## FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI EKSPANSI PERKEBUNAN KELAPA SAWIT DI PROVINSI RIAU
Deya Rizki Rahmadani 1 , Jum’atri Yusri 2, Sakti Hutabarat 3
1,2,3 Jurusan Agribisnis Fakultas Pertanian Universitas Riau e-mail : 1 yusrijumatri@gmail.com

## ABSTRAK
Minat  masyarakat  dalam  mengusahakan  perkebunan  kelapa  sawit  dipengaruhi  oleh harga  kelapa  sawit  itu  sendiri.  Harga  yang  tinggi  dianggap  menguntungkan  pekebun, sehingga  pekebun  melakukan  pembangunan  kebun-kebun  baru  untuk  meningkatkan pendapatan.  Tujuan  penelitian  ini  adalah  untuk  menganalisis  faktor-faktor  yang mempengaruhi  ekspansi  perkebunan  kelapa  sawit  di  Provinsi  Riau  dan  mengetahui  nilai elastisitasnya.  Data  penelitian  merupakan  data  sekunder  berupa time  series dengan  jangka waktu  tahun  2000-2020.  Analisis  data  terdiri  dari  spesifikasi  model,  estimasi  model,  uji asumsi  klasik,  uji  hipotesis,  dan  perhitungan  elastisitas.  Hasil  penelitian  diperoleh berdasarkan analisis regresi berganda harga TBS, karet dan CPO Malaysia tahun sebelumnya signifikan terhadap pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit rakyat, dengan nilai elastisitas harga  TBS  (0,0031%), harga karet  (-0,0028), dan harga CPO (0,0014%).  Pertumbuhan luas perkebunan  kelapa  sawit  oleh  perkebunan  besar  swasta  secara  signifikan  dipengaruhi  oleh harga  TBS  dan  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya,  dengan  nilai  elastisitas  harga  TBS (0,0030%)  dan  harga  CPO  Malaysia  (0,0028%).  Kontribusi  harga  TBS,  karet  dan  CPO Malaysia  tahun  sebelumnya  terhadap  perkebunan  rakyat  signifikan  sebesar  88,6%  dan  pada perkebunan  besar  swasta  signifikan  sebesar  59,6%.  Harga  karet  relatif  lebih  berpengaruh terhadap  perkebunan  rakyat  daripada  perkebunan  swasta,  sedangkan  harga  CPO  Malaysia lebih berpengaruh terhadap perkebunan swasta daripada perkebunan rakyat.
Kata kunci : Ekspansi, Kelapa Sawit, Regresi Berganda, Elastisitas

## ABSTRACT
Community interest in cultivating oil palm plantations is influenced by the price of the oil  palm  itself.  High  prices  are  considered  to  be  profitable  for  the  smallholders,  so  the smallholders build new plantations to increase their income. The purpose of this study was to analyze the factors that influence the expansion of oil palm plantations in Riau Province and determine  their  elasticity.  The  research  data  is  secondary  data  in  the  form  of  a  time  series with a period of 2000-2020. Data analysis consists of model specification, model estimation, classic  assumption  test,  hypothesis  test,  and  elasticity  calculation.  The  results  of  the  study were obtained based on multiple regression analysis of the previous year's FFB, rubber and Malaysian CPO prices  significantly to  the growth of  smallholder oil palm plantations, with price  elasticity  values  of  FFB  (0.0031%),  rubber  prices  (-0.0028),  and  CPO  prices  ( 0.0014%).  The  growth  in  the  area  of  oil  palm  plantations  by  large  private  estates  was significantly influenced by the prices of Malaysian FFB and CPO in the previous year, with price  elasticity  values  for  FFB  (0.0030%)  and  Malaysian  CPO  prices  (0.0028%).  The contribution of Malaysian FFB, rubber and CPO prices in the previous year to smallholder plantations  was  significant  at  88.6%  and  to  large  private  plantations  it  was  significant  at 59.6%.  The  price  of  rubber  relatively  has  more  influence  on  smallholder  plantations  than
private  plantations,  while  the  price  of  Malaysian  CPO  has  more  influence  on  private plantations than smallholders.
Keywords : Expansion, Oil Palm, Multiple Regression, Elasticity

## I. PENDAHULUAN
Indonesia  merupakan  penghasil  minyak  kelapa  sawit  dengan  komoditas  ekspor unggulan crude palm oil (CPO) dan palm karnel oil (PKO) (Panjaitan et al. , 2020).  Seiring tingginya permintaan dunia terhadap CPO dan turunannya, luas perkebunan kelapa sawit  di Indonesia  meningkat  setiap  tahunnya.  Luas  areal  perkebunan  kelapa  sawit  Indonesia  tahun 1984  sebesar  512.021  ha  dan  tahun  2021  sebesar  15.380.981  ha,  diikuti  oleh  kontribusi produsen  kelapa  sawit  oleh  perkebunan  besar  swasta  (PBS)  seluas  8.001.239  ha  (52%), perkebunan  rakyat  (PR)  seluas  6.088.703  ha  (39,5%)  dan  perkebunan  besar  negara  (PBN) seluas 573.474 ha (3,7%) (Direktorat Jenderal Perkebunan, 2021). Provinsi Riau merupakan sentra perkebunan kelapa sawit di Indonesia dengan luas areal mencapai 18,6% dari total luas perkebunan kelapa sawit Indonesia. Bersamaan dengan pertumbuhan kelapa sawit Indonesia, pertumbuhan  kelapa  sawit  di  Riau  juga  meningkat  setiap  tahunnya.  Luas  areal  perkebunan kelapa sawit Riau tahun 1984 sebesar 44.512 ha dan tahun 2021 mencapai 2.860.832 ha pada tahun  2021.  Selain  dipengaruhi  permintaan  yang  meningkat,  luas  perkebunan  kelapa  sawit juga  dipengaruhi  oleh  faktor-faktor  lain  seperti  harga  komoditi,  harga  subtitusi,harga  faktor produksi,  dan  kebijakan  pemerintah.  Tingginya  investasi  masyarakat  terhadap  sektor perkebunan  mengindikasikan  bahwa  masyarakat  Provinsi  Riau  berinvestasi  di  sektor  yang berpotensi dikembangkan dalam jangka panjang (Hasanah et al. , 2015).
Kelapa sawit dianggap memberikan pengaruh positif terhadap pertumbuhan ekonomi dan  sosial.  Perkebunan  kelapa  sawit  juga  ikut  serta  dalam  meningkatkan  kesejahteraan masyarakat  melalui  penciptaan  lapangan  pekerjaan,  khususnya  bagi  masyarakat  pedesaan dalam  proses  produksi  maupun  pengolahan  industri.  Namun  seiring  berjalannya  waktu pertambahan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  tidak  sebesar  pertambahannya  di  awal pembangunan.  Rata-rata  laju  pertumbuhan  perkebunan  kelapa  sawit  mengalami  penurunan, di  mana  pada  tahun  1991-2000  laju  pertumbuhan  sebesar  15,7%,  tahun  2001-2010  sebesar 5,3%, dan tahun 2011-2020 sebesar 4,98%. Hukum penawaran menjelaskan bahwa semakin tinggi harga suatu barang, semakin banyak jumlah barang tersebut akan ditawarkan oleh para penjual  (Sukirno,  2016).  Pelaku  usahatani  perkebunan  kelapa  sawit  melihat  peluang berdasarkan harga, sehingga pengembangan perkebunan kelapa sawit memiliki prospek yang dapat ditinjau dari harga Wahyudi et al. (2022). Pekebun harus mengetahui pengaruh faktor harga terhadap keputusan untuk melakukan ekspansi perkebunan kelapa sawit, seperti harga komoditi terkait (harga CPO dan harga TBS), harga subtitusi (harga karet dan harga kelapa), harga  faktor  produksi  (harga  pupuk),  dan  kebijakan  pemerintah.  Tujuan  penelitian  ini  yaitu menganalisis faktor-faktor yang mempengaruhi ekspansi perkebunan kelapa sawit di Provinsi Riau dan mengetahui nilai elastisitasnya.

## II. METODE PENELITIAN

## Tempat dan Waktu
Penelitian dilakukan di Provinsi Riau. Penelitian dilaksanakan pada bulan November 2021 sampai dengan November 2022. Tahapan kegiatan penelitian terdiri dari: pengumpulan data, pengolahan data, analisis data dan penyusunan skripsi.

## Metode Penelitian
Metode  yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  adalah  studi  kepustakaan,  dengan mengumpulkan  data  sekunder  tahun  2000-2020  yang  berhubungan  dengan  penelitian.  Data diperoleh dari publikasi resmi beberapa instansi terkait.

## Jenis Data
Penelitian  ini  menggunakan  data  sekunder  berupa  data time  series selama  21  tahun dengan  jangka  waktu  tahun  2000-2020.  Data  sekunder  berupa  bukti,  catatan  atau  laporan histori  yang  telah  telah  tersusun  dalam  arsip  yang  dipublikasikan.    Sumber  data  sekunder yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  berasal  dari  beberapa  lembaga  yang  terkait  yaitu, Kementerian Pertanian Indonesia, Badan Pusat Statistik Provinsi Riau dan Dinas Perkebunan Provinsi  Riau.  Data  penelitian  terdiri  dari:  harga  CPO  Riau,  harga  TBS  Riau,  harga  karet Riau,  harga  kelapa  Riau,  harga  pupuk  Riau,  luas  perkebunan  kelapa  sawit  Riau  dan  harga CPO Malaysia.

## Analisis Data
Analisis  data  pada  penelitian  ini  menggunakan  pendekatan  ekonometrika. Ekonometrika  merupakan  alat  analisis  ekonomi  yang  digunakan  untuk  menguji  kebenaran teori  ekonomi  yang  berupa  hubungan  antarvariabel  ekonomi  dengan  data  empirik (Saptutyningsih  dan  Setyaningrum,  2020).    Tahapan  analisis  data  terdiri  dari  spesifikasi model, estimasi model, uji asumsi klasik, uji hipotesis, dan perhitungan nilai elastisitas.

## Spesifikasi Model
Spesifikasi  model  merupakan  kegiatan  membuat  hubungan  antara  peubah-peubah yang  dimasukkan  ke  dalam  model  (Gujarati,  2013).  Pemilihan  faktor  yang  diduga mempengaruhi ekspansi  perkebunan kelapa sawit dipilih berdasarkan teori,  logika dan hasil penelitian  terdahulu,  kemudian  dilakukan  pengelompokan  agar  memudahkan  pembahasan dalam  penelitian.  Variabel  independen  yang  diduga  mempengaruhi  luas  perkebunan  kelapa sawit terdiri dari harga TBS, harga karet, harga kelapa, harga pupuk dan harga CPO Malaysia tahun sebelumnya.

## Estimasi model regresi
Uji  asumsi  klasik  merupakan  salah  satu  syarat  agar  hasil  estimasi  model  regresi  tidak bias. Dengan melakukan beberapa pengujian, yaitu :
Uji normalitas, tidak terjadi saat penyebaran data (titik-titik) pada P-Plot of Regression mengikuti  arah  garis  diagonal  (membentuk  garis  lurus)  dan  menunjukkan  pola  distribusi normal
Uji multikolinieritas, dengan pengujian bahwa nilai tolerance > 0,1 dan nilai VIF < 10 maka  disimpulkan  tidak  terjadi  multikolinearitas  pada  model.  Uji  autokorelasi,  metode pengujian  dilakukan  dengan  uji Durbin-Watson dengan  kriteria  DU  <  DW  <  4-DU  maka diterima, berarti tidak terjadi autokorelasi (Priyastama, 2017). Jika asumsi-asumsi yang telah disebutkan  dapat  dipenuhi  maka  penduga Ordinary  Least  Square (OLS)  akan  dapat menghasilkan  koefisien  regresi  yang  bersifat Best  Linier  Unbiasted  Estimator (BLUE) (Gujarati, 2013).

## 2.4.3 Uji hipotesis
Uji  simultan  F  digunakan  untuk  mengetahui  apakah  ada  pengaruh  secara  bersama- sama antara variabel harga TBS, harga karet, dan harga CPO Malaysia terhadap variabel luas perkebunan  kelapa  sawit  .  jika  sig  F  <  0,05,  berarti  H 0 ditolak  dan  H 1 diterima,  maka
berpengaruh  secara  simultan.  Jika  sig  F  >  0,05,  berarti  H 0 diterima  dan  H 1 ,  maka  tidak berpengaruh simultan (Ghozali, 2018).
Uji  parsial  (uji  T)  digunakan  untuk  menunjukkan  seberapa  jauh  pengaruh  variabel harga  TBS,  harga  karet,  dan  harga  CPO  Malaysia  secara  individual  dalam  menerangkan variabel  luas  perkebunan  kelapa  sawit  (Y).  Jika  sig  t  <  0,05  berarti  H 0 ditolak  dan  H 1 diterima, maka berpengaruh secara parsial.  Jika  t  > 0,05 berarti H 0 diterima dan H 1 ditolak, maka tidak berpengaruh secara parsial (Ghozali, 2018).

## Koefisien determinasi (Adjusted R 2 )
Koefisien  determinasi  R Square  digunakan  untuk  mengetahui  besarnya  variasi  dari variabel  TBS,  harga  karet,  dan  harga  CPO  Malaysia  yang  dapat  dijelaskan  oleh  variasi variabel  luas  perkebunan  kelapa  sawit  (Y),  sisanya  yang  tidak  dapat  dijelaskan  merupakan bagian variasi dari variabel lain yang tidak termasuk dalam model.
Jika  R square  semakin  tinggi  (mendekati  1)  menunjukkan  variabel independen (harga TBS,  harga  karet,  dan  harga  CPO  Malaysia)  mampu  menjelaskan  keragaman  dari  variabel dependen (luas  perkebunan  kelapa  sawit).  Jika  R square  kecil  (mendekati  0)  menunjukkan variabel independen (harga  TBS,  harga  karet,  dan  harga  CPO  Malaysia)  kurang  mampu menjelaskan keragaman dari variabel dependen (luas perkebunan kelapa sawit).

## Elastisitas penawaran
Perhitungan elastisitas  digunakan untuk  melihat  faktor  yang signifikan mempengaruhi model  dan  bagaimana  pengaruh  peubah  tersebut  terhadap  model.  Perhitungan  elastisitas dapat menggunakan rumus sebagai berikut (Sukirno, 2016):
E = = b ……………………………………………………………… (1) Dimana :
E = Elastisitas Bi = Koefesien regresi variabel independen ke-i
= Rata-rata variabel independen ke-i
= Rata-rata variabel dependen

## III. HASIL DAN PEMBAHASAN

## Analisis Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Ekspansi Perkebunan Kelapa Sawit
Estimasi  model  dilakukan  secara iterative (berulang)  sampai  didapatkan  model  yang memenuhi  kriteria  ekonomi  dan  statistik.  Pada  tahap  pertama,  dimasukkan  variabel  yang diduga  mempengaruhi,  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  Riau.  Analisis  pengaruh variabel  dilakukan  secara  terpisah  terhadap  tiga  pelaku  industri  perkebunan  kelapa  sawit yaitu  perkebunan  rakyat,  perkebunan  besar  swasta  dan  perkebunan  besar  negara.    Analisis dilakukan untuk  melihat perbedaan perilaku pertumbuhan luas perkebunan pada tiga pelaku industri  kelapa  sawit  tersebut.  Persamaan  tersebut  disebut  model  1.  Selanjutnya  jika  hasil estimasi  model  1  tidak  memenuhi  kriteria  ekonometrika,  maka  akan  dikeluarkan  beberapa variabel dari model.

## Hasil estimasi model 1
Sebelum  nilai  parameter  dari  hasil  estimasi  model  digunakan,  terlebih  dulu  dilakukan pengujian terhadap pelanggaran asumsi klasik terhadap perkebunan rakyat, perkebunan besar negara, dan perkebunan besar swasta. Hasil uji asumsi klasik untuk model 1 pada perkebunan rakyat,  perkebunan  besar  negara  dan  perkebunan  besar  swasta  menunjukkan  bahwa  terjadi
pelanggaran  asumsi  klasik  yaitu  autokorelasi.  Oleh  karena  itu  hasil  estimasi  model  tidak dapat  digunakan,  maka  dibangun  model  2  dengan  memasukkan  variabel independen pada waktu tahun sebelumnya (t-1), artinya luas perkebunan kelapa sawit tahun t diperngaruhi oleh harga TBS tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya, harga kelapa tahun sebelumnya, harga pupuk tahun sebelumnya dan harga CPO Malaysia tahun sebelumnya. Dapat diartikan secara  sederhana  dibutuhkan  waktu  untuk  variabel independen (X)  dalam  memengaruhi variabel dependen (Y) (Gujarati, 2013).

## Hasil estimasi model 2
Hasil uji asumsi klasik model 2 pada perkebunan rakyat, perkebunan besar negara dan perkebunan  besar  swasta  terjadi  pelanggaran  asumsi  klasik  yaitu  multikolinearitas  dan autokorelasi,  sehingga  model  tidak  dapat  digunakan.  Tahapan  selanjutnya  dilakukan respesifikasi  model  dengan  mengeluarkan  variabel-variabel independen yang  tidak berpengaruh  signifikan  terhadap  luas  perkebunan  kelapa  sawit  (Y).  Respesifikasi  model disajikan dalam Tabel 1.
Tabel 1. Respesifikasi Model 2 Variabel Perkebunan rakyat Perkebunan besar negara Perkebunan besar swasta Sig t Sig t Sig t Konstanta 0,265 0,002 0,004 Harga TBS 0,000 0,053 0,019 Harga karet 0,000 0,504 0,013 Harga kelapa 0,968 0,324 0,675 Harga pupuk 0,158 0,058 0,809 Harga CPO Malaysia 0,000 0,085 0,011 Adjusted R Square 0,977 0,182 0,651 Sig F 0,000 0,168 0,001
Sumber : Data olahan, 2022
Variabel  yang  tidak  signifkan  pengaruhnya  dari  hasil  estimasi  model  2  pada perkebunan  rakyat  dan  perkebunan  besar  swasta  adalah  variabel  harga  kelapa  tahun sebelumnya dan harga pupuk tahun sebelumnya, dimana nilai signifikan lebih besar dari taraf nyata  (α)  =  0,05.  Maka  untuk  memperoleh  model  yang  terbaik  variabel  harga  TBS  tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya, harga kelapa tahun sebelumnya dan harga pupuk tahun  sebelumnya  dan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  dikeluarkan  dari  model  2, dimana  nilai  signifikan  lebih  besar  dari  taraf  nyata  (α)  =  0,05,  sehingga  model  perkebunan besar negara tidak dapat digunakan.

## Hasil estimasi model 3 Perkebunan rakyat

## 1. Uji asumsi klasik
Hasil pengujian normalitas pada Gambar 1 menyimpulkan model regresi terdistribusi normal. Dimana penyebaran data (titik-titik) pada P-Plot of Regression mengikuti arah garis diagonal (membentuk garis lurus) dan menunjukkan pola distribusi normal.
Gambar 1. Uji Normalitas pada Perkebunan Rakyat
Hasil  uji  multikolinearitas  disajikan  pada  Tabel  2  menunjukkan  bahwa,  tidak  terjadi multikolinearitas pada variabel harga TBS tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya, dan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  ditunjukkan  dengan  nilai  VIF  <  10  dan  nilai tolerance > 0,1 (Priyastama, 2017).
Tabel 2. Uji Multikolinearitas Perkebunan Rakyat Model 3
Nilai Durbin-Watson akan dibandingkan dengan tabel signifikansi α = 5% dengan k = 3 dan n = 19. Nilai DW = 1,739, sehingga nilai dU = 1,6851 dan nilai 4-dU = 2,3149. Nilai DW yaitu 1,6851 < 1,739 < 2,3149 atau nilai DW terletak di antara nilai dU dan 4- dU. Maka dapat disimpulkan tidak terdapat gejala autokorelasi pada hasil penelitian ini.

## 2. Analisis model 3 perkebunan rakyat
Hasil  analisis  berdasarkan  estimasi  model  3  diatas  tidak  terdapat  pelangaran  asumsi klasik,  sehingga  dilakukan  analisis  untuk  mengetahui  faktor-faktor  yang  mempengaruhi pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit  rakyat  (Y). Analisis dilakukan berdasarkan nilai signifikan t pada Tabel 3.
Tabel 3. Hasil Analisis Perkebunan Rakyat Model 3
Model B Sig t (Constant) 2,684 0,050 Harga TBS (t-1) 2,588 0,000 Harga karet (t-1) -0,463 0,001 Harga CPO Malaysia (t-1) 0,297 0,000 Sig F 0,000 R Square 0,905 Adjusted R Square 0,886 Model Collinearity Statistics Tolerance VIF 1 (Constant) Harga TBS (t-1) 0,393 2,546 Harga karet (t-1) 0,367 2,723 Harga CPO Malaysia (t-1) 0,489 2,045
Besaran adj R square menunjukkan bahwa 0,886 atau 88,6% luas perkebunan kelapa sawit  rakyat  (Y)  dipengaruhi  harga  TBS  tahun  sebelumnya,  harga  karet  tahun  sebelumnya, dan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya.  Sisanya  0,114  atau  11,4%  dipengaruhi  oleh variabel  di  luar penelitian.  Nilai signifikan F sebesar 0,000 lebih  kecil dari taraf signifikan yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  yaitu  0,05  (0,000  <  0,05).  Hasil  pengujian  hipotesis menunjukkan bahwa H 0 ditolak dan H 1 diterima. Maka dapat disimpulkan harga TBS tahun sebelumnya,  harga  karet  tahun  sebelumnya,  dan  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  secara bersama-sama berpengaruh signifikan terhadap luas perkebunan rakyat.
Nilai  koefisien  regresi  harga  TBS  tahun  sebelumnya  sebesar  2,588,  artinya  apabila harga TBS tahun sebelumnya meningkat satu satuan, maka akan meningkatkan pertumbuhan luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat  sebesar  2,588  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak mengalami  perubahan  atau  konstan.  Koefisien  bertanda  positif  artinya  terdapat  pengaruh positif  antara  harga  TBS  tahun  sebelumnya  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa sawit  rakyat.  Koefisien  harga  karet  tahun  sebelumnya  sebesar  -0,463,  artinya  apabila  harga karet  tahun  sebelumnya  meningkat  satu  satuan,  maka  luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat menurun  sebesar  0,463  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak  mengalami  perubahan  atau konstan. Koefisien bertanda negatif artinya terdapat pengaruh negatif antara harga karet tahun sebelumnya  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat.  Nilai  koefisien regresi  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar  0,297,  artinya  apabila  harga  CPO Malaysia  tahun  sebelumnya  meningkat  satu  satuan,  maka  akan  meningkatkan  pertumbuhan luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat  sebesar  0,297  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak mengalami  perubahan  atau  konstan.  Koefisien  bertanda  positif  artinya  terdapat  pengaruh positif antara harga CPO Malaysia tahun sebelumnya terhadap pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit rakyat.
Nilai  signifikan  t  untuk  harga  TBS  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,000  dinyatakan lebih  kecil  dari  taraf  α  =  0,05  (0,000  <  0,05),  artinya  harga  TBS  tahun  sebelumnya berpengaruh signifikan terhadap luas perkebunan kelapa sawit rakyat. Tingginya harga yang ditawarkan mempengaruhi pekebun untuk membuka lahan baru. Hal ini membuktikan bahwa harga  yang  diterima  mampu  mempengaruhi  pekebun  untuk  memperluas  perkebunan  kelapa sawit.  Semakin  luas  perkebunan  maka  akan  semakin  tinggi  penerimaan  yang  didapat pekebun. Sesuai dengan penelitian yang dilakukan oleh Afrila et al. (2022) bahwa harga TBS memiliki pengaruh positif terhadap pertumbuhan perkebunan kelapa sawit.
Signifikan  t  untuk  harga  karet  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,001  dinyatakan  lebih kecil dari taraf α = 0,05 (0,001 < 0,05), artinya  harga karet tahun sebelumnya berpengaruh signifikan  terhadap  luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat.  Harga  karet  juga  mempengaruhi pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa  sawit,  karena  sebelum  berusahatani  kelapa  sawit pendapatan  pekebun  berasal  dari  karet.  Seiring  berjalannya  waktu  pekebun  karet  mulai merasakan  perbedaan  pendapatan,  dimana  pekebun  yang  membudidayakan  kelapa  sawit memiliki  tingkat  kesejahteraan  yang  lebih  tinggi  dibandingkan  pekebun  yang membudidayakan  karet.  Harga  karet  di  Provinsi  Riau  pada  tahun  2010-2013  mencapai  Rp 10.000  –  Rp12.000/kg,  kemudian  menjadi  Rp  6.000  –  Rp  7.000/kg  pada  tahun  2014-2020. Fenomena  anjloknya  harga  karet  yang  terjadi  di  Provinsi  Riau  kemudian  menyebabkan masyarakat  merubah  budidaya  karet  menjadi  budidaya  kelapa  sawit.  Berdasarkan  hasil penelitian  yang  oleh  Mustofa  (2020)  diperoleh  bahwa  pekebun  karet  banyak  beralih  fungsi menjadi  pekebun kelapa sawit  dengan membuka lahan baru atau mengkonversi lahan karet. Harga karet  yang rendah menyebabkan pendapatan yang diperoleh petani tidak cukup untuk memenuhi  kebutuhan  ekonomi.  Semakin  luas  pembangunan  perkebunan  kelapa  sawit  akan meningkatkan kesejahteraan dalam rumah tangga (Afrila et al. , 2022).
Nilai  signifikan  t  untuk  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,000 dinyatakan lebih kecil dari taraf α = 0,05 (0,000 < 0,05), artinya harga CPO Malaysia tahun
sebelumnya  berpengaruh  signifikan  terhadap  luas  perkebunan  kelapa  sawit  rakyat.  Saat terjadi  peningkatan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  maka  luas  perkebunan  rakyat juga akan meningkat. Harga CPO Malaysia tahun sebelumnya mempengaruhi perkembangan harga  CPO  di  Indonesia,  hal  ini  disebebkan  karena  Negara  Malaysia  berperan  sebagai penentu  harga  ( price  setter )  CPO  dunia  (Sari,  2022).  Sejalan  dengan    penelitian  yang dilakukan  Napitupulu et  al. (2019)  bahwa  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  berpengaruh positif terhadap luas perkebunan kelapa sawit di Indonesia.

## Perkebunan besar swasta

## 1. Uji asumsi klasik
Hasil pengujian normalitas pada Gambar 2 menyimpulkan model regresi terdistribusi normal. Dimana penyebaran data (titik-titik) pada P-Plot of Regression mengikuti arah garis diagonal (membentuk garis lurus) dan menunjukkan pola distribusi normal.
Gambar 2. Uji Normalitas pada Perkebunan Besar Swasta
Hasil  uji  multikolinearitas  disajikan  pada  Tabel  4  menunjukkan  bahwa,  tidak  terjadi multikolinearitas pada variabel harga TBS tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya, dan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  ditunjukkan  dengan  nilai  VIF  <  10  dan  nilai tolerance > 0,1 (Priyastama, 2017).
Tabel 4. Uji Multikolinearitas Perkebunan Besar Swasta 3
Model Collinearity Statistics Tolerance VIF 1 (Constant) Harga TBS (t-1) 0,438 2,282 Harga karet (t-1) 0,469 2,133 Harga CPO Malaysia (t-1) 0,499 2,003
Sumber : Data olahan, 2022
Nilai Durbin-Watson yang  akan  dibandingkan  dengan  tabel  signifikansi  α  =  5%, dengan k = 3 dan n = 19. Nilai DW = 1,705, sehingga diperoleh nilai dU = 1,6851 dan nilai 4-dU  =  2,3149.  Uji  autokorelasi  yaitu  1,6851  <  1,705  <  2,3149  atau  nilai  DW  terletak  di antara  nilai  dU  dan  4-  dU.  Maka  dapat  disimpulkan  tidak  terdapat  gejala  autokorelasi  pada hasil penelitian ini.
2. Analisis model perkebunan swasta
Hasil  analisis  berdasarkan  estimasi  model  3  diatas  tidak  terjadi  pelanggaran  asumsi klasik,  sehingga  dilakukan  analisis  untuk  mengetahui  faktor-faktor  yang  mempengaruhi pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit swasta (Y). Analisis dilakukan berdasarkan nilai signifikan t pada Tabel 5.
Tabel 5. Hasil Analisis Perkebunan Swasta Model 3
Model B Sig t (Constant) 2,780 0,050 Harga TBS (t-1) 1,627 0,000 Harga karet (t-1) -0,096 0,185 Harga CPO Malaysia (t-1) 0,394 0,020 Sig F 0,001 R Square 0,664 Adjusted R Square 0,596
Besaran adj R square menunjukkan bahwa 0,596 atau 59,6%  luas perkebunan kelapa sawit  swasta  (Y)  dipengaruhi  harga  TBS  tahun  sebelumnya,  harga  karet  tahun  sebelumnya, dan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya.  Sisanya  0,404  atau  40,4%  dipengaruhi  oleh variabel  di  luar penelitian.  Nilai signifikan F sebesar  0,001  lebih  kecil dari taraf signifikan yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  yaitu  0,05  (0,001  <  0,05).  Hasil  pengujian  hipotesis menunjukkan bahwa H 0 ditolak dan H 1 diterima. Maka dapat disimpulkan harga TBS tahun sebelumnya,  harga  karet  tahun  sebelumnya,  dan  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  secara simultan berpengaruh signifikan terhadap luas perkebunan swasta.
Nilai  koefisien  regresi  harga  TBS  tahun  sebelumnya  sebesar  2,780,  artinya  apabila harga TBS tahun sebelumnya meningkat satu satuan, maka akan meningkatkan pertumbuhan luas  perkebunan  kelapa  sawit  swasta  sebesar  2,780  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak mengalami  perubahan  atau  konstan.  Koefisien  bertanda  positif  artinya  terdapat  pengaruh positif  antara  harga  TBS  tahun  sebelumnya  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa sawit  swasta.  Koefisien  harga  karet  tahun  sebelumnya  sebesar  -0,096,  artinya  apabila  harga karet  tahun  sebelumnya  meningkat  satu  satuan,  maka  luas  perkebunan  kelapa  sawit  swasta menurun  sebesar  0,096  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak  mengalami  perubahan  atau konstan. Koefisien bertanda negatif artinya terdapat pengaruh negatif antara harga karet tahun sebelumnya  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  swasta.  Nilai  koefisien regresi  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar  0,394,  artinya  apabila  harga  CPO Malaysia  tahun  sebelumnya  meningkat  satu  satuan,  maka  akan  meningkatkan  pertumbuhan luas  perkebunan  kelapa  sawit  swasta  sebesar  0,394  ha,  dengan  asumsi  variabel  lain  tidak mengalami  perubahan  atau  konstan.  Koefisien  bertanda  positif  artinya  terdapat  pengaruh positif antara harga CPO Malaysia tahun sebelumnya terhadap pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit swasta.
Nilai  signifikan  t  untuk  harga  TBS  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,000  dinyatakan lebih  kecil  dari  taraf  α  =  0,05  (0,000  <  0,05),  artinya  harga  TBS  tahun  sebelumnya berpengaruh signifikan terhadap luas perkebunan kelapa sawit swasta. Saat harga TBS tahun sebelumnya  naik  maka  berpengaruh  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  swasta. Berdasarkan  teori  ekonomi  produksi  pertanian,  input  produksi  dapat  mempengaruhi  output. Semakin  luas  areal  budidaya  kelapa  sawit,  maka  semakin  besar  produksi  (CPO)  yang dihasilkan,  dimana  bahan  baku  yang  diperlukan  dalam  produksi  CPO  adalah  TBS  yang merupakan produk dari budidaya kelapa sawit. Sesuai dengan penelitian yang dilakukan oleh Afrila et  al. (2022)  bahwa  harga  TBS  memiliki  pengaruh  positif  terhadap  pertumbuhan perkebunan kelapa sawit. Keunggulan yang diperoleh perkebunan swasta dikarenakan dalam
proses budidaya sudah memenuhi syarat penerapan good agriculturl practices (GAP). Selain itu  industri  perkebunan  kelapa  sawit  swasta  bergerak  dari  hulu  maupun  hilir  dengan menerapkan  teknologi  digital  dan  berkelanjutan  sehingga  informasi  harga  TBS  berdasarkan umur tanaman, kualitas dan mutu TBS kelapa sawit yang hanya diketahui perusahaan swasta, dimana  harga  TBS  yang  dierima  mampu  mencerimankan  penerimaan  yang  akan  diperoleh pekebun  swasta  di  akhir  produksi.  Sejalan  dengan  penelitian  yang  dilakukan  oleh  Gina  dan Rizkiki  (2022),  dimana  penerapan  digitalisasi  pada  PT  Astra  Agro  Lestari  Tbk  mampu meningkatkan produksi TBS sebesar 10% dan berpengaruh terhadap peningkatan pendapatan, kinerja operasional dan kinerja keuangan.
Signifikan  t  untuk  harga  karet  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,185  dinyatakan  lebih kecil dari taraf α = 0,05 (0,185 > 0,05), artinya berbeda dengan perilaku pada petani kelapa sawit rakyat, perluasan sawit perkebunan swasta tidak dipengaruhi oleh tanaman karet. Karet merupakan  komoditi  ekspor  yang  harganya  ditentukan  berdasarkan  permintaan  luar  negeri, namun  kurangnya  permintaan  menyebabkan  harga  karet  anjlok  dan  berdampak  pada  harga karet  Indonesia.  Selain  itu  karet  mentah  bersaing  dengan  karet  sintetis  dimana  harga  karet sintetis  relatif  lebih  stabil  dibandingkan  harga  karet  alam  yang  tergantung  pada  iklim  dan cuaca  (A’ini  dan  Jannah,  2016),  sehingga  kebijakan  perkebunan  swasta  tidak  melihat  pada harga karet, namun cenderung melihat pada perkembangan industri kelapa sawit.
Nilai  signifikan  t  untuk  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  diperoleh  0,020 dinyatakan lebih kecil dari taraf α = 0,05 (0,020 < 0,05), artinya harga CPO Malaysia tahun sebelumnya berpengaruh signifikan terhadap terhadap luas perkebunan kelapa sawit  swasta. Sebanyak 54,69% luas perkebunan kelapa sawit di Indonesia di usahakan oleh pekebun besar swasta  (PBS)  tahun  2020.  Searah  dengan  laju  pertumbuhan  luas  perkebunan  swasta  di Provinsi Riau sebesar 4,7% setiap tahunnya. Pengaruh harga CPO dunia yang tinggi menarik pengusaha sawit  untuk  membuka lahan-lahan baru dan melakukan  ekspor agar memperoleh keuntungan maksimal. Sejalan dengan penelitian yang dilakukan oleh  Nurrizqi et al. (2022) pertumbuhan  laba  bruto  komersial  perusahaan  terus  meningkat  seiring  dengan  adanya  tren peningkatan harga komoditas crude palm oil (CPO) di dunia.

## Elastisitas setiap faktor yang mempengaruhi pertumbuhan perkebunan kelapa sawit
Nilai elastisitas menunjukkan besarnya respon perubahan luas perkebunan kelapa sawit terhadap perubahan harga TBS tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya, dan harga CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya.  Perhitungan  hasil  elastisitas  setiap  faktor  yang mempengaruhi pertumbuhan perkebunan kelapa sawit disajikan pada Tabel 6.
Tabel 6. Elastisitas Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Perkembangan Luas Perkebunan
Kelapa Sawit Rakyat di Provinsi Riau Elastisitas No Variabel Perkebunan rakyat Perkebunan besar negara 1 Luas perkebunan kelapa sawit - - 2 Harga TBS (t-1) 0,0031 0,0030 3 Harga karet (t-1) -0,0028 -0,0009 4 Harga CPO Malaysia (t-1) 0,0014 0,0028
Sumber : Data olahan, 2022
Nilai  elastisitas  harga  TBS  sebesar  0,0031%,  artinya  luas  perkebunan  kelapa  sawit rakyat  meningkat  0,0031%  saat  harga  TBS  naik  1%.  Nilai  elastisitas  harga  TBS  bersifat inelastis, hal ini karena pekebun membutuhkan proses untuk merespon perubahan harga dan melihat  apakah  perubahan  tersebut  bersifat  permanen  atau  sementara.  Pekebun  dalam
membuka  lahan  baru,  terdapat  banyak  pertimbangan  seperti  masalah  pendanaan.  Namun pekebun dapat beradaptasi dengan diberikan waktu yang cukup untuk mengikuti perubahan- perubahan harga yang mempengaruhi perkembangan luas perkebunan kelapa sawit rakyat.
Nilai  elastisitas  harga  TBS  tahun  sebelumnya  sebesar  0,0030%,  artinya  kenaikan harga TBS tahun sebelumnya sebesar 1% berpengaruh terhadap peningkatan luas perkebunan kelapa sawit swasta sebesar 0,0030% ha. Harga TBS dapat mempengaruhi pertumbuhan luas perkebunan  kelapa  sawit  swast,  hal  ini  dikarenakan  harga  TBS  cenderung  meningkat,  yang berarti  kebutuhan  akan  minyak  kelapa  sawit  bertambah.  Dimana  pekebun  swasta  biasanya menargetkan  pasar  internasional  atau  ekspor  olahan  kelapa  sawit  berupa  CPO  yang  berasal dari TBS.
Hasil  nilai  elastisitas  harga  karet  tahun  sebelumnya  sebesar  -0,0028%,  dimana kenaikan harga karet sebesar 1% akan menurunkan luas perkebunan rakyat sebesar 0,0028% ha. Harga karet diduga akan mempengaruhi pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit jika harga karet terus meningkat, maka pekebun akan mempertahankan usaha tani karet dan luas perkebunan  kelapa  sawit  tetap  atau  berkurang.  Namun  jika  penurunan  harga  karet  terus terjadi maka pekebun akan beralih membudidayakan kelapa sawit. Sejalan dengan penelitian yang  dilakukan  oleh  Hasibuan et  al. (2020)  dan  (Herudin et  al. (2022))  dimana  harga  karet seiring  berjalannya  waktu  cenderung  mangalami  penurunan  sehingga  banyak  pekebun  karet beralih  mengusahakan  perkebunan  kelapa  sawit  yang  memiliki  nilai  ekonomis,  waktu pemanenan,  biaya  produksi  dan  tingkat  keuntungan  yang  lebih  tinggi.  Hasil  nilai  elastisitas harga  karet  tahun  sebelumnya  sebesar  -0,0009%,  dimana  kenaikan  harga  karet  sebesar  1% akan  menurunkan  luas  perkebunan  swasta  sebesar  0,0009%  ha.  Harga  karet  tidak  banyak mempengaruhi  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  perkebunan  swasta.  Prospek kelapa  sawit  lebih  menguntungkan  sehingga  menarik  pihak  swasta  untuk  membudidayakan perkebunan  kelapa  sawit  daripada  perkebunan  karet.  Selain  itu  kelapa  sawit  sebagai komoditas ekspor memiliki harga yang stabil.
Nilai  elastisitas  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar  0,0014%,  dimana kenaikan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar  1%  akan  berpengaruh  terhadap peningkatkan  luas  perkebunan  rakyat  sebesar  0,0014%.  Nilai  persentase  yang  kecil  diduga karena  respon  terhadap  perubahan  harga  CPO  Malaysia  menyebabkan  pekebun  tidak  dapat secara  tiba-tiba  mengikuti  perubahan  tersebut  untuk  melakukan  perkembangan  luas perkebunan kelapa sawit. sejalan dengan teori yang dikemukakan oleh Gujarati (2013), untuk melakukan  peningkatan  maupun  penurunan  luas  lahan  pekebun  membutuhkan  proses  yang lama. Maka penawaran yang bersifat inelastis terjadi ketika faktor produksi yang dibutuhkan sangat  sulit  diperoleh.  Nilai  elastisitas  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar 0,0028%,  dimana  kenaikan  harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  sebesar  1%  akan berpengaruh  terhadap  peningkatkan  luas  perkebunan  swasta  sebesar  0,0028%.  Elastisitas harga  CPO  Malaysia  mempengaruhi  perkebunan  swasta  untuk  meningkatkan  luas perkebunan  kelapa  sawit,  hal  ini  dikarenakan  pihak  swasta  yang  berorientasi  memperoleh keuntungan melalui ekspor minyat sawit (CPO).
Nilai  elastisitas  faktor-faktor  yang  berpengaruh  terhadap  pertumbuhan  luas perkebunan  kelapa  sawit  bersifat  inelastis.  Terdapat  perbedaan  perilaku,  dimana  pengaruh harga  karet  pada  perkebunan  rakyat  lebih  besar  dari  pada  perkebunan  swasta,  artinya  nilai elastisitas  yang kecil menunjukkan bahwa pertumbuhan kelapa sawit  di  Provinsi  Riau tidak sebesar pertumbuhan di awal pembangunannya.

## IV. PENUTUP

## Kesimpulan
Berdasarkan  pembahasan  hasil  analisis  data  penelitian  tentang  faktor-faktor  yang mempengaruhi ekspansi  perkebunan kelapa sawit  di  Provinsi  Riau dapat ditarik kesimpulan sebagai berikut :
1. Variabel  yang  signifikan  pengaruhnya  terhadap  pertumbuhan  luas  perkebunan  kelapa sawit  rakyat  adalah  harga  TBS  tahun  sebelumnya,  harga  karet  tahun  sebelumnya  dan harga  CPO  Malaysia  tahun  sebelumnya  dengan  kontribusi  sebesar  88,6%  pada perkebunan  rakyat.  Sedangkan  pada  perkebunan  kelapa  sawit  swasta  variabel  yang signifikan  pengaruhnya  adalah  harga  TBS  tahun  sebelumnya  dan  harga  CPO  Malaysia tahun sebelumnya kontribusi sebesar 59,6%. Pertumbuhan luas perkebunan kelapa sawit pada perkebunan negara tidak dipengaruhi variabel harga TBS tahun sebelumnya, harga karet tahun sebelumnya dan harga CPO Malaysia tahun sebelumnya.
2. Nilai elastisitas harga TBS, harga CPO Malaysia dan harga karet pada perkebunan rakyat maupun  perkebunan  swasta  bersifat  inelastis.  Harga  karet  relatif  lebih  berpengaruh terhadap  perkebunan  rakyat  daripada  perkebunan  swasta,  sedangkan  perkembangan harga  CPO  Malaysia  lebih  berpengaruh  di  perkebunan  swasta  daripada  perkebunan rakyat.

## Saran
Keputusan  pelaku  industri  kelapa  sawit  dalam  melakukan  ekspansi  selain  dipengaruhi oleh  harga,  juga  harus  memperhatikan  aspek  keberkelanjutan.  Hal  ini  disebabkan pertambahan  luas  perkebunan  kelapa  sawit  yang  tidak  sebesar  pertambahannya  di  awal pembangunan,  karena  adanya  kebijakan-kebijakan  yang  diciptakan  pemerintah.  Sehingga pelaku  industri  disarankan  untuk  memperhatikan  aspek-aspek  keberlanjutan  yang  telah ditetapkan  guna  meningkatkan  produktivitas  dan  mengurangi  ekspansi  liar.  Bagi  peneliti selanjutnya dapat mengembangkan penelitian dengan menambahkan variabel-variabel di luar penelitian seperti biaya produksi, pendapatan pekebun, dan lainnya.

## DAFTAR PUSTAKA
A’ini,  Y.,  dan  Jannah,  W.  2016.  Pengaruh  Penurunan  Harga  Karet  Mentah  Terhadap  Daya Beli Masyarakat di Pasar Desa Pasir Jaya. Jurnal Ilmiah Cano Ekonomos . 5(2).
Afrila,  Syahza,  A.,  dan  Suarman.  2022.  Pengaruh  Pembangunan  Perkebunan  Terhadap Kesejahteraan  Masyarakat  di  Kecamatan  Rambah  Hilir  Kabupaten  Rokan  Hulu. Jurnal  Ekonomi  Pertanian  dan  Agribisnis  (JEPA) .  6(2):  487-499.  doi: https://doi.org/10.21776/ub.jepa.2022.006.02.14
Direktorat  Jenderal  Perkebunan. 2021. Statistik Perkebunan Unggulan Nasional  2020-2022 . Sekretariat Direktorat Jenderal Perkebunan. Jakarta
Ghozali.  (2018). Aplikasi  Analisis  Multivariate  dengan  Program  IBM  SPSS  25 .  Semarang: Badan Penerbit Universitas Diponegoro.
Gina, R., dan Rizkiki, A. 2022. Pentingnya Digitalisasi dalam Meningkatkan Pendapatan PT Astra  Agro  Lestari  Tbk  (AALI). Jurnal  Syntax  Admiration .  3(4).  doi: https://doi.org/10.46799/jsa.v3i4.417
Gujarati, D. (2013). Dasar-dasar Ekonometrika . Jakarta Salemba Empat.
Hasanah,  H.,  Bakce,  D.,  dan  Dewi,  N.  2015.  Peranan  sektor  perkebunan  terhadap perekonomian  Provinsi  Riau:  Analisis  struktur  input-output. Jurnal  Online Mahasiswa . 2(1).
Hasibuan, A. Y. P., Khairunnisyah, dan Hendrawan, D. 2020. Analisis Konversi Lahan Karet Menjadi  Lahan  Kelapa  Sawit  di  Desa  Parmainan  Kecamatan  Hutaraja  Tinggi. AGRILAND Jurnal Ilmu Pertanian . 8(2): 149-157.
Herudin,  Yurisinthae,  E.,  dan  Suyatno,  A.  2022.  Konversi  Usahatani  Karet  Menjadi Usahatani Kelapa Sawit Kecamatan Belitang Hilir Kabubaten Sekadau. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian . 18(1): 27-39.
Mustofa, K. 2020. Dampak alih fungsi perkebunan karet ke kelapa sawit bagi kesejahteraan petani  Desa  Kebun  Agung  Kecamatan  Pangkalan  Banteng  Kabupaten  Kotawaringin Barat. Jurnal Al-Qardh . 5(1): 81-98.
Napitupulu,  T.  S.,  Bakce,  D.,  Syahza,  A.,  Asmit,  B.,  dan  Hadi,  S.  2019.  Model  penawaran dan  permintaan  minyak  kelapa  sawit  Indonesia  di  pasar  internasional. Jurnal Dinamika Pertanian Edisi Khusus (3): 119-128.
Nurrizqi, F. A., Febriana, G., Arifbillah, K., dan Irawan, F. 2022. Analisis Kinerja Keuangan Perusahaan  Perkebunan  Kelapa  Sawit  Saat  Pandemi  Covid-19. Jurnalku .  2(3).  doi: https://doi.org/10.54957/jurnalku.v2i3.280
Panjaitan,  E.,  Paman,  U.,  dan  Darus.  2020.  Analisis  pengaruh  faktor  produksi  terhadap produktivitas usahatani kelapa sawit pola swadaya di Desa Sungai Buluh Kecamatan Kuantan  Singingi  Hilir,  Kabupaten  Kuantan  Singingi Jurnal  Dinamika  Pertanian Edisi XXXV1 (1): 61-68.
Priyastama, R. (2017). Buku Sakti Kuasai Spss . Yogyakarta: Start Up.
Saptutyningsih,  E.,  dan  Setyaningrum,  E.  (2020). Penelitian  Kuantitatif:  Metode  dan  Alat Analisis . Yogyakarta: Gosyen Publishing.
Sari, R. 2022. Dampak Kebijakan Larangan Ekspor Cpo dan Produk Turunan. Info Singkat . XIV(10).
Sukirno, S. (2016). Mikroekonomi: Teori Pengantar (3 ed.). Jakarta: Rajawali Pers.
Wahyudi, A., Tan, S., dan Hidayat, M. S. 2022. Strategi Pengembangan Perkebunan Kelapa Sawit di Provinsi Jambi. Jurnal Paradigma Ekonomika . 17(1).