proposal penelitian

V. FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PERMINTAAN DAN
PENAWARAN BERAS DI INDONESIA
5.1.
Hasil Estimasi Model
Hasil estimasi model dalam penelitian ini ditunjukkan secara lengkap pada
Lampiran 4 sampai Lampiran 10, dapat dijelaskan bahwa secara umum variabel
penjelas yang dimasukkan ke dalam persamaan struktural mempunyai besaran dan
tanda parameter estimasi yang sesuai dengan harapan dari sudut pandang teori
ekonomi. Kriteria-kriteria statistika yang umum digunakan dalam mengevaluasi
hasil estimasi model cukup menyakinkan. Nilai koefisien determinasi (R2) dari
masing-masing persamaan struktural berkisar antara 0.26 sampai 0.96. Sebagian
besar persamaan memilik nilai R2 di atas 0.7 dan hanya persamaan jumlah impor
beras Indonesia (JIMB) yang memiliki nilai R2 di bawah 0.5. Berdasarkan nilai R2
tersebut menunjukan bahwa secara umum variabel endogen dapat dijelaskan
dengan baik oleh variabel-variabel eksogen dalam persamaan struktural.
Berdasarkan P-value uji F yang berkisar antara 0.0001 sampai 0.1970,
yang berarti variabel eksogen dalam setiap persamaan struktural dapat
menjelaskan dengan baik variabel endogennya pada taraf α = 0.01 sampai 0.20.
Berdasarkan hasil uji statistik durbin-w (dw) didapatkan nilai sebesar 0.542 dan
hasil uji statistik durbin-h (dh) didapatkan kisaran nilai -1.90 sampai 1.80. Dari
hasil tersebut diperoleh empat persamaan yang tidak mengalami masalah serial
korelasi, juga terdapat dua persamaan yang tidak terdeteksi serial korelasinya
yaitu persamaan jumlah impor beras Indonesia (JIMB) dan permintaan beras
(QDBR). Selain itu terdapat satu persamaan mengalami masalah serial korelasi
yaitu harga riil beras Indonesia (HRBER). Menurut Pindyck dan Rubinfeld
(1991), masalah serial korelasi mengurangi efisiensi estimasi parameter dan serial
korelasi tidak menimbulkan bias parameter regresi, maka hasil dalam estimasi
model dalam penelitian ini cukup representatif dalam menggambarkan fenomena
ekonomi beras di Indonesia.
P-value uji t, digunakan untuk menguji masing-masing variabel eksogen
dalam penelitian ini apakah berpengaruh nyata terhadap variabel endogen. Hasil
P-value uji t yang diperoleh menunjukan bahwa sebanyak 43.75 persen variabel
eksogen yang tidak berpengaruh nyata terhadap variabel endogennya pada
taraf α = 0.20. Adapun variabel eksogen yang berpengaruh nyata sebanyak 56.25
persen.
5.1.1. Luas Areal Panen Padi
Hasil estimasi parameter persamaan luas areal panen padi secara lengkap
disajikan pada Lampiran 4. Adapun secara ringkas, terlihat pada Tabel 13 sebagai
berikut :
Tabel 13. Hasil Estimasi Persamaan Luas Areal Panen Padi
Variabel
Parameter
Estimate
Elastisitas
SR
LR
Intercept
1036.86200
HRGTP
21.12838
0.03
HRJTP
-20.29070
Variabel
Pr > |t|
Label
0.23660
Intercept
0.30
0.30220
Harga Riil Gabah Tingkat Petani
-0.03
-0.28
0.31795
Harga Riil Jagung Tingkat Petani
0.00699
0.02
0.22
0.17735
Total Kredit Usahatani
-7.89445
-0.01
-0.10
0.31190
Harga Riil Pupuk Urea t-1
CRAH
0.07094
0.01
0.13
0.35000
Curah Hujan
LLAP
0.89247
0.00005
Luas Areal Panen Padi t-1
0.00010
Durbin-h stat -1.900576
TKU
LHRPUK
R-Square
0.90731
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
Berdasarkan Tabel 13 dapat diketahui bahwa variabel yang secara nyata
mempengaruhi luas areal panen padi pada taraf α = 0.05 adalah luas areal panen
padi t-1 (LLAP), sedangkan total kredit usahatani berpengaruh nyata pada taraf
α = 0.20 Adapun variabel yang tidak berpengaruh nyata adalah harga riil gabah
56
tingkat petani, harga riil jagung tingkat petani, harga riil pupuk urea t-1, dan curah
hujan. Hal ini berarti harga input maupun output bukan merupakan faktor utama
untuk mendorong peningkatan luas areal panen padi.
Variabel total kredit usahatani berpengaruh positif sebesar 0.00699.
Artinya peningkatan total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal
panen padi akan bertambah sebesar 6,99 hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan
total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal panen padi akan
menurun sebesar 6,99 hektar, ceteris paribus. Respon luas areal panen padi
terhadap total kredit usahatani inelastis untuk jangka pendek (0.02) dan jangka
panjang (0.22). Hal ini berarti kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya
akan meningkatkan luas areal panen padi sebesar 0.02 persen untuk jangka
pendek dan 0.22 persen untuk jangka panjang.
Variabel luas areal panen padi t-1 berpengaruh nyata terhadap luas areal
panen padi. Artinya luas areal panen padi pada tahun sebelumnya mempengaruhi
besarnya luas areal panen padi yang digunakan petani pada masa sekarang. Hal ini
berarti luas areal panen padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi
yang terjadi, karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan
tersebut.
5.1.2. Produktivitas Padi
Hasil estimasi persamaan produktivitas padi secara lengkap disajikan pada
Lampiran 5. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 14 sebagai berikut :
57
Tabel 14. Hasil Estimasi Persamaan Produktivitas Padi
Variabel
Parameter
Elastisitas
Estimate
SR
Intercept
0.738218
HRGTP
0.004071
0.02
STPPUK
0.000180
LAI
TKU
LPRDV
0.812015
LR
Variabel
Pr > |t|
Label
0.01680
Intercept
0.09
0.19120
Harga Riil Gabah Tingkat Petani
0.00
0.00
0.46335
Perubahan Penggunaan Pupuk Urea
0.000009
0.01
0.04
0.40495
Luas Areal Irigasi Sawah
0.000002
0.01
0.07
0.10165
Total Kredit Usahatani
0.00005
Produktivitas Padi t-1
0.00010
Durbin-h stat 0.635044
R-Square
0.963680
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
Jika dilihat pada Tabel 14 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas
padi pada taraf α = 0.05 adalah produktivitas padi t-1 sedangkan total kredit
usahatani dan harga riil gabah tingkat petani berpengaruh nyata pada taraf
α = 0.15 dan α = 0.20. Sementara variabel perubahaan penggunaan pupuk urea
dan luas areal irigasi tidak berpengaruh nyata terhadap produktivitas padi.
Variabel yang tidak berpengaruh nyata tersebut hanya menyebabkan perubahan
yang kecil dibandingkan dengan variabel eksogen yang berpengaruh secara nyata.
Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahaan penggunaan pupuk urea dan luas
areal irigasi tidak mengubah produktivitas padi.
Variabel harga riil gabah tingkat petani berpengaruh positif terhadap
produktivitas padi sebesar 0.004071. Artinya jika terjadi kenaikan harga riil gabah
tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka produktivitas padi akan
bertambah sebesar 4.071 kilogram per hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan
harga riil gabah tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka
produktivitas padi akan menurun 4.071 kilogram per hektar, ceteris paribus.
Respon produktivitas padi terhadap perubahan harga riil gabah tingkat petani
inelastis baik jangka pendek (0.02) jangka panjang (0.09). Hal ini berarti kenaikan
58
harga riil gabah tingkat petani satu persen hanya akan meningkatkan produktivitas
padi kurang dari satu persen untuk jangka pendek dan jangka panjang.
Total kredit usahatani berpengaruh positif terhadap produktivitas padi
sebesar 0.000002. Hal ini berarti jika total kredit usahatani naik sebesar satu juta
rupiah maka produktivitas padi akan bertambah sebesar 0.002 kilogram per
hektar, ceteris paribus. Kondisi ini sesuai dengan tabulasi data historis dari tahun
1980 sampai dengan 2009, diketahui bahwa laju pertumbuhan rata-rata total kredit
usahatani (114 persen) lebih besar daripada laju pertumbuhan rata-rata
produktivitas padi (1.47 persen). Respon produktivitas padi terhadap perubahan
total kredit usahatani inelastis baik jangka pendek (0.01) maupun jangka panjang
(0.07). Artinya kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya akan
meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.01 persen untuk jangka pendek dan
0.07 persen untuk jangka panjang.
Variabel produktivitas padi t-1 berpengaruh nyata terhadap produktivitas
padi. Artinya produktivitas padi pada tahun sebelumnnya mempengaruhi besarnya
produktivitas padi yang dihasilkan pada tahun sekarang. Hal ini berarti
produktivitas padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi yang
terjadi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan
tersebut.
5.1.3. Produksi Padi
Pada penelitian ini, total produksi padi dalam bentuk gabah di Indonesia
merupakan persamaan identitas yaitu perkalian antara luas areal panen padi
dengan produktivitasnya, sebagai berikut :
TPPt = LAPt * PRDVt
59
Hal ini menunjukan bahwa semakin tinggi luas areal panen padi, ceteris paribus
maka total produksi padi akan semakin besar. Begitu pula jika produktivitas padi
semakin meningkat ceteris paribus maka total produksi padi juga akan semakin
meningkat.
5.1.4. Produksi Beras
Produksi beras diperoleh dengan menentukan terlebih dahulu faktor
konversi gabah kering giling (GKG) menjadi beras. Ada beberapa pendapat
tentang angka konversi gabah kering giling yaitu, IRRI (1995) menggunakan
angka konversi 0.68, sedangkan BPS menggunakan angka konversi tahun 19831988 sebesar 0.68, tahun 1989-1996 sebesar 0.65 dan tahun 1997-1999 sebesar
0.632. Adapun penelitian ini menggunakan faktor konversi gabah kering giling
dari badan pusat statistik tahun 1997-1999 yaitu sebesar 0.632, maka jumlah
produksi beras di Indonesia diperoleh persamaan sebagai berikut :
PBt = TPPt * 0.632
PBt = TPPt * FKt
5.1.5. Harga Riil Gabah Tingkat Petani
Hasil estimasi persamaan harga riil gabah di tingkat petani disajikan secara
lengkap pada Lampiran 6. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 15 sebagai
berikut :
Tabel 15. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Gabah Tingkat Petani
Variabel
Intercept
HRPP
Parameter
Estimate
Elastisitas
SR
LR
-0.88770
Variabel
Pr > |t|
Label
0.39170
Intercept
0.64932
0.81
1.09
0.00005
Harga Riil Pembelian Pemerintah
-0.00009
-0.27
-0.36
0.10245
Total Produksi Padi
HRIMB
1.85099
0.27
0.37
0.00005
Harga Riil Beras Impor Indonesia
LHRGTP
0.26073
0.01840
Harga Riil Gabah Tingkat Petani t-1
0.00010
Durbin-h stat 1.40446
TPP
R-Square
0.93999
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
60
Jika dilihat pada Tabel 15 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf
α = 0.05 terhadap harga riil gabah tingkat petani adalah harga riil pembelian
pemerintah, harga riil beras impor Indonesia, dan harga riil gabah tingkat petani
t-1. Adapun variabel total produksi padi berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15.
Variabel harga riil pembelian pemerintah berpengaruh positif terhadap
harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.64932. Artinya peningkatan harga riil
pembelian pemerintah sebesar satu rupiah per kilogram, dapat menyebabkan
harga riil gabah di tingkat petani naik sebesar 0.64932 rupiah per kilogram. Jika
harga riil pembelian pemerintah turun sebesar satu rupiah per kilogram, maka
harga riil gabah tingkat petani turun sebesar 0.64932 rupiah per kilogram, ceteris
paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil
pembelian pemerintah inelastis untuk jangka pendek (0.81) tetapi elastis untuk
jangka panjang (1.09). Hal ini berarti dalam jangka panjang kenaikan harga riil
pembelian pemerintah sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil gabah
tingkat petani sebesar 1.09 persen.
Variabel total produksi padi berpengaruh negatif terhadap harga riil gabah
di tingkat petani sebesar 0.00009. Artinya apabila terjadi peningkatan total
produksi padi sebesar seribu ton akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani
turun sebesar 0.09 rupiah per ton. Sebaliknya jika ada penurunan total produksi
padi sebesar seribu ton, maka harga riil gabah tingkat petani naik sebesar 0.09
rupiah per ton, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap
perubahan total produksi padi inelastis baik jangka pendek (-0.27) maupun jangka
panjang (-0.36). Hal ini berarti kenaikan total produksi padi sebesar satu persen
61
akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka
pendek dan 0.36 persen untuk jangka panjang.
Variabel harga riil beras impor Indonesia berpengaruh positif terhadap
harga riil gabah tingkat petani sebesar 1.85099. Hal ini berarti jika harga riil beras
impor Indonesia naik sebesar satu US$ per ton (Rp 9,700/ ton), maka harga riil
gabah tingkat petani naik sebesar 1,850.99 rupiah per ton, ceteris paribus. Respon
harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil beras impor
Indonesia inelastis baik jangka pendek (0.27) maupun jangka panjang (0.37). Hal
ini berarti kenaikan harga riil beras impor Indonesia sebesar satu persen akan
meningkatkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka
pendek dan 0.37 persen untuk jangka panjang.
Variabel harga riil gabah di tingkat petani t-1 berpengaruh nyata terhadap
harga riil gabah di tingkat petani. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil gabah
di tingkat petani relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena
variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut.
5.1.6. Permintaan Beras
Hasil estimasi persamaan permintaan beras disajikan secara lengkap pada
Lampiran 7. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 16 sebagai berikut :
Tabel 16. Hasil Estimasi Persamaan Permintaan Beras
Variabel
Intercept
RHBRGD
Parameter
Estimate
Elastisitas
SR
LR
-1872.9900
-12.8002
-0.01
-0.02
Variabel
Pr > |t|
Label
0.3150
Intercept
0.3740
Rasio Harga Riil Beras Indonesia dengan
Harga Riil Gandum
PPRI
1.3059
0.00
0.00
0.4839
Pendapatan Riil perkapita Indonesia
JPI
0.0879
0.61
1.14
0.0497
Jumlah penduduk Indonesia
LQDBR
0.4634
0.0306
Permintaan Beras t-1
0.0001
Durbin-h stat tidak terdefinisi
R-Square
0.9322
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
62
Berdasarkan Tabel 16 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05
terhadap permintaan beras adalah jumlah penduduk Indonesia dan permintaan
beras t-1. Adapun variabel rasio harga riil beras Indonesia dengan harga riil
gandum dan pendapatan riil perkapita Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap
permintaan beras. Pengaruh rasio harga beras Indonesia dengan harga gandum
terhadap permintaan beras tidak berpengaruh nyata. Hal tersebut mengindikasikan
komoditas subtitusi beras yaitu gandum tidak dapat mengubah permintaan beras.
Variabel jumlah penduduk Indonesia berpengaruh positif terhadap
permintaan beras sebesar 0.0879. Artinya peningkatan jumlah penduduk
Indonesia sebesar satu juta jiwa, maka permintaan beras akan meningkat sebesar
87.9 ton. Sebaliknya jika ada penurunan jumlah penduduk sebesar satu juta jiwa,
maka permintaan beras naik sebesar 87.9 ton, ceteris paribus. Respon permintaan
beras Indonesia terhadap perubahan jumlah penduduk Indonesia inelastis untuk
jangka pendek (0.61), sedangkan untuk jangka panjang elastis (1.14). Hal ini
menunjukkan bahwa dalam jangka panjang komoditas beras masih merupakan
makanan pokok untuk sebagian besar penduduk Indonesia.
Variabel permintaan beras t-1 berpengaruh nyata terhadap permintaan
beras. Hal ini berarti tenggang waktu permintaan beras relatif lamban dalam
merespon perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih
mempengaruhi perubahan tersebut.
5.1.7. Penawaran Beras
Penawaran beras di Indonesia merupakan persamaan identitas dari
produksi beras Indonesia ditambah dengan jumlah impor beras, stok beras tahun
sebelumnya, dan selanjutnya dikurangi stok beras tahun sekarang. Secara
63
matematis persamaan identitas dari total penawaran beras dirumuskan sebagai
berikut :
QSBRt = PBt + JIMBt + STBt-1 – STBt
Dari persamaan tersebut menunujukkan bahwa setiap perubahan kebijakan atau
perubahan faktor lain yang mempengaruhi produksi beras domestik atau stok
beras yang tersedia atau jumlah impor beras pada akhirnya akan mempengaruhi
jumlah penawaran beras di pasar domestik. Selanjutnya perubahan penawaran
beras akan memberikan pengaruh kepada peubah endogen yang lain baik secara
langsung maupun tidak langsung.
5.1.8. Harga Riil Beras Indonesia
Hasil estimasi persamaan harga riil beras Indonesia secara lengkap
disajikan pada Lampiran 8. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 17 sebagai
berikut :
Tabel 17. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Indonesia
Parameter
Elastisitas
Variabel
Variabel
Pr > |t|
Estimate
SR
LR
Label
Intercept
22.4064
0.1631 Intercept
QSBR
-0.0011 -1.01
0.1420 Penawaran Beras
TREN
2.2828 1.47
0.0006 Tren Waktu
R-Square
0.7630
Pr > F
0.0001 Durbin-w 0.542043
Sumber : Data diolah (2011)
Berdasarkan Tabel 17 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05
terhadap harga riil beras Indonesia adalah tren waktu, sedangkan variabel
penawaran beras berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.15.
Variabel penawaran beras berpengaruh negatif terhadap harga riil beras
Indonesia sebesar 0.0011. Artinya jika penawaran beras naik satu ton, maka harga
riil beras Indonesia akan turun sebesar 1.1 rupiah per ton. Adapun jika penawaran
beras turun satu ton, maka harga riil beras Indonesia akan naik sebesar 1.1 rupiah
64
per ton, ceteris paribus. Respon harga riil beras Indonesia terhadap perubahan
penawaran beras elastis sebesar (-1.01). Hal ini berarti kenaikan penawaran beras
sebesar satu persen akan menurunkan harga riil beras Indonesia lebih dari satu
persen.
Adapun harga riil beras Indonesia sebagai akibat tren adalah elastis (1.47).
Hal ini berarti terjadi peningkatan harga riil beras Indonesia yang semakin besar
dari tahun ke tahun selama periode pengamatan.
5.1.9. Harga Riil Beras Impor Indonesia
Hasil estimasi harga riil beras impor Indonesia secara lengkap disajikan
pada Lampiran 9. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 18 sebagai berikut :
Tabel 18. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Impor Indonesia
Variabel
Parameter
Estimate
Elastisitas
SR
LR
Variabel
Pr > |t|
Label
Intercept
0.30399
0.25880
Intercept
HRBRD
0.72815
0.98
0.00005
Harga Riil Beras Dunia
TRIF
0.00070
0.86
0.19580
Tarif Impor
EXCT
-0.00001
-0.02
-0.02
0.45635
Nilai Tukar Riil
TREN
-0.01764
-0.16
-0.16
0.23360
Tren Waktu
0.13815
Harga Riil Beras Impor Indonesia t-1
0.00010
Durbin-h stat 1.81491
LHRIMB
0.83
0.11
0.15005
R-Square
0.87022
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
Berdasarkan Tabel 18 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05
adalah harga riil beras dunia, sedangkan variabel harga riil beras impor Indonesia
t-1 berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15 dan tarif impor berpengaruh nyata pada
taraf α = 0.20. Adapun variabel nilai tukar riil dan tren waktu terhadap harga riil
beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata. Hal ini menunjukkan variabel
nilai tukar riil dan tren waktu hanya menyebabkan perubahan kecil terhadap harga
riil beras impor.
65
Variabel harga riil beras dunia berpengaruh positif terhadap harga riil
beras impor Indonesia sebesar 0.72815. Artinya peningkatan harga riil beras dunia
sebesar satu US$ per ton, maka harga riil beras impor Indonesia naik sebesar
0.72815 US$ per ton. Sebaliknya jika harga riil beras dunia turun sebesar satu
US$ per ton, maka harga riil impor beras Indonesia turun sebesar 0.72815 US$
dollar per ton, ceteris paribus.
Variabel tarif impor berpengaruh positif terhadap harga riil beras impor
Indonesia sebesar 0.0007. Hal ini berarti peningkatan tarif impor sebesar satu
rupiah per kilogram, maka akan menyebabkan kenaikan harga riil beras impor
Indonesia sebesar 0.007 rupiah per kilogram. Respon harga riil beras impor
Indonesia terhadap perubahan tarif impor inelastis jangka pendek (0.11) maupun
jangka panjang (0.86). Hal ini berarti kenaikan tarif impor sebesar satu persen
akan meningkatkan harga riil beras impor Indonesia lebih rendah dari satu persen
untuk jangka pendek maupun jangka panjang.
Variabel harga riil beras impor Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap
harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras
impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi
karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut.
5.1.10. Jumlah Impor Beras Indonesia
Hasil estimasi jumlah impor beras Indonesia secara lengkap disajikan pada
Lampiran 10. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 19 sebagai berikut :
66
Tabel 19. Hasil Estimasi Persamaan Jumlah Impor Beras Indonesia
Variabel
Parameter
Estimate
Intercept
-1253.4000
HRIMB
-134.3540
Elastisitas
SR
-0.28
LR
Variabel
Pr > |t|
Label
Intercept
-0.50
0.3686
0.3141
-1.09
0.2685
Nilai Tukar Riil
Stok Beras t-1
Harga Riil Beras Impor Indonesia
EXCT
-0.0837
LSTOK
-0.2401
-0.28
-0.50
0.2779
JPI
0.0153
2.57
4.58
0.2245
Jumlah Penduduk Indonesia
LJIMB
0.4393
0.0181
Jumlah Impor Beras Indonesia t-1
0.1970
Durbin-h stat tidak terdefinisi
-0.61
R-Square
0.2594
Sumber : Data diolah (2011)
Pr > |F|
Jika dilihat pada Tabel 18 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas
padi pada taraf α = 0.05 adalah jumlah impor beras Indonesia t-1. Sementara
variabel harga riil beras impor Indonesia, nilai tukar rupiah terhadap dollar, stok
beras t-1, dan jumlah penduduk Indonesia tidak berpengaruh nyata. Variabel
harga riil beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah impor
beras Indonesia karena Indonesia melakukan impor beras berdasarkan kebutuhan
beras dalam negeri bukan berdasarkan faktor harga.
Variabel jumlah impor beras Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap
harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras
impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi
karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut.
5.1.11. Marjin Pemasaran Beras
Marjin pemasaran beras dalam penelitian ini merupakan persamaan
identitas yaitu selisih harga riil beras Indonesia dengan harga riil gabah di tingkat
petani. Persamaan marjin pemasaran beras adalah sebagai berikut :
MPBt = HRBERt – HRGTPt
Dari persamaan tersebut, jadi yang dimaksud dengan marjin pemasaran beras ini
adalah biaya penyimpanan, transportasi dan biaya lainnya yang berkaitan dengan
67
penyaluran beras dari produsen ke konsumen, serta keuntungan yang diterima
lembaga pemasaran yang terlibat dalam tataniaga beras. Marjin pemasaran beras
yang semakin kecil mengindikasikan harga gabah (bagian yang diterima petani)
semakin besar.
68