= perubahan
Q
x
= produksi pertanian A
= luas tanah yang tererosi Pt
= produktifitas tanah per ha. Langkah-langkah yang dilakukan untuk mengetahui tingkat kerugian per petani antara lain adalah:
4.1.3.2.1. Menghitung penurunan produksi sektor pertanian karena banjir dan atau kekeringan 4.1.3.2.2. Menghitung luas lahan pertanian masing-masing keluarga
4.1.3.2.3. Menghitung kerugian rata-rata yang diderita per petani
4.1.3.3. Model Adaptasi Perubahan Iklim
Dataset termasuk informasi rinci tentang karakteristik sosial-ekonomi rumah tangga, karakteristik fisik pertanian mereka, tindakan modal sosial, kepemilikan lahan dan penggunaan
lahan, termasuk informasi mengenai langkah-langkah konservasi lahan. Selain itu, curah hujan dan suhu data dari delapan stasiun meteorologi dekat dengan desa-desa survei diperoleh dari BMKG.
Variabel dependen utama adalah ukuran konservasi lahan. Responden menyatakan bahwa mereka mengadopsi beberapa teknologi untuk meningkatkan kesuburan tanah, mengurangi risiko
banjir, dan menghemat air dan kombinasi dari ketiganya. Struktur konservasi lahan diidentifikasi dalam survei termasuk, penanaman rumput, memotong saluran air, dan memeriksa konstruksi
bendungan dan pengalihan sungai. Penentu utama dari konservasi lahan dalam penelitian ini adalah modal sosial, mengacu pada
lembaga, hubungan dan norma-norma yang membentuk kualitas dan kuantitas interaksi sosial suatu masyarakat. Sebagaimana dibahas dalam pendahuluan, digunakan beberapa indikator modal sosial,
termasuk kepercayaan, jaringan timbal balik, dan jumlah keluarga atau kekerabatan. Variabel kepercayaan terbentuk dari kepercayaan orang, dan kepercayaan pada lembaga. Kepercayaan pada
orang ditangkap sebagai variabel dummy dengan nilai 1 jika responden berpikir bahwa orang-orang pada umumnya dapat dipercaya dan 0 sebaliknya. Kepercayaan terhadap institusi diwakili oleh
variabel dummy dengan nilai 1 jika responden memiliki keyakinan pada institusi, dan 0 sebaliknya. Jaringan timbal balik melibatkan interaksi
aktual rumah tangga dengan orang rumah tangga lain di tingkat lokal termasukdalam pengaturan pembagian tenaga kerja.
Kerangka Konseptual
Kerangka konseptual dalam penelitian ini mengadopsi studi yang telah dilakukan Rahm dan Huffman 1984 dan Adesina dan Zinnah 1993. Menurut kerangka analisis yang digunakan dalam
studi ini, keputusan adopsi pertanian rumah tangga pada praktek konservasi lahan diasumsikan berdasarkan maksimalisasi utilitas. Mari kita mendefinisikan teknologi konservasi yang berbeda
dengan j, dimana j=1,2,3,4 dan 5. Diasumsikan bahwa setiap rumah tangga menempel nilai utilitas U
ij
setiap teknologi tergantung pada persepsi pribadi atribut tertentu teknologi, karakteristik rumah tangga x
ij
, dan variabel lain yang terkait iklim, y
ji
. Fungsi utilitas tidak teramati yang menempati urutan preferensi petani ke-i diberikan oleh
Ux
ij
, y
ij
, z
ij
, di mana x
ij
merupakan vektor petani spesifik dan karakteristik ekonomi, dan indikator modal sosial; y
ij
merupakan vektor dari faktor iklim yang terkait curah hujan dan suhu, dan z
ij
merupakan vektor dari variabel yang dapat menangkap lokasi petani dan efek waktu. Mendasari fungsi utilitas untuk petani kemudian dapat direpresentasikan sebagai
U
ji
= µ
j
F
i
x
ij
, y
ij
, z
ij
+e
ji
1 Dimana j=1,2,...,4 dan i=1,2,...,n dan e
ji
adalah error term Berikut model mengasumsikan bahwa petani memilih teknologi yang memaksimalkan utilitasnya.
Dalam model ini, petani memutuskan untuk mengadopsi teknologi jika utilitas yang berasal dari pilihan j lebih besar daripada teknologi lainnya.
Sejalan dengan ini, kita tentukan model probit multivariat cocok untuk analisis dalam penelitian ini. Metodologi yang digunakan dalam analisis ekonometrik juga perlu
mempertimbangkan fakta bahwa beberapa struktur bisa ada dalam sebuah peternakan keluarga tunggal. Mengingat bahwa kita menyelidiki beberapa struktur konservasi tanah dalam rumah
tangga yang diberikan, peneliti ingin untuk memungkinkan kemungkinan korelasi di setiap praktik SWC yang berbeda secara bersamaan. The multivariat probit estimator mengoreksi masalah dengan
memungkinkan untuk non zero-kovarians di adopsi di seluruh praktek. Mengabaikan korelasi calon dalam penerapan praktik dan hanya memperkirakan persamaan independen, akan menghasilkan
estimasi yang bias dan tidak konsisten dari kesalahan standar estimasi parameter untuk setiap teknologi Greene 2003, dan mendorong kesimpulan yang salah
mengenai determinan variabel yang berbeda seperti sebagai hujan dan modal sosial di adopsi praktik SWC.
Setelah Cappellari dan Jenkins 2006, maka digunakan estimator multivariat probit, memungkinkan kovarians antara kesalahan berkorelasi seluruh praktek tetapi tidak di observasi
dalam praktek tertentu. The multivariat probit memperkirakan model M-persamaan probit, dengan
