Koefisien atau Parameter Dugaan Model Regresi Logistik Binner Faktor-Faktor yang Menentukan

46 X3 = Pengalaman bertanam karet tahun X4 = Jumlah anggota keluarga orang X5 = Penghasilan rumah tangga rupiah X6 = Luas lahan tanaman karet produksi hektar X7 = Partisipasi dalam kegiatan Sosial 1 = jika berpartisipasi dalam kegiatan sosial dan 0 = jika tidak. X8 = Keanggotan kelompok tani 1 = jika anggota kelompok tani dan 0 = jika tidak. X9 = Keberadaan PPL di Desa 1 = ada PPL yang berdomisili di desa tempat tinggal petani dan 0 = jika tidak ada. X10 = Harga Rp β = Konstanta β 1 , β 2 ,.. β 13 = Koefisien dugaan dari variabel independen. � 1 = � � = 1 � merupakan peluang bersyarat kejadian Y=1 yaitu peluang petani memroduksi koagulump harian lebih tinggi

6.2. Koefisien atau Parameter Dugaan Model Regresi Logistik Binner Faktor-Faktor yang Menentukan

Jenis Bahan Olah Karet yang Diproduksi Langkah kedua setelah pendugaan model adalah pendugaan parameter atau koefisien variabel independen di dalam model. Sebagaimana telah disebutkan di Bab IV Metode Penelitian, dalam model regresi logistik koefisien diduga dengan menggunakan teknik maximum likelihood ML estimation. Dalam penelitian ini, pendugaan koefisien dilakukan dengan menggunakan bantuan perangkat lunak komputer Minitab 14. Hasil pendugaan koefisien variabel dapat dilihat pada Tabel 5. 47 Tabel 5. Hasil Pendugaan Model Regresi Logistik Biner Faktor-Faktor yang Menentukan Jenis Bahan Olah Karet yang Diproduksi Predictor Coef SE Coef Z P Odds Ratio Constant 11,5340 8,80844 1,31 0,190 Usia Tahun -0,0529408 0,0684944 -0,86 0,387 0,94 Pendidikantahun -0,237045 0,272365 -0,87 0,384 0,79 PengalamanTahun 0,0443664 0,0839939 0,53 0,597 1,05 Jumlah anggota keluarga orang -0,726772 0,551795 -1,32 0,188 0,48 Penghasilan rumah tangga Rp 0,0000000 0,0000003 0,02 0,981 1,00 Luas lahanhektar 2,37541 1,26947 1,87 0,061 10,76 Kegiatan sosial -1,59856 1,63581 -0,98 0,328 0,20 Kelompok tani -2,81144 1,98093 -1,42 0,156 0,06 PPL 3,86599 2,24806 1,72 0,085 47,75 Harga -0,0039305 0,0021833 -1,80 0,072 1,00 Test that all slopes are zero: G = 24,175, DF = 10, P-Value = 0,07 Model regresi logistik biner menunjukkan bahwa variabel luas lahan, pengalaman, ada tidaknya PPL di desa tempat petani tinggal memiliki koefesien regresi yang bernilai positif. Sementara itu, variabel usia, pendidikan, jumlah anggota keluarga, keikutsertaan petani dalam kegiatan sosial, keanggotaan petani dalam kelompok tani, harga memiliki nilai koefisien regresi negatif. � � = 11,5340 − 0,0592408� 1 − 0,237045� 2 + 0,0443664 � 3 − 0,726772� 4 + 0,0000000 � 5 + 2,37541 � 6 − 1,59856� 7 − 2,81144� 8 + 3,86599 � 9 − 0,0039305� 10 dimana � � = �� �� 1 − �� sedangkan � � = � �� 1 + � �� 6.3. Uji Signifikansi Model dan Koefisien Variabel Faktor-faktor yang Memengaruhi Petani dalam Menentukan Jenis Bahan Olah Karet yang Diproduksi Pengujian signifikansi model dilakukan dengan menggunakan nilai G statistic atau P-value. Pada Tabel 13 pada baris Test that all slopes are zero 48 terlihat bahwa P-value dari G statistic adalah 0,07. Nilai P-value yang lebih kecil dari dari α = 20 persen memberikan arti bahwa model regresi logistik biner yang dibangun mampu menggambarkan pengaruh variabel independen terhadap variabel dependen jenis bahan olah karet yang diproduksi dengan baik pada selang kepercayaan 80 persen bahkan mampu hingga 90 persen. Pada Tabel 13 terdapat kolom yang dinotasikan “ P ”. Notasi P “ merupakan pernyataan dari P-value uji Wald Wald Test. Apabila P-value dari Wald Test lebih kecil dari pada α maka tolak H the null hypothesis. Sehingga, apabila P-value uji Wald dari suatu variabel lebih kecil dari α, maka dapat dikatakan bahwa variabel tersebut berpengaruh nyata di dalam model pada taraf nyata α. Hasil pendugaan model yang ditunjukkan oleh Tabel 5 menyatakan bahwa dari kesepuluh variabel di dalam model, terdapat lima variabel yang berpengaruh nyata terhadap keputusan petani dalam menentukan jenis bahan olah karet yang diproduksinya. Kelima variabel tersebut adalah jumlah anggota keluarga, luas lahan yang dimiliki, keanggotaan petani dalam kelompok tani, ada tidaknya PPL yang menetap di desa tempat petani tinggal, harga koagulump yang diterima petani. Pengujian signifikansi variabel menunjukkan bahwa faktor usia, pendidikan, pengalaman, penghasilan rumah tangga, keikutsertaan petani dalam kegiatan sosial tidak signifikan dalam memengaruhi jenis bahan olah karet yang diproduksi oleh petani di Kecamatan Tulang Bawang Tengah. Tidak signifikannya pengaruh kelima faktor tersebut terlihat dari nilai P-value yang lebih besar dari taraf nyata 20 persen. 6.4. Interpretasi dan Pembahasan Koefisien Variabel yang Memengaruhi Keputusan Petani Dalam Menentukan Jenis Bahan Olah Karet yang Diproduksi Hasil pendugaan koefisien dan uji signifikansi variabel menunjukkan bahwa Usia merupakan variabel yang memiliki pengaruh negatif dengan nilai koefisien sebesar - 0,0529408 dan odds ratio sebesar 0,94. Variabel usia tidak signifikan di dalam model regresi logistik biner karena memiliki P-value 0,387 yang lebih dari α = 20 persen. Hal ini menunjukkan bahwa dalam menentukan jenis bahan olah karet yang diproduksi, petani tidak dipengaruhi oleh faktor usia. 49 Berapapun usia petani, mereka memiliki kesempatan yang sama untuk memroduksi jenis bahan olah karet baik berupa koagulump harian maupun koagulump dua harian. Pendidikan merupakan variabel yang tidak signifikan P-value lebih dari α dalam memengaruhi jenis bahan olah karet yang diproduksi oleh petani di dalam model regresi logistik biner. Salah satu alasan petani dalam memroduksi koagulump dua harian adalah karena dari lahan karet yang diusahakannya petani hanya mampu menghasilkan sedikit koagulump jika dijual harian. Dari hal itu, maka alasan dari tidak signifikannya pengaruh tingkat pendidikan formal terhadap keputusan petani dalam menentukan jenis bahan olah karet yang diproduksi oleh petani dikarenakan untuk meningkatkan produktivitas koagulump per satuan luas lahan tidak memerlukan tingkat pendidikan formal yang tinggi. Hal ini dikarenakan inovasi teknologi yang diperlukan untuk meningkatkan produktivitas koagulump tidaklah rumit, sehingga dapat diterapkan oleh petani baik petani yang memiliki tingkat pendidikan formal tinggi maupun petani yang memiliki tingkat pendidikan formal yang rendah. Faktor pengalaman memiliki nilai 0,0443664 dan odds ratio sebesar 1,05 namun tidak signifikan di dalam model karena memiliki P-value 0,597 yang lebih dari α = 20 persen. Diduga petani karet yang lebih berpengalaman dalam menjalankan usahatani karet memiliki pengetahuan baik dari segi teknis budidaya maupun dari segi ekonomi yang lebih baik tentang usahatani karet jika dibandingkan dengan petani karet yang kurang berpengalaman. Dari hal ini diharapkan petani karet yang lebih berpengalaman akan memroduksi koagulump yang lebih menguntungkan dibanding petani yang kurang berpengalaman, sehingga dapat diduga bahwa peluang petani karet yang lebih berpengalaman dalam memroduksi koagulump dua harian akan lebih besar dibanding petani karet yang kurang berpengalaman. Ditinjau dari hipotesis ini maka alasan dari tidak signifikannya pengaruh pengalaman terhadap keputusan petani dalam menentukan jenis bahan olah karet yang diproduksinya adalah karena untuk mengetahui jenis bahan olah karet mana yang lebih menguntungkan tidak memerlukan pengalaman yang lama. Setiap petani baik yang baru memulai maupun yang sudah lama 50 menanam karet dapat mengetahui jenis bahan olah karet mana yang lebih memberikan keuntungan hanya dari informasi teman atau petani lainnya. Pengaruh jumlah anggota keluarga terhadap penentuan jenis bahan olah karet yang diproduksi petani di dalam model dapat dilihat dari koefisien regresi yang bernilai -0,726772. Nilai odds ratio yang dimiliki faktor jumlah anggota keluarga adalah sebesar 0,48. P-value variabel jumlah anggota keluarga adalah 0,188 yang menunjukkan bahwa variabel ini signifikan di dalam model. Interpretasi dari odds ratio jumlah anggota keluarga 0,48 adalah petani karet yang memiliki jumlah anggota keluarga yang mampu membantu penyelenggaraan usahatani satu orang lebih banyak maka peluang petani tersebut memroduksi koagulump harian menurun atau lebih kecil 0,48 kali petani yang memiliki jumlah anggota keluarga satu orang di bawahnya. Ukuran keluarga yang lebih besar dan terdiri dari anggota keluarga yang mampu melakukan dan membantu penyelenggaraan usahatani, menjadikan keluarga petani tersebut mampu melakukan kegiatan-kegiatan yang lebih banyak atau lebih berat, karena pekerjaan untuk memroduksi koagulump harian lebih banyak maka diduga petani yang memiliki jumlah keluarga lebih banyak akan berpeluang lebih besar untuk memroduksi koagulump harian. Hipotesis ini ternyata tidak terbukti secara statistik. Berdasarkan hasil analisis statistik, jika petani memiliki jumlah anggota keluarga satu orang lebih banyak maka peluang petani tersebut untuk memroduksi koagulump harian menurun atau lebih kecil 0,48 kali petani yang memiliki jumlah anggota keluarga lebih sedikit satu orang. Hal ini memberikan arti bahwa sebagai makhluk yang rasional maka petani akan memilih untuk memroduksi koagulump yang memberikan keuntungan lebih banyak dalam penelitian ini adalah koagulump dua harian. Penghasilan rumah tangga family income merupakan variabel yang tidak signifikan P-value lebih dari α dalam memengaruhi penentuan jenis bahan olah karet yang diproduksi di dalam model regresi logistik biner. Semakin rendah pendapatan petani, maka diduga petani tersebut tidak akan terlebih dulu mengumpulkan koagulump yang dihasilkannya untuk dijual saat kuantitas yang dimilikinya sudah banyak. Hal ini dikarenakan petani tersebut didesak oleh kebutuhan hariannya, sehingga petani yang pendapatannya rendah akan 51 mengandalkan hasil dari penjualan koagulump setiap harinya. Dari sini dapat diduga bahwa semakin rendah penghasilan rumah tangga seorang petani, maka peluang petani tersebut untuk memroduksi koagulump segar harian akan lebih besar dibanding petani yang penghasilan rumah tangganya tinggi. Ditinjau dari hipotesis tersebut maka alasan dari tidak signifikannya pengaruh penghasilan rumah tangga terhadap penentuan jenis bahan olah karet yang diproduksi adalah karena petani tidak membutuhkan waktu yang lama untuk menjual koagulump dua harian jika dibandingkan dengan menjual koagulump harian, sehingga petani tidak terlalu terdesak oleh kebutuhan. Luas lahan karet yang telah berproduksi memiliki P-value dan nilai odds rasio sebesar 0,061 dan 10,76. Nilai P-value yang kurang dari α menunjukkan bahwa luas lahan karet ang telah berproduksi berpengaruh signifikan terhadap keputusan petani dalam menentukan kenis bahan olah karet yang. Interpretasi dari odds ratio luas lahan karet yang telah berproduksi 10,76 adalah petani karet yang memiliki luas lahan karet yang telah berproduksi satu hektar lebih banyak maka peluang petani tersebut memroduksi koagulump harian meningkat atau lebih besar 10,76 kali petani yang memiliki luas lahan karet yang telah berproduksi satu hektar dibawahnya. Peningkatan peluang ini sesuai dengan dugaan penulis yang disebutkan di dalam bab kerangka pemikiran. Semakin besar luas lahan yang dimiliki petani maka akan semakin banyak juga koagulump yang bisa dihasilkan petani tiap harinya, sehingga penulis menduga bahwa semakin besar luas lahan yang dimiliki oleh petani maka petani tersebut akan cenderung memroduksi koagulump harian. Hal ini dikarenakan salah satu alasan petani untuk tidak menjual koagulump harian adalah jika mereka menjual hasil kebun mereka tiap harinya harian maka koagulump yang dijual oleh mereka sedikit. Oleh karena itulah para petani lebih memilih untuk mengumpulkan terlebih dahulu koagulump yang mereka hasilkan untuk dijual bersamaan dengan koagulump yang mereka hasilkan keesokan harinya. Partisipasi dalam kegiatan sosial merupakan variabel yang tidak signifikan P-value lebih dari α dalam memengaruhi penentuan jenis bahan olah karet yang diproduksi di dalam model regresi logistik biner. Penulis menduga 52 bahwa dengan semakin aktifnya petani di dalam kegiatan sosial di lingkungan tempat mereka tinggal maka petani tersebut akan semakin mudah memperoleh informasi Hal ini dikarenakan didalam kegiatan sosial yang dilakukan oleh petani diharapkan akan terjadi proses pertukaran informasi mengenai karet, sehingga petani diharapkan akan lebih mudah mendapatkan informasi mengenai jenis bahan olah karet mana yang lebih menguntungkan untuk diproduksi. Hipotesis yang dibangun pada kerangka pemikiran mengenai partisipasi petani dalam kegiatan sosial ternyata tidak terbukti secara statistik. Hal ini memberikan arti bahwa dalam menentukan jenis bahan olah karet yang akan diproduksinya petani tidak dipengaruhi oleh faktor tersebut, tetapi ada faktor lain yang lebih memengaruhinya. Keanggotaan dalam kelompok tani merupakan variabel yang memiliki koefisien negatif dan signifikan di dalam mempengaruhi keputusan petani dalam menentukan jenis bahan olah karet yang akan diproduksi oleh petani. Besarnya koefesien variabel keanggotaan dalam kelompok tani adalah -2,81144, sedangkan nilai odds rationya adalah 0,06. Nilai odds ratio sebesar 0,06 pada variabel keanggotaan dalam kelompok tani memberikan arti bahwa apabila petani yang semula tidak bergabung dengan kelompok tani kemudian bergabung maka peluang petani untuk memroduksi koagulump harian menjadi lebih rendah sebanyak 0,06 kali semula . Penurunan peluang ini dikarenakan kelompok tani dapat menjadi sarana petani untuk berinteraksi sesama petani karet dan melakukan transfer informasi perkaretan termasuk informasi mengenai jenis bahan olah karet mana yang lebih menguntungkan untuk diproduksi. Oleh karena itu petani yang bergabung dalam kelompok tani lebih memungkinkan untuk mengetahui jenis bahan olah karet mana yang lebih menguntungkan, sehingga petani itu akan cenderung memilih bahan olah karet ersebut untuk dia produksi. Keberadaan PPL yang berdomisili di desa petani responden memiliki koefisien positif dan signifikan. Nilai koefisien, P-value, dan odds ratio variabel keberadaan PPL berturut-turut adalah 3,86599; 0,085; dan 47,75. Dengan keberadaan PPL yang berdomisili di desa petani responden maka diharapkan petani akan mendapatkan informasi mengenai jenis bahan olah karet mana yang lebih menguntungkan sehingga petani tersebut akan memroduksi jenis bahan olah 53 karet tersebut. Dilihat dari dugaan tersebut maka seharusnya variabel keberadaan PPL memiliki koefisien yang negatif bukannya positif. Bertolak belakangnya harapan penulis terhadap fungsi PPL dengan hasil yang penulis temui di lapangan tidak langsung memberi makna bahwa PPL memberi informasi kepada petani untuk cenderung memroduksi jenis bahan olah karet yang lebih tidak menguntungkan, namun keberadaan PPL belum memberikan fungsi atau pengaruh terhadap usahatani karet sebagaimana mestinya pengaruh positif. Sehingga menyebabkan petani di desa tempat PPL berdomisili cenderung memroduksi koagulump yang lebih tidak menguntungkan karena usahatani karetnya masih dijalankan dengan metode konvensional perkiraan petani sendiri tanpa referensi dari PPL. Diharapkan dengan berubahnya sifat PPL menjadi multi bidang pertanian pengaruh PPL dapat menjadi lebih baik. Harga merupakan variabel yang memiliki koefisien negatif dan signifikan di dalam mempengaruhi keputusan petani dalam menentukan jenis bahan olah karet yang diproduksinya. Besarnya koefisien variabel harga adalah –0,0039305, sedangkan nilai odds rationya adalah 1,00. Nilai negatif koefisien dan nilai odds ratio 1,00 pada variabel harga memberikan arti bahwa kenaikan harga sebesar Rp. 1,00 akan membuat peluang petani untuk memroduksi jenis bahan olah karet yang lebih menguntungkan atau dalam penelitian ini adalah koagulump dua harian menjadi meningkat sebanyak 1,00 kali semula. Hal ini sesuai dengan kenyataan di lapangan, karena koagulump dua harian memang relatif lebih tinggi harganya jika dibandingkan dengan koagulump harian. 54 Tabel 6. Perbandingan Hipotesis dengan Hasil Uji Statistik Hipotesis Hasil Faktor usia petani karet : H : β 1 = 0 H 1 : β 1 ≠ 0 P-value = 0,387 P-value 20 Terima H Faktor usia tidak signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor pendidikan petani karet : H : β 2 = 0 H 1 : β 2 ≠ 0 P-value = 0,384 P-value 20 Terima H Faktor pendidikan petani karet tidak signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor pengalaman : H : β 3 = 0 H 1 : β 3 ≠ 0 P-value = 0,597 P-value 20 Terima H Faktor pengalaman tidak signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor jumlah anggota keluarga : H : β 4 = 0 H 1 : β 4 ≠ 0 P-value = 0,188 P-value 20 Tolak H Faktor jumlah anggota keluarga berpengaruh signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor pendapatan keluarga : H : β 5 = 0 H 1 : β 5 ≠ 0 P-value = 0,981 P-value 20 Terima H Faktor pendapatan keluarga tidak signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor luas lahan karet yang dimiliki : H : β 6 = 0 H 1 : β 6 ≠ 0 P-value = 0,061 P-value 20 Tolak H Faktor luas lahan karet berpengaruh signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor keikutsertaan dalam kegiatan sosial : H : β 7 = 0 H 1 : β 7 ≠ 0 P-value = 0,328 P-value 20 Terima H Faktor keikutsertaan dalam kegiatan sosial tidak signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor keanggotaan dalam kelompok tani : H : β 8 = 0 H 1 : β 8 ≠ 0 P-value = 0,156 P-value 20 Tolak H Faktor keanggotaan dalam kelompok tani berpengaruh signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor keberadaan pegawai penyuluh lapang : H : β 9 = 0 H 1 : β 9 ≠ 0 P-value = 0,085 P-value 20 Tolak H Faktor keberadaan pegawai penyuluh lapang berpengaruh signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani Faktor harga yang diterima oleh petani : H : β 10 = 0 H 1 : β 10 ≠ 0 P-value = 0,072 P-value 20 Tolak H Faktor harga yang diterima petani berpengaruh signifikan dalam mempengaruhi keputusan petani 55 VII ANALISIS USAHATANI KARET PRODUKSI

7.1. Analisis Pendapatan Usahatani Karet Produksi