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
F
hit
sebesar 139.980 lebih besar dari F
tabel
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 H ditolak dan H
1
diterima yang berarti biaya usahatani sebelum konversi lahan X
1
, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan X
2
, pendapatan usahatani sebelum konversi lahan X
3
, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan X
4
, luas kepemilikan lahan X
5
, minat petani D
1
dan penyakit tanaman karet D
2
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 X
0,05
, 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
X
1
, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan X
2
, pendapatan petani sebelum konversi lahan X
3
, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan X
4
, luas kepemilikan lahan X
5
, minat petani, D
1
dan penyakit tanaman karet D
2
. 2. Biaya Usahatani Sebelum Konversi Lahan
Nilai t
hit
biaya usahatani sebelum konversi lahan X
1
sebesar 0,221 lebih kecil dari t
tabel
1,670, dan nilai signifikansi t lebih besar dari taraf nyata yang digunakan 0,8260,05 dengan demikian H
diterima dan H
1
ditolak. Dimana :
Ho : secara parsial, biaya usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 t
hit
harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan X
2
adalah -1,610 lebih kecil dari t
tabel
1,670 dan nilai signifikan t 0,113 lebih besar dari nilai tarif nyata yang digunakan sebesar 0,05 dengan demikian H
diterima dan H
1
ditolak. Dimana :
Ho : secara parsial, harga karet ditingkat petani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 t
hit
pendapatan usahatani sebelum konversi X
3
sebesar 0,764 lebih kecil dari nilai t
tabel
sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih besar dari taraf nyata yang digunakan 0,4480,05 dengan demikian H
diterima dan H
1
ditolak. Dimana :
Ho : secara parsial, pendapatan usahatani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 jiwapetani.
5. Pengeluaran Keluarga Sebelum Konversi Lahan Nilai t
hit
pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan X
4
sebesar 2,731 lebih besar dari nilai t
tabel
sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan 0,0080,05 dengan demikian H
ditolak dan H
1
diterima. Dimana :
Ho : secara parsial, pengeluaran keluarga sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 t
tabel
luas kepemilikan lahan X
5
sebesar 10,837 lebih besar dari nilai t
tabel
sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan 0,0000,05 dengan demikian H
ditolak dan H
1
diterima. Dimana :
Ho : secara parsial, luas kepemilikan lahan sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 m
2
, 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 m
2
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 m
2
juga mengalami penurunan kepemilikan lahan dari 15 orang atau 21,42 menjadi 6 orang atau
8,57. 7. Minat Petani
Nilai t
tabel
minat petani D
1
sebesar 2,698 lebih besar dari nilai t
tabel
sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan 0,0090,05
dengan demikian H ditolak dan H
1
diterima. Dimana :
Ho : secara parsial, minat petani sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: 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 dengan penelitian Asrul Wahid 2006, yang dilakukan di Kabupaten Asahan,
menyatakan bahwa faktor-faktor yang mempengaruhi masyarakat mengkonversi lahan karet menjadi lahan kelapa sawit adalah minat petani.
8. Penyakit Tanaman Karet Nilai t
tabel
penyakit tanaman karet D
2
sebesar 2,080 lebih besar dari nilai t
tabel
sebesar 1,670 dan nilai signifikansi t lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan 0,0420,05 dengan demikian H
ditolak dan H
1
diterima. Dimana :
Ho : secara parsial, penyakit tanaman karet sebelum konversi lahan tidak berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi;
H
1
: secara parsial, penyakit tanaman karet sebelum konversi lahan berpengaruh signifikan terhadap variabel terikat luas lahan yang dikonversi.
Berdasarkan hipotesis diatas berarti variabel penyakit tanaman karet secara parsial berpengaruh signifikan terhadap konversi lahan karet rakyat menjadi lahan kelapa
sawit rakyat di Kecamatan STM Hulu. Koefisien penyakit tanaman karet 0,286 ;
Penyakit tanaman karet = 1 : banyak penyakit 1 X 0,286 = 0,286 ha
= 0 : sedikit penyakit 0 X 0,286 = 0,286 ha
Secara teoritis nilai ini hanya menggambarkan kecenderungan jika karena banyak penyakit maka luas konversi lahan lebih tinggi yakni sebesar 0,286 ha ceteris
paribus. Hal ini karena banyak tanaman petani karet rakyat di Kecamatan STM Hulu yang mati disebabkan banyaknya penyakit yang menyerang tanaman karet
sepeti : penyakit akar putih, akar merah, jamur upas, kanker bercak, busuk pangkal batang, kanker garis dan embun tepung yang membuat petani menjadi
merugi apabila diobati akan memerlukan biaya yang cukup tinggi. Hal ini juga sesuai dengan penelitian Ahmad Muzzani 2015, bahwa keputusan petani
mengkonversi lahan sawah irigasi menjadi lahan kelapa sawit yang dilakukan di Kecamatan Hatonduan Kabupaten Simalungun salah satunya karena hama
penyakit.
BAB VI KESIMPULAN DAN SARAN
6.1 Kesimpulan
