VI. PERILAKU EKONOMI
RUMAH-TANGGA MASYARAKAT SEKITAR HUTAN PESERTA PHBM
6.1. Gambaran Umum Hasil Estimasi Model Ekonomi Rumahtangga Petani
PHBM Pada bagian ini akan dianalisis hasil pendugaan model ekonometrika
menggunakan persamaan simultan untuk menggambarkan perilaku ekonomi rumahtangga petani peserta PHBM. Pendugaan model dilakukan dengan
menggunakan metode 2-SLS Two Stage Least Squares pada program SAS melalui prosedur SYSLIN.
Data dianalisis berdasarkan : a. Nilai koefisien determinasi R
2
, untuk mengukur proporsi keragaman peubah endogen yang dapat dijelaskan oleh peubah penjelas.
b. Nilai statistik uji-F, untuk mengetahui pengaruh peubah penjelas secara bersama-sama terhadap peubah endogen.
c. Nilai statistik uji-t, untuk mengetahui pengaruh masing-masing peubah penjelas terhadap peubah endogen.
Hasil pendugaan model menghasilkan nilai koefisien determinasi R
2
bagi masing-masing persamaan model berkisar antara 0.14983 hingga 0.9993 dan nilai
F-hitung berkisar antara 1.15 sampai dengan 24 829.3 dengan taraf nyata ߙ = 1
persen dan ߙ = 5 persen.
Konsekuensi dari penggunaan data kerat-lintang cross-section dalam pendugaan model pada umumnya adalah relatif rendahnya keragaman antar
pengamatan observasi yang berpengaruh pada rendahnya koefisien determinasi R
2
sebagai indikator kebaikansuain goodness of fit suatu model. Hal tersebut
terbukti pada beberapa persamaan perilaku seperti investasi sumberdaya manusia dan luas lahan garapan memiliki nilai koefisien determinasi yang sangat rendah.
Hasil uji F di atas menunjukkan, bahwa secara bersama-sama peubah eksogen dalam setiap persamaan berpengaruh-nyata terhadap peubah endogen.
Beberapa peubah penjelas berpengaruh-nyata terhadap peubah endogen, namun terdapat juga beberapa peubah penjelas yang berpengaruh tidak nyata pada
taraf uji yang ditetapkan. Beberapa nilai parameter yang terlalu rendah muncul karena kurang-eratnya hubungan keterkaitan antara peubah penjelas dengan
peubah endogen dalam persamaan model.
6.2.
Hasil Estimasi Model Ekonomi Rumahtangga Petani PHBM Kopi 6.2.1. Alokasi Tenaga Kerja Luar Keluarga yang Disewa pada Usahatani
Analisis pendugaan terhadap parameter persamaan alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa pada usahatani kopi AKL menghasilkan kondisi yang
sesuai dengan apriori ekonomi yang dihipotesakan, sebagaimana terlihat pada Tabel 33.
Tabel 33.
Hasil Pendugaan Persamaan Alokasi Tenaga Kerja Luar Keluarga pada Usahatani
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 144.7975
12.21 .0001
UUD Upah pada usahatani -0.00040
-1.07 0.2909
-0.102223 AKD TK keluarga pada usahatani
-0.23970
-9.18 .0001
-1.010914 IT Pendapatan total rumahtangga 1.465E-7
0.39 0.6977
0.035814 Koefisien Determinasi R
2
=
0.70937
Nilai F
hit
=
44.75
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai sebesar 0.70937, yang berarti bahwa keragaman alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani sebesar
70.94 persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya. Ketiga peubah
penjelas tersebut adalah nilai waktuproxy upah pada usahatani UUD, alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD dan pendapatan total rumahtangga
IT. Nilai uji F-hitung, yaitu 44.75 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada taraf-nyata 1 satu persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama
peubah penjelas dari persamaan alokasi tenaga kerja luar keluarga pada usahatani dapat menjelaskan dengan baik perilaku alokasi tenaga kerja luar keluarga pada
usahatani. Peubah upah pada usahatani UUD memiliki koefisien parameter bertanda
negatif, hal ini sesuai dengan hipotesis yang diharapkan. Perilaku rumahtangga mempunyai kecenderungan bahwa apabila upah pada usahatani meningkat, maka
alokasi tenaga kerja luar keluarga pada usahatani AKD akan semakin menurun. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin meningkatnya upah pada usahatani,
maka permintaan tenaga kerja luar keluarga pada usahatani akan semakin berkurang.
Koefisien parameter peubah alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD bertanda negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh
sangat nyata pada taraf 1 satu persen terhadap alokasi tenaga kerja luar keluarga pada usahatani. Artinya adalah, bahwa apabila alokasi tenaga kerja keluarga
pada usahatani AKD meningkat, maka alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa pada usahatani AKL akan menurun. Ini berarti bahwa tenaga kerja
keluarga pada usahatani dengan tenaga kerja luar keluarga yang disewa pada usahatani bersifat saling menggantikan substitusi.
Peubah pendapatan total rumahtangga petani IT memiliki tanda koefisien parameter positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan. Ini berarti bahwa
semakin besar pendapatan rumahtangga petani IT, maka alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa pada usahatani AKL akan semakin meningkat. Hal
ini dapat dijelaskan, bahwa semakin besar pendapatan rumahtangga petani IT, maka kemampuan petani untuk menyewa tenaga kerja luar keluarga AKL
semakin meningkat. Dilihat dari hasil analisis elastisitas, keputusan rumahtangga petani dalam mengalokasikan tenaga kerja luar keluarga pada usahatani hanya
responsif terhadap alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD, tetapi tidak responsif in-elastis terhadap kedua peubah-bebas lainnya, yaitu upah
tenaga kerja pada usahatani UUD dan pendapatan total rumahtangga petani IT.
6.2.2. Alokasi Tenaga Kerja Keluarga pada Usahatani
Analisis pendugaan terhadap parameter persamaan alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani kopi AKD menghasilkan kondisi yang sesuai dengan
apriori ekonomi yang dihipotesakan, sebagaimana terlihat pada Tabel 34.
Tabel 34.
Hasil Pendugaan Persamaan Alokasi Tenaga Kerja Keluarga pada Usahatani
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 566.8837 13.24
.0001 UUD Upah pada usahatani
-0.00082 -0.50
0.6224 -0.049688
AKDUL TK keluarga pada luar usahatani -0.01230
-0.21 0.8309
-0.011752 AKL Alokasi TK yang disewa
-3.65631 -9.81 .0001
-0.866956 Koefisien Determinasi R
2
= 0.67380 Nilai F
hit
= 37.87
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai sebesar 0.67380, yang berarti bahwa keragaman alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani sebesar
67.38 persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya. Ketiga peubah penjelas tersebut adalah nilai waktuproxy upah pada usahatani UUD, alokasi
tenaga kerja keluarga di luar usahatani AKDUL dan alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa AKL.
Nilai uji F-hitung, yaitu 37.87 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada taraf-nyata 1 satu persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah
penjelas dari persamaan alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani dapat menjelaskan dengan baik perilaku alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani.
Peubah upah pada usahatani UUD memiliki koefisien parameter bertanda negatif, hal ini sesuai dengan hipotesis yang diharapkan. Perilaku rumahtangga
mempunyai kecenderungan bahwa apabila upah pada usahatani meningkat, maka alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD akan semakin menurun. Hal
ini dapat dimengerti, karena semakin meningkatnya upah pada usahatani, maka permintaan tenaga kerja keluarga pada usahatani pun akan semakin berkurang.
Koefisien parameter peubah alokasi tenaga kerja keluarga di luar usahatani AKDUL bertanda negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan. Artinya
adalah, bahwa apabila alokasi tenaga kerja keluarga di luar usahatani AKDUL meningkat, maka alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD
akan menurun. Ini berarti bahwa hubungan antara tenaga kerja keluarga pada usahatani dengan tenaga kerja keluarga pada luar usahatani bersifat saling
menggantikan substitusi. Peubah alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa AKL memiliki
tanda koefisien parameter negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh sangat nyata pada taraf 1 satu persen terhadap alokasi tenaga kerja
keluarga pada usahatani. Ini berarti bahwa semakin banyak alokasi tenaga kerja luar keluarga yang disewa AKL maka alokasi tenaga kerja keluarga pada
usahatani AKD akan berkurang. Hal ini dapat dijelaskan, bahwa semakin besar alokasi tenaga kerja luar keluarga pada usahatani atau tenaga yang disewa AKL,
maka tenaga kerja keluarga pada usahatani berkurang. Seperti halnya alokasi tenaga kerja keluarga di luar usahatani AKDUL, maka antara alokasi tenaga
kerja luar keluarga yang disewa AKL dengan alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD bersifat saling menggantikan substitusi.
Namun dilihat dari hasil analisis elastisitas, keputusan rumahtangga petani dalam mengalokasikan tenaga kerja luar keluarga pada usahatani tidak responsif
in-elastis terhadap ketiga peubah-bebasnya.
6.2.3. Alokasi Tenaga Kerja Keluarga pada Luar Usahatani
Hasil pendugaan persamaan alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani AKDUL menunjukkan bahwa semua koefisien peubah-penjelas
memiliki tanda yang telah sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana disajikan pada Tabel 35.
Tabel 35. Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Alokasi Tenaga
Kerja Keluarga pada Luar Usahatani
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep -218.031 -1.29
0.2231 TEXP Pengeluaran total rumahtangga 0.000028
2.49 0.0308
1.079554626
PDS Pendidikan suami 14.88138 1.01 0.5070
0.038513592 CPR Biaya produksi usahatani
2.082E-6 0.08
0.4037 0.046732357
Koefisien Determinasi R
2
= 0.16859 Nilai F
hit
= 3.72
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Dari hasil pendugaan pada Tabel 35 tersebut, terlihat bahwa koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0,16859 yang berarti bahwa, keragaman alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani sebesar 16.86 persen dapat
dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya, yaitu peubah total pengeluaran rumahtangga TEXP, pendidikan suami PDS dan peubah biaya produksi
usahatani CPR. Uji-F hitung sebesar 3.72 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 2.78 pada tingkat kepercayaan
ߙ = 5 persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah penjelas dari persamaan alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani
dapat menjelaskan secara sangat baik perilaku alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani.
Tabel 35 menunjukkan, bahwa koefisien parameter peubah total pengeluaran rumahtangga TEXP adalah bertanda positif sesuai dengan hipotesis
yang diharapkan dan berpengaruh-nyata pada taraf 5 terhadap alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani. Artinya semakin tinggi pengeluaran
rumahtangga, maka alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani akan semakin meningkat pula. Hal tersebut dapat dimengerti karena pengeluaran
rumahtangga yang semakin tinggi mendorong perilaku rumahtangga petani untuk mengalokasikan tenaga kerja keluarga pada luar usahatani yang semakin
meningkat, dengan harapan akan memperoleh kesempatan untuk terus meningkatkan pendapatan dari luar usahatani. Dilihat dari analisis elastisitas,
respons alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani terhadap pengeluaran rumahtangga adalah bersifat elastis dengan koefisien elastisitas sebesar
1.079554626.
Peubah pendidikan suami PDS memiliki tanda koefisien parameter positif sesuai hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap alokasi
tenaga kerja keluarga pada luar usahatani. Ini berarti, bahwa semakin meningkat pendidikan suami, maka semakin meningkat pula alokasi tenaga kerja keluarga
pada luar usahatani. Hal ini dapat dijelaskan, bahwa semakin tinggi pendidikan suami maka rumahtangga petani akan memiliki kepercayaan diri untuk bekerja di
luar usahatani dengan harapan dapat memperoleh pendapatan yang lebih baik. Petani berkeinginan dapat memperoleh penghasilan dari luar usahatani yang
semakin meningkat, terlebih lagi dalam kasus PHBM Kopi petani mengalami produksipanenan kopi yang belum optimum sehingga pendapatannya masih
relatif kecil. Namun dilihat dari analisis elastisitas, respons alokasi tenaga kerja keluarga yang bekerja pada luar usahatani terhadap pendidikan suami adalah in-
elastistidak responsif elatisitas hanya 0.038513592. Peubah biaya produksi usahatani CPR memiliki tanda koefisien parameter
yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani. Ini berarti bahwa
semakin besar biaya produksi usahatani CPR maka semakin meningkat pula alokasi tenaga kerja keluarga pada luar usahatani. Hal ini terjadi, karena
rumahtangga petani terdorong untuk mencari kompensasi peningkatan pendapatan dari luar usahatani agar dapat mengimbangi kenaikan biaya produksi. Namun
dilihat dari analisis elastisitas, respons alokasi tenaga kerja keluarga yang bekerja di luar usahatani terhadap biaya produksi usahatani adalah in-elastistidak
responsif elatisitas hanya 0.046732357.
6.2.4. Penggunaan Pupuk
Analisis pendugaan terhadap persamaan penggunaan pupuk PPK menunjukkan hasil, bahwa semua peubah bebas memiliki tanda yang telah
sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana dapat diperiksa pada Tabel 36.
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0.93979, yang berarti bahwa keragaman penggunaan pupuk pada usahatani kopi sebesar 93.98 persen
dapat dijelaskan oleh ketiga peubah-penjelasnya. Ketiga peubah tersebut adalah harga pupuk HPPK, harga komoditas output kopi HKP, serta luas lahan
garapan kopi LH. Dari ketiga peubah tersebut, peubah luas lahan LH berpengaruh nyata pada taraf nyata 1 satu persen, peubah harga pupuk HPPK
berpengaruh-nyata pada taraf-nyata 5 lima persen, sedangkan peubah harga output
kopi HKP berpengaruh tidak nyata terhadap penggunaan pupuk pada usahatani.
Tabel 36. Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Penggunaan Pupuk
Peubah Parameter
dugaan t-hitung
Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 1820.124 0.14 0.8874
HPPK Harga pupuk -93.8586 -2.36
0.0269 -2.060236
HKP Harga kopi 4.496019 1.37 0.1760
1.8281614
LH Luas lahan garapan 4469.454 15.30
.0001 0.9661447
Koefisien Determinasi R
2
= 0.93979 Nilai F
hit
= 286.17
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Nilai uji F-hitung, yaitu 286.17 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada taraf-nyata 1 satu persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah
penjelas dari persamaan penggunaan pupuk pada usahatani kopi dapat menjelaskan dengan baik perilaku penggunaan pupuk pada usahatani.
Peubah harga pupuk HPPK bertanda negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata pada taraf 5 lima persen terhadap jumlah
penggunaan pupuk pada usahatani kopi. Ini berarti, bahwa semakin tinggi harga pupuk maka jumlah pupuk yang dapat dibeli semakin berkurang. Hal ini sangat
logis, karena harga input pupuk semakin tinggi maka kemampuan petani membeli pupuk semakin berkurang. Dari analisis elastisitas, respons harga pupuk adalah
elastis terhadap penggunaan pupuk, sebagaimana tertera pada Tabel 36. Peubah harga output kopi HKP memiliki tanda positif sesuai dengan
hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap penggunaan pupuk. Ini berarti, bahwa semakin tinggi harga output kopi, maka semakin besar
penggunaan pupuk untuk usahatani. Hal ini dapat dimengerti, mengingat bahwa semakin tinggi harga output kopi maka penerimaan petani semakin meningkat
sehingga daya-beli petani untuk membeli pupuk semakin meningkat pula. Dilihat dari analisis elastisitas, respons harga output kopi adalah elastis terhadap
penggunaan pupuk. Dengan kata lain, penggunaan pupuk sensitif terhadap adanya perubahan harga output kopi.
Peubah luas lahan LH juga memiliki tanda positif sesuai hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata terhadap penggunaan pupuk pada taraf-
nyata 1 satu persen. Ini berarti bahwa semakin luas lahan garapan usahatani kopi maka penggunaan pupuk semakin meningkat pula. Hal ini sangat logis,
karena semakin luas lahan garapan usahatani kopi maka dibutuhkan pupuk yang lebih besar, sehingga penggunaan pupuk akan semakin meningkat. Tetapi
dilihat dari pendugaan respons pada persamaan penggunaan pupuk, peubah luas lahan tidak elastis elastisitas 0.9661447, yang berarti bahwa peubah luas lahan
tidak responsif terhadap penggunaan pupuk pada usahatani. Secara umum, disimpulkan bahwa perilaku petani dalam penggunaan input
pupuk dipengaruhi secara signifikan oleh luas lahan garapan, tetapi sensitif terhadap perubahan harga input pupuk maupun harga output kopi.
6.2.5. Penggunaan Obat
Penggunaan obat OBT merupakan jumlah input obat yang digunakan pada usahatani PHBM Kopi. Hasil pendugaan parameter persamaan penggunaan obat
pada usahatani menunjukkan bahwa, penggunaan obat dipengaruhi oleh harga obat HOBT, harga komoditas output kopi HKP, dan luas lahan garapan kopi
LH sebagaimana tertera pada Tabel 37. Tabel 37.
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Penggunaan Obat
Peubah Parameter
dugaan t-
hitung Taraf-
nyata Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep -1394.70
-0.71 0.4824
HOBT Harga obatpestisida dalam usahatani kopi -3.47394
-4.21 .0001
-1.201330
HKP Harga jual kopi 0.940802
1.41 0.1635
2.275101
LH Luas lahan garapan usahatani kopi 885.2941
16.46 .0001
1.138131
Koefisien Determinasi R
2
= 0.92512 Nilai F
hit
= 226.51
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai sebesar 0.92512, yang berarti bahwa keragaman penggunaan obat pada usahatani kopi OBT sebesar 92.51
persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya. Ketiga peubah penjelas tersebut adalah harga obat HOBT, harga komoditas output kopi HKP, serta
luas lahan garapan kopi LH.
Nilai uji F-hitung, yaitu 226.51 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 2.78 pada taraf-nyata 1 satu persen, yang berarti secara bersama-sama peubah penjelas dari
persamaan penggunaan obat pada usahatani kopi dapat menjelaskan dengan baik perilaku penggunaan obat pada usahatani.
Peubah harga obat HOBT memiliki tanda negatif dan berpengaruh nyata terhadap penggunaan obat pada taraf-nyata 1 satu persen. Ini berarti, bahwa
semakin meningkat harga obatpestisida maka penggunaan obat pada usahatani semakin menurun. Hal ini dapat dimengerti, karena harga input obat semakin
tinggi maka kemampuan petani membeli obatpestisida semakin berkurang. Disamping itu dilihat dari analisis elastisitas, peubah harga obat bersifat elastis,
yang berarti bahwa penggunaan obat pada usahatani responsifsensitif terhadap perubahan harga obatpestisida.
Peubah harga output kopi HKP memiliki tanda positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap penggunaan
obat. Ini berarti, bahwa semakin tinggi harga output kopi, maka semakin besar penggunaan obat untuk usahatani. Hal ini dapat dimengerti, mengingat bahwa
semakin tinggi harga output kopi maka pendapatan petani semakin meningkat sehingga daya-beli petani untuk membeli obat semakin meningkat pula. Namun
demikian dilihat dari analisis elastisitas, respons harga output kopi adalah elastis atau responsif terhadap penggunaan obat pada usahatani.
Peubah luas lahan LH juga memiliki koefisien parameter bertanda positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata terhadap
penggunaan obat pada taraf-nyata 1 satu persen. Ini berarti bahwa semakin luas lahan garapan usahatani kopi maka penggunaan obat semakin meningkat pula.
Hal ini dapat dimengerti, karena semakin luas lahan garapan usahatani kopi maka dibutuhkan jumlah obat yang lebih besar, sehingga penggunaan obat akan
semakin meningkat. Disamping itu dilihat dari pendugaan respons pada persamaan penggunaan obat, peubah luas lahan adalah elastis, yang berarti
bahwa peubah luas lahan responsif terhadap penggunaan obat pada usahatani. Secara umum dapat dikemukakan, bahwa penggunaan obat dipengaruhi
oleh harga obat dan luas lahan, serta sensitif terhadap perubahan ketiga variabel penjelasnya HOBT, HKP, serta LH.
6.2.6. Penggunaan Bibit
Analisis pendugaan terhadap persamaan penggunaan bibit BBT menunjukkan hasil, bahwa semua peubah bebas memiliki tanda yang telah sesuai
dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana dapat diperiksa pada Tabel 38. Tabel 38.
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Penggunaan Bibit
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 608.8332
5.56 .0001
HBBT Harga bibit kopi -1.11816
-14.86 .0001
-1.035739
HKP Harga kopi 0.011553
0.35 0.7269
0.051904 LH Luas lahan garapan
419.0996 158.11
.0001 1.000986
Koefisien Determinasi R
2
= 0.99926 Nilai F
hit
= 24 829.3
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai sebesar 0.99926, yang berarti bahwa keragaman penggunaan bibit pada usahatani kopi BBT sebesar 99.0
persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya. Ketiga peubah penjelas tersebut adalah harga bibit HBBT, luas lahan garapan kopi LH, serta harga
komoditas output kopi HKP.
Nilai uji F-hitung, yaitu 24 829.3 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada taraf-nyata 1satu persen, yang berarti secara bersama-sama peubah penjelas
dari persamaan penggunaan bibit pada usahatani kopi dapat menjelaskan dengan sangat baik perilaku penggunaan bibit pada usahatani.
Peubah harga bibit HBBT memiliki koefisien parameter bertanda negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata pada taraf 1
satu persen terhadap penggunaan bibit. Ini berarti, bahwa semakin tinggi harga bibit maka semakin berkurang penggunaan bibit pada usahatani kopi. Hal ini
logis, karena semakin meningkat harga bibit maka daya beli petani untuk membeli input bibit akan menurun, akibatnya penggunaan bibit akan berkurang
pula. Fenomena ini juga sejalan dengan hasil analisis elastisitas yang menunjukkan, bahwa harga bibit kopi adalah elastis terhadap penggunaan bibit
kopi. Dengan demikian maka keputusan rumahtangga petani terkait dengan penggunaan input bibit adalah responsif terhadap harga bibit kopi.
Peubah harga output kopi HKP memiliki tanda positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap
penggunaan bibit. Ini berarti, bahwa semakin tinggi harga output kopi, maka semakin besar penggunaan bibit untuk usahatani. Hal ini dapat dimengerti,
mengingat bahwa semakin tinggi harga output kopi maka pendapatan petani semakin meningkat sehingga daya-beli petani untuk membeli bibit semakin
meningkat pula. Namun demikian dilihat dari analisis elastisitas, respons harga output
kopi adalah in-elastis atau tidak responsif terhadap penggunaan bibit pada usahatani, yaitu hanya memiliki elastisitas sebesar 0.051904.
Peubah luas lahan LH memiliki koefisien parameter yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata pada taraf 1 satu
persen terhadap penggunaan bibit. Hal ini berarti, bahwa semakin luas lahan garapan yang dikelola petani maka semakin meningkat pula penggunaan bibit
kopi. Hal ini mudah dipahami, karena penggunaan bibit pada jarak tanam yang sama akan bergantung pada luas lahan garapannya. Semakin luas lahan garapan
sudah barang tentu jumlah bibit kopi yang dibutuhkan akan semakin banyak. Disamping itu seperti halnya peubah harga bibit, hasil analisis elastisitas
menunjukkan bahwa peubah luas lahan LH adalah elastis terhadap jumlah penggunaan bibit.
Secara umum dapat dikemukakan, bahwa penggunaan input bibit sangat dipengaruhi oleh harga bibit HBBT dan luas lahan LH, serta sensitif
terhadap perubahan kedua peubah tersebut.
6.2.7. Luas Lahan Garapan
Hasil dugaan parameter dan elastisitas luas lahan garapan LH petani PHBM Kopi dapat diperiksa pada Tabel 39.
Tabel 39. Hasil Pendugaan Parameter Luas Lahan Garapan
Peubah Parameter
dugaan t-hitung
Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 0.874593
3.67 0.0005
IT Pendapatanincome rumahtangga petani kopi 1.26E-09
0.05 0.9622
0.014494 KR Pinjamankredit rumahtangga
3.83E-07 1.05
0.2939 0.394696
Koefisien Determinasi R
2
= 0.14066 Nilai F
hit
= 4.58
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Dari Tabel 39 diperoleh hasil, bahwa semua peubah adalah bertanda sesuai dengan tanda yang diharapkan seperti kriteria ekonomi atau sesuai dengan
hipotesis yang diharapkan. Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0.14066 yang berarti, bahwa keragaman luas lahan garapan usahatani sebesar 14.07
dapat dijelaskan oleh kedua peubah penjelasnya, yaitu pendapatan total rumahtangga IT dan besarnya kreditpinjaman rumahtangga KR.
Peubah pendapatan rumahtangga IT berkorelasi positif namun berpengaruh tidak nyata terhadap luas lahan garapan usahatani kopi. Ini berarti
bahwa, semakin meningkat pendapatan usahatani kopi maka akan mendorong petani untuk semakin memiliki kemampuan mengelola luas lahan garapannya.
Peubah pinjamankredit rumahtangga KR bertanda positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan namun berpengaruh tidak-nyata terhadap luas lahan
garapan. Hal ini dapat dimengerti, karena pinjamankredit rumahtangga yang semakin meningkat, maka akan mendorong peningkatan kapasitas petani untuk
semakin memiliki kemampuankapasitas mengelola lahan garapannya. Tetapi melihat kecilnya parameter dugaan peubah pinjaman rumahtangga tersebut, maka
pengaruh peningkatan faktor pinjamankredit rumahtangga adalah relatif kecil. Hasil dugaan respon pada persamaan luas lahan garapan kopi seperti
tertera pada Tabel 39 menunjukkan, bahwa keputusan rumahtangga petani yang terkait dengan luas lahan garapan LH tidak responsif terhadap kedua
peubah bebas yang dimasukkan ke dalam persamaan luas lahan garapan kopi, yaitu pendapatan total rumahtangga IT dan pinjamankredit rumahtangga petani
KR. Dengan perkataan lain, luas lahan garapan tidak sensitif terhadap perubahan pendapatan total rumahtangga maupun kreditpinjaman rumahtangga petani.
6.2.8. Produktivitas Lahan
Produktivitas lahan YIELD diharapkan dipengaruhi oleh pemanfaatan teknologi penggunaan faktor input, baik input produksi pupuk, bibit, obat
maupun penggunaan sumberdaya manusia. Karena itu produktivitas lahan diharapkan dapat dipengaruhi oleh penggunaan pupuk PPK, alokasi tenaga kerja
keluarga pada usahatani AKD, alokasi tenaga kerja yang disewa AKL, dan umur kepala keluarga UKK. Hasil pendugaan menunjukkan, bahwa keempat
peubah bebas tersebut memiliki tanda koefisien sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana disajikan pada Tabel 40.
Tabel 40. Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Produktivitas
Peubah Parameter
dugaan t-hitung
Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 1641.049
1.90 0.0631
PPK Penggunaan pupuk 0.029317
0.46 0.6501
0.072092 AKD Alokasi TK keluarga pada usahatani
2.547478 1.83
0.0730 0.269024
AKL Alokasi TK yang disewa 2.975999
0.69 0.4913
0.074519129 UKK Umur kepala keluarga
-0.30376 -0.08
0.9400 -0.00523293
Koefisien Determinasi R
2
= 0.21527 Nilai F
hit
= 3.70
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0.21527 yang relatif kecil, yang berarti bahwa keragaman produktivitas lahan kopi sebesar 21.52 persen
dapat dijelaskan oleh keempat peubah penjelasnya. Dari keempat peubah tersebut, hanya peubah alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD yang
berpengaruh nyata pada taraf 10 sepuluh persen, sedangkan ketiga peubah lainnya berpengaruh tidak nyata.
Nilai uji F hitung, yaitu 3.70 adalah lebih besar daripada F
4,54
= 2.54 pada taraf nyata 5 lima persen, yang
berarti bahwa secara bersama-sama peubah penjelas dari persamaan produktivitas lahan dapat menjelaskan dengan baik
perilaku pengambilan keputusan rumahtangga petani terkait dengan produktivitas lahan garapan tanaman kopi.
Peubah penggunaan pupuk PPK bertanda positif, sesuai hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap produktivitas lahan. Perilaku
rumahtangga petani menunjukkan, bahwa apabila penggunaan pupuk meningkat, maka petani akan mampu untuk meningkatkan produktivitas lahannya. Dalam
penelitian ini penggunaan pupuk merupakan variabel penjelas sebagai representasi dari penggunaan faktor input lainnya, karena nilai penggunaan
pupuk jumlahnya lebih signifikan daripada kedua input lainnya obat dan bibit. Peubah alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani AKD memiliki tanda
positif sesuai dengan apriori ekonomi yang diharapkan, karena semakin meningkat alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani maka akan mendorong
peningkatan produktivitas lahan garapannya. Ini berarti produktivitas lahan masih dipengaruhi oleh perilaku tenaga kerja keluarga sebagai pengelolanya. Dari
pengamatan di lapangan, terlihat bahwa semakin banyak mendapat sentuhan dari tenaga kerja maka semakin bagus tanaman kopi yang dikelolanya. Semakin
intensif pemeliharaan oleh tangan petani, semakin produktif lahan hutan dan produksi kopinya.
Peubah alokasi tenaga kerja luar keluarga pada usahatani atau alokasi tenaga kerja yang disewa AKL, seperti halnya peubah alokasi tenaga kerja keluarga
pada usahatani AKD memiliki tanda positif sesuai hipotesis yang diharapkan,
tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap produktivitas lahan. Ini berarti, bahwa semakin tinggi alokasi tenaga kerja yang disewa maka petani PHBM akan
terdorong untuk meningkatkan produktivitas lahannya. Hasil pendugaan respon pada persamaan produktivitas menunjukkan, bahwa
keputusan petani terkait dengan peningkatan produktivitas lahan adalah tidak responsif terhadap semua peubah bebasnya, yaitu alokasi tenaga kerja luar
keluarga pada usahatani atau alokasi tenaga kerja yang disewa AKL, penggunaan pupuk PPK dan alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani
AKD, serta usia kepala keluarga UKK. Dengan demikian faktor produktivitas
lahan tidak sensitif terhadap perubahan alokasi tenaga kerja yang disewa AKL, penggunaan pupuk PPK dan alokasi tenaga kerja keluarga pada usahatani
AKD, serta usia kepala keluarga UKK. Secara umum disimpulkan, bahwa produktivitas lahan masih lebih banyak ditentukan oleh sumberdaya manusianya
daripada penggunaan faktor input penggunaan pupuk, misalnya.
6.2.9. Pengeluaran Konsumsi Pangan
Hasil dugaan parameter persamaan konsumsi pangan KP menunjukkan bahwa semua tanda dugaan parameter adalah sesuai dengan hipotesis yang
diharapkan sebagaimana disajikan pada Tabel 41. Nilai koefisien determinasi R
2
menunjukan angka 0.37855 yang berarti bahwa, keragaman konsumsi pangan sebesar 37.85 persen dapat dijelaskan oleh
ketiga peubah penjelasnya, yaitu peubah pendapatan total rumahtangga IT, tabungan rumahtangga TAB, dan jumlah anggota keluarga JAK.
Uji-F hitung sebesar 11.17 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada tingkat kepercayaan
ߙ = 1 persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama
peubah penjelas dari persamaan pengeluaran pangan dapat menjelaskan secara sangat baik perilaku ketiga peubah-penjelasnya.
Tabel 41
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Konsumsi Pangan
Peubah Parameter
dugaan t-hitung
Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep
3341292 3.44 0.0011
IT Pendapatan total
0.260835 5.10 .0001
0.638672615
TAB Tabungan rumahtangga
-0.49445 -2.77 0.0077 -0.22667285
JAK Jumlah anggota keluarga
182677.4 1.13 0.2622
0.12325769
Koefisien Determinasi R
2
= 0.37855
Nilai F
hit
= 11.17
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Pendapatan total rumahtangga IT memiliki tanda koefisien paramater yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata
pada taraf 1 satu persen. Ini berarti bahwa, semakin meningkat pendapatan total rumahtangga petani maka semakin besar pengeluaran pangan rumahtangga.
Hal ini logis, karena semakin besar pendapatan rumahtangga petani maka semakin memiliki kemampuan untuk membeli barang-barang konsumsi pangan yang
semakin meningkat pula. Hal ini juga mencerminkan tingkat kesejahteraan rumahtangga petani.
Peubah tabungan memiliki tanda koefisien parameter yang negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap
pengeluaran pangan. Ini berarti semakin besar tabungan rumahtangga, maka semakin berkurang pengeluaran konsumsi pangan rumahtangga. Hal ini dapat
dijelaskan, bahwa semakin besar nilai tabungan maka semakin berkurang dana cash
yang siap dibelanjakan, sehingga semakin meningkatnya nilai tabungan
akan mengakibatkan pengeluaran konsumsi pangan menjadi semakin berkurang menurun.
Peubah jumlah anggota keluarga JAK memiliki tanda koefisien paramater yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan. Ini berarti
bahwa semakin besar jumlah anggota keluarga, maka konsumsi pangan rumahtangga akan meningkat pula. Hal ini logis, karena semakin besar jumlah
individu anggota rumahtangga maka semakin banyak konsumsi pangan yang harus disediakandialokasikan.
Hasil pendugaan respon pada persamaan pengeluaran konsumsi pangan kebutuhan pokok menunjukkan bahwa keputusan rumahtangga petani
terkait dengan pengeluaran konsumsi pangan tidak responsif terhadap ketiga peubah bebasnya, yaitu peubah pendapatan total rumahtangga IT, tabungan
rumahtangga TAB, dan peubah jumlah anggota keluarga JAK.
6.2.10. Pengeluaran Konsumsi Non-pangan
Hasil pendugaan terhadap parameter persamaan pengeluaran konsumsi non-pangan KL menunjukkan, bahwa semua koefisien parameter peubah-
bebas memiliki tanda yang telah sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana diajikan pada Tabel 42.
Nilai koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0.55488 yang berarti bahwa, keragaman pengeluaran konsumsi non-pangan sebesar 55.49 persen dapat
dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya, yaitu peubah pendapatan total rumahtangga IT, pengeluaran investasi sumberdaya manusia INV, dan
tabungan rumahtangga TAB.
Tabel 42.
Hasil Pendugaan Persamaan Non-Pangan
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep 525722.0
2.34 0.0227
IT Total pendapatantotal-income 0.091808 5.21
.0001 0.08480992
INV Pengeluaran
investasi 0.000657
0.01 0.9895
0.00065099 TAB Tabungan rumahtangga
-0.03442 -0.55
0.5813 -0.05649218
Koefisien Determinasi R
2
= 0.55488 Nilai F
hit
= 22.85
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Uji-F hitung sebesar 22.85 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada tingkat kepercayaan
ߙ = 1 persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah penjelas dari persamaan pengeluaran non-pangan dapat menjelaskan
secara sangat baik perilaku pengeluaran non-pangan, sebagaimana tertera pada Tabel 42.
Peubah pendapatan total rumahtangga IT memiliki tanda koefisien paramater yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh
nyata pada taraf 1 satu persen. Ini berarti bahwa, semakin meningkat pendapatan total rumahtangga petani maka semakin besar pengeluaran konsumsi
non-pangan. Hal ini logis, karena semakin besar pendapatan rumahtangga petani maka semakin memiliki kemampuan untuk membeli barang-barang konsumsi
non- pangan yang semakin meningkat pula. Peubah pengeluaran investasi sumberdaya manusia INV memiliki
tanda koefisien parameter positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap pengeluaran konsumsi non-pangan.
Ini berarti bahwa semakin besar pengeluaran investasi sumberdaya manusia maka semakin meningkat pengeluaran konsumsi non pangan. Hal ini dapat dimengerti,
karena semakin besar pengeluaran investasi sumberdaya manusia maka mendorong semakin meningkatnya nilai pengeluaran konsumsi non pangan.
Dengan kata lain pola konsumsi non-pangan bersifat komplementer dengan investasi sumberdaya manusia. Namun dari analisis elastisitas menunjukkan
bahwa keputusan rumahtangga terkait dengan pengeluaran konsumsi non-pangan tidak reponsif terhadap pengeluaran investasi sumberdaya manusia.
Peubah tabungan rumahtangga TAB memiliki tanda koefisien parameter negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, dimana semakin besar
tabungan rumahtangga tersebut maka total pengeluaran rumahtangga akan semakin berkurang, termasuk pengeluaran konsumsi non-pangan. Namun
demikian peubah tabungan rumahtangga berpengaruh tidak nyata terhadap pengeluaran konsumsi non-pangan.
Analisis elastisitas menunjukkan bahwa respon pengeluaran konsumsi non- pangan terhadap ketiga peubah-bebasnya pendapatan total rumahtangga,
investasi sumberdaya manusia, dan tabungan rumahtangga adalah in-elastis.
6.2.11. Investasi Sumberdaya Manusia
Analisis pendugaan terhadap parameter persamaan investasi sumberdaya manusia INV menunjukkan bahwa semua tanda koefisien peubah bebas yang
dimasukkan telah sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana disajikan pada Tabel 43.
Nilai koefisien determinasi R
2
menunjukkan angka 0.12247 relatif rendah, yang berarti bahwa keragaman investasi sumberdaya manusia INV
sebesar 12.25 persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya, yaitu
peubah pendapatan total rumahtangga IT, peubah jumlah anggota keluarga JAK, serta peubah tabungan keluarga TAB.
Tabel 43.
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Investasi Sumberdaya Manusia
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3 4 5 Intersep
362224.3 0.41 0.6855
IT Pendapatan total rumahtangga petani
0.055704 1.19 0.2395
0.49282277 JAK Jumlah anggota keluarga
304747.6 2.06 0.0440
0.74295319 TAB Tabungan rumahtangga
-0.24870 -1.52
0.1348
-0.41195034 Koefisien Determinasi R
2
= 0.12247 Nilai F
hit
= 2.56
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Uji-F hitung sebesar 2.56 adalah lebih kecil daripada F
3,55
= 2.78 pada tingkat kepercayaan
ߙ = 5 persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah penjelas dari persamaan investasi sumberdaya manusia kurang dapat
secara baik menjelaskan perilaku pengeluaran investasi sumberdaya manusia. Peubah pendapatan total rumahtangga IT memiliki tanda koefisien
parameter yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap pengeluaran investasi sumberdaya manusia.
Ini berarti, bahwa semakin tinggi pendapatan total rumahtangga maka semakin meningkat pengeluaran investasi sumberdaya manusia. Hal ini dapat dimengerti,
karena semakin tinggi pendapatan total rumahtangga maka kesempatan rumahtangga untuk meningkatkan pengeluaran investasi sumberdaya manusia
baik investasi pendidikan maupun investasi kesehatan semakin terbuka. Hal ini juga menunjukkan adanya peningkatan kesejahteraan rumahtangga petani.
Peubah jumlah anggota keluarga JAK memiliki tanda koefisien parameter yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, dan berpengaruh nyata pada
taraf 5 lima persen terhadap pengeluaran investasi sumberdaya manusia. Ini berarti, bahwa semakin besar jumlah anggota keluarga JAK maka semakin
meningkat pengeluaran investasi sumberdaya manusia. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin besar jumlah anggota keluarga maka kebutuhan untuk
pengeluaran investasi sumberdaya manusia akan semakin besar pula. Peubah tabungan keluarga TAB seperti halnya peubah pengeluaran
konsumsi pangan KP memiliki tanda koefisien parameter yang negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh nyata pada taraf 10 sepuluh
persen terhadap pengeluaran investasi sumberdaya manusia. Ini berarti bahwa semakin besar tabungan keluarga maka semakin berkurang pengeluaran investasi
sumberdaya manusia. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin besar tabungan rumahtangga maka semakin berkurang dana cash yang siap dibelanjakan,
sehingga semakin meningkatnya nilai tabungan keluarga akan mengakibatkan pengeluaran investasi sumberdaya manusia menjadi berkurang menurun.
Hasil analisis elastisitas menunjukkan, bahwa keputusan rumahtangga petani terkait dengan pengeluaran investasi sumberdaya manusia adalah tidak
responsif terhadap ketiga peubah-penjelasnya.
6.2.12. Tabungan
Analisis pendugaan terhadap parameter persamaan tabungan rumahtangga TAB menunjukkan bahwa semua tanda koefisien peubah bebas yang
dimasukkan telah sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana disajikan pada Tabel 44.
Koefisien determinasi R
2
menunjukan nilai 0.52557, yang berarti bahwa keragaman tabungan rumahtangga TAB sebesar 52.56 persen dapat
dijelaskan oleh ketiga peubah-penjelasnya, yaitu peubah total pendapatan rumahtangga IT, pengeluaran total rumahtangga TEXP, dan suku-bunga
tabungan SBT. Tabel 44.
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Tabungan
Peubah Parameter
dugaan t-hitung Taraf-
nyata Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep
-1.428E7 -1.19 0.2377
IT Pendapatan total rumahtangga petani
0.234415 3.80 0.0004
1.248143
TEXP Total pengeluaran
-0.30754 -2.77 0.0076
-1.057099
SBT Suku bunga tabungan
2732979 1.31
0.1968
5.282026
Koefisien Determinasi R
2
= 0.52557 Nilai F
hit
= 20.31
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Uji-F hitung sebesar 20.31 adalah lebih besar daripada F
3,55
= 4.16 pada tingkat kepercayaan
ߙ = 1 persen, yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah penjelas dari persamaan tabungan rumahtangga TAB dapat menjelaskan
secara sangat baik perilaku tabungan rumahtangga petani, sebagaimana tertera pada Tabel 44.
Peubah total pendapatan rumahtangga IT memiliki tanda koefisien parameter yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh
nyata pada taraf 1 satu persen terhadap tabungan rumahtangga. Ini berarti, bahwa semakin besar total pendapatan rumahtangga maka semakin meningkat
tabungan rumahtangga. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin besar total pendapatan rumahtangga maka kesempatan rumahtangga untuk meningkatkan
tabungan rumahtangga semakin terbuka. Analisis elastisitas juga menunjukkan, bahwa keputusan rumahtangga petani terkait dengan tabungan rumahtangga
adalah responsif terhadap total pendapatan rumahtangga dengan koefisien elastisitas sebesar 1.248143.
Peubah pengeluaran total rumahtangga TEXP memiliki tanda koefisien parameter yang negatif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan dan berpengaruh
nyata pada taraf 1 satu persen terhadap tabungan rumahtangga petani. Ini berarti bahwa semakin besar pengeluaran total rumahtangga maka semakin berkurang
tabungan rumahtangga petani. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin besar pengeluaran total rumahtangga maka semakin berkurang dana cash yang siap
untuk ditabung, sehingga semakin meningkatnya pengeluaran total rumahtangga akan mengakibatkan tabungan rumahtangga petani menjadi semakin berkurang
menurun. Dari hasil analisis elastisitas menunjukkan pula, bahwa keputusan petani terkait dengan tabungan rumahtangga adalah responsif elastis terhadap
pengeluaran total rumahtangga petani. Peubah suku bunga tabungan SBT memiliki tanda koefisien parameter
yang positif sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap tabungan rumahtangga. Ini berarti, bahwa semakin besar suku
bunga tabungan maka semakin meningkat pula tabungan rumahtangga. Hal ini dapat dimengerti, karena semakin besar suku bunga tabungan maka hal tersebut
dapat mendorong peningkatan tabungan rumahtangga. Dana cash yang ada sementara ditabung sebelum rumahtangga petani memerlukannya dan dana cash
tersebut akan diambil pada saat petani memerlukannya. Hasil analisis elastisitas juga menunjukkan bahwa keputusan rumahtangga petani terkait dengan tabungan
rumahtangga adalah responsif elastis terhadap suku bunga tabungan SBT dengan nilai elastisitas sebesar 5.282026.
6.2.13. KreditPinjaman Rumahtangga
Analisis pendugaan terhadap parameter persamaan kreditpinjaman rumahtangga KR menunjukkan bahwa, semua tanda koefisien peubah bebas
yang dimasukkan ke dalam persamaan telah sesuai dengan hipotesis yang diharapkan, sebagaimana disajikan pada Tabel 45.
Koefisien determinasi R
2
menunjukkan nilai 0.25409 relatif rendah, yang berarti bahwa keragaman kreditpinjaman rumahtangga sebesar 25.41
persen dapat dijelaskan oleh ketiga peubah penjelasnya, yaitu peubah total biaya sarana produksi usahatani CSPR, pengeluaran total rumahtangga TEXP, dan
peubah tingkat suku bunga pinjaman SBP. Tabel 45.
Hasil Pendugaan Parameter Persamaan KreditPinjaman
Peubah Parameter dugaan
t-hitung Taraf- nyata
Elastisitas
1 2 3
4 5
Intersep
11844573 1.71
0.0922
CSPR Biaya sarana produksi
0.192329 1.37
0.1750 0.000863
TEXP Total pengeluaran
0.061630 1.77
0.0817 0.437317
SBP Suku bunga pinjaman
-698010 -1.68
0.0981 -7.431484
Koefisien Determinasi R
2
= 0.25409 Nilai F
hit
= 6.25
Sumber : Analisis Ekonometrik dari data primer
Nilai uji-F hitung, yaitu sebesar 6.25 adalah lebih besar daripada nilai F
3,55
= 4.16 pada taraf nyata ߙ = 1 , yang berarti bahwa secara bersama-sama peubah
penjelas dari persamaan kreditpinjaman rumahtangga dapat menjelaskan dengan sangat baik perilaku rumahtangga petani terkait dengan kreditpinjaman
rumahtangga, sebagaimana dapat diperiksa pada Tabel 45. Hasil pendugaan di atas menunjukkan, bahwa peubah total biaya
sarana produksi usahatani CSPR memiliki parameter dugaan bertanda positif
seperti hipotesis yang diharapkan tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap peubah kreditpinjaman. Ini berarti bahwa meningkatnya total biaya sarana produksi
usahatani CSPR, berpengaruh pada meningkatnya nilai kreditpinjaman rumahtangga petani. Hal ini dapat dipahami, karena semakin meningkatnya total
biaya sarana produksi usahatani CSPR akan mendorong meningkatnya kreditpinjaman rumahtangga petani yang akan digunakan sebagai kapital untuk
membeli kebutuhan input sarana produksi, baik berupa pupuk, obat, maupun bibit. Namun hasil analisis elastisitas menunjukkan bahwa, keputusan rumahtangga
petani terkait dengan kreditpinjaman adalah tidak responsif in-elastis terhadap total biaya sarana produksi usahatani.
Peubah total pengeluaran rumahtangga TEXP mempunyai tanda koefisien parameter yang positif dan berpengaruh nyata pada taraf 10 sepuluh persen.
Ini berarti, bahwa semakin meningkatnya total pengeluaran rumahtangga TEXP berpengaruh pada meningkatnya kreditpinjaman. Hal ini bisa dimengerti karena
meningkatnya total pengeluaran rumahtangga akan mendorong rumahtangga petani melakukan kreditpinjaman, meskipun hal tersebut merupakan perilaku
yang kurang terpuji apabila dana cash pinjaman tersebut digunakan untuk keperluan yang konsumtif. Namun hasil analisis elastisitas menunjukkan bahwa,
keputusan rumahtangga petani terkait dengan kreditpinjaman adalah tidak responsif terhadap total pengeluaran rumahtangga.
Peubah sukubunga pinjaman SBP memiliki koefisien parameter yang bertanda negatif tetapi berpengaruh tidak nyata terhadap kreditpinjaman
rumahtangga petani. Ini berarti, bahwa meningkatnya suku bunga pinjaman SBP cenderung menurunkan keputusan rumahtangga petani untuk melakukan
kreditpinjaman. Atau sebaliknya apabila sukubunga pinjaman diturunkan sebagai upaya membantu pengusaha skala mikro, maka akan memberi insentif bagi
rumahtangga petani untuk meningkatkan kreditpinjamannya. Sukubunga pinjaman merupakan instrumen kebijakan yang penting, terlebih lagi dalam
penelitian ini peubah sukubunga pinjaman SBP bersifat elastis terhadap besarnya kredit rumahtangga petani KR dengan elastisitas sebesar -7.431484.
6.3. Hasil Estimasi Model Ekonomi Rumahtangga Petani PHBM Rumput- gajah Sapi-perah