## PENGARUH MODAL, LUAS LAHAN, JUMLAH TENAGA KERJA TERHADAP PENDAPATAN USAHATANI KELAPA SAWIT DI KECAMATAN RAYA KAHEAN KABUPATEN SIMALUNGUN
SAPRIDA 1 , PUTRISINA BR. TARIGAN 2
1, 2 Program Studi Agribisnis, Fakultas Agroteknologi Universitas Prima Indonesia Koresponden : safrida_sgt@yahoo.com

## ABSTRAK
Penelitian  ini bertujuan untuk mengetahui pengaruh dari  modal,  luas lahan, dan jumlah tenaga  kerja  terhadap  pendapatan  usahatani  kelapa  sawit,  khususnya  di  wilayah  Kecamatan Raya Kahean Kabupaten Simalungun. Penelitian ini juga untuk mengetahui bagaimana pengaruh modal,  luas  lahan  dan  tenaga  kerja  terhadap  pendapatan  petani  kelapa  sawit,  untuk menginvestigasi  pengaruh  modal,  luas  lahan,  dan  tenaga  kerja  terhadap  petani  kelapa  sawit. Hasil  dari  analisis  menunjukan  bahwa  pengaruh  modal,  luas  lahan,  dan  jumlah  tenaga  kerja seacara bersama-sama mampu mempengaruhi produksi sebesar 46,5%, sisanya sebesar 53,5% dijelaskan oleh variabel atau faktor lainnya. Berdasarkan hasil uji simultan dengan uji F, modal biaya  tenaga  kerja,  luas  lahan  dan  jumlah  tenaga  kerja,  berpengaruh  signifikan  terhadap pendapatan  petani.  Berdasarkan  hasil  uji  parsial  dengan  uji  t,  modal  biaya  tenaga  kerja berpengaruh  positif  dan  signifikan  terhadap  pendapatan  petani.  Berdasarkan  hasil  uji  parsial dengan  uji  t,  luas  lahan  berpengaruh  positif  dan  signifikan  terhadap  pendapatan  petani. Berdasarkan hasil uji parsial dengan uji t, jumlah tenaga kerja berpengaruh positif dan signifikan terhadap pendapatan petani.
Kata kunci :Pengaruh, modal, luas lahan, jumlah, kelapa sawit .

## PENDAHULUAN
Kelapa  sawit  merupakan  salah  satu tanaman  perkebunan  yang  mempunyai peranan penting bagi subsektor perkebunan.  Pengembangan  kelapa  sawit antara lain memberi manfaat dalam peningkatan pendapatan petani dan masyarakat  (petani  kelapa  sawit  dapat memiliki  pendapatan  sekitar  Rp  2 –  6  juta pertahun).  Produksi  yang  menjadi  bahan baku industri pengolahan yang menciptakan nilai tambah dalam negeri. Berdasarkan data Direktorat  Jendral  Perkebunan  luas  lahan
dan produksi selalu mengalami peningkatan Tabel  1.  Luas  Areal  Produksi  Kelapa  Sawit Tahun 2014-2017 Tahun Luas Areal (ha) Produksi (ton) 2014 4.422.365 2.041.079 2015 4.535.400 2.105.558 2016 4.656.648 2.173.137 2017 4.756.272 2.262.348 Sumber:Direktorat Jendral Perkebunan 2017
Ekspor  CPO  yang  menghasilkan  devisa (volume ekspor tahun 2012 sebesar 7,2 juta
e-ISSN   : 2621-6566
ton  senilai  US$  6,6  juta  dolar  meningkat menjadi 12 juta ton senilai US$ 7,3 juta dolar pada  tahun  2016)  dan  menyediakan kesempatan  kerja  bagi  lebih  dari  2  juta tenaga kerja di berbagai subsistem. Dari sisi upaya pelestarian lingkungan hidup, tanaman  kelapa  sawit  yang  merupakan tanaman  tahunan  berbentuk  pohon  ( tree crops )  dapat  berperan  dalam  penyerapan efek  gas  rumah  kaca  seperti  (CO 2 ),  dan mampu menghasilkan O 2 atau jasa lingkungan lainnya seperti konservasi biodiversitas  atau  eko-wisata.  Selain  itu, tanaman kelapa sawit juga menjadi sumber pangan  dan  gizi  utama  dalam  menu penduduk  negeri,  sehingga  kelangkaannya di pasar domestik berpengaruh sangat nyata dalam perkembangan ekonomi dan kesejahteraan masyarakat. Namun, pengembangan  tanaman  dan  agribisnis kelapa  sawit  akan  dapat  memberikan sebesar-besarnya  manfaat  di  atas,  apabila para pelaku agribisnis kelapa sawit, perbankan, lembaga penelitian dan pengembangan serta sarana dan prasarana ekonomi  lainnya  oleh  berbagai  instansi terkait  memberikan  dukungan  dan  peran aktifnya.
Pertanian  merupakan  sektor  yang paling  tangguh  di  negara  Indonesia  hingga kini  sektor  pertanian  merupakan  bagian sangat penting bagi pembangunan nasional. Pengembangan  agribisnis  kelapa  sawit merupakan  salah  satu  langkah  yang diperlukan  sebagai  kegiatan  pembangunan subsektor perkebunan dalam rangka revitalisasi sektor pertanian.
Sebagian besar penduduk di pulau Sumatera  berprofesi  sebagai  petani  kelapa sawit khususnya di provinsi Sumatera Utara. Hal  ini  dikarenakan  tanaman  kelapa  sawit sangat  cocok  tumbuh  di  Sumatera  Utara. Oleh  karena  itu  letak  geografis  dan  iklim  di Sumatera Utara sangat mendukung kegiatan produksi  tanaman  kelapa  sawit  karena banyak  sekali  potensi  yang  dapat  diambil dari tanaman kelapa sawit.

## Metode Pengumpulan Data
Metode pengumpulan data dilakukan melalui wawancara langsung kepada petani responden  denga  menggunakan  kuisioner. Data –data yang dikumpulkan meliputi  data- data  kegiatan  usahatani  kelapa  sawit  yaitu: pendapatan,  biaya  produksi,  modal,  luas lahan  dan  jumlah  tenaga  kerja.  Metode pengumpulan sampel petani dilakukan tidak sengaja  ( random  sampling )  yaitu  dengan mewawancarai  petani  secara  langsung. Jumlah  populasi  petani  kelapa  sawit  yang terdapat  di  Kecamatan  Raya  Kahean berjumlah
3850 petani. Penetapan besarsampel yang diperoleh dengan menggunakan  rao  purba  (1996)  yaitu  69 petani responden.
Keterangan:
N = 𝑍 ² 4 (𝑀𝑜𝑒)²
N = (1,66)² 4 (0,1)²
N = 2,755 0,04 = 68,87 Dimana: n = Besar sampel z
= Tingkat distribusi normal pada taraf signifikan 10% dengan T tabel = 1,66

## Hasil dan Pembahasan

## Deskripsi Objek Penelitian
Kecamatan Raya Kahean adalah salah satu kecamatan di Kabupaten Simalungun dengan  luas  wilayah  226,25  km  dan  terdiri dari 14 Nagori (desa)/ Kelurahan. Kecamatan  Raya  Kahean  terletak  pada daerah dengan ketinggian 500 meter diatas permukaan  laut  (dpl).  Letak  Kecamatan Raya Kahean berbatasan dengan kecamatan-kecamatan  dan  Kabupaten  lain dengan batas-batas wilayah sebagai berikut:
-  Sebelah  Utara  berbatas  dengan    : Kecamatan Silau Kahean
Agriprimatech Vol. 2 No. 2, April 2019 e-ISSN   : 2621-6566
-  Sebelah  Selatan  berbatas  dengan  : Kabupaten Deli Serdang -  Sebelah  Barat  berbatasan  dengan  : Kecamatan Raya -  Sebelah  Timur  berbatasan  dengan  : Kabupaten Deli Serdang

## Karakteristik Responden Menurut Umur
Usia  produktif  adalah  usia  antara  15-64 tahun  dan  usia  non  produktif  antara  0-14 tahun dan diatas 65 tahun (UU Tenaga Kerja No. 13 Tahun 2003). Jumlah dan persentase responden  berdasarkan  kelompok  umur dapat dilihat pada Tabel berikut
Tabel 3.    Karakteristik Petani
Responden   Berdasarkan Umur Kelompok Umur Jumlah Responden Persentas e (tahun) (Orang) (%) 20-30 10 10 31-40 17 17 41-50 34 34 51-80 39 39 Total 100 100 Sumber. Data Primer (diolah, 2018)
Berdasarkan  Tabel  3,  dapat  dapat diketahui bahwa jumlah responden yaitu 100 orang  yang  terdiri  dari  umur  20-30  tahun sebanyak 10 orang (10% persen), umur 31- produktif,  Pada  usia  produktif  40  tahun sebanyak  17  orang  (17%  persen),  pada umur  41-50  sebanyak  34  orang  (34% persen) dan dari umur 51-80 tahun sebanyak 39 orang (39% persen).

## Karakteristik  Responden  Kelapa  Sawit Kecamatan  Kahean  Menurut  Pendidikan
Pendidikan  merupakan  salah  satu  faktor yang paling penting untuk responden dalam hal  menerima  dan  menerapkan  teknologi baru, disamping kemampuan dan keterampilan  dari  para  petani  itu  sendiri. Pendidikan  akan  mempengaruhi  pola  pikir
petani  dalam  menjalankan  kegiatan  dan pengambilan  keputusan.  Semakin  tinggi tingkat pendidikan seseorang maka semakin tinggi  juga  tingkat  produktivitas  atau kinerja tenaga kerja tersebut (Simanjuntak, 2001).
Tabel 4.     Karateristik Petani Responden
Kelapa Sawit Kecamatan Kahean Menurut Pendidikan Tingkat Pendidikan Jumlah Responden (Orang) Persenta se (%) Sekolah Dasar (SD) 20 20 Sekolah Menengah Pertama (SMP) 24 24 Sekolah Menengah Atas (SMA) 45 465 S1 11 11 Total 100 100
Berdasarkan Tabel 4, dapat diketahui bahwa sebagian  besar  responden  adalah  tamatan SMA  sebanyak  45  orang  (45%  persen), selanjutnya  responden  dengan  tamatan SMP sebanyak 24 orang (24% persen) serta responden dengan tamatan SD sebanyak 20 orang (20% persen), dan responden dengan tamatan  S1  sebanyak  11  orang  (11% persen).

## Karakteristik  Responden  Menurut  Luas Lahan
Jumlah dan persentase responden berdasarkan luas lahan, sebagai berikut: diketahui bahwa jumlah petani yang memiliki luas lahan terbanyak adalah pada luas lahan 4 rante – 2 hektar masing-masing yaitu :
Agriprimatech Vol. 2 No. 2, April 2019 e-ISSN   : 2621-6566
Tabel 5. Karakteristik Petani Responden
Kelapa Sawit Kecamatan Kahean Berdasarkan Luas Lahan Luasan lahan (Hektar) Jumlah Responden (Orang) Persent ase  (%) 4 Rante-2 Ha 83 83 3 Ha-4 Ha 11 11 5 Ha- 6 Ha 3 3 7 Ha – 15 Ha 3 3 Total 100 100 Sumber. Data Primer
Luas  lahan  terbanyak  4  rante  -  2  hektar terdapat  83  responden  (83%  persen), selanjutnya responden dengan luas lahan 3 ha –  4  ha  yaitu  sebanyak  11  orang  (11% persen), selanjutnya responden dengan luas lahan  5  ha –  6  ha  yaitu  sebanyak  3  orang (3% persen), dan terakhir responden dengan luas  lahan  7  ha –  15  ha  yaitu  sebanyak  3 orang (3% persen).
Uji Asumsi Klasik
Uji Asumsi Normalitas
Dalam penelitian ini, uji normalitas terhadap residual dengan menggunakan uji Kolmogorov-Smirnov.  Tingkat  signifikansi yang digunakan
𝛼 = 0,05 . Dasar
pengambilan  keputusan  adalah  melihat angka  probabilitas 𝑝 ,  dengan  ketentuan sebagai berikut (Ghozali, 2013).
Jika nilai probabilitas 𝑝 ≥ 0,05, maka asumsi normalitas terpenuhi.
Jika  probabilitas  <  0,05,  maka  asumsi normalitas tidak terpenuhi.
Gambar 4 . Uji Normalitas dengan
Pendekatan Normal Probability Plot
Berdasarkan  hasil  uji  normalitas dengan normal  probability  plot (Gambar  4) titik-titik cenderung menyebar dekat dengan garis  diagonal.  Hal  ini  berarti  asumsi normalitas dipenuhi.

## Uji Multikolinearitas
Untuk memeriksa apakah terjadi multikolinearitas atau tidak dapat dilihat dari nilai variance inflation factor (VIF). Nilai VIF yang lebih dari 10 diindikasi suatu variabel bebas terjadi multikolinearitas (Gio dan Elly, 2015)
One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test Unstandardized Residual N
100 Normal Parameters a,,b Mean .0000000 Std. Deviation .42449894 Most Extreme Differences  Absolute .130 Positive .065 Negative -.130 Kolmogorov-Smirnov Z 1.301 Asymp. Sig. (2-tailed) .068
a. Test distribution is Normal.
b. Calculated from data.
Tabel 7. Uji Multikolinearitas
Berdasarkan  Tabel  7,  nilai  VIF  dari  modal biaya  tenaga  kerja  adalah  1,394,  nilai  VIF dari  luas  lahan  adalah  1,130  dan  nilai  VIF dari  jumlah  tenaga  kerja  adalah  1,392. Diketahui  seluruh  nilai  VIF  <  10,  maka disimpulkan  tidak  terjadi  multikolinearitas.

## UjiHeteroskedastisitas
Uji statistik Glejser dipilih karena lebih dapat menjamin  keakuratan  hasil  dibandingkan dengan uji grafik plot yang dapat menimbulkan  bias.  Uji  Glejser  dilakukan dengan meregresikan variabel bebas terhadap nilai absolute residual-nya terhadap variabel dependen (Ghozali, 2013). Kriteria  yang  digunakan  untuk  menyatakan apakah terjadi heteroskedastisitas atau tidak di antara data pengamatan dapat dijelaskan dengan menggunakan koefisien signifikansi. Koefisien  signifikansi  harus  dibandingkan dengan  tingkat  signifikansi  yang  ditetapkan sebelumnya (5%). Apabila koefisien signifikansi lebih besar dari tingkat signifikansi  yang  ditetapkan,  maka  dapat disimpulkan tidak terjadi heteroskedastisitas ( homoskedastisitas ). Jika koefisien signifikansi lebih kecil dari tingkat signifikansi yang  ditetapkan,  maka  dapat  disimpulkan terjadi heteroskedastisitas.

## Tabel  8.  Uji  Heteroskedastisitas  dengan
Uji Glejser
a. Dependent Variable: Glejser
Berdasarkan  Tabel  8,  diketahui  nilai probabilitas  atau Sig. Glejserdari  modal biaya tenaga kerja adalah 0,270 > 0,05, nilai Sig. Glejser  dari  luas  lahan  adalah  0,979  > 0,05 dan nilai Sig. Glejser dari jumlah tenaga kerja adalah 0,156 > 0,05. Diketahui seluruh nilai Sig Glejser  >  0,05,  maka  disimpulkan tidak
terjadi heteroskedastistas.

## UjiAutokorelasi
Uji autokorelasi dalam penelitian ini digunakan  uji  Durbin-Watson.  Berikut  hasil berdasarkan uji Durbin-Watson

## Tabel  9.  Uji  Autokorelasi  dengan  Uji Durbin-Watson
Nilai  statistik  dari  uji  Durbin-Watson  yang lebih  kecil  dari  1  atau  lebih  besar  dari  3 diindikasi  terjadi  autokorelasi.  Berdasarkan Tabel  4.5,  nilai  dari  statistik  Durbin-Watson adalah 2,009. Perhatikan bahwa karena nilai statistik  Durbin-Watson  terletak  di  antara  1 dan 3, yakni 1 < 2,009 < 3 , maka asumsi non- autokorelasi  terpenuhi.  Dengan  kata  lain, tidak terjadi gejala autokorelasi.
Analisis Koefisien Determinasi Koefisien determinasi ( 𝑅 2 ) merupakan suatu
Model Collinearity Statistics Tolerance  VIF
1 (Constant) Modal Biaya Tenaga Kerja (X1) .717  1.394
Luas Lahan (X2)
.885  1.130
Jumlah Tenaga Kerja (X3) .718  1.392 Coefficients a Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig.
B Std. Error Beta 1 (Constant) .810 1.108 .730  .467 Modal Biaya Tenaga Kerja (X1) .113 .101 .132 1.109  .270 Luas Lahan (X2) -.026 1.021 -.003 -.026  .979 Jumlah Tenaga Kerja (X3) -2.551 1.823 -.167 -1.399  .165
Agriprimatech Vol. 2 No. 2, April 2019 e-ISSN   : 2621-6566
nilai (nilai proporsi) yang mengukur seberapa  besar  kemampuan  variabel- variabel  bebas  yang  digunakan  dalam persamaan  regresi,  dalam  menerangkan variasi variabel tak bebas.

## Tabel 10. Koefisien Determinasi
Berdasarkan  Tabel  10,  diketahui  nilai koefisien  determinasi  ( R-Square )  adalah 0.465. Nilai tersebut dapat diartikan variabel modal biaya tenaga kerja, luas lahan, jumlah tenaga kerja secara bersama-sama mampu mempengaruhi  produksi  sebesar  46,5%, sisanya  sebesar  53,5%  dijelaskan  oleh variabel atau faktor lainnya.
Uji  Signifikansi Pengaruh Simultan (Uji 𝑭 )
Uji F bertujuan untuk menguji pengaruh variabel bebas secara bersama-sama atau simultan terhadap variabel tak bebas kinerja keuangan.
Berdasarkan Tabel 11, nilai df1 = 3 (x1, x2, x3), sementara nilai df2 = n – (x1, x2, x3, y) = 100 – 4 = 96. Nilai F tabel dengan df1 = 3 dan df2 = 100 adalah 2,69.
 F hitung adalah 27,815 > nilai F tabel
2,69 (F tabel tersaji di lampiran)  Nilai Sig. 0,000 < 0,05,

## Kesimpulan
Berdasarkan hasil penelitian, dapat disimpulkan bahwa : 1.  Variabel  modal  biaya  tenaga  kerja, luas  lahan,  jumlah  tenaga  kerja secara bersama-sama mampu mempengaruhi  produksi  sebesar 46,5%,  sisanya  sebesar  53,5%
dijelaskan  oleh  variabel  atau  faktor lainnya.
2.  Berdasarkan hasil uji simultan dengan  uji  F,  modal  biaya  tenaga kerja,  luas  lahan  dan jumlah  tenaga kerja, berpengaruh signifikan terhadappendapatan petani.
3.  Berdasarkan hasil uji parsial dengan uji  t,  modal  biaya  tenaga  kerja berpengaruh  positif  dan  signifikan terhadappendapatan petani..
4.  Berdasarkan hasil uji parsial dengan uji  t,  luas  lahan  berpengaruh  positif dan  signifikan  terhadap  pendapatan petani.
5. Berdasarkan  hasil  uji  parsial dengan  uji  t,  jumlah  tenaga  kerja berpengaruh  positif  dan  signifikan terhadap pendapatan petani. Model Summary b
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .682 a .465 .448 .4310807 2.009
a. Predictors: (Constant), Jumlah Tenaga Kerja (X3), Luas Lahan (X2), Modal Biaya Tenaga
Kerja (X1)
b. Dependent Variable: Produksi (Y)
ANOVA b df Mean Square
F 3 5.169 27.815
96 .186
99
a. Predictors: (Constant), Jumlah Tenaga Kerja (X3), Luas Lahan (X2), Modal Biaya Tenaga Kerja
(X1)
b. Dependent Variable: Produksi (Y)

## DAFTAR PUSTAKA
Dinas  Perkebunan  Kabupaten  Simalungun.
2007. Perwilayahan KIMBUN Kabupaten Simalungun, Dinas Perkebunan Kabupaten Simalungun. Eva Banowati dan Sriyanto. 2011. Geografi Pertanian. CV. Sanggar Krida Adiatama. Semarang.
Edy,  Sutrisno.  2012.  Manajemen  Sumber Daya Manusia. Jakarta: Kencana
Fatmawati,  M.  Lumintang.  2013.  Analisis Pendapatan Petani Padi di Desa Teep Kecamatan  Langowan  Timur.  EMBA. Vol.1 No.3.
Kasmir.  2006.  Kewirausahaan.  Jakarta:  PT
Raja Grafindo Persada
Kotler,  Philip  &  Garry  Armstrong.  2010.
Prinsip-Prinsip Pemasaran, Jilid 1 dan
2  Edisi  Kedua  Belas.  Jakarta  : Erlangga
Kotler,Philip  And  Gary  Amstrong.2012.
Prinsip-Prinsip  Pemasaran.  Edisi  13. Jilid 1. Jakarta: Erlangga
Mulyadi. 2012. Akuntansi Biaya. Edisi ke-5.
Cetakan Kesebelas. Yogyakarta: STIM YKPN.
Soekartawi. 2011. Ilmu Usaha Tani. Universitas Indonesia : Jakarta Sugiarto, dkk. 2007. Ekonomi Mikro (sebuah kajian komprehensif). Jakarta: Gramedia Pustaka Utama.
Soemarso  S.R,  2004,  Akuntansi  Suatu Pengantar,  Edisi  Lima,  Salemba Empat, Jakart