ISSN 2085-2916  e-ISSN 2337-3652 Tersedia daring http://jai.ipb.ac.id J. Agron. Indonesia, Desember 2018, 46(3):328-336 DOI: https://dx.doi.org/10.24831/jai.v46i3.21082

## PENDAHULUAN
Produksi  gula  nasional  pada  tahun  2014-2016  baru mencapai  2.43  juta  ton  per  tahun  (Ditjenbun,  2017). Kebutuhan  gula  nasional  pada  tahun  2014-2016  sebesar 5.68  juta  ton  per  tahun  sehingga  diperlukan  impor  gula sebesar 3.25 juta ton per tahun (BPS, 2016). Total kebutuhan gula tersebut terdiri atas kebutuhan gula konsumsi sebesar 2.74  juta  ton  dan  sisanya  berupa  gula  rafinasi.  Luas areal  tanaman  tebu  tahun  2017  sebesar  453  ribu  hektar
(Ditjenbun,  2017),  sehingga  untuk  memenuhi  kebutuhan gula  konsumsi  diperlukan  hasil  hablur  mencapai 6.05  ton ha -1 . Kebutuhan gula nasional tercapai apabila hasil hablur mencapai 12.53 ton ha -1 . Hasil hablur  selama tahun 2014- 2016 hanya sebesar 5.34 ton ha -1 dengan  rendemen sebesar 7.82% (Ditjenbun, 2017) sehingga perlu ditingkatkan untuk memenuhi  kebutuhan  gula  konsumsi  maupun  kebutuhan gula nasional.
Delapan  puluh  persen  luas  areal  pertanaman  tebu di  Indonesia  berupa  lahan  kering  dan  sisanya  berupa lahan  sawah  (Ditjenbun,  2017).  Salah  satu  upaya  yang dapat  dilakukan  untuk  meningkatkan  hasil  hablur  adalah memperoleh  varietas  unggul  baru  yang  sesuai  dengan
Evaluasi Klon-Klon Tebu Potensial di Lahan Kering

## Evaluation of Potential Sugarcane Clones in the Upland
Djumali*, Bambang Heliyanto, dan Ahmad Dhiaul Khuluq
Balai Penelitian Tanaman Pemanis dan Serat Jl. Raya Karangploso Kotak Pos 199 Malang 65152, Indonesia
Diterima 18 April 2018/Disetujui 6 November 2018

## ABSTRACT
The candidates for new superior varieties are  expected to be able to increase the sugar yield in the upland area. Germplasm evaluation has indicated some clones had potentially high sugar yield in upland area. The study was conducted at Asembagus Experimental Station, Situbondo Regency, East Java, from December 2016 to November 2017. The study aimed to obtain sugarcane clones with higher sugar yield than existing varieties on upland area. Twelve potential sugarcane clones (17, 87, 90, 104, 212, 351, 354, 451, 452, PBG 2, 386 SOF 1118, and 400 SOF 1132) and 2 check varieties (PS 881 and Cenning) were arranged in a randomized block design with three replicates. The results showed that the sugarcane production of 104, 212, and PBG 2 clones  (97.42-98.26 ton ha -1 ) were not different from productivity of Cenning (105.42 ton ha -1 ) but they were higher than that of PS 881 (75.68 ton ha -1 ). The sugar content  of 104 and PBG 2 clones (9.43-9.46%) was higher than Cenning (6.94%) but lower than PS 881 (11.66%). The sugar yields (9.16-9.24 ton ha -1 ) of 104 and PBG 2 clones were higher than Cenning (7.47 ton ha -1 ) but they were not different from PS 881 (8.84 ton ha -1 ).
Keywords: Genetic, productivity, Saccharum officinarum L., sugar content, sugar yield

## ABSTRAK
Calon varietas unggul baru diharapkan dapat meningkatkan hasil hablur tebu di lahan kering. Hasil karakterisasi plasma nutfah menunjukkan bahwa beberapa klon mempunyai hasil yang tinggi di lahan kering. Penelitian dilakukan di Kebun Percobaan Asembagus, Kabupaten Situbondo, Jawa Timur mulai Desember 2016 sampai November 2017. Penelitian bertujuan untuk memperoleh klon-klon tebu yang mempunyai hasil hablur lebih tinggi dibanding varietas unggul di lahan kering. Dua belas klon tebu potensial (17, 87, 90, 104, 212, 351, 354, 451, 452, PBG 2, 386 SOF 1118, dan 400 SOF 1132) dan 2 varietas pembanding (PS 881 dan Cenning) disusun dalam Rancangan Acak Kelompok dan diulang 3 kali. Hasil penelitian menunjukkan bahwa klon 104, 202, dan PBG 2 menghasilkan produktivitas tebu (97.42-98.26 ton ha -1 ) tidak  berbeda dengan Cenning (105.42 ton ha -1 ) tetapi  lebih tinggi dibanding PS 881 (75.68 ton ha -1 ). Potensi rendemen (9.43-9.46%) klon 104 dan PBG 2 lebih besar dibanding Cenning (6.94%) tetapi lebih kecil dibanding PS 881 (11.66%), sedangkan hasil hablur (9.16-9.24 ton ha -1 ) lebih tinggi dibanding Cenning (7.47 ton ha -1 ) tetapi tidak berbeda dengan PS 881 (8.84 ton ha -1 ).
Kata kunci: Genetik, hasil hablur, produktivitas, rendemen, Saccharum officinarum L.
kondisi lahan kering. Varietas unggul baru dapat diperoleh melalui evaluasi potensi klon dalam plasma nutfah. Klon- klon yang terkumpul dalam plasma nutfah tebu berasal dari hasil eksplorasi, hasil persilangan, akuisisi dan pertukaran plasma nutfah sehingga peluang untuk memperoleh varietas unggul baru sangat besar.
Hasil karakterisasi dan evaluasi plasma nutfah tebu memperlihatkan  adanya  klon-klon  yang  mempunyai  hasil hablur  tinggi  (Heliyanto et  al. ,  2016).  Klon-klon  tersebut perlu dicoba dikembangkan di lahan kering untuk diketahui potensi hasil hablurnya. Oleh karena itu dilakukan penelitian yang  bertujuan  untuk  memperoleh  klon-klon  tebu  yang mempunyai  hasil  hablur  lebih  tinggi  dibanding  varietas unggul di lahan kering.

## BAHAN DAN METODE
Penelitian dilakukan di Kebun Percobaan Asembagus, Kabupaten  Situbondo,  Jawa Timur  mulai  Desember  2016 sampai dengan November 2017. Lahan penelitian berjenis tanah Entisol dengan sifat fisik dan kimia tanah tertera pada Tabel  1  dan  curah  hujan  selama  penelitian  berlangsung tertera  pada  Gambar  1.  Bahan  yang    digunakan  meliputi benih berbentuk bagal dua mata dari 12 klon tebu (17, 87, 90, 104, 212, 351, 354, 451, 452, PBG 2, 386 SOF 1118, dan  400  SOF  1132)  dan  2  varietas  pembanding  (PS  881 dan Cenning), pupuk anorganik (Phonska dan ZA), pupuk kandang dari kotoran sapi, pestisida, dan bahan pembantu lainnya.  PS 881 dan Cenning merupakan varietas unggul
Sifat tanah Nilai Kategori pH 1:1 H 2 O 7.00 Netral pH KCl 1 N 6.80 C-Organik (%) 0.56 Sangat rendah N-total (%) 0.06 Sangat rendah C/N 9.30 Rendah P Olsen (mg kg -1 ) 51.38 Sangat tinggi K(NH4OAC 1N pH:7)(me 100 g -1 ) 1.42 Sangat tinggi Na (NH4OAC 1N pH:7)(me 100 g -1 ) 1.09 Sangat tinggi Ca (NH4OAC 1N pH:7)(me 100 g -1 ) 11.58 Tinggi Mg (NH4OAC 1N pH:7)(me 100 g -1 ) 1.81 Sedang KTK  (me 100 g -1 ) 15.87 Rendah Jumlah basa 15.90 Kejenuhan Basa (%) 100.00 Sangat tinggi Pasir  (%) 81.00 Debu  (%) 19.00 Pasir berlempung Liat  (%) 0.00 Tabel 1. Sifat fisik dan kimia tanah percobaan di Kebun Percobaan Asembagus, Situbondo
Gambar 1. Curah hujan selama penelitian berlangsung
0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 0 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200 C ur ah h uj an (mm ) H ar i h uj an (h ar i) Curah hujan Hari hujan
Hari hujan (hari)
yang banyak digunakan dalam pengembangan tebu di lahan kering. Adapun alat yang digunakan meliputi jangka sorong, refraktometer, polarimeter, Chlorophyll Content Meter tipe CCM-200  plus,  Chlorophyll  Fluorometer  tipe  OS-30p+, meteran, dan alat pembantu lainnya.
Klon-klon unggul hasil evaluasi dari koleksi plasma nutfah  dan varietas pembanding disusun dalam rancangan acak  kelompok  dengan  tiga  ulangan.  Setiap  klon/varietas ditanam dalam 5 juring dengan panjang juring 5 m dan jarak pusat  ke  pusat  (PKP)  selebar  130  cm.  Dengan  demikian faktor  juring  (panjang  juringan  per  hektar)  sebesar  6080 m.  Sebelum  tanam,  juringan  diberi  pupuk  kandang  sapi sebanyak  10  ton  ha -1 .  Kepadatan  populasi  tanaman  yang digunakan adalah 10 bagal per juringan.
Pemeliharaan  tanaman  meliputi  penyulaman, pemupukan,  pembumbunan,  pengairan,  dan  pengendalian hama penyakit. Penyulaman dilakukan 2-3 minggu setelah tanam  dengan  menaman  benih  yang  tersedia  sampai populasi  tanaman  seperti  semula. Pemupukan  anorganik (Phonska dan ZA) dilakukan dua kali yakni pada umur 1 dan  3  bulan  setelah  tanam.  Pemupukan  dilakukan  secara larikan  dengan  jarak  larikan  sekitar  10  cm  dari  pangkal batang.  Potensi  klon-klon  unggul  tidak  dapat  diperoleh apabila  kondisi  ketersediaan  hara  dan  air  menjadi  faktor pembatas  bagi  pertumbuhan  dan  produksi  tanaman. Keterbatasan  ketersediaan  hara  dalam  tanah  dapat  diatasi dengan  pemberian  pupuk  anorganik.  Dosis  pupuk  yang diberikan  1.25  kali  dosis  pupuk  rekomendasi  (750  kg Phonska  +  625  kg  ZA  per  hektar),  sesuai  rekomendasi Pabrik  Gula  Asembagus.  Pupuk  Phonska  diberikan  pada saat pemupukan I dan pupuk ZA pada saat pemupukan II. Pembumbunan dilakukan 2 kali dengan cara menarik tanah- tanah  di  sekitar  juringan  ke  atas  juringan.  Pembumbunan I dan II dilakukan setelah pemupukan I dan II. Pengairan dilakukan sebanyak 3 kali selama bulan Juli-Agustus.
Pengamatan  khlorofil  daun  dan  fluoresensi khlorofil  dilakukan  pada  fase  pertumbuhan  batang  (umur 6  bulan  setelah  tanam).  Khlorofil  daun  diukur  dengan alat  Chlorophyll  Content  Meter  pada  daun-daun  atas dengan  prosedur  sesuai  dengan  petunjuk  penggunaan alat  (Anonymous,  2012a).  Fluoresensi  khlorofil  diukur dengan alat Chlorophyll Fluorometer pada daun-daun atas yang  telah  membuka  sempurna  dengan  prosedur  sesuai dengan  petunjuk  penggunaan  alat  (Anonymous,  2012b). Pengamatan  fluoresensi  khlorofil  menghasilkan  data  hasil kuantum  maksimal  dari  fotokimia  primer  (Fv/Fm)  dalam fotosistem II.
Pengamatan  jumlah  batang  per  m  juring  dilakukan menjelang panen dengan cara menghitung seluruh tanaman yang berada pada juring 2, 3, dan 4 (JBT). Tanaman yang dihitung  hanya  yang  berpanjang  batang  >  1  meter  dan berdiameter  >  2.0  cm.    Jumlah  batang  per  m  juring  (JB) dihitung dengan rumus : JB = JBT / (3 x 5), dimana angka 3  menunjukkan  jumlah  juring  yang  diamati  dan  angka  5 menunjukkan panjang juring.
Pengamatan  jumlah  ruas,  panjang  ruas,  panjang batang, diameter batang, diameter batang, dan bobot batang
dilakukan  pada  saat  menjelang  panen.  Contoh  tanaman diambil dari juringan 2, 3, dan 4 masing-masing sebanyak 2  rumpun.  Contoh  tanaman  dipanen  dan  dihitung  jumlah batang contoh. Setiap contoh tanaman dihitung jumlah ruas dan panjang setiap ruas batang. Panjang batang dihitung dari penjumlahan setiap panjang ruas batang pada setiap batang. Diameter batang diukur pada bagian tengah batang setiap tanaman contoh. Bobot batang diukur dengan menimbang seluruh batang contoh tanaman per perlakuan.
Pengamatan  potensi  rendemen  dilakukan  menjelang panen dengan mengukur faktor perah, brix dan pol. Contoh tanaman  sebanyak  10  batang  dari  juringan  3  ditimbang bobot batangnya dan diperas untuk diambil niranya.  Faktor perah (FP) dihitung dengan rumus : FP = bobot nira / bobot batang Pengamatan  nilai  brix  dilakukan  terhadap  nira dengan alat hand refraktometer, sedangkan pengamatan pol dilakukan dengan alat polarimeter.  Nilai nira (NN) dihitung dengan  rumus:  NN  =  Pol-(0.4  x  (Brix-Pol)).  Potensi rendemen (PR) dihitung dengan rumus: PR (%) = FP x NN Pengamatan  produktivitas  dilakukan  saat  panen dengan  menimbang  seluruh  batang  terpanen  (BT)  pada juringan 2, 3, dan 4 (total sepanjang 15 m). Produktivitas per ha dihitung dengan rumus :
Produktivitas (ton ha -1 ) = 6,080 x (BT / 15)) / 1,000. Hablur  dihitung  dengan  mengalikan  antara  potensi rendemen  dengan  produktivitas.  Data  yang  diperoleh dianalisis  ragam  dan  dilanjutkan  dengan  uji  jarak  ganda Duncan (DMRT) taraf 5%. Analisis regresi linier berganda ( Stepwise analysis ) antar peubah dilakukan untuk mengetahui pengaruh gabungan antara peubah terhadap peubah lainnya. Nilai koefisien korelasi (r) digunakan sebagai besaran nilai pengaruh.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Kandungan  khlorofil  relatif  dalam  daun  dan  hasil kuantum maksimal dari fotokimia primer dalam fotosistem II  (Fv/Fm)  berbeda  antar  klon-klon  tebu  yang  digunakan (Tabel 2).  Dua klon (386 SOF 1118 dan 104) berkandungan khlorofil relatif lebih besar, 3 klon (17, 87, dan 212) tidak berbeda dan 7 klon lainnya lebih rendah dibanding varietas pembanding (Cenning dan PS 881). Klon-klon yang diuji ditumbuhkan  dalam  lingkungan  tumbuh  yang  homogen sehingga perbedaan kandungan khlorofil daun dipengaruhi oleh  genetik  tanaman.  Streck et  al. (2010)  menyebutkan kandungan khlorofil dalam daun dipengaruhi oleh genetik tanaman,  kondisi  lingkungan  tumbuh,  dan  interaksi  dari keduanya. Demikian pula Zhao et al. (2015) menyebutkan kandungan khlorofil daun hanya dipengaruhi oleh genetik tanaman  bila  kondisi  lingkungan  tumbuhnya  homogen. Khlorofil merupakan aparatus pemanen energi cahaya yang diperlukan  oleh  tanaman  tebu  untuk  proses  fotosintesis. Kandungan khlorofil daun berpengaruh positif dengan laju fotosintesis (Zhao et al. , 2015).
Klon 386 SOF 1118 menghasilkan Fv/Fm  yang lebih besar  dan  11  klon  lainnya  tidak  berbeda  dengan  varietas
Cenning (Tabel 2). Pembandingan dengan PS 881 diperoleh 2  klon  (104  dan  386  SOF  1118)  menghasilkan  Fv/Fm yang lebih besar dan 10 klon lainnya yang tidak berbeda. Energi  cahaya  yang  diserap  khlorofil  digunakan  untuk proses  fotokimia,  dihamburkan  sebagai  panas  (disipasi panas) dan dipancarkan kembali sebagai fluoresensi. Ketiga proses  tersebut  saling  bersaing  sehingga  hasil  fluoresensi mengandung informasi tentang efisiensi dua proses lainnya (Stirbert et al. , 2014). Fv/Fm merupakan salah satu peubah fluoresensi yang berkaitan erat dengan fotosintesis. Analisis regresi  nilai  Fv/Fm  terhadap  kandungan  khlorofil  relatif daun diperoleh nilai pengaruh sebesar 88.3%. Hasil tersebut memberi  arti  bahwa  88.3%  nilai  Fv/Fm  ditentukan  oleh kandungan  khlorofil,  sedangkan  sisanya  ditentukan  oleh faktor  lain.  Klon/varietas  yang  mempunyai  kandungan khlorofil  yang  tinggi  akan  menghasilkan  nilai  Fv/Fm yang  tinggi  pula.  Hasil  penelitian  Zivcak et  al .  (2008) memperlihatkan  perbedaan  nilai  Fv/Fm  disebabkan  oleh perbedaan genetik tanaman.
Jumlah  ruas,  panjang  ruas,  panjang  batang  dan diameter  batang  tebu  berbeda  antar  klon  yang  digunakan (Tabel 3). Klon 90 berjumlah ruas batang lebih sedikit, 3 klon (104, 354, dan 451) lebih banyak, dan 8 klon lainnya tidak berbeda dengan Cenning. Pembandingan dengan PS 881 diperoleh 6 klon (87, 104, 212, 354, 451, dan 400 SOF 1132) berjumlah ruas batang lebih banyak, dan 6 klon lainnya tidak berbeda. Semua klon yang diuji ditumbuhkan dalam lingkungan  tumbuh  yang  homogen  sehingga  perbedaan jumlah ruas yang diperoleh disebabkan oleh perbedaan klon
yang digunakan. Naga-Madhuri et al . (2011) dan Viator et al . (2010) menyebutkan  jumlah ruas batang tebu dipengaruhi oleh genetik tanaman.
Enam klon (212, 354, 451, 452, 386 SOF 1118, 400 SOF 1132) berpanjang ruas  lebih pendek dan 6 klon lainnya tidak berbeda dengan Cenning. Pembandingan dengan PS 881 diperoleh 3 klon (17, 90, dan PBG 2) berpanjang ruas lebih panjang, 3 klon (354, 451, dan 400 SOF 1132) lebih pendek, dan 6 klon lainnya tidak berbeda dengan PS 881 (Tabel 3). Panjang ruas batang tebu ditentukan oleh jumlah ruas  dan  karbohidrat  yang  tersedia  untuk  pertumbuhan batang.  Karbohidrat  yang  tersedia  untuk  pertumbuhan batang ditentukan oleh laju fotosintesis tanaman yang dalam penelitian  ini  dicrminkan  oleh  peubah  Fv/Fm.  Analisis regresi linier berganda panjang ruas terhadap jumlah ruas dan  Fv/Fm  diperoleh  nilai  pengaruh  (koefisien  korelasi) sebesar 77.2% dengan jumlah ruas berkorelasi negatif dan Fv/Fm berkorelasi positif. Klon/varietas yang mempunyai jumlah ruas yang sedikit dan nilai Fv/Fm yang tinggi akan menghasilkan  panjang  ruas  yang  lebih  panjang  (Streck et  al. ,  2010).  Hasil  penelitian  Junejo et  al .  (2010),  Patel et  al. (2014)  dan  Gomathi et  al .  (2013)    memperlihatkan perbedaan panjang ruas tebu akibat perbedaan varietas yang digunakan.
Empat klon (17, 87, 104, dan 212) berpanjang batang tidak  berbeda  dan  8  klon  lainnya  lebih  pendek  dibanding varietas  Cenning.    Pembandingan  dengan  varietas  PS 881  diperoleh  1  klon  (400  SOF  1132)  berpanjang  batang lebih pendek, 3 klon (354, 452, dan 386 SOF 1118) yang tidak berbeda, dan 8 klon lainnya lebih panjang (Tabel 3). Panjang batang tersusun atas jumlah ruas dan panjang ruas batang.  Analisis  regresi  linier  berganda  panjang  batang terhadap  jumlah  dan  panjang  ruas  diperoleh  pengaruh gabungan  sebesar  99.1%.  Klon/varietas  yang  mempunyai jumlah  ruas  batang  yang  lebih  banyak  dan  panjang  ruas yang  lebih  panjang  akan  menghasilkan  panjang  batang yang  lebih  panjang.  Hasil  penelitian  Khan et  al .  (2012) memperlihatkan  adanya    korelasi  positif  antara  panjang batang dengan panjang dan jumlah ruas batang. Streck et al .  (2010)  dan  Islam et  al .  (2011)  menyatakan  perbedaan genetik  tanaman  tebu  menyebabkan  perbedaan  panjang batang yang diperoleh.
Tiga klon (17, 87, dan 354) berdiameter batang lebih besar, dan 9 klon lainnya tidak berbeda dengan Cenning dan PS 881 (Tabel 3). Diameter batang ditentukan oleh panjang batang  dan  karbohidrat  yang  tersedia  untuk  pertumbuhan batang.  Semakin  pendek  batang  dan  semakin  besar karbohidrat yang tersedia untuk pertumbuhan batang maka semakin  besar  diameter  batang  yang  diperoleh.  Analisis regresi  linier  berganda  diameter  batang  terhadap  panjang batang  dan  Fv/Fm  menghasilkan  nilai  pengaruh  sebesar 65.3%  dengan  panjang  batang  berpengaruh  negatif  dan Fv/Fm berpengaruh positif. Klon/varietas yang berpanjang batang lebih pendek dan bernilai Fv/Fm lebih tinggi akan menghasilkan  diameter  batang  yang  lebih  besar.  Hasil penelitian  Streck et  al .  (2010)  memperlihatkan  adanya hubungan antara  diameter batang dengan laju fotosintesis
Klon/varietas Kandungan khlorofil relatif Fv/Fm 17 12.20bc 0.710a-c 87 12.18bc 0.695b-d 90 10.38de 0.670c-e 104 14.62a 0.728ab 212 12.31bc 0.699b-d 351 9.18f 0.646de 354 10.38de 0.685b-e 451 9.57ef 0.652de 452 8.31g 0.642e PBG 2 10.49d 0.670c-e 386 SOF 1118 14.93a 0.754a 400 SOF 1132 10.24de 0.648de PS 881 11.58c 0.664c-e Cenning 11.43c 0.676b-e Tabel  2.  Kandungan  khlorofil  relatif  dan  hasil  kuantum maksimal  dari  fotokimia  primer  (Fv/Fm)  klon/ varietas tebu di lahan kering
Keterangan:  Angka  yang  didampingi  minimal  satu  huruf  sama dalam satu kolom berarti tidak berbeda nyata pada uji jarak ganda Duncan (DMRT) taraf 5%
dan  panjang  batang.  Diameter  batang  tebu  dipengaruhi oleh  genetik  tanaman  dan  lingkungan  tumbuh  (Naga- Madhuri et al ., 2011).  Dalam kondisi lingkungan tumbuh yang  homogen, diameter batang dipengaruhi oleh genetik tanaman (Menossi et al ., 2008; Rahman et al ., 2008). Bobot batang, jumlah batang terpanen dan produktivitas tebu berbeda antar klon yang digunakan (Tabel 4).  Dua klon (104 dan 386 SOF 11182) mempunyai bobot batang lebih
berat, 5 klon (90, 351,451, 452, dan 400 SOF 1132) lebih ringan, dan 5 klon lainnya tidak berbeda dengan Cenning. Pembandingan dengan PS 881 diperoleh 2 klon (351 dan 452) berbobot batang lebih ringan, 4 klon (90, 451, PBG 2, dan 400 SOF 1132) tidak berbeda dan 6 klon lainnya yang lebih berat.  Bobot batang tersusun atas volume dan bobot jenis batang. Bobot jenis batang diasumsikan tidak berbeda sehingga  bobot  batang  ditentukan  oleh  volume  batang.
Klon/varietas Jumlah ruas per batang Panjang ruas (cm) Panjang batang (cm) Diameter batang (mm) 17 15.6fg 16.31ab 253.65b-e 30.33a-c 87 17.0c-e 15.64b-d 266.11a-c 31.81a 90 14.7g 16.97a 249.62c-e 27.52de 104 18.1bc 15.37b-d 278.35a 29.16b-d 212 17.6cd 15.11cd 264.37a-c 27.42de 351 16.0e-g 15.51b-d 248.59c-e 23.76f 354 19.8a 11.46e 224.43f 30.60ab 451 20.1a 12.12e 244.12de 26.79e 452 16.4d-f 14.65d 240.12ef 26.28e PBG 2 15.5fg 16.03a-c 244.94de 28.29c-e 386 SOF 1118 16.0e-g 14.84cd 235.41ef 29.51b-d 400 SOF 1132 17.3c-e 11.51e 199.32g 26.72e PS 881 15.4fg 14.42d 221.01f 27.89de Cenning 16.2d-f 16.53ab 268.38ab 27.75de
Tabel 3. Jumlah dan panjang ruas batang serta panjang dan diameter batang klon/varietas tebu di lahan kering
Keterangan: Angka yang didampingi minimal satu huruf sama dalam satu kolom berarti tidak berbeda nyata pada uji jarak ganda Duncan (DMRT) taraf 5%
Klon/varietas
Bobot batang (kg per batang) Jumlah batang per m juring Produktivitas (ton ha -1 ) 17 1.617ab 8.8fg 85.53b 87 1.560a-c 8.3g 78.01b-d 90 1.338de 9.2ef 73.38c-e 104 1.629a 9.9de 98.19a 212 1.617ab 10.0de 98.26a 351 1.198f 11.8b 85.69b 354 1.600ab 6.9h 67.30e 451 1.213ef 9.6e 70.95de 452 1.000g 13.6a 83.11b PBG 2 1.444cd 11.1bc 97.42a 386 SOF 1118 1.647a 8.1g 80.24bc 400 SOF 1132 1.247ef 10.6cd 81.71bc PS 881 1.358de 9.1ef 75.68cd Cenning 1.481bc 11.8b 105.42a
Tabel 4. Bobot dan batang terpanen serta produktivitas klon/varietas tebu di lahan kering
Keterangan: Angka yang didampingi minimal satu huruf sama dalam satu kolom berarti tidak berbeda nyata pada uji jarak ganda Duncan (DMRT) taraf 5%
Volume batang tersusun atas luas penampang dan panjang batang, dimana luas penampang batang dapat diwakili oleh diameter  batang  sehingga  bobot  batang  dapat  ditentukan oleh  diameter  dan  panjang  batang. Analisis  regresi  linier berganda bobot batang terhadap diameter dan panjang batang menghasilkan nilai pengaruh sebesar 79.3%. Klon/varietas yang mempunyai diameter batang lebih besar dan panjang batang lebih panjang akan menghasilkan bobot batang yang lebih besar. Junejo et al . (2010) dan Shakoor-ruk et al . (2014) menyatakan bobot batang tebu ditentukan oleh diameter dan panjang batang. Jika panjang batang yang diperoleh tidak ada perbedaan maka bobot batang ditentukan oleh diameter batang dan demikian pula sebaliknya (Ghaffar et al ., 2012). Hasil  penelitian  Chohan et  al .  (2014)  memperlihatkan adanya  perbedaan  bobot  batang  yang  dihasilkan  akibat perbedaan klon/varietas tebu yang digunakan.
Satu klon (452) mempunyai jumlah batang terpanen lebih banyak, 2 klon (351 dan PBG 2) tidak berbeda, dan 9  klon  lainnya  yang  lebih  sedikit  dibanding  Cenning. Pembandingan dengan varietas PS 881 diperoleh 3 klon (87, 354, dan 386 SOF 1118) mempunyai jumlah batang terpanen lebih sedikit, 4 klon (251, 452, PBG 2, dan 400 SOF 1132) yang lebih banyak, dan 5 klon lainnya tidak berbeda (Tabel 4). Jumlah batang tebu per satuan luas lahan dipengaruhi oleh genetik tanaman dan lingkungan tumbuhnya (Bashir et al. , 2005). Dalam kondisi lingkungan tumbuh yang homogen, jumlah batang tebu ditentukan oleh genetik tanaman (Naga- Madhuri et  al. ,  2011).  Hasil  penelitian  Dashora  (2012) memperlihatkan  perbedaan  genetik  tebu  menghasilkan perbedaan jumlah batang tebu yang terpanen.
Tiga  klon  (104,  212,  dan  PBG  2)  mempunyai produktivitas tidak berbeda dan 9 klon lainnya lebih rendah dibanding Cenning. Pembandingan dengan PS 881 diperoleh 1 klon (354) mempunyai produktivitas lebih rendah, 5 klon (87,  90,  451,  386  SOF  1118,  dan  400  SOF  1132)  tidak berbeda, dan 6 klon lainnya lebih tinggi (Tabel 4). Bobot batang dan jumlah batang terpanen merupakan komponen penyusun  produktivitas  tebu.  Analisis  regresi  linier berganda  produktivitas  terhadap  komponen  penyusunnya menghasilkan nilai pengaruh sebesar 97.9%. Klon/varietas yang memponyai bobot batang lebih besar dan jumlah batang terpanen  lebih  banyak  akan  menghasilkan  produktivitas tebu yang lebih tinggi. Soomro et al . (2012) dan Tyagi et al . (2013) menyatakan produktivitas tebu ditentukan oleh bobot batang dan jumlah batang saat panen. Peningkatan jumlah batang  tebu  dan  bobot  batang  menyebabkan  peningkatan produktivitas  tebu  (Khalid et  al .,  2015;  Djumali et  al. , 2017). Hasil penelitian Kumar et al. (2012) memperlihatkan perbedaan  produktivitas  tebu  akibat  perbedaan  genetik tanaman yang digunakan.
Faktor perah, nilai nira dan potensi rendemen berbeda antar klon tebu yang digunakan (Tabel 5). Tiga klon (104, 212, dan 351) mempunyai faktor perah lebih besar, 2 klon (354 dan 451) lebih kecil, dan 7 klon lainnya tidak berbeda dengan  Cenning.  Pembandingan  dengan  varietas  PS  881 diperoleh 4 klon (104, 212, 351, dan PBG 2) mempunyai faktor  perah  yang  tidak  berbeda  dan  8  klon  lainnya  yang
lebih rendah. Faktor perah dipengaruhi oleh faktor genetik dan  lingkungan  tumbuhnya  (Inoue et  al. ,  2009).  Dalam kondisi  lingkungan  tumbuh  yang  homogen,  faktor  perah dipengaruhi  oleh  genetik  tanaman  (Chohan et  al. ,  2014). Kashif  dan  Khan  (2007)  menyatakan  perbedaan  genetik tanaman  tebu  menyebabkan  perbedaan  faktor  perah  yang diperoleh.
Klon 17 mempunyai nilai nira yang lebih rendah, tiga klon  (87,  90,  dan  212)  tidak  berbeda,  dan  8  klon  lainnya lebih  tinggi  dibanding  varietas  Cenning.  Pembandingan dengan  varietas  PS  881  diperoleh  5  klon  (351,  354,  451, 386 SOF 1118, dan 400 SOF 1132) mempunyai nilai nira tidak berbeda dan 7 klon lainnya yang lebih rendah (Tabel 5).  Nilai nira dipengaruhi oleh faktor genetik dan kondisi lingkungan tumbuh tanaman tebu (Singh et al. , 2010). Dalam kondisi  lingkungan  yang  homogen,  nilai  nira  dipengaruhi oleh genetik tanaman (Chohan et al., 2014).  Hasil penelitian Kashif dan Khan (2007) memperlihatkan perbedaan genetik tanaman menyebabkan perbedaan nilai nira.
Empat klon (17, 87, 90, dan 354) mempunyai potensi rendemen  yang  tidak  berbeda  dan  8  klon  lainnya  lebih tinggi dibanding varietas Cenning.  Pembandingan dengan varietas  PS  881  tidak  diperoleh  klon  yang  mempunyai potensi rendemen tidak berbeda maupun lebih tinggi (Tabel 5).  Faktor  perah  dan  nilai  nira  merupakan  komponen penyusun  potensi  rendemen  sehingga  analisis  regresi linier  berganda  potensi  rendemen  terhadap  komponen penyusunnya  diperoleh  nilai  pengaruh  sebesar  99.6%. Klon/varietas yang mempunyai faktor perah dan nilai nira lebih  tinggi  akan  menghasilkan  potensi  rendemen  yang lebih tinggi pula. Amolo et al . (2014) menyatakan potensi rendemen tebu ditentukan oleh faktor perah dan nilai nira. Bahrani et  al .  (2009)  dan  Keshavaiah et  al .  (2012)  juga menyatakan peningkatan faktor perah dan nilai nira diikuti oleh peningkatan potensi rendemen yang dihasilkan. Hasil penelitian Kumar et al . (2012) memperlihatkan perbedaan rendemen tebu sebagai akibat perbedaan genetik tanaman.
Hasil hablur berbeda antar klon tebu yang digunakan (Tabel 6).  Empat klon (104, 351, PBG 2, dan 400 SOF 1132) mempunyai hasil hablur lebih tinggi, 3 klon (212, 452, dan 386 SOF 1111) yang tidak berbeda, dan 5 klon lainnya yang lebih  rendah  dibanding  varietas  Cenning.    Pembandingan dengan  varietas  PS  881  diperoleh  6  klon  (104,  212,  351, PBG 2, 386 SOF 1118, dan 400 SOF 1132) yang mempunyai hasil  hablur  tidak  berbeda  dan  6  klon  lainnya  yang  lebih rendah.  Produktivitas  dan  potensi  rendemen  merupakan komponen  penyusun  hasil  hablur.  Analisis  regresi  linier berganda  hasil  hablur  terhadap  komponen  penyusunnya diperoleh  nilai  pengaruh  sebesar  99.7%.  Klon/varietas yang mempunyai produktivitas dan rendemen yang tinggi akan menghasilkan hablur yang tinggi pula. Soomro et al . (2012 dan Rehman et al . (2014) menyatakan hasil hablur ditentukan  oleh  produktivitas  tebu  dan  rendemen.  Hasil penelitian Gomathi et al . (2013) memperlihatkan perbedaan hasil hablur sebagai akibat perbedaan genetik tanaman yang digunakan.

## KESIMPULAN
Klon 104, 212, dan PBG 2 menghasilkan produktivitas tebu  (97.42-98.26  ton  ha -1 )  tidak  berbeda  dengan  varietas Cenning  (105.42  ton  ha -1 )  tetapi  lebih  tinggi  dibanding varietas PS 881 (75.68 ton ha -1 ). Potensi rendemen (9.43- 9.46%) klon 104 dan PBG 2 lebih besar dibanding Cenning (6.94%)  tetapi  lebih  kecil  dibanding  PS  881  (11.66%),
sedangkan  hasil  hablur  (9.16-9.24  ton  ha -1 )  lebih  tinggi dibanding  Cenning  (7.47  ton  ha -1 )  tetapi  tidak  berbeda dengan PS 881 (8.84 ton ha -1 ).

## UCAPAN TERIMA KASIH
Penulis  mengucapkan  terima  kasih  kepada  Kepala Balai  Penelitian  Tanaman  Pemanis  dan  Serat  yang  telah membiayai  penelitian  ini  melalui  DIPA  tahun  2017. Terima kasih ditujukan kepada Kepala Kebun Asembagus beserta staf  dan semua pihak yang telah membantu dalam pelaksanaan kegiatan penelitian ini.

## DAFTAR PUSTAKA
Amolo, R.A., D.O. Sigunga, P.O. Owuor. 2014.  Evaluation of  sugarcane  cropping  systems  in  relation  to productivity at Kibos in Kenya. Inter. J. Agric. Policy Res. 2:256-266.
Anonymous.    2012a.    CCM-200  plus  operator’s  manual chlorophyll content  meter. Opti-Sciences Inc.,USA.
Anonymous.    2012b.    OS-30p+  chlorophyll  fluorometer, field portable hand held instrument designed for Fv/ Fm, Fv/F0 and advanced OJIP measurements. Opti- Sciences Inc.,USA.
Bahrani, M.J., M. Shomeili, S.H. Zande-Parsa, A. Kamgar- Haghighi.  2009.  Sugarcane responsses to irrigation and  nitrogen  in  subtropical  Iran.    Iran Agric.  Res. 27:17-26. Klon/varietas Faktor perah Nilai nira Potensi rendemen (%) 17 0.537e 11.34e 6.08e 87 0.545de 11.52de 6.33e 90 0.534e 11.67de 6.25e 104 0.649ab 14.45c 9.43b 212 0.662a 12.62d 8.31c 351 0.621a-c 16.63ab 10.17b 354 0.469f 16.69ab 7.74cd 451 0.458f 17.68a 8.00c 452 0.596b-e 15.70b 9.39b PBG 2 0.605a-d 15.71b 9.46b 386 SOF 1118 0.556c-e 17.86a 9.91b 400 SOF 1132 0.562c-e 17.67a 9.85b PS 881 0.670a 17.45a 11.66a Cenning 0.544de 12.57d 6.94de Tabel 5. Faktor perah, nilai nira dan potensi rendemen klon/varietas tebu di lahan kering
Keterangan: Angka yang didampingi minimal satu huruf sama dalam satu kolom berarti tidak berbeda nyata pada uji jarak ganda Duncan (DMRT) taraf 5%
Tabel 6.  Hasil hablur klon/varietas tebu di lahan kering Klon/varietas Hablur (ton ha -1 ) 17 5.16 ef 87 4.95f 90 4.65f 104 9.24a 212 8.17b-d 351 8.69ab 354 5.32ef 451 5.69e 452 7.77cd PBG 2 9.16a 386 SOF 1118 7.97b-d 400 SOF 1132 8.24bc PS 881 8.84ab Cenning 7.47d
Keterangan:  Angka  yang  didampingi  minimal  satu  huruf  sama dalam satu kolom berarti tidak berbeda nyata pada uji jarak ganda Duncan (DMRT) taraf 5%
Bashir, S., A. Ali, M. Yasin.  2005.  Sugarcane varieties and row spacing on sugarcane traits.  Pakistan Sugar J. 20:18-20.
BPS.  2016.  Statistik  tebu  Indonesia  2015.    Badan  Pusat Statistik. Jakarta.
Chohan,  M.,  U.A.  Talpur,  S.  JunejoO,  G.S.  Unar,  R.N. Panhwar, B. Pa. 2014. Selection and evalution of the diverse  sugarcane  genotypes  in  4 th stage.  J. Anim. Plant Sci. 24:197-203.
Dashora, P.  2012.  Productivity and sustainability of sugar ( Saccharum  officinarum )  genotypes  under  planting seasons and fertility levels in south-east Rajasthan. Academia Arena. 4:37-41.
Ditjenbun, 2017.  Statistik Perkebunan Indonesia 2015-2017 : Tebu.  Direktorat Jendral Perkebunan, Jakarta.
Djumali,  Lestari  dan  Supriyono.  2017.    Penampilan  tebu dari benih bagal dan budchip pada dua tata tanam di lahan kering.  J. Agron. Indonesia 45:299-307.
Ghaffar, A., Ehsanullah, N. Akabr, S.H. Khan, K. Jabran, R.Q.  Hashmi,  A.  Iqbal,  M.A.  Ali.  2012.  Effect  of trench  spacing  and  micronutrients  on  growth  and yield  of  sugarcane  ( Saccharum  officinarum L.). Aust. J. Crop. Sci. 6:1-9.
Gomathi,  R.,  P.N.G.  Rao,  D.  Rakkyappan,  B.P.  Sundara,
S.  Shiyamala.    2013.    Physiological  studies  on ratoonability  of  sugarcane  varieties  under  tropical indian condition.  American J. Plant Sci. 4:274-281.
Heliyanto, B., Djumali, E. Sugiyarta.  2016.  Status of the development of high-yielding sugarcane varieties for rainfed areas in Indonesia.  Proc. Int. Soc. Sugarcane Tech. 29:1674-1676.
Inoue,  K.,  I.  Yamane,  T.  Kaji.    2009.  Effect  of  nitrogen topdressing  and  number  off  tillers  at  maximum tillering  stage  on  the  field  and  extract  quality  of ratoon sugarcane cultivar Ni 17. Japanese J. Soil Sci. Plant Nutr. 80:1-6.
Islam, M.S., M.A.S. Miah, M.K. Begum, M.R. Alam, M.S. Arefin. 2011. Growth, yield and juice quality of some selected sugarcane clones under water-logging stress condition. World J. Agric. Sci. 7:504-11.
Junejo,  S.,  G.M.  Kaloi,  R.N.  Panhwar,  M.  Chohan, A.A. Junejo, A.F. Soomro.  2010.  Performance of newly developed sugarcane genotypes for some qualitative an quantitative traits under thatta conditions. J. Anim. Plant Sci.  20:40-43.
Kashif, M. and F.A. Khan. 2007. Disvergence in sugarcane ( Saccharum  officinarum L.,)  based  on  yield  and quality traits. Pak. J. Bot. 39:1559-1563.
Keshavaiah, K.V., Y.B. Palled, C. Shankariah, H.T. Channal, B.S.  Nandihalli,  K.S.  Jagadeesha.    2012.  Effect  of nutrient management practices on nutrient dynamics and performance of sugarcane.  Karnataka J. Agric. Sci.  25:187-192.
Khan, I.A., S. Bibi, S. Yasmin, A. Khatri, N. Seema, A.S. Abro.  2012.  Correlletion  studies  of  the  agronomic traits for higher sur yield in sugarcane. Pak J. Bot. 44:969-971.
Khalid, S., F. Munsif, A. Ali, M. Ismail, N. Haq, S. Iqbal, M. Saeed.  2015.  Evaluation of chipbud settling of sugarcane for enhancing yield to various row spacing. Inter. J. Agric. Envir. Res. 12:41-48.
Kumar,  N.,  H.  Singh,  R.  Kumar,  V.P.  Singh.  2012. Productivity and profitability of different genotypes of  sugarcane  ( Saccharum  spp )  as  influenced  by fertility levels and planting seasons. Indian J. Agron. 57:180-185.
Menossi,  M.,  M.G.  Silva-Filho,  M.  Vincentz,  M.A.Van- Sluys,  G.M.  Souza.    2008.    Sugarcane  functional genomics,  gene  discovery  for  agronomic  trait development. Inter. J. Plant Gen. 2008: 1-11.
Naga-Madhuri,  K.V.,  M.H.  Kumar,  N.V.  Sarala.    2011. Influence  of  higher  doses  of  nitrogen  on  yield  and quality of early maturing sugarcane varieties.  Sugar Tech. 13:96-98.
Patel, D., V.C. Raj, B. Tandel, B. Patel, D.U. Patel, V. Surve. 2014. Influence of planting distance and variety on growth  of  sugarcane  and  weed  population  under mechanization.  J. Inter. Academic. Res. Multidisc. 2:34-41.
Rahman, M.A., S.U.K. Eusufzai, S.S. Tabriz, S.M.I. Hossain. 2008.  Optimization  of  irrigation  level  for  selected sugarcane varieties in AEZ-11 of Bangladesh.  The Agriculturists. 6:99-107.
Rehman,  A.,  R.  Qamar,  J.  Qamar.  2014.  Economic assessment of sugarcane ( Saccharum officinarum L.) through intercropping. J. Agric. Chem. Envir. 3:24- 28.
Shakoor-Ruk, A.,  M.N.  Kandhro,  S.K.  Baloch,  S.  Ullah- Baloch, A.  Bakhsh-Baloch.    2014.    Impact  of  sett placement method and row directions on growth and yield of sugarcane variety LRK-2001.  Persian Gulf Crop Protect. 3:53-59.
Singh, N.P., R.D.N. Verma, R.G. Singh, S.B. Singh. 2010. Effect  of  planting  geometry  and  nitrogen  level  on yield and juice quality of sugarcane. J. Sugar Tech.
2:40-43.
Soomro, A.F., S. Tunio, F.C. Oad, I. Rajper, M.I. Khuhro, M.Y. Arain.  2012.  Effect of supplemental inorganic NPK  and  residual  organic  nutrients  on  sugarcane ratoon crop. Inter. J. Sci. Eng. Res. 3:1-11.
Stirbert, A., GY. Riznichenko, AB. Rubin, Govindjee.  2014. Modeling  chlorophyll  a  fluorescence  transient  : relation to photosynthesis.  Biochemistry (Moscow). 79:291-323.
Streck,  N.A.,    J.G.  Hanauer,  L.F.  Gabriel,  T.C.  Buske, J.A.  Langner.  2010.  Leaf  development  and  growth of  selected  sugarcane  clones  in  a  subtropical environment. Pesq. Agropec. Bras. 45:1049-1057.
Tyagi, V.K., S. Sharma, S.B. Bhardwaj. 2013.  Pattern of association among cane yield, sugar yield and their components  in  sugarcane  ( Saccharum  officinarum L.). J. Agric. Res. 50:29-38.
Viator, R.P., C.D. Dalley, R.M. Johnson, E.P. Tichard.  2010. Early harvest affects sugarcane ratooning ability in Lousiana.  Sugarcane Inter. 28:123-127.
Zhao,  D.,  B.  Glaz,  M.S.  Irey,  C.J  Hu.  2015.  Sugarcane genotype variation in leaf photosynthesis properties and yield as affected by mill mud application. Agron. J. 107:506-514.
Zivcak,  M.,  M.  Brestic,  K.  Olsovska,  P.  Slamka.    2008. Performance index as a sensitive indicator of water stress  in Triticum  aestivum L.    Plant  Soil  Environ. 54:133-139.