BAB IV DESKRIPSI WILAYAH
4.3. Karakteristik Petani Sampel
4.3.2. Jumlah Tanggungan
Jumlah tanggungan dalam penelitian ini adalah jumlah anggota keluarga yang secara ekonomi masih menjadi beban bagi kepala keluarga petani. Dari sisi ekonomi, jumlah tanggungan akan berengaruh terhadap tingkat pengeluaran keluarga petani, tetapi disisi lain juga memberikan ketersediaan tenaga kerja dalam keluarga untuk mengelola usahatani. Jumlah tanggungan keluarga petani dihitung dalam jiwa/orang dengan distribusi seperti pada tabel 4.7.
Tabel 4.7. Jumlah Tanggungan Petani
No Jumlah tanggungan Jumlah (jiwa) Persentase (%)
1 2 – 3 39 55,71
2 4 – 5 28 40,00
3 6 – 7 3 4,29
Rata-rata Tanggungan (jiwa) 3,58 Sumber : Diolah Dari Lampiran 2
Tabel 4.7 menunjukkan bahwa jumlah tanggungan petani sampel yang paling banyak adalah 2 – 3 tanggungan dengan jumlah 39 petani, diikuti 4 – 5 tanggungan sebanyak 28 petani dan 6 – 7 tanggungan sebanyak 3 petani. Sedangkan untuk jumlah rata-rata tanggungan petani sampel di Kecamatan STM Hulu sebanyak 3,58 jiwa.
4.3.3 Luas Lahan yang dikonversi
Luas lahan yang dikonversi adalah luas lahan karet rakyat yang dikonversikan oleh petani sampel menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu. Untuk lebih jelas dapat dilihat pada tabel 4.8.
Tabel 4.8 Luas Lahan yang dikonvesi
No Luas lahan yang dikonversi (ha) Jumlah (petani) Persentase(%)
1 0,1 – 1,5 39 55,71
2 1,6 – 3,0 28 40
3 3,1 – 5,0 3 4,29
Rata-rata Luas Konversi (ha) 1,65 Sumber : Diolah Dari Lampiran 2
Tabel 4.8 menunjukkan bahwa luas lahan yang dikonversi petani sampel seluas 0,5 – 1,5 ha merupakan yang paling banyak jumlahnya dengan 39 petani dan persentase sebesar 55,71% dan diikuti 28 petani mengkonversi lahannya seluas 1,6 – 3,0 ha dengan persentase 40% dan 3,1 – 5,0 ha sebanyak 3 petani dengan persentase 4,29%, jadi rata-rata petani mengkonversi lahannya dari lahan karet menjadi lahan kelapa sawit seluas 1,65 ha.
BAB V
HASIL DAN PEMBAHASAN
5.1 Deskripsi Variabel Penelitian
Konversi lahan karet menjadi lahan kelapa sawit diduga dipengaruhi oleh variabel biaya usahatani sebelum konversi lahan (X1), harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan (X2), pendapatan petani sebelum konversi lahan (X3), pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan (X4), luas kepemilikan lahan (X5), minat petani (D1) dan penyakit tanaman karet (D2).
Tabel 5.1 Karakteristik Variabel Penelitian
No Karakteristik Variabel Range Rata-rata
1 Luas lahan yang di konversi (ha) 0,5 – 5,0 1,65 2 Biaya usahatani (Rp/bulan) 50.000 – 3.000.000 1.119.229 3 Harga karet (Rp/bulan) 5.000 – 8.500 6.029 4 Pendapatan petani (Rp/bulan) 1.000.000 – 8.100.000 2.937.357 5 Pengeluaran keluarga (Rp/bulan) 1.000.000 – 4.200.000 2.444.529 6 Luas kepemilikan lahan (ha) 0,5 – 5 2,44
7 Minat petani 0 – 1 0,83
8 Penyakit tanaman karet 0 – 1 0,93 Sumber: Lampiran 2
1. Luas Lahan Yang dikonversi
Luas lahan yang dikonversi adalah luas lahan karet yang dialih fungsikan oleh petani sampel menjadi lahan kelapa sawit. Berdasarkan tabel 5.1 dapat dilihat range luas lahan yang konversi 0,5 – 5,0 ha dengan rata-rata lahan karet yang konversi 1,65 ha.
2. Biaya Usahatani Sebelum Konversi
Biaya usahatani sebelum konversi adalah biaya yang harus dikeluarkan petani dalam menjalankan usahataninya. Biaya usahatani ini meliputi : pupuk, pestisida, upah tenaga kerja dan lain-lain. Berdasarkan tabel 5.1 dapat dilihat biaya
usahatani rata-rata Rp 1.119.229/bulan dengan range Rp 50.000 – 3.000.000/bulan.
3. Harga Karet
Harga karet adalah harga yang diterima petani dari penjualan karetnya. Harga karet petani di Kecamatan STM Hulu rata-rata Rp 6.029 dan range Rp 5.000 – 8.500
4. Pendapatan Petani Sebelum Konversi
Pendapatan petani sebelum konversi adalah imbalan yang diterima oleh petani karet dari hasil kegiatan usahatani yang diperoleh dari selisih penerimaan petani dengan total biaya produksi yang dikeluarkan petani dalam usahataninya. Berdasarkan tabel 5.1 dilihat range pendapatan sebelum alih fungsi sebesar Rp 1.000.000 – 8.100.000 dengan rata-rata Rp 2.937.357.
5. Pengeluaran Keluarga Sebelum Konversi
Pengeluaran keluarga sebelum konversi adalah biaya yang dikeluarkan petani responden dalam sebulan untuk menghidupi keluarga seperti biaya makan, sekolah anak, trasportasi dan termasuk didalamnya biaya untuk kesehatan serta kebutuhan keluarga lainnya. Berdasarkan tabel 5.1 rata-rata pengeluaran keluarga sebesar Rp 2.444.529/bulan dengan range Rp 1.000.000 – 4.200.000/bulan.
6. Luas Kepemilikan Lahan
Luas kepemilikan lahan adalah jumlah keseluruhan luas lahan yang dimiliki petani baik itu lahan basah maupun lahan kering pada saat sebelum mengkonversikan lahannya menjadi lahan kelapa sawit. Lahan kering bukan hanya digunakan untuk tanaman karet saja tetapi juga diusahakan untuk komoditi
lainnya seperti kelapa sawit, kakao, salak dan lainnya. Berdasarkan tabel 5.1 dapat dilihat rata-rata luas kepemilikan lahan adalah 2,44 ha dan range 0,5 – 5 ha.
7. Minat Petani
Minat petani adalah keinginan petani/responden mengkonversikan lahannya apakah karena kemauan sendiri atau dikarenakan ikut-ikutan dengan orang lain seperti tetangga, teman atau pendatang (banyak pendatang yang mengusahakan komoditi kelapa sawit). Berdasarkan tabel 5.1 dapat dilihat range 0-1 dengan rata-rata 0,83.
8. Penyakit Tanaman Karet
Penyakit tanaman karet adalah banyak atau sedikitnya penyakit yang menyerang tanaman karet petani (penyakit akar putih, akar merah, jamur upas, kanker bercak, busuk pangkal batang, kanker garis dan embun tepung) yang menyebabkan kerugian bagi petani seperti matinya pohon karet atau tingginya biaya dalam menanggulangi dan mencegah berbagai penyakit tersebut. Berdasarkan tabel 5.1 dapat dilihat range 0 – 1 dengan rata-rata 0,93.
Uji Asumsi Ordinary Least Squares (OLS)
Sebelum dilakukan uji kesesuaian (goodness of fit) model terhadap variabel dilakukan uji asumsi klasik, mencakup uji multikolinieritas, uji heterokedastisitas, uji autokolerasi dan uji normalitas. Pengujian ini dilakukan untuk mendeteksi terpenuhinya asumsi-asumsi dalam model regresi linier konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat yang dispesifikasi. Hasil pengujian asumsi klasik diuraikan pada bagian berikut.
1. Uji Multikolinieritas
Multikolinieritas adalah suatu keadaan dimana variabel-variabel bebas saling berkorelasi satu dengan lainnya. Persamaan regresi linier berganda yang baik adalah persamaan yang bebas dari adanya multikolinieritas antara variabel-variabel bebasnya. Sebagai alat ukur yang sering digunakan untuk mengukur ada tidaknya variabel yang berkorelasi, maka digunakan alat uji statistik multikolinieritas (collinierity statistics) dengan menggunakan nilai Variance Inflation Factor (VIF). Dimana apabila nilai toleransi (tolerance) > 0,1 dan nilai VIF < 10 menunjukkan bahwa model regresi linier berganda terbebas dari masalah multikolinieritas. Hasil uji asumsi multikolinieritas untuk model konversi lahan karet menjadi kelapa sawit dapat ditunjukkan pada tabel 5.2.
Tabel 5.2 Hasil Uji Multikolinieritas Menggunakan Statistik Kolinieritas
No Variabel Bebas Collinerity Statistics
Tollerance VIF
1 Biaya usahatani sebelum konversi 0,492 2.035 2 Harga karet sebelum konversi 0,934 1,071 3 Pendapatan petani sebelum konversi 0,593 1,687 4 Pengeluaran keluarga sebelum konversi 0,207 4,839
5 Luas kepemilikan lahan 0,209 4,792
6 Minat petani 0,869 1,150
7 Penyakit tanaman karet 0,945 1,058
Sumber : Analisis Data Primer, 2015
Tabel 5.2 menunjukkan bahwa masing-masing variabel bebas memiliki nilai VIF < 10 dan nilai toleransi (tolerance) > 0,1. Maka dapat dinyatakan model regresi linier konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat terbebas dari masalah multikolinieritas yaitu tidak ada hubungan antar variabel independen. 2. Uji Autokorelasi
Autokorelasi didefenisikan sebagai korelasi antara anggota observasi dalam beberapa deret waktu (serial correlation) atau antara anggota observasi berbagai
objek atau ruang (spatial correlation). Untuk mengetahui ada tidaknya gejala autokorelasi dalam model regresi yang digunakan, maka cara yang digunakan dengan melakukan pengujian serial korelasi dengan metode Durbin-Watson. Pengambilan keputusan ada tidaknya autokorelasi pada uji Durbin Watson sebagai berikut.
• Bila nilai du < dw < 4 – du maka H0 diterima, artinya tidak terjadi autokorelasi. • Bila nilai dw < dl atau dw > 4 – dl maka H0 ditolak, artinya terjadi autokorelasi • Bila nilai dl < dw < du atau 4 – du < dw < 4 – dl, artinya tidak ada kepastian atau
kesimpulan yang pasti.
Tabel 5.3 Uji Autokorelasi
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .970a .940 .934 .2884 2.086
a. Predictors: (Constant), D2 (penyakit tanaman karet), x2 ( harga karet ditingkat petani), x3 (pendapatan usahatani), D1 (minat petani), x4 (pengeluaran keluarga), x1 (biaya usahatani), x5 (luas kepemilikan lahan)
b. Dependent Variable: y (luas alih fungsi)
Sumber : Analisis Data Primer, 2015
Nilai Durbin-Watson bernilai 2,086, berdasarkan syarat pengambilan keputusan pada uji Durbin-Watson diperoleh kesimpulan sesuai dengan poin 1 yakni tidak ada gejala autokorelasi pada analisis faktor-faktor yang mempengaruhi konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu dikarenakan nilai Durbin-Watson 2,086 berada diantara du < dw < 4 – du yakni 1,8366 < 2,086 < 2,1634.
3. Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas dilakukan untuk menguji apakah dalam sebuah model regresi, terjadi perbedaan varian residual dari suatu periode pengamatan ke pengamatan yang lain. Jika varian residual dari suatu periode pengamatan ke pengamatan lain tetap, maka disebut homoskedastisitas. Jika varian berbeda, maka disebut heteroskedastisitas. Model regresi yang baik adalah jika tidak terjadi heteroskedastisitas. Hasil uji heteroskedastisitas model faktor-faktor yang mempengaruhi konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat disajikan pada gambar 5.1.
Metode grafik menunjukkan penyebaran titik-titik varian residual sebagai berikut. a. Titik-titik data menyebar di atas dan di bawah atau di sekitar angka 0.
b. Titik data tidak mengumpul hanya di atas atau di bawah saja.
c. Penyebaran titik-titik data tidak membentuk pola bergelombang menyebar kemudian menyempit dan melebar kembali.
d. Penyebaran titik-titik data tidak berpola.
Maka dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi heteroskedastisitas dalam model regresi linier konversi lahan karet rakyat menjadi kelapa sawit rakyat.
Sumber : Analisis Data Primer, 2015
Gambar 5.1. Grafik Uji Heteroskedastisitas
4. Uji Normalitas
Uji normalitas data bertujuan untuk menguji apakah residual dalam model regresi memiliki distribusi normal. Uji ini dapat dilakukan dengan menggunakan normal probability plot dan diagram histogram yang tidak condong ke kiri maupun ke kanan. Hasil uji normalitas residual model konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat disajikan pada Gambar 5.2.
Gambar 5.2 menunjukkan bahwa residual terdistribusi dengan normal. Data terlihat menyebar mengikuti garis diagonal dan diagram histogram yang tidak condong ke kiri maupun ke kanan.
Sumber : Analisis Data Primer, 2015
Gambar 5.2. Grafik Uji Normalitas
Uji normalitas dapat juga dilakukan dengan uji Kolmogorov-Smirnov. Uji Kolmogorov-Smirnov bertujuan membandingkan sebaran residual dengan sebaran normal. Hipotesis yang diajukan adalah “Ho: tidak ada perbedaan sebaran residual dengan sebaran normal” dan “H1: ada perbedaan distribusi residual dengan distribusi normal”. Hasil uji Kolmogorov-Smirnov disajikan pada tabel 5.4.
Tabel 5.4 Uji Normalitas
One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test
Unstandardized Residual
N 70
Normal Parametersa Mean .0000000
Std. Deviation .27336425
Most Extreme Differences Absolute .105
Positive .071
Negative -.105
Kolmogorov-Smirnov Z .876
Asymp. Sig. (2-tailed) .426
a. Test distribution is Normal.
Sumber : Analisis Dta Primer,2015
Nilai uji Kolmogorov-Smirnov Z diperoleh pada kolom Asymp. Sig. (2-tailed) sebesar 0,426, lebih besar dari 0,05, berarti Ho diterima, yaitu tidak ada perbedaan distribusi residual dengan distribusi normal, sehingga dapat disimpulkan bahwa residual model terdistribusi normal.
5.2 Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Konversi Lahan Karet Menjadi Lahan Kelapa Sawit
Untuk pemaparan mengenai analisis faktor-faktor yang mempengaruhi konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu akan dijelaskan menggunakan persamaan regresi linier berganda. Data yang didapatkan melalui koesioner ditabulasi kemudian dianalisis menggunakan SPSS 16 sehingga didapat hasil sebagai berikut ini.
Tabel 5.5 Hasil Analisis Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Konversi Lahan Karet Rakyat Menjadi Lahan Kelapa Sawit Rakyat
Variabel Koefisien β thit Signifikansi VIF
Konstanta -0,471 -1,527 0,132
Biaya usahatani (X1) 0,0000000122 0,221 0,826 2,0 Harga karet ditingkat petani (X2) -0,057 -1,610 0,113 1,0 Pendapatan sebelum konversi (X3) 0,0000000260 0,764 0,448 1,6 Pengeluaran sebelum konversi (X4) 0,000000257 2,731 0,008 4,8 Luas kepemilikan lahan (X5) 0,718 10,837 0,000 4,7 Minat petani (D1) 0,265 2,698 0,009 1,1 Penyakit tanaman karet (D2) 0,286 2,080 0,042 1,0
R2 0,940
Fhit 139,980 0,000
Sumber: Analisis Data Primer, 2015
Berdasarkan tabel 5.5 dapat dibuat model persamaan regresi sebagai berikut : Y = - 0,471 + 0,0000000122X1 – 0,057X2 + 0,0000000260X3+ 0,000000257X4 +
0,718X5 + 0,265D1 + 0,286D2 + e Dimana :
Y = Luas lahan yang dikonversi (ha)
X1 = Biaya usahatani sebelum konversi lahan (Rp/bulan) X2 = Harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan (Rp) X3 = Pendapatan usahatani sebelum konversi lahan(Rp/bulan) X4 = Pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan(Rp/bulan) X5 = Luas kepemilikan lahan (ha)
D1 = Minat petani
D2 = Penyakit tanaman karet
Determinasi variabel didapat dari nilai R-squared sebesar 0,940 atau 94%. Ini menunjukkan bahwa variabel dependen yaitu luas lahan yang dikonversi dapat dijelaskan oleh variabel independennya yaitu biaya usahatani sebelum konversi
lahan, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan, pendapatan petani sebelum konversi lahan, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan, luas kepemilikan lahan, minat petani, dan penyakit tanaman karet sebesar 94%, sisanya sebesar 6% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
a. Uji Pengaruh Variabel Secara Serempak
Uji serempak dengan uji F bertujuan untuk menjelaskan pengaruh variabel bebas secara serempak terhadap variabel terikat. Dari estimasi tersebut diperoleh nilai Fhit sebesar 139.980 lebih besar dari Ftabel 2,16, dan nilai signifikansi uji F pada tabel 5.5 sebesar 0,00 lebih kecil dari nilai signifikansi kesalahan yang ditolerir yaitu 5% atau 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa H0 ditolak dan H1 diterima yang berarti biaya usahatani sebelum konversi lahan (X1), harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan (X2), pendapatan usahatani sebelum konversi lahan (X3), pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan (X4), luas kepemilikan lahan (X5), minat petani (D1) dan penyakit tanaman karet (D2) secara serempak berpengaruh nyata terhadap luas lahan yang dikonversi dari lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu.
b. Uji Pengaruh Variabel Secara Parsial
Setelah dilakukan uji pengaruh variabel secara serempak, pembahasan dilanjutkan dengan pengujian pengaruh variabel bebas secara parsial. Hasil uji t menunjukkan pengaruh variabel-variabel bebas secara parsial terhadap variabel terikat. Jika nilai signifikansi t lebih kecil dari α (level of significant) yang ditentukan (X0,05), atau nilai t-hitung lebih besar t-tabel, maka pengaruhnya nyata (signifikan). Dari hasil
estimasi diperoleh hasil uji parsial dan koefisien regresi setiap variabel sebagai berikut :
1. Konstanta
Konstanta sebesar –0,471, secara teorirtis nilai ini menunjukkan bahwa luas konversi lahan karet rakyat di Kecamatan STM Hulu adalah sebesar 0,471 ha walaupun tidak ada dipengaruhi oleh biaya usahatani sebelum konversi lahan (X1), harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan (X2), pendapatan petani sebelum konversi lahan (X3), pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan (X4), luas kepemilikan lahan (X5), minat petani, (D1) dan penyakit tanaman karet (D2). 2. Biaya Usahatani Sebelum Konversi Lahan
Nilai thit biaya usahatani sebelum konversi lahan (X1) sebesar 0,221 lebih kecil dari ttabel 1,670, dan nilai signifikansi t lebih besar dari taraf nyata yang digunakan (0,826>0,05) dengan demikian H0 diterima dan H1 ditolak.
Dimana :
Ho : secara parsial, biaya usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H1 : secara parsial, biaya usahatani sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Berdasarkan hipotesis diatas bahwa biaya usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat. Koefisien variabel biaya usahatani sebelum konversi lahan yang bernilai 0,0000000122 secara umum nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan bahwa setiap peningkatan biaya usahatani sebelum konversi lahan sebesar Rp1 akan menyebabkan kenaikan konversi lahan karet rakyat sebesar 0,0000000122 hektar (ceteris paribus). Hal ini
karena biaya yang ditanggung petani di Kecamatan STM Hulu cukup tinggi terutama biaya pupuk dan biaya tenaga kerja pada tanaman karet yang mengakibatkan penerimaan petani menjadi berkurang karena harus menyisihkan biaya yang lebih untuk usahataninya.
3. Harga Karet Ditingkat Petani Sebelum Konversi Lahan
Nilai thit harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan (X2) adalah -1,610 lebih kecil dari ttabel 1,670 dan nilai signifikan t (0,113) lebih besar dari nilai tarif nyata yang digunakan sebesar (0,05) dengan demikian H0 diterima dan H1 ditolak. Dimana :
Ho : secara parsial, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi; H1 : secara parsial, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Berdasarkan hipotesis diatas bahwa harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat. Akan tetapi hasil estimasi menunjukkan bahwa koefisien regresi variabel harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan bertanda negatif. Koefisien variabel harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan yang bernilai -0,057, secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan, bahwa jika terjadi kenaikan harga sebanyak Rp1 maka akan terjadi penurunan alih fungsi sebanyak 0,057 ha (ceteris paribus). Hal ini karena harga karet yang diterima petani naik yang kemudian mempengaruhi penerimaan petani yang selanjutnya berdampak terhadap peningkatan pendapatan petani sehingga petani mengurungkan keinginannya untuk mengkonversi lahan. Hal ini sesuai dengan Darwis (2006), yang
menyatakan bahwa harga jual merupakan salah satu perangsang (motivator) bagi petani untuk melakukan pekerjaannya.
4. Pendapatan usahatani Sebelum Konversi
Nilai thit pendapatan usahatani sebelum konversi (X3) sebesar 0,764 lebih kecil dari nilai ttabel sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih besar dari taraf nyata yang digunakan (0,448>0,05) dengan demikian H0 diterima dan H1 ditolak.
Dimana :
Ho : secara parsial, pendapatan usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi; H1 : secara parsial, pendapatan usahatani sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Berdasarkan hipotesis diatas bahwa pendapatan usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat di Kecamatan STM Hulu. Koefisien pendapatan usahatani sebelum alih fungsi lahan bernilai 0,0000000260, secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan bahwa jika terjadi peningkatan pendapatan sebesar Rp1 maka akan terjadi peningkatan konversi lahan sebanyak 0,0000000260 ha (ceteris paribus). Hal ini terjadi karena pendapatan usahatani yang diterima petani di Kecamatan STM Hulu dari komoditi karet masih belum cukup untuk memenuhi keperluan dan kebutuhan keluarga petani apalagi pengeluaran keluarga petani yang selalu meningkat serta jumlah tanggungan petani di Kecamatan STM Hulu cukup tinggi yaitu rata-rata 3,5 jiwa/petani.
5. Pengeluaran Keluarga Sebelum Konversi Lahan
Nilai thit pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan (X4) sebesar 2,731 lebih besar dari nilai ttabel sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (0,008>0,05) dengan demikian H0 ditolak dan H1 diterima. Dimana :
Ho : secara parsial, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi; H1 : secara parsial, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Hal ini berarti variabel pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan secara parsial berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit di Kecamatan STM Hulu. Koefisien pengeluaran sebelum konversi lahan bernilai 0,000000257, secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan bahwa jika terjadi peningkatan pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan sebanyak Rp 1 maka akan terjadi peningkatan luas konversi lahan sebanyak 0,000000257 ha (ceteris paribus). Hal ini terjadi karena biaya kehidupan yang semakin meningkat dengan jumlah keluarga yang cukup banyak membuat petani berpikir dan bekerja lebih keras untuk memenuhi kebutuhan keluarganya dan cara yang ditempuh petani adalah dengan mengganti sumber penghasilannya yang semula dari komoditi karet menjadi komoditi yang lebih menguntungkan yaitu kelapa sawit. Sesuai dengan penelitian oleh Pewista (2011) di Kabupaten Bantul yakni penduduk dengan jumlah tanggungan 4-6 orang yang paling banyak melakukan konversi lahan pertaniannya. Telah diketahui bahwa semakin banyaknya tanggungan keluarga tentunya pengeluaran keluarga juga
semakin besar. Untuk mendapatkan penghasilan rumah tangga yang besar tentunya akan dilakukan berbagai upaya, dan tidak sedikit petani yang memiliki lahan pertanian akan mengkonversi lahan pertaniaanya untuk menghasilkan tambahan biaya agar dapat mencukupi kebutuhan hidup keluarganya.
6. Luas Kepemilikan Lahan
Nilai ttabel luas kepemilikan lahan (X5) sebesar 10,837 lebih besar dari nilai ttabel sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (0,000>0,05) dengan demikian H0 ditolak dan H1 diterima.
Dimana :
Ho : secara parsial, luas kepemilikan lahan sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi; H1 : secara parsial, luas kepemilikan lahan sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Hal ini berarti variabel luas kepemilikan lahan secara parsial berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu. Koefisien luas kepemilikan lahan 0,718, secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan bahwa jika terjadi peningkatan luas kepemilikan lahan sebanyak 1 ha maka akan terjadi peningkatan luas konversi lahan sebanyak 0,718 ha (ceteris paribus). Hal ini terjadi karena tanaman kelapa sawit lebih mudah dalam pengawasan seperti pengawasan diwaktu panen walaupun lahan luas. Serta tanaman kelapa sawit lebih menguntungkan jika lahannya semakin luas. Hasil ini mendukung hasil penelitian Pewista (2011) di Kabupaten Bantul, pada luas lahan < 1.000 m2, dimana sebelum terjadi konversi lahan berjumlah 10 orang atau 14,29%, tetapi kini meningkat menjadi 42 orang
atau 60%. Untuk kepemilikan lahan 1.000–2.000 m2 sebelum konversi lahan ada 45 orang atau 64,29% tetapi setelah konversi lahan 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%.
7. Minat Petani
Nilai ttabel minat petani (D1) sebesar 2,698 lebih besar dari nilai ttabel sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (0,009<0,05) dengan demikian H0 ditolak dan H1 diterima.
Dimana :
Ho : secara parsial, minat petani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H1 : secara parsial, minat petani sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Minat petani merupakan data yang bersifat kualitatif maka diselesaikan menggunakan variabel Dummy, dengan 0 : ikut-ikutan dan 1 : kemauan sendiri. Hal ini bermakna bahwa variabel minat petani secara parsial berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu. Koefisien minat petani 0,265 ;
Minat petani = 1 : Kemauan sendiri 1 X 0,265 = 0,265 ha = 0 : Ikut-ikutan 0 X 0,265 = 0 ha
Secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan jika karena kemauan sendiri maka luas konversi lahan lebih tinggi yakni sebesar 0,265 ha (ceteris paribus). Hal ini karena petani di kecamatan STM Hulu sudah tahu betul
tentang prospek dari komoditi kelapa sawit itu sendiri, yang menurut mereka lebih menjanjikan dibandingkan dengan tanaman karet. Selain itu, kemudahan dalam perawatan dan pemanenan serta penyakit yang sangat sedikit membuat petani yakin akan komoditi kelapa sawit ini. Selain itu harga karet cenderung turun membuat ptani enggan mengusahakan kembali komoditi karet. Hal ini sesuai