sawit (Elais guineensis) yang Baik. Jakarta: Ditjenbun.
Direktorat Jenderal Perkebunan. (2018). Statistik Perkebunan Indonesia 2017 -2019: Kelapa Sawit. Jakarta: Ditjenbun.
Euler, M., Hofman, M.P., Fathoni, Z. and Schwarze, S. (2016). Exploring Yield Gaps in Smallholder Oil Palm Production Systems in Eastern Sumatra, Indonesia. Agricultural System, 146, pp. 111-119.
Fadwiwati, A.Y., Hartoyo, S., Kuncoro, S.U. dan Rusastra, I.W. (2014). Analisis Efisiensi Teknis, Efisiensi Alokatif dan Efisiensi Usahatani Jagung Berdasarkan Varietas di Provinsi Gorontalo. Jurnal Agro Ekonomi, 32(1), pp. 1-12.
Gatto, M., Wollni, M., Asnawi, R. and Qaim, M. (2017). Oil Palm Boom, Contract Farming, and Rural Economic Development: Village-Level Evidence From Indonesia. World Development, 95, pp. 127–140.
Hasnah, Fleming, E. and Coelli, T. (2004). Assessing The Performance of A Nucleus Estate and Smalholder Scheme For Oil Palm Production in West Sumatra: A Stochastic Frontier Analysis. Agricultural Systems, 79(1), pp. 17-30.
Jelsma, I., Slingerland, M., Giller, K.E. and Bijman, J. (2017). Collective Action in A Smallholder Oil Palm Production System in Indonesia: The Key To Sustainable and Inclusive Smallholder Palm Oil?. Journal of Rural Studies, 54, pp. 198 -210.
Juyjaeng, C., Suwanmaneepong, S. and Mankeb, P. (2018). Technical Efficiency of Oil Pam Production Under A Large Agricultural Plot Scheme in Thailand. Asian Journal of Scientific Research, 11(4), pp. 472-479.
Lee, J,S,H,, Ghazoul, J., Obidzinski, K. and Koh, L.P. (2014). Oil Palm Smallholder Yields and Incomes Constrained by Harvesting Practices and Type of Smallholder Management in Indonesia. Agronomy for Sustainable Development, 34, pp. 501–513.
Meeusen, W. and van den Broeck, J. (1977). Efficiency estimation from Cobb–Douglas production functions with composed error. International Economic Review, 18, pp. 435–444.
Ofori-bah, A. and Asafu-Adjaye, J. (2011). Analysis Scope Economies and Technical Efficiency of Cocoa Agroforestry Systems in Ghana. Ecological Economics, 70, pp. 1508-1518.
Onumah, J.A., Onumah, E.E., Al-Hassan, R,M. and Brümmer B. (2013). Meta-Frontier Analysis of Organic And Conventional Cocoa Production in Ghana. Agricultural Economics, 59(6), pp. 271-280.
Wongnaa, C.A. and Awunyo-Vitor, D. (2019). Scale Efficiency of Maize Farmers in Four Agro Ecological Zones of Ghana: A Parametric Approach. Journal of the Saudi Society of Agricultural Sciences, 18, pp. 275-287.
Published
2021-02-28
How to Cite
VARINA, Firna et al.
Technical Efficiency of Independent Oil Palm Smallholder In Indonesia.
Jurnal Ekonomi Kuantitatif Terapan, [S.l.], p. 59-73, feb. 2021.
ISSN 2303-0186.
Available at: <https://ojs.unud.ac.id/index.php/jekt/article/view/62367>. Date accessed: 21 nov. 2024.
doi: https://doi.org/10.24843/JEKT.2021.v14.i01.p04.
Section
Articles
Certificate
