## Keputusan petani beralih fungsi lahan dari persawahan ke pembibitan tanaman buah
Farmers' decisions to switch land functions from rice fields to fruit plant nurseries
Zulkarnain 1* ,  Anung  Dwi  Nugroho 1 ,  Supriyadi 1 ,  Soni  Isnaini 1 ,  Maryati 1 ,  Rakhmiati 1 ,  Etik  Puji  Handayani 1 ,  Yatmin 1 , Syafiuddin 1 1 Sekolah Tinggi Ilmu Pertanian Dharma Wacana, Kota Metro, Indonesia *E-mail: zulfadhilalzabir@gmail.com

## ABSTRACT

## Article history
Received  : June 14, 2022 Accepted  : Oktober 10, 2022 Published  : March 31, 2023

## Keyword
Farmer's decision; lowland rice; fruit nursery
Introduction :  Changes  in  land  function, either partially  or  completely  from  its  original  function, are interpreted as land use changes. High demand from producers or consumers for fruit plant seeds has led many farmers to produce large quantities of fruit plant seeds. Therefore, irrigated rice fields which are generally planted with food crops have been converted to function. The research objectives: (1) to determine the income of lowland rice farming and fruit seedling business, (2) to find out what factors influence farmers' decisions in changing the function of land from rice fields to nurseries for fruit trees. Methods :  The  method  used  is  a  survey.  The  sample  consisted  of  104  farmers  consisting  of  38 farmers and 66 rice seed farmers selected by simple random sampling method. Data analysis:  (1) income analysis and R/C ratio, (2) logistic regression analysis. Results : (1) The income of fruit crop nurseries  is  Rp.  36.214.234,21  (R/C  ratio  2,25)  and  income  for  lowland  rice  are  Rp.  6.746.722,00 (R/C ratio 2,07)., and (2 ) Logistic regression results: the variables of age, land area, income, and irrigation water constraints have a significant influence on farmers' decisions to change the function of rice fields to fruit nurseries. Conclusion : The income of fruit nurseries is more profitable than lowland rice  farming  so  the  variables  of  income  and  age,  land  area,  and  air  constraints  have  a  significant effect on farmers' decisions to change the function of rice fields into fruit nurseries.
ABSTRAK Riwayat artikel Dikirim : 14 Juni, 2022 Disetujui  : 10 Oktober, 2022
Diterbitkan : 31 Maret, 2023

## Kata Kunci
Keputusan petani; padi sawah; pembibitan buah
Pendahuluan: Perubahan fungsi lahan baik sebagian maupun keseluruhan dari fungsi semula maka dimaknai  sebagai  alih  fungsi  lahan.  Permintaan  produsen atau  konsumen  yang  cukup  tinggi  pada bibit  tanaman  buah  menjadikan  banyak  petani  yang  memproduksi  secara  besar-besaran  bibit tanaman buah. Oleh karena itu, lahan persawahan irigasi yang umumnya ditanami tanaman pangan banyak dialihfungsikan. Tujuan penelitian: (1) untuk mengetahui pendapatan usahatani padi sawah dan  usaha  pembibitan  tanaman  buah,  (2)  untuk  mengetahui  faktor-faktor  apa  saja  yang mempengaruhi  keputusan  petani  dalam  mengubah  fungsi  lahan  dari  persawahan  menjadi persemaian  untuk  tanaman  buah-buahan. Metode: Metode  yang  digunakan survey .  Sampel berjumlah 104 petani yang terdiri dari 38 petani dan 66 petani benih padi yang dipilih dengan metode simple random sampling . Analisis data: (1) analisis pendapatan dan R/C Rasio, (2) analisis regresi logistik . Hasil: (1)  Pendapatan  pembibitan  tanaman  buah  Rp.  36.214.234,21  (R/C  ratio  2,25)  dan pendapatan padi  sawah    Rp. 6.746.722,00  (R/C  ratio 2,07),  dan  (2)  Hasil  regresi logistik :  variabel umur, luas lahan, pendapatan dan kendala air irigasi memiliki pengaruh yang nyata pada keputusan petani  untuk  melakukan  alih  fungsi  lahan  persawahan  menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah. Kesimpulan: Pendapatan  usahatani  pembibitan  tanaman  buah  lebih  menguntungkan  dari  pada usahatani  padi  sawah  sehingga  variabel  pendapatan  dan  umur,  luas  lahan,  kendala  udara berpengaruh  signifikan  terhadap  keputusan  petani  mengubah  fungsi  lahan  persawahan  menjadi pembibitan tanaman buah.
Sitasi: Zulkarnain, Z., Isnaini, S., Rakhmiati, R., Maryati, M., Handayani, E. P., Yatmin, Y., & Syafiuddin, S. (2023). Keputusan petani beralih fungsi lahan dari persawahan ke pembibitan tanaman buah. Agromix, 14 (1), 9-19. https://doi.org/10.35891/agx.v14i1.3142

## PENDAHULUAN
Lahan  adalah  sumber  daya  alam  yang  penting  bagi  petani  untuk  kegiatan  pertanian  (Umanailo,  2019).  Lahan pertanian yang beralih fungsi tidak terlepas pada kondisi ekonomi. Pertumbuhan ekonomi meningkat mengakibatkan
sektor pertanian tumbuh cepat dengan memerlukan lahan yang luas. Apabila letak suatu lahan pertanian dekat pada sumber  pertumbuhan  ekonomi  maka  lahan  tersebut  berubah  fungsinya  ke  bentuk  yang  lain,  tentunya  akan menghasilkan perekonomian yang lebih tinggi (Hasibuan, 2013).
Perlindungan  pada  lahan  pertanian  khususnya  lahan  pangan  diatur  Undang-Undang  41/2009  Pasal  44  ayat  (1) menyatakan lahan yang telah ditetapkan menjadi lahan pertanian pangan berkelanjutan dilindungi dan juga dilarang dialihfungsikan.  Namun,  terdapat  suatu  pengecualian  terkait  perlindungan  lahan  ini  yaitu  ketika  alih  fungsi  lahan tersebut terjadi dikarenakan untuk suatu kepentingan umum. Alih fungsi lahan secara garis besar  dalam perubahan dan penyesuaian disebabkan  karena faktor yang menjadi keperluan petani di dalam mencukupi kebutuhan keluarga tani yang semakin besar jumlahnya dan untuk meningkatkan mutu hidup petani dan keluarga tani supaya lebih baik (Umanailo, 2017)
Pada  alih  fungsi  lahan  persawahan  menjadi  lahan  non  pangan  tidak  selalu  berdampak  negatif  bagi  pelaku usahatani  (petani).  Petani  mengalih  fungsi  lahan  nya  dikarenakan  keuntungan  atau  manfaat  yang  lebih  baik.  Dalam beberapa permasalahan alih fungsi lahan memberikan dampak positif terutama bagi keadaan pangan dan taraf hidup masyarakat  (Ante  dkk.,  2016).  Menurut  (Zulkarnain  &  Sukmayanto,  2019),  penyebab  utama  petani  mengalihkan usahatani  adalah  pendapatan.  Bagi  petani,  pendapatan  merupakan  indikator  keberhasilan  dalam  berusahatani walaupun  ada  indikator  lain  seperti  pendidikan,  umur,  pengalaman  usahatani,  luas  lahan,  dan  tanggungan  keluarga (Putri  dkk.,  2019).  Untuk  itu,  petani  yang  akan  melakukan  alih  fungsi  lahan  perlu  memperhatikan  dampak perekonomian  daerah  (Sinaga  dkk.,  2021)  sebelum  menyatakan  alih  fungsi  lahan.  Alih  fungsi  lahan  yang  terjadi  di suatu daerah memberikan dampak negatif bagi masyarakat (Prasada & Rosa, 2018).
Peralihan fungsi lahan sawah ke lahan pembibitan buah yang dilakukan petani merupakan kegiatan rutin di Desa Tulusrejo Kecamatan Pekalongan Kabupaten Lampung Timur, peralihan tersebut dilakukan dengan model/skema yang telah  diperhitungkan.  Dimana  peralihan  tersebut  memiliki  pola  tanam  yang  menarik  dikarenakan  Desa  Tulusrejo merupakan daerah sentral produksi pembibitan tanaman buah. Petani di desa tersebut tetap menjalankan usahatani padi  walaupun  luasan  lahan  terus  berkurang  dampak  dari  peralihan  lahan.  Petani  menganggap  usaha  pembibitan buah dengan menggunakan lahan sawah lebih menguntungkan.
Desa  Tulusrejo  merupakan  salah  satu  Desa  penghasil  bibit  tanaman  buah  di  Kecamatan  Pekalongan  Kabupaten Lampung  Timur.  Permintaan  yang  cukup  tinggi  atas  bibit  tanaman  buah  tersebut  menjadikan  banyak  petani  yang memproduksi secara besar-besaran bibit tanaman buah, sehingga sebagian lahan persawahan irigasi yang umumnya ditanami tanaman pangan (padi) di Desa Tulusrejo ini banyak dialih fungsikan ke penggunaan lainnya menjadi lahan pembibitan  tanaman  buah.  Berdasarkan  pada  uraian  permasalahan,  maka  tujuan  penelitian  adalah  (1)  untuk mengetahui  pendapatan  usahatani  padi  sawah  dan  usaha  pembibitan  tanaman  buah,  (2)  untuk  mengetahui  faktor- faktor  apa  saja  yang  mempengaruhi  keputusan  petani  dalam  mengubah  fungsi  lahan  dari  persawahan  menjadi persemaian untuk tanaman buah-buahan

## METODE
Lokasi penelitian di Desa Tulusrejo Kecamatan Pekalongan Kabupaten Lampung Timur. Dengan pertimbangan : (1) Kecamatan Pekalongan merupakan daerah sentra produksi bibit tanaman buah, (2) Desa Tulusrejo merupakan daerah yang  banyak  melakukan  kegiatan  alih  fungsi  lahan  persawahan  menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah  (PPL Kecamatan Pekalongan, 2020) .
Teknik  pengambilan  sampel  menggunakan  rumus  (Suliyanto,  2009)  dengan  metode  acak  sederhana  ( simple random sampling ) dan diperoleh 104 sampel yang terdiri dari 38 petani bibit dan 66 petani padi sawah.
Penelitian menggunakan data sekunder dan data primer. Data primer diperoleh secara langsung dari petani padi bibit tanaman buah dan petani padi sawah yang ditetapkan sebagai sampel atau responden dengan dibantu kuisioner atau  alat  daftar  pertanyaan,  wawancara  dan  observasi  lapangan.  Sedangkan  data  sekunder  diperoleh  dari  suatu instansi pemerintah maupun lembaga yang .terkait didalam penelitian.
Analisis yang digunakan terdiri dari analisis pendapatan dan analisis regresi logistik.

## Analisis pendapatan
Analisis  pendapatan  dipergunakan  mengetahui  pendapatan  pembibitan  tanaman  buah  dan  padi  sawah.  Secara matematis, analisis pendapatan sebagai berikut (Soekartawi, 2006).
Pd = TR – TC
Keterangan :
Pd = Pendapatan pembibitan tanaman buah/padi sawah (Rupiah) TR = Total Revenue / Total Penerimaan (Rupiah) TC = Total Cost / Total Biaya (Rupiah)

## Analisis regresi logistik
Analisis  regresi  logistik  digunakan  mengetahui  keputusan.petani  beralih  fungsi  lahan  dari  lahan  persawahan menjadi lahan pembibitan tanaman buah. Model logit yang diturunkan didasarkan pada fungsi peluang regresi logistik dapat dituliskan (Widarjono, 2016).
Zi. = ɑ + β 1 X 1 + β 2 X 2 +.β 3 X 3 +β 4 X 4 +β 5 X 5 +β 6 X 6 +β 7 D 1 + µ
Keterangan:
Pi = Keputusan petani beralih fungsi lahan (1 = lahan pembibitan buah dan 0 = lahan persawahan )
ɑ
= Intersep
β1… βi
= Koefisien regresi X 1 = Umur ………………………. (Thn) X 2 = Tingkat Pendidikan ………………………. (Thn) X 3 = Jumlah tanggungan ………………………. (Org) X 4 = Luas Lahan ………………………. (Ha) X 5 = Pengalaman Usahatani ………………………. (Thn) X 6 = Pendapatan ………………………. (Rp.) D 1 = Kendala Air Irigasi ………………………. (D 1 = 1, air irigasi tidak sampai sawah) (D 0 = 0, air irigasi samapai ke sawah) µ = Pengganggu
Pengujian  dilakukan  untuk  mengetahui  model  logit  yang  dihasilkan  dapat  menjelaskan  keputusan  petani  dalam mengalihfungsikan lahannya. Regresi logistik memiliki tujuan untuk memperkirakan besarnya peluang kejadian suatu keputusan  petani  dan  faktor  yang  berpengaruh  secara  signifikan  pada  keputusan  petani  beralih  fungsi lahan.persawahan menjadi lahan pembibitan buah dengan uji overal model fit (nilai hosmer and  lemeshow test) , uji Koefisien determinasi ( R-Square ) (nilai Nagelkerke R Square) , uji wald/uji t (nilai Odds Ratio ).

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Pendapatan usahatani pembibitan tanaman buah
Usahatani  yang  layak  atau  tidak  diusahakan  perlu  dilakukan  analisis  pendapatan.  Pendapatan  menunjukkan sejumlah  uang  atau  hasil  material  lain  yang  diperoleh  dari  suatu  penggunaan  biaya  yang  kemudian  diterima  petani dalam  beberapa  waktu  tertentu  di  suatu  kegiatan  usahatani  (Fatmawati,  2013).  Pendapatan  diperoleh  dengan mengurangi  penerimaan  dengan  total  biaya  dalam  1  (satu)  kali  proses  produksi.  Pendapatan  usahatani  pembibitan tanaman buah di Desa Tulusrejo Kecamatan Pekalongan Kabupaten Lampung Timur dapat disajikan Tabel 1.
Tabel 1 menunjukan bahwa penerimaan usahatani pembibitan buah diperoleh dari hasil penjualan bibit tanaman buah, penerimaan yang diperoleh petani bibit sebesar Rp. 81.516.636,04. Besarnya penerimaan biasanya dipengaruhi dari besarnya hasil produksi dan biaya dari kegiatan usahatani pembibitan tanaman buah. Menurut (Azwar dkk., 2019) tinggi rendahnya penerimaan seorang petani dipengaruhi oleh biaya yang dipergunakan dalam menjalankan usahatani tersebut. Penerimaan besar menjadi parameter keberhasilan petani dalam berusahatani (Putri & Noor, 2018)
Menurut  (Fatmawati,  2013)  biaya  produksi  merupakan  total  biaya  dikeluarkan  petani  untuk  mengelola usahataninya.  Petani  bibit  tanaman  buah  mengeluarkan  total  biaya  dalam  satu  kali  produksi  bibit  tanaman  buah sebesar  Rp.  45.302.401,83,  biaya  tersebut  antara  lain  adalah  biaya  tunai  dan  diperhitungkan.  Pada  biaya  tunai terdapat  7  komponen  yaitu  benih  (12,56%),  pupuk  (1,32%),  pestisida  (0,77%),  entres  (24,16%),  sewa  lahan  (2,13%), tenaga kerja (51,26%) dan biaya lainnya (7,8%). Dari 7 (Tujuh) komponen biaya tunai usahatani pembibitan tanaman buah yang ada, biaya tenaga kerja, biaya  pembelian entres, dan  biaya benih termasuk ke dalam tiga biaya terbesar pada usahatani pembibitan tanaman buah. Menurut (Supristiwendi & Safni, 2017), dalam usaha pembibitan tanaman buah, biaya tenaga kerja yang banyak dikeluarkan, hal ini dikarenakan usaha pembibitan tanaman buah memerlukan perhatian serius dalam pertumbuhannya.

## Tabel 1. Analisis pendapatan usahatani pembibitan tanaman buah
Uraian Satuan Fisik Harga (Rp) Nilai (Rp) Penerimaan Produksi Batang 30.493,80 2.673,22 81.516.636,04 Biaya Produksi I. Biaya Tunai Benih Kg 3.947,53 2.673,22 10.552.616,15 NPK Mutiara Kg 79,60 13.000,00 258.717,10 NPK Phonska Kg 75,00 2.600,00 195.000,00 Pestisida Kg & Ml 817,05 789,00 644.652,45 Entres Batang 44.250,00 458,60 20.293.050,00 Sewa lahan Rp 447.368,42 Biaya tenaga kerja Rp 10.763.610,20 Biaya lainnya Rp 1.636.875,00 Total Biaya Tunai 44.791.889,32 II. Biaya diperhitungkan Pajak Rp 3.552,63 Penyusutan Rp 506.959,88 Total biaya diperhitungkan Rp 510.512,52 Biaya Total 45.302.401,83 pendapatan atas biaya tunai Rp 36.724.746,72 Pendapatan atas biaya total Rp 36.214.234,21 R/C Ratio I. R/C Ratio atas biaya tunai 2,22 II. R/C Ratio atas biaya total 2,25 Sumber: Data Primer (Diolah) 2022
Selain  biaya  tunai,  struktur  biaya  produksi  pada  usahatani  pembibitan  tanaman  buah  juga  terdapat  biaya  yang diperhitungkan  yaitu  biaya  pajak  (0,70%)  dan  biaya  penyusutan  (99,3%).  Mayoritas  usahatani  petani  bibit  tanaman buah dilakukan pada lahan yang tidak luas maka biaya pajak yang dikeluarkan petani pun juga tidak banyak sebesar Rp.  14.210.53  per  1  tahun.  Menurut  (Nuryanti  &  Kasim,  2017;  Zulkarnain  dkk.,  2020)  biaya  penyusutan  alat  adalah biaya yang dikeluarkan petani dalam pemakaian alat memiliki umur ekonomis lebih dari satu tahun. Biaya penyusutan diperhitungkan  dari  alat  alat  yang  digunakan  dalam  menunjang  usahatani  pembibitan  tanaman  buah,  alat  alat tersebut  antara  lain  adalah  cangkul,  sabit,  gunting  potong,  sprayer,  ganco,  jugil,  pisau  okulasi,  paranet,  pompa  air, selang dan arco.
Pendapatan  atas  biaya  tunai  usahatani  pembibitan  tanaman  buah  sebesar  Rp.  36.724.746,72  dengan  R/C  ratio sebesar 2,22 yang artinya setiap 1 rupiah biaya produksi yang digunakan maka petani akan mendapatkan keuntungan sebesar  Rp.  2,22.  Sedangkan  untuk  pendapatan  atas  biaya  total  yang  diterima  petani  pada  usahatani  pembibitan tanaman buah dalam satu musim adalah sebesar Rp. 36.214.234,21 dengan R/C ratio sebesar 2,25 yang artinya setiap 1  rupiah  biaya  produksi  yang  digunakan  maka  petani  akan  mendapatkan  keuntungan  sebesar  Rp.  2,25.  Menurut (Suhardi, 2018) usaha pembibitan buah menguntungkan dengan R/C ratio 5,19, selain itu penelitian (Rahayu & Aida, 2021)  memiliki  R/C  ratio  1,32,  hal  ini  menunjukan  bahwa  usaha  pembibitan  memiliki  prospek/peluang  yang  besar untuk dikembangkan.

## Pendapatan usahatani padi sawah
Secara  rinci,  pendapatan  yang  diperoleh  petani  dalam  1  (satu)  kali  proses  produksi.  Pendapatan  usahatani  padi sawah di Desa Tulusrejo Kecamatan Pekalongan Kabupaten Lampung Timur dapat disajikan Tabel 2.
Tabel 2. Analisis pendapatan usahatani padi sawah Uraian Satuan Fisik Harga Nilai Total Penerimaan Produksi Kg 3.524,24 3.981,82 14.032.889,32 Biaya  Produksi I. Biaya Tunai Benih Kg 17,00 15.727,27 267.363,59 Urea Kg 141,00 2.400,00 338.400,00 NPK phonska Kg 165,00 2.600,00 429.000,00 TSP-36 Kg 79,00 1.575,76 124.485,04 KCL Kg 63,00 7.166,67 451.500,21 Pestisida Gr & ml 669.318,18 Tenaga Kerja HOK 4.690.719,70 Total biaya tunai Rp 6.970.786,72 II. Biaya diperhitungkan Pajak Rp 88.363,64 Penyusutan Rp 227.012,73 Total Biaya diperhitungkan Rp 315.376,37 Total Biaya Rp 7.286.163,09 Pendapatan Pendapatan atas biaya tunai Rp 7.062.102,60 Pendapatan atas biaya total Rp 6.746.722,00 R/C Ratio R/C Ratio atas biaya tunai 1,98 R/C Ratio atas biaya total 2,07
Sumber: Data Primer (Diolah) 2022
Tabel  2  menunjukan  bahwa  total  biaya  produksi  yang  dikeluarkan  petani  padi  sawah  sebesar  Rp.  7.286.163,09, biaya  tersebut  antara  lain  biaya  tunai  dan  biaya  diperhitungkan.  Menurut  (Damanik,  2014)  biaya  total  produksi merupakan  semua  biaya  yang  dikeluarkan  oleh  petani  di  dalam  mengelola  usahatani  yang  dihitung  dengan  satuan rupiah dalam satu kali proses produksi. Biaya tunai pada usahatani padi sawah sebesar Rp. 6.970.786,72 yang meliputi biaya  pembelian  benih  (3,68%),  biaya  pembelian  pupuk  (18,46%),  biaya  pembelian  pestisida  (13,86%)  dan  biaya tenaga  kerja  (64,01%).  Sedangkan  untuk  biaya  yang  diperhitungkan  yaitu  meliputi  biaya  pajak  lahan  (28,02%)  dan biaya penyusutan alat (71,98%).
Penerimaan yang diperoleh petani sangat ditentukan oleh besar atau kecilnya luas lahan yang digarap petani. Hal ini sejalan dengan  (Walis dkk., 2021)(Sufriadi &  Hamid, 2021) yang menyatakan semakin luas lahan garapan petani, maka  akan  semakin  besar  juga  volume  produksi  yang  dicapai  oleh  petani.  Rata  rata  produksi  petani  padi  sebesar 3.524,24 kg atau 3,52 ton/ha dengan harga Rp. 3.981,82 maka didapatkan penerimaan sebesar Rp. 14.032.889,32.
Penggunaan pupuk di daerah penelitian masih dibawah ketentuan rata-rata yaitu sebanyak 141 kg pupuk urea, 79 kg pupuk TSP dan 63 kg pupuk KCL, sedangkan ketetapan pemerintah penggunaan pupuk per ha yaitu sebesar 300 kg pupuk urea, 100 kg pupuk TSP dan 100 pupuk KCL. Oleh karena itu, hasil produksi yang diperoleh sebesar 3.524,24 kg. Hasil produksi tersebut masih rendah jika  dibandingkan dengan penelitian (Hendri  dkk., 2020) dan (Handayani dkk., 2017) yaitu sebesar  4.249,73 kg dan  7.590,00 kg.  Tanaman padi  banyak memerlukan unsur hara  N dibanding unsur hara  P  atau  K  (Yartiwi  dkk.,  2018)(Bakhtiar  dkk.,  2017).  Pupuk  urea  diberikan  pada  tanaman  padi  3  kali,  supaya pemberian  pupuk  urea  menjadi  maksimal  dalam  penyerapan  oleh  tanaman  padi  (Tumewu  dkk.,  2019).  Pemberian pupuk KCl sebanyak 3 kali, supaya proses pengisian gabah padi menjadi lebih baik (Ramadhan dkk., 2020).
Pendapatan atas biaya tunai usahatani padi sebesar Rp. 7.062.102,60 dengan R/C ratio sebesar 1,98 yang artinya setiap  1  rupiah  biaya  produksi  yang  digunakan  maka  petani  akan  mendapatkan  keuntungan  sebesar  Rp.  1,98. Sedangkan  untuk  pendapatan  atas  biaya  total  yang  diterima  petani  pada  usahatani  padi  dalam  satu  musim  adalah sebesar Rp. 6.746.722,00 dengan R/C ratio sebesar 2,25 yang artinya setiap 1 rupiah biaya produksi yang digunakan maka petani akan mendapatkan keuntungan sebesar Rp. 2,07. Hal ini sejalan dengan penelitian (Zulkarnain dkk., 2010) yang diperoleh pendapatan usahatani padi sebesar Rp. 6.268.490,55
Pada  tabel  1  dan  tabel  2  menunjukan  bahwa  rata  rata  pendapatan  petani  bibit  tanaman  buah  lebih  tinggi dibandingkan  dengan  rata  rata  pendapatan  petani  padi  sawah.  Pendapatan  petani  bibit  tanaman  buah  sebesar  Rp. 36.214.234,21 dan usahatani padi sebesar Rp. 6.746.722,00. Perbedaan tersebut dikarenakan harga jual dan produksi bibit  tanaman  buah  lebih  tinggi  dibandingkan  dengan  padi  dan  pada  usahatani  pembibitan  tanaman  buah  ini  lebih
hemat  tempat  atau  pada  lahan  yang  sempit  akan  menghasilkan  produksi  bibit  yang  banyak.  Besar  kecilnya pendapatan  yang  diperoleh  petani  dipengaruhi  oleh  banyaknya  biaya  yang  dikeluarkan  dalam  usahatani  tersebut (Safitri dkk., 2022). Hal ini sejalan dengan (Yusdi dkk., 2019) yang menyatakan ketika biaya produksi yang digunakan petani sedikit maka produksi petani akan sedikit pula sehingga hal ini akan berpengaruh pada pendapatan petani, dan sebaliknya.  Pada  usahatani  bibit  tanaman  buah  yang  memerlukan  biaya  atau  modal  yang  lebih  tinggi  dibandingkan dengan  usahatani  padi  sawah.  Besarnya  biaya  yang  dibutuhkan  dalam  usahatani  pembibitan  tanaman  buah dikarenakan  banyaknya  bibit  tanaman  buah  yang  diproduksi  walaupun  dengan  lahan  yang  sempit.  Usahatani pembibitan tanaman buah banyak memerlukan biaya pada tenaga kerja dari penyemaian hingga pasca panen (Rahayu & Aida, 2021).

## Analisis faktor yang mempengaruhi keputusan petani
Faktor yang mempengaruhi keputusan petani beralih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan tanaman buah  di  Desa  Tulusrejo  Kecamatan  Pekalongan  Kabupaten  Lampung  Timur  adalah  umur  petani,  jumlah  tanggungan petani,tingkat pendidikan petani, luas lahan, pengalaman usahatani, pendapatan petani dan kendala air irigasi.
Model  yang  digunakan  dalam  menganalisis  keputusan  petani  dalam  melakukan  kegiatan  alih  fungsi  lahan persawahan  menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah  adalah  model  regresi  logistik  biner  dengan  variabel  terikat bernilai kuantitatif dan dengan  dua  kategori nilai atau biner.  Kategori nilai di  dalam alih fungsi lahan tersebut yaitu dengan skor 1 (satu) pada kategori beralih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan buah sedangkan skor 0 (nol) pada kategori tidak beralih fungsi lahan persawahan.
Pada  model  regresi  logistik  dibagi  menjadi  2  (dua)  pengujian  yaitu  pengujian  untuk  melihat  sebesar  apakah pengaruh  variabel  independen  (variabel  bebas)  terhadap  variabel  dependen  (variabel  bebas)  secara  simultan (serentak) dan pengujian untuk melihat sebesar apakah pengaruh dari variabel independen (variabel bebas) terhadap variabel dependen (variabel terikat) secara individual  (parsial). Pengujian secara individual atau  parsial dalam hal  ini dapat menggunakan Uji Wald sedangkan pengujian secara simultan atau serentak dapat digunakan dengan Uji Overal Model Fit.

## 1. Uji overall model fit
Uji Overal  Model  Fit merupakan  uji  statistik  yang  digunakan  dalam  mengetahui  seberapa  besar  variabel independen  (variabel  bebas)  yang  ada  di  dalam  regresi  logistik  secara  bersama-sama  mempengaruhi  variabel dependen (variabel terikat) seperti uji F pada regresi linier yang  didasarkan dengan nilai statistika -2LL atau pun nilai LR (Ghozali, 2009). Nilai uji Overal Model Fit dapat dilihat pada tabel 3.
Tabel 3. Hosmer and lemeshow test Hosmer and Lemeshow Test Step Chi-square Df Sig. 1 3,415 8 1,000
Sumber : Data diolah SPSS, 2022
Tabel 3 menunjukkan bahwa model regresi logistik biner yang telah memenuhi asumsi kelayakan model diketahui dengan  cara  melihat  nilai  chi  square  hitungnya  sebesar  3,415,  chi  square  yang  didapatkan  lebih  kecil  daripada  nilai yang ada pada chi square tabel (df = 8, alpha 5%) sebesar 15,507 (3,415 < 15,507).
Nilai sig kelayakan model regresi logistik > alpha 5% (1,000>0,05), yang artinya model regresi binary logistik layak digunakan karena tidak memiliki perbedaan dari klasifikasi.yang diprediksi dengan klasifikasi.yang diamati. Dalam hal ini, variabel independen (variabel bebas) seperti umur petani (X 1 ), tingkat pendidikan petani (X 2 ), jumlah tanggungan petani  (X 3 ),  luas  lahan  (X 4 ),  pengalaman  usahatani  (X 5 ),  pendapatan  petani  (X 6 )  dan  kendala  air  irigasi  (D 1 )  secara serentak  mempengaruhi  keputusan  petani  dalam  melakukan  kegiatan  .alih  fungsi  lahan  persawahan  ke  lahan pembibitan tanamn buah.
2. Uji koefisien determinasi ( R-Square )
Uji  R-Square  (R 2 )  digunakan  untuk  mengukur  proporsi  varian  yang  ada  di  dalam  suatu  variabel  dependen  yang kemudian dijelaskan oleh suatu variabel independen pada regresi logistik. Besarnya suatu koefisien determinasi (R 2 ) digunakan  didalam  mengetahui  seberapa  besarnya  keragaman  suatu  variabel  dependen  (terikat)  dapat  dijelaskan dengan .variabel independen dalam model regresi logistik. Besaran koefisien determinasi (R 2 ) berkisaran 0 - 1. Apabila nilai koefisien determinasi (R 2 ) mendekati 1, maka semakin baik hasil model regresi logistik. Sedangkan nilai koefisien determinasi (R 2 ) mendekati 0, maka.variabel independen (bebas) secara keseluruhan tidak.dapat menjelaskan variabel dependen (terikat) (Ghozali, 2009). Hasil nilai koefisien determinasi (R 2 ) dengan SPSS disajikan pada Tabel 4.
3. Tabel 4. Uji R-Square (koefisien determinasi)
Model summary Step -2 Log likelihood Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square 1 125.041 b 0.732 0.626
Sumber : Data diolah SPSS, 2022
Tabel  4  menunjukan  bahwa  nilai  Nagelkerke  R  Square  (R 2 )  sebesar  0,626  atau  62,6%  artinya  variabel  dependen secara  bersama-sama  dijelaskan  variabel  independen  umur  petani  (X 1 ),  tingkat  pendidikan  petani  (X 2 ),  jumlah tanggungan petani (X 3 ), luas lahan (X 4 ), pengalaman usahatani (X 5 ), pendapatan petani (X 6 ) dan kendala air irigasi (D 1 ) sebesar 62,6%. Sedangkan .sisanya 37,4% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak termasuk didalam model penelitian ini.
4. Clasificación table
Keputusan  beralih  lahan  dari  persawahan  ke  usaha  pembibitan  tanaman  buah  yang  dilakukan  petani  untuk mendapatkan  keuntungan  lebih  dari  lahan  yang  dimiliki.  Pengklasifikasi  beralih  fungsi  lahan  dilakukan  untuk memprediksi ketepatan atau kesesuaian hasil yang diperoleh.
Tabel 5 menunjukan bahwa nilai Overall Percentage sebesar 63,2. Nilai Overall Percentage Correct sebesar 63,2% yang artinya kemampuan model regresi logistik yang digunakan sudah cukup baik karena mampu menduga ketepatan prediksi pada penelitian atau kondisi yang terjadi di lapang dengan tingkat akurasi sebesar 63,2%.
Tabel 5. Clasification tabel faktor faktor yang mempengaruhi keputusan petani Classification Table a,b
Observed
Predicted alih fungsi lahan Percentage Correct
beralih  fungsi lahan tidak beralih fungsi lahan Step 0 alih fungsi lahan beralih  fungsi lahan 0 38 .0 tidak beralih fungsi 0 66 100.0 Overall Percentage 63.2 a. Constant is included in the model. b. The cut value is .500
Sumber : Data primer diolah, 2022
5. Uji Wald
Uji  Wald  merupakan  uji  t  yang  digunakan  untuk  mengetahui  pengaruh  variabel  independen  terhadap  variabel dependen  secara  individual  (parsial)  dengan  cara  membandingkan  hasil  nilai  statistik  Wald  dengan  hasil  nilai  chi square  pada  derajat  bebas  (db)  =  1  atau  pada  alpha  5%.  Selain  itu  dengan  cara  membandingkan  hasil  suatu  nilai signifikansi (p-value) dengan alpha yaitu sebesar 5% dimana bila hasil nilai p-value lebih kecil dibandingkan alpha maka menunjukkan bahwa memiliki pengaruh yang signifikan.dari variabel independen terhadap variabel dependen secara parsial (Ghozali, 2009).
Uji  wald  atau  uji  t  digunakan  untuk  mengetahui  faktor.yang  mempengaruhi  secara  signifikan  keputusan  petani dalam  melakukan  kegiatan  alih  fungsi  .lahan  persawahan  ke  lahan  pembibitan  tanaman  buah  di  Desa  Tulusrejo Kecamatan Pekalongan Kabupaten Lampung Timur. Untuk lebih jelasnya dapat dilihat pada Tabel 6.
Tabel 6. Uji Wald faktor yang mempengaruhi alih fungsi lahan
Variabel B Sig. Exp(B) Umur (X 1 ) 2,192** 0,096 0,895 Pendidikan (X 2 ) -0,82 0,896 0,441 Tanggungan Keluarga (X 3 ) -0,304 0,119 0,738 luas lahan (X 4 ) 4,545* 0,031 4,133 Pengalaman Usahatani (X 5 ) -0,84 0,515 0,432 Pendapatan (X 6 ) 3,641* 0 0,026 Kendala air irigasi(D 1 ) 2,03* 0 0,131 Y ( 1 = beralih fungsi lahan, 0 tidak beralih fungsi ) Constant 11,783 0,453 13093,4
Sumber : Data diolah SPSS, 2022
Keterangan : *) = Tingkat taraf kepercayaan 1 % **)
= Tingkat taraf kepercayaan 5 %
***) = Tingkat taraf kepercayaan 10 %
Tabel  6  menunjukkan  bahwa  model  persamaan  logistik  keputusan  petani  melakukan  alih  fungsi  lahan  sawah menjadi pembibitan tanaman buah adalah:
Y = 11,783 + 2,192 X 1 – 0,88X 2 – 0,304 X 3 + 4,545 X 4 – 0,84 X 5 + 3,641 X 6 + 2,03 D 1 + e
Persamaan logistik keputusan petani menjelaskan :
Berdasarkan tabel 6 menunjukan bahwa variabel yang berpengaruh nyata terhadap alih fungsi lahan persawahan menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah  adalah  variabel  umur  (X 1 ),  luas  lahan  (X 4 ),  variabel  pendapatan  (X 6 ),  dan variabel  kendala  air  irigasi  (D 1 ).  Sedangkan  untuk  variabel  lainnya  yaitu  pendidikan  petani  (X 2 ),  jumlah  tanggungan petani (X 3 ), dan pengalaman usahatani (X 5 ) tidak berpengaruh secara nyata.
Pengaruh  masing-masing  variabel  terhadap  keputusan  petani  beralih  fungsi  lahan  dari  persawahan  menjadi pembibitan tanaman buah dapat dijelaskan sebagai berikut:
Umur  Petani  (X 1 ), variabel  umur  petani  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan  petani  beralih  fungsi  lahan  dari persawahan ke pembibitan tanaman buah. Variabel umur petani memiliki koefisien Exp (B) yaitu 0,895 dan  memiliki tanda  positif  di  koefisien  B.  Hal  ini  berarti  setiap  perubahan  umur  petani  1  tahun  maka  kemungkinan  .petani melakukan alih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan tanaman buah akan bertambah 0,895 %. Hal ini menunjukan  bahwa  semakin  muda  petani  maka  peluang  petani  dalam  melakukan  kegiatan  alih  fungsi  lahan persawahan ke lahan pembibitan tanaman buah lebih besar 0,895 % bila dibandingkan dengan seorang petani yang tidak melakukan kegiatan alih fungsi lahan persawahan. Menurut (Rahmasari dkk., 2020) semakin muda umur petani biasanya akan memiliki semangat untuk ingin tahu, sehingga dengan demikian petani yang lebih muda akan berusaha untuk melakukan adopsi inovasi pertanian.
Tingkat  Pendidikan  Petani  (X 2 ), variabel  tingkat  pendidikan  petani  tidak  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan petani  beralih  fungsi  lahan  dari  persawahan  menjadi  pembibitan  tanaman  buah.  Pada  variabel  tingkat  pendidikan petani memiliki nilai koefisien exp (B) yaitu 0,441 dan koefisien B memiliki tanda negatif. Hal ini menunjukan bahwa setiap  perubahan  tingkat  pendidikan  petani  1  tingkat,  maka  peluang  petani  dalam  melakukan  kegiatan  alih  fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan tanaman buah berkurang sebesar 0,441%. Menurut (Effendy & Pratiwi, 2020),  jika  seseorang  memiliki  tingkat  pendidikan  yang  lebih  tinggi  maka  akan  relatif  lebih  cepat  di  dalam melaksanakan  adopsi  inovasi  teknologi,  begitu  pula  sebaliknya  jika  seseorang  yang  tingkat  pendidikannya  rendah, maka akan sulit untuk melaksanakan adopsi inovasi teknologi dengan cepat pula.
Jumlah  Tanggungan  Petani  (X 3 ), variabel  jumlah  tanggungan  petani  tidak  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan petani beralih fungsi lahan dari persawahan menjadi pembibitan tanaman buah. Variabel jumlah tanggungan petani memiliki nilai koefisien exp (B) yaitu 0,738 dan memiliki nilai negatif di koefisien B. Hal ini berarti bahwa pada setiap perubahan  jumlah  tanggungan  petani  1  orang,  maka  peluang  petani  di  dalam  melakukan  alih  fungsi  lahan .persawahan  menjadi  pembibitan  tanaman  buah  akan  berkurang  sebesar  0,738%.  Menurut  (Mandang  dkk.,  2020) banyaknya jumlah tanggungan keluarga tani akan mendorong petani  dalam melakukan banyak hal ataupun aktivitas yang bertujuan dalam mencari dan menambah pendapatan di dalam keluarganya. Hal inilah yang membuat variabel jumlah tanggungan keluarga .tidak berpengaruh secara nyata terhadap pengambilan keputusan petani.
Luas  Lahan  (X 4 ), variabel  luas  lahan  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan  petani  beralih  fungsi  lahan  dari persawahan menjadi pembibitan tanaman buah. Pada variabel luas lahan petani memiliki koefisien exp (B) yaitu 4,133 dan  koefisien  B  memiliki  nilai  yang  positif.  Hal  ini  berarti  bahwa  setiap  perubahan  luas  lahan  1  ha,  maka  peluang petani melakukan alih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan tanaman buah bertambah sebesar 4,133%. Hal ini menunjukan bahwa bila lahan yang dimiliki petani semakin luas maka  keinginan petani melakukan alih fungsi pun  juga  semakin  besar.Sejalan  pada  penelitian  (Pratama  dkk.,  2020)  variabel  luas  lahan  berpengaruh.secara  nyata terhadap keputusan petani dalam melakukan alih fungsi lahan.
Pengalaman  Usahatani  (X 5 ), variabel  pengalaman  usahatani  tidak  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan  petani beralih  fungsi  lahan  dari  persawahan  menjadi  pembibitan  tanaman  buah.  Pada  variabel  pengalaman  usahatani memiliki  nilai  koefisien  exp  (B)  yaitu  0,432  dan  bernilai  negatif  pada  koefisien  B.  Hal  ini  berarti  bahwa  setiap perubahan pengalaman seorang petani dalam melakukan usahatani selama 1 tahun maka peluang petani melakukan alih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan berkurang 0,432%. Dapat disimpulkan bahwa semakin lama pengalaman usahatani, tidak memberi pengaruh yang nyata terhadap keputusan petani dalam melakukan alih fungsi lahan  persawahan  menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah.Pendapat  ini  pun  juga  diperkuat  karena  tidak ditemukannya perbedaan pengalaman usahatani yang signifikan di antara petani yang telah melakukan kegiatan alih fungsi lahan persawahan dengan petani yang tidak melakukan kegiatan alih fungsi lahan persawahan. Hal ini sejalan
pada  penelitian  (Nurmalasari  &  Awidiyantini,  2019)  yang  mengemukakan  bahwa  pengalaman  usahatani  seorang petani tidak memiliki pengaruh yang nyata terhadap keputusan petani dalam beralih tanaman tembakau ke sengon.
Pendapatan  Petani  (X 6 ), variabel  pendapatan  petani  pengaruh  nyata  terhadap  keputusan  petani  beralih  fungsi lahan  dari  persawahan  menjadi  pembibitan  tanaman  buah.  Variabel  pendapatan  petani  memiliki  koefisien  exp  (B) yaitu 0,026 dan bernilai positif pada koefisien B. Hal ini berarti bahwa setiap perubahan pendapatan 1 rupiah, maka peluang  petani  melakukan  alih  fungsi  lahan  persawahan  menjadi  lahan  pembibitan  tanaman  buah  akan  bertambah sebesar  0,026%.  Menurut  (Zulkarnain  &  Sukmayanto,  2019)  Apabila  pendapatan  petani  yang  dihasilkan  pada  suatu tanaman  tertentu  memiliki  keuntungan  yang  lebih  besar  maka  peluang  petani  dalam  mengambil  keputusan  untuk berbudidaya tanaman tersebut pun akan semakin besar juga, sebaliknya bila pendapatan petani yang diperoleh dari suatu  tanaman  tertentu  semakin  kecil  maka  kemungkinan  peluang  petani  memilih  berusahatani  tanaman  tersebut akan semakin kecil pula.
Rata-rata pendapatan petani bibit sebesar Rp.34.230.133,86  sedangkan untuk rata-rata pendapatan yang diterima oleh petani padi sebesar Rp. 6.260.797,00. Hal ini menunjukan perbedaan pendapatan yang sangat signifikan terhadap usahatani  pembibitan  dan  usahatani  padi  sawah.Besarnya  nilai  pendapatan  yang  diperoleh  petani  dari  suatu usahatani pembibitan tanaman buah menjadi pertimbangan bagi petani dalam memilih usahatani.
Kendala  Air  Irigasi (D 1 ), variabel  kendala  air  irigasi  berpengaruh  nyata  terhadap  keputusan  petani  beralih  fungsi lahan dari persawahan menjadi pembibitan tanaman buah. Variabel kendala air irigasi memiliki nilai koefisien exp (B) yaitu  sebesar  0,131  dan  bernilai  positif  di  koefisien  B.  Hal  ini  menunjukan  bahwa  adanya  kendala  air  irigasi  akan menambah  peluang  petani  di  dalam  melakukan  kegiatan  alih  fungsi  lahan  persawahan  menjadi  lahan  pembibitan tanaman  buah  sebesar  0,131%.  Hal  ini  dikuatkan  dengan  penelitian    (Wulandari  dkk.,  2017)  yang  mengemukakan bahwa  kendala  saluran  irigasi  berpengaruh  secara  nyata  pada  keputusan  petani  dalam  melakukan  konversi  lahan persawahan.

## KESIMPULAN
Faktor-faktor yang mempengaruhi keputusan petani dalam melakukan alih fungsi lahan persawahan menjadi lahan pembibitan  tanaman  buah  di  Desa  Tulusrejo  Kecamatan  Pekalongan  Kabupaten  Lampung  Timur  adalah  umur,  luas lahan, pendapatan petani dan kendala air irigasi. Saran dalam penelitian adalah usahatani pembibitan tanaman buah lebih  menguntungkan  tetapi  alih  fungsi  lahan  pertanian  berkelanjutan  tetap  tidak  dianjurkan  karena  hal  ini bertentangan  dengan  Peraturan  Undang  -  Undang  Nomor  41  tahun  2009.  Oleh  sebab  itu,  penulis  menyarankan sebaiknya petani mengusahakan bibit tanaman buah di lahan yang bukan diperuntukan untuk tanaman pangan.

## DAFTAR PUSTAKA
Ante, E., Benu, N. M., & Moniaga, V. R. . (2016). Dampak ekonomi dan sosial alih fungsi lahan pertanian hortikultura menjadi  kawasan  wisata  bukit  rurukan  di  Kecamatan  Tomohon  Timur,  Kota  Tomohon. Agri-Sosioekonomi , 12 (3), 113–124. https://doi.org/10.35791/agrsosek.12.3.2016.14058 Azwar, T. S., Noor, T. I., & Ernah, E. (2019). Analisis efisiensi usahatani padi sawah lahan rawa di Kabupaten Ciaamis.
Mimbar  Agribisnis:  Jurnal  Pemikiran  Masyarakat  Ilmiah  Berwawasan  Agribisnis , 5 (2),  276–292.  https://doi.org/ 10.25157/ma.v5i2.2264 Bakhtiar, B., Kalsum, U., & Azis, A. (2017). Kombinasi dosis pupuk terhadap pertumbuhan dan produksi tanaman padi (Oryza sativa). Tarjih Agricultural System Journal , 1 (2), 30–37.
Damanik,  J.  A.  (2014).  Analisis  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  pendapatan  petani  padi  di  Kecamatan  Masaran,
Kabupaten  Sragen. Economics  Development  Analysis  Journal , 3 (1),  212–224.  https://doi.org/10.15294/edaj.v3i1. 3560
Effendy, L., & Pratiwi, S. D. (2020). Tingkat adopsi teknologi sistem jajar legowo  padi sawah di Kecamatan Cigasong Kabupaten Majalengka. Jurnal Agrica Ekstensia , 14 (1), 81–85.
Fatmawati,  L.  (2013).  Analisis  pendapatan  petani  padi  di  Desa  Teep  Kecamatan  Langowan  Timur. Jurusan  Ekonomi Pembangunan , 1 (3), 991–998. Ghozali, & Imam. (2009). Aplikasi analisis multivariate dengan program SPSS . Semarang : UNDIP.
Handayani, S. A., Irwan, E., & Begem, V. (2017). Produksi dan pendapatan usahatani padi di Desa Pujo Asri Kecamatan Trimurjo Kabupaten Lampung Tengah. Jiia , 5 (4), 422–429. Hasibuan, L. S. (2013). Ekonomi masyarakat di Kabupaten Deli Serdang. Jurnal Ekonomikawan , 15 (1), 1–15.
Hendri, L.  W., Ismono,  R. H., & Situmorang, S. (2020). Analisis  pendapatan dan keberlanjutan usahatani padi sawah organik  dan  anorganik  di  Kabupaten  Pringsewu  Provinsi  Lampung. Jurnal  Ilmu-Ilmu  Agribisnis , 8 (4),  547. https://doi.org/10.23960/jiia.v8i4.4697 Mandang, M., Sondakh, M. F. L., & Laoh, O. E. H. (2020). Karakteristik petani berlahan sempit di Desa Tolok Kecamatan Tompaso. Agri-Sosioekonomi , 16 (1), 105–114. https://doi.org/10.35791/agrsosek.16.1.2020.27131
Nurmalasari,  Y.,  &  Awidiyantin,  R.  (2019).  Keputusan  petani  dalam  alih  komoditas  tanaman  tembakau  ke  sayuran
(studi kasus Kecamatan Pegantenan Kabupaten Pamekasan). Agropros , 1 (2), 18–19.
Nuryanti, D. M., & Kasim, N. N. (2017). Analisis pendapatan usahatani pola rotasi tanaman padi-jagung manis di Desa Mulyasari Kecamatan Sukamaju Dewi. Journal TABARO , 1 (2), 95–104.
Prasada,  I.  M.  Y.,  &  Rosa,  T.  A.  (2018).  Dampak  Alih  fungsi  lahan  sawah  terhadap  ketahanan  pangan  di  Daerah Istimewa Yogyakarta. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian , 14 (3), 210–224.
Pratama, T. J., Siswadi, B., & Hindarti, S. (2020). Analisis faktor-faktor yang mempengaruhi keputusan melakukan alih fungsi lahan tebu ke sektor non pertanian di Desa Bunut Wetan Kecamatan Pakis Kabupaten Malang. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian Dan Agribisnis , 8 (2), 1–10.
Putri,  C.  A.,  Anwarudin,  O.,  &  Sulistyowati,  D.  (2019).  Partisipasi  petani  dalam  kegiatan  penyuluhan  dan  adopsi pemupukan  padi  sawah  di  Kecamatan  Kersamanah  Kabupaten  Garut. Jurnal  Agribisnis  Terpadu , 12 (1),  103–117. https://doi.org/10.33512/jat.v12i1.5538
Putri,  C.  K.,  &  Noor,  T.  I.  (2018).  Analisis  pendapatan  dan  tingkat  kesejahteraan  rumah  tangga  petani  padi  sawah berdasarkan luas lahan di Desa Sindangsari, Kecamatan Banjarsari, Kabupaten Ciamis, Provinsi Jawa Barat. Jurnal Ilmiah Mahasiswa Agroinfo Galuh , 4 (3), 927–935. Purba,  W.  S.  (2020). Faktor-faktor  yang  berhubungan  dengan  alih  fungsi  lahan  dari  kopi  robusta  ke  kopi  arabika (Kasus: Kecamatan Raya Kabupaten Simalungun [Tugas Akhir]. Universitas Sumatera Utara.
Rahayu, F. K., & Aida, S. (2021). Analisis kelayakan usaha pemasaran bibit buah (Studi Kasus Pada CV. Flora Chania di Kecamatan  Palaran  Kota  Samarinda). Jurnal  Agribisnis  Dan  Komunikasi,  4 (1),  51–60.  https://doi.org/10.35941/ jakp.4.1.2021.5404.51-60
Rahmasari,  F.  N.  F.,  Kusnadi,  D.,  &  Harniati.  (2020).  Pengaruh  penyuluhan  terhadap  keputusan  petani  dalam  adopsi teknologi  pengendalian  hama  terpadu  padi  sawah  di  Kecamatan  Cikalongkulon. Jurnal  Inovasi  Pertanian , 1 (3), 633-646.
Ramadhan, G. R., Usmadi, & Fanata,  W. I. D. (2020). Pengaruh pemupukan kalium terhadap pertumbuhan dan hasil beras kepala pada padi (Oryza sativa L.) varietas merah wangi. Jurnal Ilmu Dasar , 21 (1), 61–66.
Safitri, H., Sadat, M. A., & Azisah, A. (2022). Analisis pendapatan dan kelayakan usahatani padi sawah (Desa Bara Batu Kecamatan Labakkang Kabupaten Pangkep). Jurnal Agribis , 15 (1), 388–402.
Sinaga, R. D., Sudarma, I. M., & Dewi, R. K. (2021). Dampak alih fungsi lahan terhadap kondisi sosial ekonomi petani di Subak Sesetan. Jurnal Agribisnis dan Agrowisata , 10 (2), 727–726.
Sufriadi,  D.,  &  Hamid,  A.  (2021).  Efisiensi  penggunaan  faktor  -  faktor  produksi  usaha  tani  padi  sawah  di  Kabupaten Aceh Besar (Studi Kasus di Kecamatan Indrapuri). Jurnal Pendidikan Tambusai , 5 (3), 9492–9500.
Suhardi,  A.  (2018).  Analisis  pendapatan  usaha  pembibitan  tanaman  buah-buahan  di  Kecamatan  Lingsar  Kabupaten Lombok Barat. Unram , 1–14.
Suliyanto. (2009). Metode riset bisnis, Penerbit Andi, Yogyakarta. Supristiwendi, S., & Safni, Y. (2017). Analisis finansial usaha pembibitan lampoh bijeh di Kota Langsa. Jurnal Penelitian Agrisamudra , 4 (2), 49–56. https://doi.org/10.33059/jpas.v4i2.284 Soekartawi. (2006). Analisis usahatani . Jakarta: Universitas Indonesia Press. 110 hal.
Tumewu, P., Nangoi, R., Walingkas, S. A. F., Porong, J., Tulungen, A. G., & Sumayku, B. R. A. (2019). Pengaruh pupuk organik  kirinyu  untuk  efisiensi  penggunaan  pupuk  urea  pada  pertumbuhan  tanaman  padi  (Oryza  sativa  L.). Eugenia , 25 (3), 98–104. Umanailo, M. C. B. (2017). Marginalisasi buruh tani akibat alih fungsi lahan . Center for Open Science. Umanailo,  M.  C.  B.  (2019).  Strategi  bertahan  hidup  petani  padi  gogo  di  Pulau  Buru. Jurnal  Ekonomi  Pertanian  dan Agribisnis , 3 (1), 50–58. https://doi.org/10.21776/ub.jepa.2019.003.01.6 Walis, N. R., Setia, B., & Isyanto, A. Y. (2021). Faktor-faktor yang berpengaruh terhadap produksi padi di Desa Pamotan Kecamatan Kalipucang Kabupaten Pangandaran. Agroinfo Galuh , 8 (3), 648–657. Widarjono, A. (2016). Ekonometrika pengantar dan aplikasinya . UPP STIM YKPN Yogyakarta Winardi. (1998). Ilmu ekonomi dan aspek-aspek metodologisnya . Jakarta: Rineka Cipta.
Wulandari,  Y.  A.,  Hartadi,  R.,  &  Sunartomo,  A.  F.  (2017).  Analisis  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  keputusan dampaknya  terhadap  pendapatan  petani  (studi  kasus  konversi  lahan  sawah  di  kecamatan  Kaliwates  Kabupaten Jember). Agribest , 1 (2), 152-167.
Yartiwi,  Y.,  Romeida,  A.,  &  Utama,  S.  P.  (2018).  Uji  adaptasi  varietas  unggul  baru  padi  sawah  untuk  optimasi  lahan tadah  hujan  berwawasan  lingkungan  di  Kabupaten  Seluma  Provinsi  Bengkulu. Naturalis:  Jurnal  Penelitian Pengelolaan Sumber Daya Alam dan Lingkungan , 7 (2), 91–98. https://doi.org/10.31186/naturalis.7.2.6027 Yusdi, M., Yusriadi, & Sriwahyuningsih, A. E. (2019). Analisis pendapatan usahatani antara petani yang menggunakan benih padi berlabel dan benih padi non berlabel di Desa Leppangang Kecamatan Patampanua Kabupaten Pinrang. Jurnal Ecosystem , 19 (1), 61–67.
Zulkarnain,  Z.,  Haryono,  D.,  &  Kasymir,  E.  (2010).  Keunggulan  komparatif  dan  kompetitif  dalam  produksi  padi  di Kabupaten  Lampung  Tengah  Propinsi  Lampung. Jurnal  Penelitian  Pertanian  Terapan , 10 (3),  185–199. https://doi.org/10.25181/jppt.v10i3.262 Zulkarnain,  Z.,  &  Sukmayanto,  M.  (2019).  Keputusan  petani  beralih  usahatani  dari  tanaman  kakao  menjadi  lada  di
Kabupaten Lampung Timur. Mimbar Agribisnis: Jurnal Pemikiran Masyarakat Ilmiah Berwawasan Agribisnis , 5 (2), 193–205. https://doi.org/10.25157/ma.v5i2.1956 Zulkarnain, Z., Zakaria, W. A., Haryono, D., & Murniati, K. (2020). Determination of cost of sold goods in tapioca factory of cluster I and cluster II in Lampung Province. International Journal of Advanced Science and Technology , 29 (4), 5227–5234.