ANALISIS REGRESI LOGISTIK BINER PADA FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI WANITA MENIKAH MUDA DI PROVINSI JAWA TIMUR (Study Kasus di Kabupaten Probolinggo, Bondowoso, Situbondo dan Sumenep) Aulia Imawati1) , Arie Kismanto2) 1) Mahasiswa S1 Statistika ITS Surabaya, 2)Dosen Jurusan Statistika ITS Surabaya ABSTRAK Dalam s uatu pernikahan, k ematangan e mosi m erupakan as pek y ang s angat pe nting unt uk menjaga kelangsungan perkawinan terutama pada pihak wanita. Sementara itu jika wanita menikah pada usia di bawah 20 t ahun, akan banyak resiko yang terjadi karena kondisi rahim dan pang gul belum be rkembang o ptimal. P ernikahan p ada us ia di bawah 2 0 t ahun i nilah y ang di maksud pernikahan di us ia m uda pada pe nelitian i ni. A da be berapa e fek positif dan e fek negatif dar i pernikahan di us ia m uda. A kan t etapi pad a be berapa k asus, e fek ne gatiflah y ang s ering t erjadi. Misalnya kesakitan dan kematian yang timbul saat kehamilan dan melahirkan. Maka dari itu kasus pernikahan di usia m uda harus di kurangi u ntuk m enghindari k ejadian-kejadian y ang tidak diinginkan. Persentase menikah muda tertinggi (40.3 persen) terjadi di provinsi Jawa Timur. Badan Pusat Statistik sebagai penyedia data telah melakukan survey sosial dan ekonomi (Susenas) yang di dalamnya termasuk dat a s tatus pe rnikahan, n amun an alisis y ang di gunakan be lum b isa untuk mengetahui f aktor-faktor y ang m empengaruhinya, sehingga di perlukan anal isis l ain unt uk mengetahui f aktor-faktor ap a s aja y ang m empengaruhi kejadian m enikah m uda s alah s atunya adalah regresi logistik. Model regresi logistik biner adalah model yang menghubungkan variabel acak r espon Y yang berskala kategorik bi ner dengan v ariabel penjelas X baik kategorik maupun kontinu. Se telah di lakukan a nalisis r egresi l ogistik di ketahui bahw a v ariabel y ang be rpengaruh signifikan t erhadap k ejadian m enikah m uda ad alah usia k epala r umah t angga, j enis pendidikan tertinggi, ijazah tertinggi kepala keluarga, lokasi tempat tinggal dan letak geografis. Kata kunci : Regresi logistik, Susenas, menikah muda
1. PENDAHULUAN Dalam suatu pernikahan yang dilakukan di usia dini, ada beberapa efek p ositif dan efek negatif yang kemungkinan a kan t imbul. A kan t etapi da lam be berapa k asus justru e fek ne gatif y ang s ering timbul. E fek n egatif i ni sebagian besar d ialami oleh wanita seb agai seorang i stri. M enurut BKKBN (2010), seorang perempuan yang telah memasuki jenjang pernikahan maka harus mempersiapkan diri untuk pr oses k ehamilan d an m elahirkan. S ementara itu jika wanita menikah pa da us ia d i ba wah 20 tahun, akan banyak resiko yang terjadi karena kondisi rahim dan panggul belum berkembang optimal. Hal ini dapat mengakibatkan resiko kesakitan dan kematian yang timbul selama proses kehamilan dan kelahiran bayi. Batas usia dalam melangsungkan perkawinan adalah penting atau dapat dikatakan sangat penting. Hal ini disebabkan karena didalam perkawinan menghendaki kematangan psikologis.Usia perkawinan yang terlalu muda dapat mengakibatkan meningkatnya kasus perceraian karena kurangnya kesadaran untuk bertanggung jawab dalam kehidupan berumah tangga bagi suami istri. Dalam hasil Riset Kesehatan Dasar (Riskesdas) 201 0 menyebutkan ada 46 persen p erempuan Indonesia menikah pada usia di bawah 20 tahun (Sedyaningsih, 2011). Persentase terbesar kawin muda terdapat di propinsi Jawa Timur sebesar 40,3 persen, Jawa Barat 39,6 persen dan Kalimantan Selatan 37,5 persen (Hutabarat, 2011). Penelitian mengenai pernikahan di usia muda pe rnah dilakukan ol eh Hanggara,dkk(2010) dan Puspitasari (2006). H anggara,dkk ( 2010) m elakukan pe nelitian m engenai pernikahan u sia di ni d i Pasuruan d an P uspitasari (2006) melakukan penelitian m engenai p ernikahan usia d ini di kota Tasikmalaya. K arena p enelitian m engenai p ernikahan d i u sia d ini m asih terbatas pada a nalisis deskriptif, ma ka dilakukan pe nelitian y ang s erupa dengan t ujuan unt uk m engetahui k arakteristik wanita menikah muda di Jawa Timur dan untuk mengetahu faktor-faktor yang mempengaruhi wanita menikah muda di P rovinsi Jawa Timur m enggunakan a nalisis r egresi l ogistik biner. Penelitian i ni terbatas pada kabupaten Bondowoso, Situbondo, Probolinggo, dan Sumenep karena merupakan empat kabupaten y ang m emiliki persentase menikah m uda t erbesar d i Jawa Timur dimana p ersentase
1
menikah muda di Bondowoso sebesar 39 persen, Situbondo 34, Probolinggo 35 persen dan sumenep 33 persen. Variabel yang digunakan terbatas pada variabel yang termuat dalam Susenas 2009. 2. TINJAUAN PUSTAKA Dalam tinjauan p ustaka akan di bahas m engenai pe rnikahan secara um um da n juga m engenai analisis regresi logistik biner. 2.1 Regresi Logistik Biner Regresi l ogistik biner merupakan s uatu m etode a nalisis da ta y ang di gunakan unt uk m encari hubungan antara variabel respon (y) yang bersifat biner atau dikotomus dengan variabel prediktor (x) yang bersifat polikotomus (Hosmer dan Lemeshow, 2000). Keluaran dari variabel respon y terdiri dari 2 kategori yaitu sukses dan gagal y ang dinotasikan dengan y= 1 (sukses) d an y= 0 ( gagal). Dalam keadaan d emikian, v ariabel y mengikuti di stribusi B ernoulli unt uk s etiap obs ervasi t unggal. F ungsi Probabilitas untuk setiap observasi adalah diberikan sebagai berikut.
f ( y ) = π y (1 − π )1− y ;
y = 0, 1
(1)
Dimana j ika y = 0 ma ka f(y) = 1 – π dan j ika y = 1 maka f(y) = π. Fungsi r egresi l ogistiknya dapat dituliskan sebagai berikut ez 1 ekuivalen (2) f ( z ) = f ( z) = 1+ ez 1 + e−z dimana z = β 0 + β 1 x1 + ... + β p x p
dengan p= banyak variabel prediktor
Nilai z antara − ∞ dan + ∞ sehingga nilai f (z ) terletak antara 0 dan 1 untuk setiap nilai z yang diberikan.Hal t ersebut m enunjukkan ba hwa m odel l ogistik s ebenarnya m enggambarkan pr obabilitas atau risiko dari suatu objek. Model regresi logistiknya adalah sebagai berikut.
π ( x) =
e
( β 0 + β1 x1 +...+ β p x p )
1+ e
(3)
( β 0 + β1 x1 +...+ β p x p )
Dimana p = banyaknya variabel prediktor Untuk mempermudah p endugaan p arameter regresi maka model r egresi logistik pada persamaan (3) dapat diuraikan dengan menggunakan transformasi logit dari π (x) .Sehingga diperoleh persamaan berikut.
π ( x) = β 0 + β1 x1 + ... + β p x p g ( x) = ln 1 − π ( x)
(4)
Model t ersebut merupakan f ungsi l inier d ari p arameter-parameternya. Pada r egresi l ogistik, variabel respon diekspresikan sebagai y = π (x) + ε dimana ε mempunyai salah satu dari kemungkinan dua nilai yaitu ε = 1 − π ( x) dengan peluang π (x) jika y=1 dan ε = − π (x) dengan peluang 1 − π ( x) jika y=0 dan mengikuti distribusi binomial dengan rataan nol dan varians ( π (x) )( 1 − π ( x) ). 2.1.1 Estimasi Parameter Dalam regresi logistik estimasi parameter dilakukan dengan metode Maximum Likelihood. Metode tersebut mengestimasi parameter β dengan cara memaksimumkan fungsi likelihood dan mensyaratkan bahwa da ta harus m engikuti s uatu d istribusi tertentu. P ada r egresi l ogistik, set iap p engamatan mengikuti distribusi bernoulli sehingga dapat ditentukan fungsi likelihoodnya. Jika xi dan yi adalah pasangan variabel bebas dan terikat pada pengamatan ke-i dan di asumsikan bahwa setiap pasangan pengamatan saling independen dengan pasangan pengamatan lainnya, i = 1, 2, ...,n maka fungsi probabilitas untuk setiap pasangan adalah sebagai berikut
f ( x i ) = π ( x i ) y i (1 − π ( xi ) )
1− yi
2
; yi = 0, 1
(5)
dengan,
e
π (x i ) =
p
j =0
∑ β j x j
1+ e
(6)
β jxj j =0 p
∑
dimana ketika j = 0 maka nilai xij = xi0 = 1. Setiap pa sangan pe ngamatan diasumsikan i ndependen s ehingga fungsi likelihoodnya merupakan gabungan dari fungsi distribusi masing-masing pasangan yaitu sebagai berikut. n
n
i =1
i =1
l ( β ) = ∏ f ( xi ) = ∏ π ( xi ) y i (1 − π ( xi ) )
1− y i
Fungsi l ikelihood t ersebut l ebih m udah di maksimumkan da lam be ntuk l og l(β) da n di nyatakan dengan L(β). L(β) = log l(β) = log
n
∏ π ( x ) (1 − π ( x )) i =1
i
yi
i
1− yi
∑ β j xij = ∑ ∑ y x β − log1 + e j = 0 ∑ i ij j j = 0 i =1 i =1 p
p
n
n
Nilai β maksimum didapatkan melalui turunan L(β) terhadap β dan hasilnya adalah sama dengan nol. ∑ β x e j = 0 j ij ∂L( β ) = ∑ y i xij − ∑ xij p ∂β j ∑ β j xij i =1 i =1 j =0 1+ e p
n
sehingga,
n
n
i =1
i =1
n
∑ yi xij − ∑ xij πˆ ( xi ) = 0
(7)
dengan j = 0, 1, ..., p Estimasi v arians d an k ovarians dikembangkan melalui teori MLE (Maximum L ikelihood Estimation) d ari k oefisien parameternya ( Rao, 1973 da lam H osmer da n L emeshow, 2000 ). T eori tersebut menyatakan bahwa estimasi varians kovarians didapatkan melalui turunan kedua L(β). n ∂L( β ) = ∑ xij xiu π ( xi )(1 − π ( xi ) ) ∂β j β u i =1
denganj, u = 0, 1, ..., p Langkah selanjutnya u ntuk m elakukan penyelesaian p enaksiran p arameter d igunakan i terasi N ewton Raphson. 2.1.2 Pengujian Estimasi Parameter Uji yang dapat digunakan untuk menguji signifikansi koefisien β dari model dapat menggunakan uji secara parsial maupun serentak . 1. Uji Parsial Pengujian secara parsial dilakukan untuk mengetahui signifikansi parameter terhadap variabel respon. Pengujian signifikansi parameter menggunakan uji Wald (Hosmer dan Lemeshow, 2000) dengan hipotesis sebagai berikut. H0 : β j = 0 H0 : β j ≠ 0
; j = 1,2,..., p βˆ j Statistik Uji : W = SE ( βˆ j )
(8) 3
Statistik u ji W te rsebut juga d isebut s ebagai s tatistik u ji Wald dengan
SE ( βˆ j ) adalah t aksiran
standart error parameter.Daerah p enolakan H 0 adalah jika W 〉 Z α / 2 atau W 〉 χ 2
2
( v ,α )
dengan de rajat
bebas v. 2. Uji Serentak Pengujian secara serentak dilakukan untuk memeriksa kemaknaan koefisien β secara keseluruhan dengan hipotesis sebagai berikut. H0 : β 1 = β 2 = ... = β p = 0 H1 : paling tidak terdapat satu β j ≠ 0 Statistik Uji :
G = −2 ln
n
n1 n
∏ πˆ i =1
i
yi
n1
n0 n
(1 − πˆ i )
; j = 1,2,..., p
n0
(9) (1− yi )
H0 akan ditolak jika G > χ
2
( v ,α )
atau –p-value < α (Hosmer dan Lemeshow, 2000).
2.1.3 Uji Kesesuaian Model Uji k esesuaian m odel d igunakan u ntuk m enilai apakah model sesu ai a tau tidak. P ada u ji ini, statistik uj i y ang di gunakan a dalah uji H osmer d an L emeshow dengan hipotesis y ang di gunakan (Hosmer dan Lemeshow, 2000) sebagai berikut. H0 :model sesuai (tidak ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) H1 :model tidak sesuai (ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) Statistik Uji: Cˆ =
(o k − n ' k π k ) 2 ∑ k =1 n' k π k (1 − π k ) g
(10)
Dimana ok = observasi pada grup ke –k
π k = rata-rata taksiran peluang n'k = banyak observasi pada grup ke-k
Apabila Cˆ < χ 2 ( db ,α ) maka gagal tolak H0 . 2.2 Pernikahan Usia Muda Badan Koordinasi Keluarga Berencana Nasional (BKKBN) menetapkan usia menikah yang ideal adalah usia minimal 20 tahun bagi wanita dan 25 tahun bagi laki-laki. Batasan usia ini dianggap sudah siap untuk m enikah ba ik di pandang da ri s isi k esehatan m aupun p erkembangan e mosional un tuk menghadapi kehidupan berkeluarga. Undang-undang juga menyebutkan bahwa untuk melangsungkan perkawinan seorang yang belum mencapai umur 21 (dua puluh satu) tahun harus mendapat izin kedua orang tua (Subekti dan Tjitrosudibio 2004). Batasan usia dalam melangsungkan perkawinan dianggap penting a tau da pat d ikatakan s angat pe nting. H al i ni d isebabkan k arena d i dalam p erkawinan menghendaki kematangan psikologis. Dalam masa reproduksi, u sia di bawah 20 t ahun ad alah u sia yang di anjurkan unt uk m enunda perkawinan dan kehamilan. Dalam usia ini seorang remaja masih dalam proses tumbuh kembang baik secara fisik maupun psikis. Proses pertumbuhan berakhir pada usia 20 tahun, dengan alasan ini maka dianjurkan perempuan menikah pada usia minimal 20 tahun (BKKBN,2010). Perkawinan di usia yang terlalu muda mempunyai efek positif dan efek negatif. Akan tetapi dalam beberapa kasus efek negatiflah yang sering terjadi. Salah satu efek negatif dari perkawinan di usia dini adalah d apat m eningkatan k asus p erceraian k arena kurangnya k esadaran untuk b ertanggung j awab dalam k ehidupan be rumah t angga ba gi s uami i stri. S elain itu pe rkawinan di us ia y ang t erlalu m uda dapat mengakibatkan berbagai resiko bagi istri sebagai seorang i bu dan resiko pada masa kehamilan dan kelahiran bayi. 4
Seorang perempuan yang telah memasuki jenjang pernikahan maka i a harus mempersiapkan diri untuk proses kehamilan dan melahirkan. Sementara itu jika ia menikah pada usia di bawah 20 t ahun, akan banyak resiko yang terjadi karena kondisi rahim dan panggul belum berkembang optimal. Hal ini dapat m engakibatkan r esiko k esakitan d an k ematian y ang t imbul se lama p roses k ehamilan d an persalinan Menurut Wiknjosastro(1999), da lam k urun r eproduksi s ehat d ikenal b ahwa u sia a man unt uk kehamilan dan persalinan adalah 20-30 tahun. Kematian ibu pada wanita hamil dan melahirkan pada usia di bawah 20 tahun ternyata 2-5 kali lebih tinggi daripada kematian ibu yang terjadi pada usia 2029 tahun, dan kematian meningkat lagi sesudah usia 30-35 tahun. Menurut P uspitasari ( 2006), f aktor-faktor pe ndorong t erjadinya pe rkawinan pa da us ia m uda d i antaranya a dalah f aktor e konomi, f aktor or ang t ua, f aktor pe ndidikan, f aktor diri s endiri da n f aktor adat setempat.Sedangkan dampak pada suami istri yaitu terjadinya pertengkaran dan percekcokan kecil dalam rumah-tangganya, dampak pada anak-anaknya yaitu rendahnya tingkat kecerdasan dan IQ pada anak serta adanya gangguan-gangguan pada perkembangan fisik anak. Penelitian y ang sam a j uga p ernah d ilakukan o leh H anggara, dk k(2010). Hasil p enelitian menunjukkan ba hwa f aktor pe ndorong pe rnikahan d i us ia m uda a dalah faktor sosial bu daya, f aktor pendidikan dan faktor sosial ekonomi. Dampak yang muncul adalah menurunya kualitas pendidikan, muncul kelompok pengangguran baru, perceraian dini, kurangnya gizi pada ibu dan anak. 3. METODOLOGI PENELITIAN Pada metodologi penelitian akan dibahas mengenai sumber data, variabel penelitian dan langkah analisis. 3.1 Sumber Data Data yang digunakan dalam penelitian kali ini adalah data sekunder yang diambil dari hasil Survey Sosial E konomi N asional ( Susenas) Jawa Timur tahun 2 009. P ada pe nelitian i ni sampling y ang digunakan sejumlah 2073 wanita usia m uda y ang 35 pe rsennya t elah menikah. Dari 35 pe rsen t otal wanita y ang t elah m enikah m uda, y ang b erasal d ari kabupaten B ondowoso sebesar 3 9 p ersen, Situbondo 34 p ersen, P robolinggo 35 pe rsen, da n S umenep 33 pe rsen yang m ana d aerah tersebut merupakan daerah dengan persentase pernikahan usia muda yang cukup tinggi. 3.2 Variabel Penelitian Variabel-variabel y ang di gunakan pa da pe nelitian ini di sesuaikan de ngan k eberadaan da ta y ang ada dalam hasil Susenas 2009 yaitu terdiri dari variabel respon dan variabel prediktor.Variabel respon pada penelitian ini adalah wanita usia muda yaitu wanita yang berumur kurang dari 20 tahun. Kategori untuk wanita usia muda adalah sebagai berikut. Y=0 ; Belum Pernah Menikah Y=1 ; Menikah/Cerai Variabel prediktor dalam penelitian ini sebagai berikut. 1. Usia Kepala Rumah Tangga(X1) Menyatakan usia kepala rumah tangga dari wanita usia muda. 1= usia <=34 tahun 2= usia >=35 tahun 2. Jumlah Anggota Keluarga (X2) Menyatakan j umlah anggota keluarga y ang t inggal di da lam r umah t angga w anita usia m uda da n menjadi tanggung jawab keluarga tersebut dengan skala kontinu. 3. Jenis pendidikan tertinggi yang pernah/sedang diduduki (X3) Menyatakan pendidikan yang pernah atau sedang diduduki oleh wanita usia muda. 1= <= SMP 2= >= SMA 4. Ijazah tertinggi kepala rumah tangga (X4) Menyatakan ijazah terakhir yang dimiliki oleh kepala rumah tangga. 1= <= SMP 2= >= SMA 5. Status pekerjaan kepala rumah tangga (X5) Menyatakan status kepala rumah tangga dalam pekerjaan. 5
1= Bekerja 2= Tidak Bekerja 6. Lokasi tempat tinggal (X6) Menyatakan lokasi tempat tinggal dari wanita usia muda apakah berada di pedesaan atau perkotaan. 1= Kota 2= Desa 7. Letak Geografis Tempat Tinggal (X7) Menyatakan letak geografis tempat tinggal dari wanita usia muda 1= Pesisir 2= Bukan pesisir 8. Status Penerimaan BLT (X8) Menyatakan s tatus pe nerimaan B LT unt uk m engetahui s tatus e konomi da ri i ndividu tersebut. Apabila menerima BLT maka t ermasuk penduduk miskin dan apabila tidak menerima BLT bukan termasuk penduduk miskin 1 = Ya 2 = Tidak 3.3 Langkah Analisis Sesuai d engan t ujuan pe nelitian y ang t elah d irumuskan, m aka ur utan t ahap-tahap da ri penelitian ini adalah sebagai berikut. 1. Untuk m encapai tujuan p ertama, m aka d ilakukan analisis de skriptif u ntuk menggambarkan karakteristik wanita yang menikah di usia muda. 2. Untuk mencapai tujuan k edua di gunakan a nalisis regresi l ogistik bi ner de ngan langkah-langkah sebagai berikut. a. Melakukan uji independensi antara variabel X terhadap variabel Y. b. Memodelkan variabel X 1, X 2, X 3,... X p terhadap Y (variabel t ak b ebas) d engan m etode r egresi logistik biner. c. Memilih variabel mana yang signifikan dengan melakukan uji parsial sebagai berikut. H0: β j = 0 H1: β j ≠ 0
dimana j=1,2,3,…,p
d. Melakukan pengujian serentak dengan hipotesis : H0 : β1 = β 2 = ... = β p = 0 H1: Paling sedikit ada satu β j ≠ 0
dimana j=1,2,3,…,p
e. Melakukan pengujian hipotesis untuk menentukan apakah model regresi logistik biner telah sesuai atau tidak dengan perumusan hipotesis diberikan pada bagian berikut. H0 :model sesuai (tidak ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) H1:model tidak sesuai (ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) f. Intepretasi m odel unt uk m endapatkan f aktor-faktor y ang m empengaruhi w anita m enikah di us ia muda. 4. ANALISIS DAN PEMBAHASAN Pada analisis dan pembahasan akan dibahas mengenai hasil analisa data yang merupakan jawaban dari permasalahan penelitian. 4.1 Karakteristik Wanita Menikah Muda Data S usenas 200 9 m enyebutkan ba hwa e mpat k abupaten y ang memiliki pe rsentase tertinggi wanita m enikah muda a dalah B ondowoso sebesar 39 pe rsen, S itubondo 34 pe rsen, P robolinggo 35 persen, dan Sumenep 33 persen. Keempat kabupaten tersebut memiliki proporsi yang sama pada kasus wanita menikah m uda. Hal i ni s eperti y ang d itampilkan p ada Tabel 1. Hipotesis un tuk u ji pr oporsi adalah sebagai berikut. H0: 𝑝𝑝𝑖𝑖 = 𝑝𝑝𝑗𝑗 H1: pi ≠ pj dimana i ≠ j, i,j = kabupaten α = 5% 6
pˆ 1 − pˆ 2
Statistik uji yang digunakan adalah z =
pˆ qˆ[(1 / n1 ) + (1 / n2 )]
Hipotesis awal akan ditolak jika nilai Z > Z 0.05 / 2 . Nilai Z 0.05 / 2 adalah 1.96.Hasil pengujian hipotesis ditampilkan pada Tabel 1. Kabupaten
Tabel 1 Nilai Z untuk Perhitungan Uji Proporsi Bondowoso Situbondo Probolinggo
Bondowoso
1.36
Situbondo
1.36
Probolinggo
1.19
-0.26
Sumenep
1.91
0.48
Sumenep
1.19
1.91
-0.26
0.48 0.79
0.79
Tabel 1 m enunjukkan ba hwa ha sil uji proporsi antar kabupaten menghasilkan nilai Z yang l ebih kecil u ntuk p roporsi s etiap k abupaten, s ehingga da pat d isimpulkan b ahwa k eempat k abupaten memiliki pr oporsi m enikah m uda y ang s ama. Karena pr oporsi tiap k abupaten s ama, m aka unt uk melakukan an alisis d apat d ilakukan sec ara serentak t erhadap em pat k abupaten tanpa h arus membedakan untuk setiap kabupaten. Data S usenas d iambil m enurut w ilayah p erkotaan d an p edesaan. D eskripsi s tatus p ernikahan wanita muda untuk kedua wilayah tersebut dapat dilihat pada Tabel 2. Tabel 2. Persentase Status Pernikahan Wanita Muda untuk Setiap Wilayah (%) Perkotaan
Pedesaan
Total
Menikah Muda
18
82
100
Tidak
28
72
100
Berdasarkan T abel 2 dapat diketahui b ahwa p ersentase m enikah muda pada wanita y ang bertempat tinggal di pedesaan adalah 82 persen. Nilai ini lebih besar dibandingkan dengan wanita yang berada di daerah perkotaan yaitu sebesar 18 persen. Penduduk d i w ilayah p erkotaan d an p edesaan m empunyai k arakteristik y ang b erbeda t ermasuk perbedaan k arakteristik da ri rumah t angga pe nerima B LT d an r umah t angga buk an pe nerima B LT seperti yang ditampilkan pada Tabel 3. Tabel 3. Persentase Status Pernikahan Wanita Muda untuk Setiap Wilayah dan Status Penerimaan BLT (%) Perkotaan
Pedesaan Total
BLT
Non BLT
Menikah Muda
19
81
Tidak
24
76
Total BLT
Non BLT
100
35
65
100
100
40
60
100
Kejadian menikah muda t idak hanya t erjasi pada keluarga yang penerima BLT, akan t etapi juga pada keluarga bukan penerima BLT. Bahkan pada daerah perkotaan, kejadian menikah muda banyak terjadi pa da ke luarga ya ng t idak m enerima B LT y aitu se besar 8 1 persen, s edangkan unt uk da rah pedesaan k ejadian m enikah m uda mayoritas juga t erjadi p ada k eluarga b ukan penerima B LT y aitu sebesar 65 persen. Selain d ibagi m enjadi d ua w ilayah y aitu p edesaan d an p erkotaan, d ata S usenas juga d ibagi menjadi daerah pesisir dan daerah bukan pesisir. Deskripsi status pernikahan pada wanita muda untuk eilayah pesisir dan darah bukan pesisir ditampilkan pada Tabel 4. Tabel 4. Persentase Status Pernikahan Wanita Muda untuk Wilayah Pesisir dan Bukan Pesisir (%) Pesisir
Non Pesisir
Total
Menikah Muda
14
86
100
Tidak
20
80
100
7
Persentase m enikah m uda p ada w anita yang be rada di d aerah buk an pe sisir lebih be sar dibandingkan dengan perentase menikah muda di daerah bukan pesisir. Persentase menikah muda di daerah bukan pesisir sebesar 86 persen dan daerah pesisir sebesar 14 persen. Seperti halnya p ada p embagian w ilayah pedesaan d an perkotaan, w ilayah pesisir dan bukan pesisir juga di bagi m enjadi dua y aitu un tuk k eluarga pe nerima B LT da n un tuk k eluarga buk an penerima BLT. Pembagian wilayah ini seperti yang ditampilkan pada Tabel 5. Tabel 5. Persentase Status Pernikahan Wanita Muda untuk di Daerah Pesisir/Non Pesisir dan Status Penerimaan BLT (%) Pesisir
Non Pesisir Total
BLT
Non BLT
Menikah Muda
26
74
Tidak
38
63
Total BLT
Non BLT
1.00
33
67
100
1.00
35
65
100
Kejadian yang sama seperti sebelumnya, di daerah pesisirpun kejadian menikah muda tidak hanya terjadi pada keluarga yang tidak menerima BLT akan t etapi sebaliknya. Di daerah pesisir, 74 persen kejadian m enikah m uda t erjadi pada k eluarga b ukan p enerima B LT. P ada d aerah b ukan p esisir, kejadian menikah muda sebesar 67 persen terjadi pada keluarga bukan penerima BLT. Setelah dilakukan pengkajian terhadap wilayah dan status penerimaan BLT, kemudian dilakukan pengkajian t erhadap w ilayah p edesaan d an p erkotaan d engan s tatus p enerimaan B LT serta v ariabel prediktor lainnya. Hal ini seperti yang ditampilkan pada Tabel 6. Tabel 6 Persentase Status Pernikahan Wanita Muda untuk Wilayah Perkotaan dan Pedesaan serta Variabel Prediktor Lain (%) Perkotaan Variabel Pendidikan
Ijazah KRT
Usia KRT
Kategori
BLT
Pedesaan
Non BLT
BLT
Non BLT
M
T
M
T
M
T
M
T
<=SMP
96
82
75
83
97
93
90
91
>=SMA
4
18
25
17
3
7
10
9
Total
100
100
100
100
100
100
100
100
<=SMP
88
91
67
49
99
98
88
83
>=SMA
12
9
33
51
1
2
12
17
Total
100
100
100
100
100
100
100
100
<=34
60
16
61
20
50
21
62
25
>=35
40
84
39
80
50
79
38
75
Total
100
100
100
100
100
100
100
100
Keterangan: M= Menikah Muda, T=Tidak Menikah Muda
Tabel 6 menjelaskan bahwa untuk semua wilayah baik perkotaan maupun pedesaan, baik keluarga yang menerima B LT maupun t idak, p ersentase m enikah muda mayoritas t erjadi p ada w anita yang berpendidikan S MP a tau k urang da ri S MP. S eperti halnya pa da v ariabel pe ndidikan, pa da v ariabel ijazah KRT juga m enunjukkan b ahwa secara keseluruhan persentase tertinggi menikah muda t erjadi pada wanita dengan kepala keluarga berijazah SMP atau kurang dari SMP. Untuk keseluruhan wilayah baik p erkotaan m aupun p edesaan, p ersentase m enikah muda mayoritas t erjadi p ada w anita d engan kepala keluarga berusia lebih dari sama dengan 34 tahun. 4.2 Faktor-faktor yang Mempengaruhi Wanita Menikah Muda Dalam menentukan f aktor-faktor y ang mempengaruhi w anita m enikah muda, maka di lakukan analisis regresi logistik. 4.2.2 Analisis Regresi Logistik Biner Secara Individu Analisis r egresi logistik secar a i ndividu d igunakan u ntuk m engetahui v ariabel-variabel ya ng berpengaruh s ignifikan secara individu terhadap wanita menikah muda. Hipotesis yang digunakan adalah sebagai berikut. 8
H0: β j = 0 H1 : β j ≠ 0
dengan j=1,2,…,7
Tabel 7 menunjukkan ha sil u ji i ndividu a ntara v ariabel r espon d engan tujuh variabel prediktor yaitu umur K RT, ba nyak A RT, jenis pe ndidikan t inggi, i jazah K RT, s tatus pe kerjaan KRT, l okasi tempat t inggal, d an l etak g eografis. Bedasarkan ha sil pengujian da pat di ketahui ba hwa dari d elapan variabel, h anya sa tu v ariabel y ang secar a i ndividu tidak be rpengaruh s ignifikan t erhadap v ariabel respon, yaitu variabel status penerimaan BLT. Hal ini dapat dilihat dari p-value. Tabel 7. Uji Individu Variabel Respon terhadap Variabel Prediktor dan Nilai Estimasi Parameter serta Odd Ratio Prediktor
B
Sig.
Wald
Exp(B)
0.000
256.40
4.95
0.000
362.93
0.29
Jumlah ART(X2) Jumlah ART -0.288
0.000
48.188
0.75
Konstant
0.002
9.665
1.683
Pendidikan Tertinggi(X3) 0.078 0.604 <=SMP
0.2682
1.0816
22.868
0.5034
Usia KRT (X1) Usia 1.599 <=34 -1.24 Konstant
Konstant
0.521
-0.686
0.006
Ijazah Tertinggi KRT(X4) <=SMP
0.566
0.000
17.973
1.761
Konstant
-1.095
0.000
78.129
0.335
Status Pekerjaan KRT(X5) Bekerja
0.56
0.017
5.717
1.751
Konstant
-1.151
0.000
25.14
0.316
Lokasi Tempat Tinggal(X6) Perkotaan
-0.53
0.000
21.76
0.588
Konstant
-0.496
0.000
90.648
0.609
Letak Geografis(X7) Pesisir
-0.38
0.003
9.041
0.684
Konstant
-0.552
0.000
120.476
0.576
-0.148
0.129*
2.303
0.862
100.925
0.568
BLT (X8) Menerima
Konstant -0.566 0.000 Keterangan : *)tidak signifikan pada
α =5%
Dalam uj i i ndividu s elain diketahui k eberpengaruhan a ntara v ariabel r espon da n pr ediktor, juga dapat diketahui nilai estimasi parameter dan odd ratio dari masing-masing variabel. Berdasarkan Tabel 7 da pat di cari f ungsi pr obabilitas da ri v ariabel um ur dan dapat di ketahui ba hwa peluang menikah muda pada wanita dengan kepala keluarga berumur kurang dari atau sama dengan 34 tahun adalah 0.58. Sedangkan peluang untuk tidak menikah muda pada wanita dengan kepala keluarga yang berusia kurang dari atau sama dengan 34 tahun adalah 0.42. Peluang menikah muda pada wanita dengan kepala keluarga berumur lebih dari atau sama dengan 35 tahun adalah 0.22 sedangkan peluang untuk tidak menikah muda pada wanita dengan kepala keluarga berumur lebih dari atau sama dengan 35 tahun adalah 0.88. Kecenderungan menikah muda p ada w anita d engan k epala k eluarga b erumur kurang d ari a tau sama dengan 34 tahun adalah 4.95 kali lebih besar dibandingkan dengan wanita yang memiliki kepala keluarga berumur lebih dari atau sama dengan 35 tahun. Untuk variabel jumlah anggota rumah tangga, 9
dapat diketahui bahwa peluang w anita menikah muda a kan menurun 0.288 satuan setiap kenaikan 1 anggota rumah tangga. Fungsi probabilitas untuk variabel jumlah anggota rumah tangga, dapat diketahui bahwa peluang wanita m enikah m uda a kan m enurun 0. 288 satuan s etiap k enaikan 1 anggota rumah t angga. Cara interpretasi yang sama juga berlaku untuk variabel-variabel lainnya. 4.2.3 Analisis Regresi Logistik Biner secara Serentak Setelah d ilakukan p engujian p arameter s ecara i ndividu, k emudian di lakukan pe ngujian secara serentak terhadap variabel-variabel yang secara individu berpengaruh terhadap variabel respon. Pada pengujian secara serentak hipotesis yang digunakan adalah sebagai berikut. H0: β1 = β 2 = ... = β j = 0 H1: paling tidak ada satu β j ≠ 0
j=1,2,…,8
Hasil pengujian secara serentak ditampilkan pada Tabel 8. Berdarkan Tabel 8 dapat diketahui pula variabel-variabel yang secara serentak berpengaruh signifikan pada model regresi logistik biner yaitu usia k epala rumah t angga, pe ndidikan tertinggi, i jazah t ertinggi k epala r umah t angga, l okasi t empat tinggal dan letak geografis. Tabel 8 Estimasi parameter dan odd ratio Uji Serentak
X1
Variabel Usia KRT(1)
B 1.555
Wald 200.595
P value 0.000*
Exp(B) 4.734
X2
Banyak ART
-0.051
1.300
0.254
0.950
X3
Pendidikan Tertinggi(1)
-0.376
5.109
0.024*
0.687
X4
Ijazah KRT(1)
0.548
12.510
0.000*
1.730
X5
Status Pekerjaan KRT(1)
0.399
0.249
0.109
1.490
-0.430
0.129
0.001*
0.651
-0.442
0.136
0.001*
0.643
X7
Lokasi Tempat Tinggal(1) Letak Geografis(1)
X8
Status Penerimaan BLT
-0.184
0.110
0.093
0.832
Konstan
-1.298
0.360
0.000
0.273
X6
*)signifikan pada
α =5%
Variabel usia kepala rumah tangga mempunyai nilai odd ratio sebesar 4.734 yang berarti bahwa kecenderungan menikah muda pada wanita yang memiliki kepala rumah tangga berumur kurang dari atau s ama d engan 3 4 tahun 4.734 kali l ebih b esar d ari w anita y ang memiliki k epala r umah t angga berusia 35 t ahun at au k e atas. Selisih ba nyaknya a nggota rumah t angga tidak be gitu m empengaruhi keputusan wanita untuk menikah muda. Hal ini dapat dilihat dari nilai odd ratio yang hampir mendekati n ilai s atu y aitu 0 .95. Odd r atio pada v ariabel i jazah K RT m enunjukkan ba hwa w anita dengan k epala r umah t angga berijazah SMP k e b awah b ernilai 1 .73. B erarti b ahwa k ecenderungan menikah muda p ada w anita d engan k epala k eluarga berijazah S MP k e b awah 1.73 lebih b esar d ari wanita dengan kepala keluarga berijazah S MA k e at as. Variabel lo kasi te mpat tinggal(X6) memiliki odd r atio sebesar 0.651. Hal ini b erarti b ahwa k ecenderungan m enikah m uda p ada w anita y ang bertempat tinggal di daerah perkotaan 0.651 kali lebih kecil dibandingkan dengan wanita yang bertempat t inggal di daerah pedesan. S edangkan kecenderungan menikah muda pada wanita yang bertempat tingga di daerah pesisir 0.643 kali lebih kecil dibandingkan dengan wanita yang bertempat tinggal di daerah bukan pesisir. Adapun fungsi probabilitas yang dihasilkan untuk kejadian menikah muda adalah sebagai berikut. π (x ) =
e -1.298+1.555X1(1) -0.051X2-0.376X3(1)+ 0.548X4(1)+ 0.399 X5(1) -0.430X6(1) -0.442X7(1) -0.184X8(1) 1 + e -1.298+1.555X1(1) -0.051X2-0.376X3(1)+ 0.548X4(1)+ 0.399 X5(1) -0.430X6(1) -0.442X7(1) -0.184X8(1)
10
4.2.4 Uji Kesesuaian Model Uji k esesuaian m odel d igunakan u ntuk m enilai apakah model sesu ai a tau tidak. P ada u ji ini, hipotesis yang digunakan adalah sebagai berikut. H0 :model sesuai (tidak ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) H1:model tidak sesuai (ada perbedaan antara hasil observasi dengan hasil prediksi) Pada uji kesesuaian model dengan menggunakan uji Hosmer dan Lemeshow, didapatkan p-value sebesar 0.147 yang berarti bahwa gagal tolak H 0 dan dapat disimpulkan bahwa model sesuai artinya tidak ada perbedaan antara hasil observasi dengan dengan kemungkinan hasil prediksi. Setelah d ilakukan u ji k ebaikan model, l angkah sel anjutnya ad alah m elihat k etepatan k lasifikasi model. Ketepatan klasifikasi model digunakan untuk mengetahui tingkat kebaikan model dalam memprediksi suatu keadaan dengan keadaan sesungguhnya. Hasil klasifikasi model ditunjukkan pada Tabel 9. Tabel 9. Ketepatan Hasil Prediksi Model
Belum Menikah
Menikah
Ketepatan (%)
1114
232
82.8
343 384 Ketepatan Hasil Prediksi Model
52.8 72.3
Observasi Belum Menikah Menikah
Tabel 9 menunjukkan ke tepatan h asil p rediksi model. B erdasarkan pe rhitungan k etepatan klasifikasi, d idapatkan h asil k etepatan k lasifikasi sebesar 7 2.3 persen. A ngka i ni s udah ba ik k arena ketepatan klasifikasi sudah lebih dari 50 p ersen,sehingga dapat disimpulkan bahwa model sudah baik karena dapat mengklasifikasikan data dengan ketepatan sebesar 72.3 persen. 5. Kesimpulan dan Saran Pada bagian ini akan dibahas mengenai kesimpulan yang dapat diambil setelah melakukan penelitian dan beberapa saran yang dapat diberikan kepada peneliti selanjutnya 5.1 Kesimpulan Berdasarkan hasil analisis dan pembahasan dapat diperoleh kesimpulan sebagai berikut. 1. Empat kabupaten yang terambil sebagai sampel yaitu kabupaten Bondowoso, Situbondo, Probolinggo, da n S umenep m emiliki pr oporsi m enikah m uda y ang s ama. P ersentase m enikah muda mayoritas terjadi di daerah pedesaan, dan tidak hanya terjadi pada keluarga penerima BLT akan tetapi juga terjadi pada keluarga bukan penerima BLT. Kejadian menikah muda pada wanita 86 p ersen t erjadi p ada d aerah b ukan p esisir d an m ayoritas d ari m ereka y ang m enikah muda berpendidikan SMP atau di ba wahnya. Sebagian besar dari mereka berasal dari keluarga dengan kepala rumah t angga b erijazah S MP a tau d i b awah S MP. Untuk ke seluruhan w ilayah b aik perkotaan m aupun p edesaan, p ersentase m enikah muda m ayoritas t erjadi p ada w anita d engan kepala keluarga berusia lebih dari sama dengan 34 tahun. 2. Faktor-faktor yang secara serentak mempengaruhi wanita menikah muda adalah usia kepala rumah tangga, pendidikan tertinggi yang pernah atau sedang diduduki, ijazah kepala rumah tangga, lokasi tempat tinggal, dan letak geografis. Hasil pemodelan fungsi probabilitas dituliskan sebagai berikut.
e -1.298+1.555X1(1) -0.051X2-0.376X3(1) + 0.548X4(1) + 0.399 X5(1) -0.430X6(1) -0.442X7(1) -0.184X8(1) π (x ) = 1 + e -1.298+1.555X1(1) -0.051X2-0.376X3(1) + 0.548X4(1) + 0.399 X5(1) -0.430X6(1) -0.442X7(1) -0.184X8(1) 5.2 Saran Saran-saran y ang d apat d iberikan u ntuk p enelitian selanjutnya se telah m elakukan an alisis d an pembahasan a dalah mencoba menambah variabel pr ediktor yang be rhubungan de ngan s osial buda ya misalnya pengaruh lingkungan, pengaruh media elektronik, suku serta alasan menikah muda. DAFTAR PUSTAKA Badawi, El-Said M., Haleem, M. A. Abdel.2008. Pernikahan. Diakses di URL
. Tanggal Akses: 11 Maret 2011. BKKBN. 201 0. Pendewasaan U sia P erkawinan dan H ak-hak R eproduksi B agi R emaja Indonesia. Jakarta: Direktorat Remaja dan Perlindungan Hak-hak Reproduksi.
11
Hanggara,A. Mu’minin,A.A, Darmawan,H, Rosikh,S. 2010. Studi Kasus Pengaruh Budaya Terhadap Maraknya P ernikahan D ini D i D esa G ejugjati P asuruan. L aporan P enelitian. Mal ang: Universitas Negeri Malang. Hosmer, D. W. dan Lemeshow, S. 2000. Applied Logistic Regression. New York:John Wiley and Son. Hutabarat,E. 2011.Gambaran P engetahuan R emaja T erhadap P ernikahan D ini Dusun X III L orong Samiaji D esa Sae ntis K ec.Percut Se i T uan K ab.Deli Se rdang T ahun 20 10.Diakses di URL. Tanggal Akses: 11 Maret 2011. Prawirohamidjojo.2006. Pluralisme Dalam Perundang-undangan Perkawinan di Indonesia. Surabaya: Airlangga University Press. Puspitasari, F .2006. Perkawinan U sia M uda: Faktor-Faktor P endorong D an D ampaknya T erhadap Pola Asuh Keluarga (Studi Kasus Di Desa Mandalagiri Kecamatan Leuwisari Kabupaten Tasikmalaya).Laporan Tugas Akhir. Semarang: Universitas Negeri Semarang. Sedyaningsih,E..2011.Efek Pernikahan Dini remaja dan pengaruhnya bagi kesehatan.Diakses di URL . Tanggal Akses: 11 Maret 2011. Subekti dan Tjitrosudibio.2004.Kitab Undang-undang Hukum Perdata. Jakarta:PT.Pradya Paramita. Wiknjosastro.1999.Ilmu Kebidanan.Jakarta.Yayasan Binapustaka Sarwono Prawiroharjo. Yamin,S. da n Kurniawan, H . 2009. SPSS C omplete T eknik A nalisis Statistik T erlengkap de ngan Software SPSS. Jakarta : Salemba Infotek.
12
