HASIL DAN PEMBAHASAN
5.2 Faktor – Faktor yang Mempengaruhi Alih Fungsi Lahan Persawahan Menjadi Perkebunan Kelapa Sawit Rakyat di Kecamatan Pegajahan Menjadi Perkebunan Kelapa Sawit Rakyat di Kecamatan Pegajahan
5.2.3 Interpretasi Model Hasil Analisis Regresi Linier Berganda
Untuk pemaparan mengenai analisis faktor – faktor yang mempengaruhi alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit rakyat di Kecamatan Pegajahan akan dijelaskan menggunakan persamaan regresi linier berganda.
Data primer yang didapatkan melalui kuesioner ditabulasi kemudian dianalisis menggunakan SPSS 16 sehingga menghasilkan Lampiran dan dirangkum dalam Tabel 5.5 :
Tabel 5.5 Hasil Analisis Regresi Faktor - faktor yang Mempengaruhi Alih Fungsi Padi Sawah Menjadi Pekebunan Kelapa Sawit Rakyat
Penduga Koefisien
Regresi Sig T Sig
Konstanta 0,213 7,758 0
Jumlah Tanggungan -0,001 -0,326 0,747
Biaya Usahatani Sebelum Alih Fungsi -0,000000032 -1,588 0,126 Pendapatan Total Petani Sebelum Alih
Fungsi -0,0000000003 -0,024 0,981
Pengeluaran Keluarga Petani Sebelum
Alih Fungsi 0,000000044 3,96 0,001
Produktifitas Padi Sawah -0,032 -5,346 0
Luas Kepemilikan Lahan 0,073 2,594 0,016
R2 0,685
Fhit 8,335
Sumber : Diolah dari Data Lampiran 3
Berdasarkan Tabel 5.5 dapat dibuat model persamaan sebagai berikut :
Dimana :
Y = Luas Alih Fungsi Lahan Persawahan Menjadi Lahan Perkebunan Sawit Rakyat (ha)
X1 = Jumlah Tanggungan Petani sebelum alih fungsi (orang)
X2 = Biaya Usahatani Sebelum Alih Fungsi (Rp/bulan)
X3 = Pendapatan Total Petani Sebelum Alih Fungsi (Rp/bulan) X4 = Pengeluaran Keluarga Petani Sebelum Alih Fungsi (Rp/bulan)
X5 = Produktifitas Padi Sawah sebelum Alih Fungsi (ton/ha) X6 = Luas Kepemilikan Lahan (ha)
Model persamaan yang dilampirkan diatas menjelaskan faktor yang paling mempengaruhi alih fungsi lahan persawahan menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan yakni luas kepemilikkan lahan selanjutnya produktifitas padi sawah, jumlah tanggungan petani, pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi, pendapatan total petani sebelum alih fungsi, dan biaya usahatani sebelum alih fungsi.
Kemudian hasil estimasi diatas dapat dilihat bahwa R2 = 0,685 yang bermakna bahwa variabel penelitian seperti jumlah tanggungan petani, biaya usahatani padi sawah sebelum alih fungsi, pendapatan total petani sebelum alih fungsi, pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi, produktifitas padi sawah dan luas kepemilikkan lahan mampu menjelaskan variasi variabel alih fungsi lahan persawahan menjadi perkebunan kelapa sawit rakyat sebesar 68,5% sisanya sebesar 31,5% dijelaskan variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
Dari hasil uji simultan (serempak) yang dilakukan melihat signifikansi secara bersama-sama variabel bebas dalam mempengaruhi variabel terikat (dependentvariable), dari estimasi tersebut diperoleh nilai Fhit sebesar 8,355 lebih
besar dari Ftabel 2,53. Dan nilai Signifikasi uji F pada Tabel 5.5 sebesar 0,000 lebih kecil dari probabilitas kesalahan yang ditolerir yaitu 5%. Hal ini menunjukkan bahwa H0 ditolak atau H1 diterima yangberarti oleh jumlah tanggungan petani
(X1), biaya usahatani sebelum alih fungsi (X2), pendapatan total petani sebelum alih fungsi (X3), pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi (X4),
sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan secara signifikan dengan tingkat keyakinan 95%.
Pengujian dilakukan dengan membandingkan nilai Fhit dengan Ftabel.Untuk
Degree of Freedom pada pengujian F adalah v1 = (k-1) = 7-1= 6) dan v2 = (n-k)= (30 - 7 = 23), dijumpai F-tabel; pada á = 0,05 sebesar 2,53.
Sebagaimana yang telah dirumuskan pada bab sebelumnya, bahwa pengujian secara parsial dilakukan dengan membandingkan nilai thit dengan nilai ttabel. Selain
itu juga dilihat berdasarkan nilai signifikansi (sig) pada hasil estimasi.
Berdasarkan uji parsial (Uji t-statistik) dapat diketahui variabel-variabel yang berpengaruh secara signifikan terhadap luas alih fungsi lahan (Y). Pada jumlah sampel (n) = 30, variabel bebas (k) = 6. Koutsoyiannis, (1981) menjelaskan bahwa besarnya k adalah variabel bebas termasuk konstanta. Dengan demikian k = 7 dijumpai Degree of Freedom (df) = 30 - 7 = 23. Pada df dan jumlah parameter 7 dijumpai ttabelpada pengujian α = 0,05 sebesar 2,064.
Kemudian dari hasil estimasi diperoleh hasil uji parsial dan elastisitas setiapvariabel sebagai berikut:
1. Konstanta sebesar 0,213, nilai ini menunjukkan bahwa luas alih fungsi lahan padi sawah di Kecamatan Pegajahan adalah sebesar 0,213 ha apabila tidak dipengaruhi oleh jumlah tanggungan petani (X1), biaya usahatani sebelum alih fungsi (X2), pendapatan total petani sebelum alih fungsi (X3),
pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi (X4), produktifitas padi sawah sebelum alih fungsi (X5) dan luas kepemilikkan lahan (X6).
2. Jumlah tanggungan petani (X1) memiliki thit sebesar -0,326 lebih kecil dari
0,05 (5%) dengan demikian H0 diterima dan H1 ditolak. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel jumlah tanggungan petani sebelum alih fungsi tidak berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Koefisien jumlah tanggungan petani sebelum alih fungsi bernilai 0,001, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan jumlah tanggungan petani sebanyak 1 orang maka akan terjadi penurunan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,001 ha ceteris paribus. Hal ini terjadi dikarenakan peningkatan jumlah tanggungan petani mempengaruhi biaya usahatani karena peningkatan jumlah tanggungan menambah tenaga kerja dalam keluarga di dalam usahataninya.
3. Biaya usahatani sebelum alih fungsi (X2) memiliki thit sebesar 1,588 lebih
kecil dari ttabel (2,064) dan nilai signifikan t (0,126) lebih besar dari nilai α
sebesar 0,05 (5%) dengan demikian H0 diterima dan H1 ditolak. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel biaya usahatani sebelum alih fungsi tidak berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Koefisien biaya usahatani sebelum alih fungsi bernilai 0,000000032, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan biaya usahatani sebelum alih fungsi sebanyak Rp 1 maka akan terjadi penurunan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,000000032 ha ceteris paribus. Hal ini terjadi dikarenakan biaya usahatani yang ditanggung petani di Kecamatan Pegajahan tidak besar sehingga biaya usahatani ini karena adanya tenaga
kerja dalam keluarga yang dicurahkan dalam usahatani dan adanya pupuk subsidi dari pemerintah.
4. Pendapatan Total Petani Sebelum Alih Fungsi (X3) memiliki thit sebesar
0,024 lebih kecil dari ttabel (2,064) dan nilai signifikan t (0,981) lebih besar
dari nilai α sebesar 0,05 (5%) dengan demikian H0 diterima dan H1
ditolak. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel pendapatan total petani sebelum alih fungsi tidak berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Koefisien pendapatan total petani sebelum alih fungsi bernilai 0,0000000003, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan peningkatan total petani sebelum alih fungsi sebanyak Rp 1 maka akan terjadi penurunan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,0000000003 ha ceteris paribus. Hal ini terjadi dikarenakan pendapatan yang diterima petani bukan hanya dari pekerjaan di bidang pertanian saja akan tetapi pekerjaan utama sebagian besar responden tidak sebagai petani padi sawah akan tetapi pekerjaan diluar bidang pertanian seperti buruh, karyawaan, PNS, pedagang, dan lain-lain.
5. Pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi (X4) memiliki thit sebesar
3,96 lebih besar dari ttabel (2,064) dan nilai signifikan t (0,001) lebih kecil
dari nilai α sebesar 0,05 (5%) dengan demikian H0 ditolak dan H1
diterima. Hal ini bermakna bahwa variabel pengeluaran keluarga petani
sebelum alih fungsi berpengaruh signifikan pada α sebesar 0,05 (5%)
terhadap alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan sawit rakyat di Kecamatan Pegajahan, sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel
pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Koefisien pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi bernilai 0,0000000443, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan biaya usahatani sebelum alih fungsi sebanyak Rp 1 maka akan terjadi peningkatan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,0000000443 ha ceteris paribus. Hal ini terjadi dikarenakan biaya kehidupan yang semakin meningkat dengan jumlah keluarga cukup banyak yakni responden rata-rata 4 sesuai dengan hasil penelitian oleh Pewista (2011) di Kabupaten Bantul yakni penduduk dengan jumlah tanggungan keluarga 4-6 orang yang paling banyak melakukan alih fungsi lahan pertaniannya. Telah kita ketahui bahwa semakin banyaknya tanggungan keluarga tentunya pengeluaran keluarga juga semakin besar. Untuk mendapatkan penghasilan rumah tangga yang besar tentunya akan dilakukan berbagai upaya, tidak sedikit orang yang memiliki lahan pertanian akan mengalihfungsikan lahan pertaniannya untuk menghasilkan tambahan agar dapat mencukupi kebutuhan hidup keluarganya, dan juga mendukung pernyataan Rahmanto dkk (bahwa karakteristik rumahtangga memiliki hubungan kuat terhadap keragaman persepsi multi fungsi lahan sawah di antaranya mencakup peubah-peubah berikut: (1) usia responden; (2) tingkat pendidikan; (3) jumlah anggota keluarga tertanggung; (4) luas garapan sawah; (5) proporsi pendapatan rumahtangga dari lahan sawah. 6. Produktifitas padi sawah sebelum alih fungsi (X5) memiliki thit sebesar
dari nilai α sebesar 0,05 (5%) dengan demikian H0 ditolak dan H1
diterima. Hal ini bermakna bahwa variabel produktifitas padi sawah
sebelum alih fungsi berpengaruh signifikan pada α sebesar 0,05 (5%)
terhadap alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan sawit rakyat di Kecamatan Pegajahan, sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel produktifitas padi sawah sebelum alih fungsi berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Hasil ini mendukung hasil temuan Rusastra et al. (1997) di Kalimantan Selatan, alasan utama petani melakukan alih fungsi lahan adalah karena kebutuhan dan harga lahan yang tinggi, skala usaha yang kurang efisien untuk diusahakan akibat rendahnya harga padi sawah, rendahnya produktivitas tanaman padi sawah. Akibat rendahnya harga padi sawah di pasaran maka petani lebih memilih untuk mengalihkan lahan padi sawahnya menjadi lahan pertanian non padi sawah. Koefisien produktifitas padi sawah sebelum alih fungsi bernilai 0,032, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan tingkat produktifitas pdi sawah sebelum alih fungsi sebanyak 1ton/ha maka akan terjadi penurunan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,032 ha
ceteris paribus.
7. Luas kepemilikkan lahan petani (X6) memiliki thit sebesar 2,594 lebih
besar dari ttabel (2,064) dan nilai signifikan t (0,016) lebih kecil dari nilai α
sebesar 0,05 (5%) dengan demikian H0 ditolak dan H1 diterima. Hal ini
bermakna bahwa variabel Luas kepemilikkan lahan petani berpengaruh
menjadi perkebunan sawit rakyat di Kecamatan Pegajahan, sesuai dengan hipotesis awal yakni variabel Luas kepemilikkan lahan petani berpengaruh secara parsial terhadap luas alih fungsi lahan padi sawah menjadi perkebunan kelapa sawit di Kecamatan Pegajahan. Hasil ini mendukung hasil penelitian Pewista (2012) di Kabupaten Bantul, pada luas lahan pertanian < 1.000 m2, dimana sebelum terjadi alih fungsi berjumlah 10 orang atau 14,29%, tetapi kini meningkat menjadi 42 orang atau 60%. Untuk kepemilikan lahan 1.000 – 2.000 m2 sebelum alih fungsi lahan ada 45 orang atau 64,29% tetapi setelah alih fungsi mengalami penurunan menjadi 22 orang atau 31,43%. Sedangkan pemilik lahan > 2.000 m2 juga mengalami penurunan kepemilikan lahan dari 15 orang atau 21,42% menjadi 6 orang atau 8,57%. Penurunan kepemilikan lahan pertanian yang cukup drastis terjadi pada luasan 1.000 – 2.000 m2, dimana sebagian besar telah menyusut menjadi < 1.000 m2. Oleh sebab itulah kepemilikan lahan dengan luas < 1.000 m2 mengalami peningkatan yang drastis pula. Koefisien luas kepemilikkan lahan sebelum alih fungsi bernilai 0,073, angka ini menunjukkan bahwa jika terjadi peningkatan luas kepemilikkan lhan sebelum alih fungsi sebanyak 1ha maka akan terjadi peningkatan luas alih fungsi lahan sebanyak 0,073 ha ceteris paribus. 5.2.4 Uji Penyimpangan Asumsi Klasik
Dalam suatu model regresi berganda ada beberapa permasalahan yang bisa terjadi yang secara statistik dapat mengganggu model yang ditentukan, bahkan dapat menyesatkan kesimpulan yang diambil dari persamaan yang dibentuk. Untuk itu perlu dilakukan uji penyimpangan asumsi klasik.
Uji Multikolinearitas
Menurut Ragner Frish dalam Surapto (2005) untuk mendeteksi adanya multikolineritas dapat ditinjau dari beberapa hal berikut :
1. Nilai toleransi lebih besar dari 0,1 2. Nilai VIF lebih kecil dari 10 3. R2 = 1
Tabel 5.6 Hasil Uji Multikolinearitas Faktor - faktor yang Mempengaruhi Alih Fungsi Padi Sawah Menjadi Pekebunan Kelapa Sawit Rakyat
Penduga Toleance VIF
Konstanta
Jumlah Tanggungan 0,716 1,397
Biaya Usahatani Sebelum Alih Fungsi 0,381 2,628 Pendapatan Total Petani Sebelum Alih Fungsi 0,776 1,288 Pengeluaran Keluarga Petani Sebelum Alih Fungsi 0,597 1,675
Produktifitas Padi Sawah 0,658 1,519
Luas Kepemilikan Lahan 0,346 2,893
Sumber : Diolah dari Data Lampiran 3
Berdasarkan Tabel 5.6dapat disimpulkan dari masing-masing variabel berada diatas 0,1. Nilai toleransi jumlah tanggungan petani yakni 0,716, biaya usahatani sebelum alih fungsi 0,381, pendapataan total petani sebelum alih fungsi 0,776, pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi 0,597, produktifitas padi sawah 0,658, dan luas kepemilikkan lahan 0,346. Nilai VIF semua variabel dibawah 10. Nilai VIF jumlah tanggungan petani yakni 1,397, biaya usahatani sebelum alih fungsi 2,628, pendapatan total petani sebelum alih fungsi 1,288, pengeluaran keluarga petani sebelum alih fungsi 1,675, produktifitas padi sawah 1,519 dan luas kepemilikkan lahan 2,893 sehingga semua variabel di dalam model tidak mengandung multikolineritas.
Uji Normalitas
Seperti diketahui bahwa uji t dan F mengasumsikan bahwa nilai residual mengikuti distribusi normal. Kalau asumsi ini dilanggar maka uji statistik tidak menjadi valid untuk sampel kecil. Ada dua cara untuk mendeteksi apakah residual berdistribusi normal, yaitu dengan cara:
a.Analisis Grafik:
Pada prinsipnya normalitas dapat dideteksi dengan penyebaran data (titik) pada sumbu diagonal dari grafik atau dengan melihat histogram dari residualnya. Dasar pengambilan keputusan dengan cara:
Jika data menyebar di sekitar garis diagonal dan mengikuti arah garis diagonal menunjukkan pola distribusi normal, maka model regresi memenuhi asumsi normalitas.
Jika data menyebar jauh dari diagonal dan/atau tidak mengikuti arah garis diagonal tidak menunjukkan pola distribusi normal, maka model regresi tidak memenuhi asumsi normalitas.
Gambar 5.1 di atas menunjukkan bahwa sebaran data pada gambar di atas bisa dikatakan tersebar di sekeliling garis diagonal (tidak terpencar jauh dari garis diagonal). Hasil ini menunjukkan bahwa data yang akan diregresi dalam penelitian ini berdistribusi normal atau dapat dikatakan bahwa persyaratan normalitas data bisa dipenuhi.
b. Analisis Uji K-S
Untuk menguji normalitas ini digunakan uji statistik Kolmogorov-Smirnov (K-S). Uji K-S dilakukan dengan membuat hipotesis:
Merumuskan hipotesis:
H0 : Data residual berdistribusi normal
H1 : Data residua l tidak berdistribusi normal Kriteria pengujian:
Jika signifikan < 0,05, maka H0 ditolak
Jika signifikan > 0,05, maka H0 diterima
Tabel 5.7 Hasil Uji One-Sample Kolmogorov-Smirnov
Unstandardized Residual
N 30
Normal Parametersa Mean -0.00000000000000006
Std.
Deviation 0.025
Most Extreme Differences Absolute 0.127
Positive 0.093
Negative -0.127
Kolmogorov-Smirnov Z 0.697
Asymp. Sig. (2-tailed) 0.716
a. Test distribution is Normal.
Sumber : Diolah dari Lampiran 4
Berdasarkan uji Kolmogorov-Smirnov yang dilakukan pada Tabel 5.7 di atas dapat terlihat bahwa signifikan (nilai Asymp.Sig.) adalah 0,716. Karena: 0,716 > 0,05 maka H0 diterima, Jadi dapat disimpulkan bahwa data residual
Uji Heteroskedastisitas
Pada penelitian ini untuk pengujian heteroskedastisitas akan digunakan uji koefisien Spearman’s rho. Menurut Priyatno (2008) uji Spearman’s rho adalah mengorelasikan variabel independen dengan residualnya. Pengujian menggunakan tingkat signifikan 0,05 dengan uji 2 sisi. Jika korelasi antara variabel independen dengan residual memberikan nilai:
a. tingkat sig. > 0,05, maka tidak terjadi heteroskedastisitas. b. tingkat sig. < 0,05, maka terjadi heteroskedastisitas.
Tabel 5.8 di atas dapat dilihat bahwa korelasi antara variabel independen jumlah tanggungan, biaya usahatani, pendapatan total petani, produktifitas padi sawah, dan luas dengan Unstandardized Residual memiliki nilai tingkat sig. > 0,05, maka dapat disimpulkan bahwa model regresi tidak terdapat heteroskedastisitas.
