VI. HASIL DAN PEMBAHASAN Seperti yang telah

VI.
HASIL DAN PEMBAHASAN
Seperti yang telah dijelaskan pada Bab IV, model integrasi pasar beras
Indonesia merupakan model linier persamaan simultan dan diestimasi dengan
metode two stage least squares (2SLS). Pada bagian ini akan dijelaskan hasil
penelitian yang diperoleh. Hasil estimasi persamaan perilaku disajikan tanda dan
besaran dari parameter yang diestimasi, koefisien determinasi (R2), statistik F,
statistik-t dan uji serial korelasi (autocorrelation).
6.1. Keragaan Umum Hasil Estimasi Model Ekonometrika
Hasil estimasi model integrasi pasar beras menunjukkan bahwa model
sudah cukup baik. Hal tersebut terlihat dari koefisien determinasi (R2), dimana
lebih dari 71 persen dari persamaan perilaku mempunyai koefisien determinasi
(R2) lebih dari 70 persen sedangkan 29 persen dari persamaan perilaku memiliki
koefisien determinasi berkisar antara 21 sampai 59 persen. Hal ini menunjukkan
bahwa secara umum peubah-peubah penjelas (explanatory variable) yang ada
dalam persamaan perilaku mampu menjelaskan dengan baik peubah endogen
(endogenous variable).
Sekitar 80 persen dari jumlah persamaan perilaku, memiliki nilai statistik
F nyata dalam taraf 1 persen. Hal tersebut berarti bahwa peubah-peubah penjelas
dalam persamaan perilaku secara bersama-sama berpengaruh nyata terhadap
peubah endogennya. Setiap persamaan struktural mempunyai besaran parameter
dan tanda (magnitude dan sign) sesuai dengan hipotesis dan logis dari sudut
pandang ekonomi.
Nilai statistik t digunakan untuk menguji apakah masing-masing peubah
penjelas berpengaruh nyata terhadap peubah endogennya. Hasil statistik t
menunjukkan bahwa terdapat beberapa peubah penjelas yang tidak signifikan atau
tidak berpengaruh nyata terhadap peubah endogennya pada taraf α=0.05. Pada
penelitian ini digunakan beberapa taraf α, yang dapat dilihat dengan menggunakan
simbol-simbol berikut.
a. A
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.05
b. B
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.10
c. C
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.15
d. D
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.20
Berdasarkan nilai t statistik, terdapat juga peubah penjelas yang tidak
signifikan pada berbagai taraf α yang ditoleransi, namun yang diutamakan pada
penelitian ini adalah kelogisan dan kesesuaian tanda dan besaran (sign dan
magnitude) dengan kriteria ekonomi. Berdasarkan
uji Durbin h didapatkan
kisaran nilai h -7.14 sampai 2.95. Dari hasil tersebut diperoleh bahwa 79 persen
atau 11 persamaan struktural tidak terdapat serial korelasi (autocorrelation) dan
hanya 3 persamaaan struktural (21 persen) yang memiliki serial korelasi. Ada
tidaknya masalah serial korelasi yang serius, pindyck dan Rubinfeld (1991) telah
membuktikan bahwa masalah serial korelasi hanya mengurangi efisiensi estimasi
parameter dan serial korelasi tidak menimbulkan bias parameter regresi.
Berdasarkan kriteria-kriteria tersebut, dengan mempertimbangkan periode
pengamatan yang cukup panjang maka hasil estimasi model dalam penelitian ini
dapat dikatakan cukup menggambarkan fenomena ekonomi beras di Indonesia.
6.2. Keragaan Pasar Beras Domestik
Setelah melakukan beberapa spesifikasi model, diperoleh model integrasi
pasar beras Indonesia yang terdiri dari beberapa persamaan perilaku yang
dikelompokan kedalam dua blok yaitu blok pasar beras domestik dan blok pasar
beras dunia.
6.2.1. Produksi Padi Indonesia
Berdasarkan hasil estimasi persamaan produksi padi pada Tabel 9,
diketahui bahwa produksi padi Indonesia dipengaruhi secara positif oleh trend
harga gabah tingkat petani, luas areal panen, harga pupuk urea riil, kredit
pertanian, curah hujan, dan produksi padi tahun sebelumnya. Respon produksi
padi terhadap harga gabah di tingkat petani, harga pupuk urea, perubahan kredit
pertanian, perubahan luas areal irigasi, dan curah hujan adalah inelastis baik
dalam jangka panjang maupun dalam jangka pendek sedangkan respon terhadap
perubahan luas areal panen adalah inelatis dalam jangka pendek tetapi elastis
dalam jangka panjang.
Tabel 9. Hasil Estimasi Parameter Produksi Padi Indonesia
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
THGTPR
LAP
HPUR
DKDTR
DLAI
CH
LPPD
Nama Peubah
LR
-12537.600
0.047C
3.394A
-2.220
1.540
3.750
0.038
0.139
0.001
0.049
0.693
0.090
1.267
-1.129
-1.260
0.221
-0.023
-0.043
0.041322D
1.460
0.159
0.0000065
0.00012
0.259
0.696
0.454A
0.210
1.100
3.730
0.836
0.286
0.001
0.00035
0.035
0.00064
0.064
R2=0.986 F-hit=195.710 Dw=1.171 Dh=2.950
Intersep
HGTPR*T
Luas Areal Panen
Harga Pupuk Urea
Riil
Perubahan kredit
pertanian
Perubahan luas
areal irigasi
Curah Hujan
Produksi Padi T-1
Respon produksi padi terhadap harga gabah ditingkat petani berpengaruh
nyata secara statistik dengan respon yang inelastis baik jangka panjang maupun
jangka pendek. Hal tersebut dapat diartikan bahwa harga bukan faktor utama yang
menjadi insentif petani untuk meningkatkan produksi. Luas areal panen
berpengaruh nyata terhadap produksi padi dengan respon yang inelastis dalam
jangka pendek sedangkan dalam jangka panjang produksi padi responsif terhadap
perubahan luas areal panen. Rendahnya produksi padi di Indonesia disebabkan
oleh penguasaan lahan per kapita yang relatif rendah dibandingkan dengan
negara-negara pengekspor beras seperti Thailand, Vietnam, dan Myanmar. Luas
areal panen per kapita Indonesia hanya mencapai 513 m2 per kapita sedangkan
data luas lahan potensial untuk pertanian sawah menurut Balai Besar Sumberdaya
Lahan Pertanian tersedia 10 juta ha dan dalam jangka panjang mampu untuk
meningkatkan produksi padi di Indonesia (Sumarno, 2006).
Produksi padi tidak responsif terhadap perubahan kredit pertanian baik
dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Pengurangan kredit pertanian tidak
menyebabkan petani mengubah penggunaan sarana produksi pertanian sehingga
produksi padi juga tidak berubah secara nyata (Smeru, 2002). Harga pupuk urea,
curah hujan, dan perubahan luas areal irigasi tidak nyata secara statistik
pengaruhnya terhadap produktivitas padi dan bersifat inelastis. Kondisi tersebut
menunjukkan bahwa produksi padi di Indonesia telah mengalami pelandaian
produksi atau leveling off (Sitepu, 2002).
Produksi padi dipengaruhi secara nyata oleh produksi padi tahun
sebelumnya. Hal ini menunjukkan bahwa ada tenggang waktu yang relatif lambat
dari produksi padi untuk menyesuaikan diri dan merespon perubahan ekonomi
yang terjadi. Dilihat dari besaran nilai statistik R 2=0.98, semua peubah penjelas
mampu menjelaskan perubah endogennya sebesar 98 persen sedangkan sisanya, 2
persen, dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan dengan nilai statistik F hitung
= 195.71, artinya bahwa persamaan tersebut mampu menjelaskan peubah
endogennya dengan baik.
6.2.2. Produksi Beras Indonesia
Produksi beras diperoleh dengan menentukan terlebih dahulu faktor
konversi gabah kering giling (GKG) menjadi beras. Penelitian ini menggunakan
angka konversi yakni 0.63 sesuai dengan pendekatan yang digunakan oleh Badan
Pusat Statistik tahun 1997-2005. Oleh sebab itu, diperoleh persamaan produksi
beras yaitu:
PBt = 0.63*PPDt
6.2.3. Jumlah Impor Beras
Persamaan dari estimasi parameter jumlah impor beras Indonesia dapat
dilihat pada Tabel 10. Berdasarkan Tabel 10 diketahui bahwa jumlah impor beras
Indonesia berhubungan negatif dengan perubahan harga impor, persentase tarif
impor, produksi beras, dan stok awal tahun sedangkan permintaan beras dan lag
jumlah impor berhubungan positif dengan jumlah impor beras.
Pengaruh perubahan harga impor dan tarif impor terhadap jumlah impor
beras Indonesia tidak nyata secara statistik dan inelastis baik dalam jangka pendek
maupun jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan harga impor
dan kebijakan tarif impor beras bukan merupakan faktor utama dalam melakukan
impor beras melainkan kondisi penawaran dan permintaan domestik. Hal tersebut
terlihat dari elastisitas permintaan beras Indonesia, produksi beras, dan stok beras
awal tahun Indonesia yang sangat elastis baik dalam jangka pendek maupun
jangka panjang. Hal tersebut memperlihatkan respon jumlah impor yang besar
terhadap perubahan permintaan beras Indonesia, perubahan produksi beras dan
stok awal tahun.
Tabel 10. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
Nama Peubah
LR
-403.514
-0.140
0.891
-0.087
-0.910
0.374
-0.029
-0.032
-10.268
-0.240
0.813
-0.170
-0.191
DBI
0.111
1.100
0.283
4.117
4.613
PB
-0.032
-0.300
0.771
-2.283
-2.557
LSBT
-0.966C
-1.690
0.106
-1.778
-1.992
LJIBI
0.107
0.510
0.618
DHMBIRR
PERTARIFR
Intersep
HMBIRRLHMBIRR
Persentase Tarifr
Jumlah Konsumsi
Beras Untuk
Pangan Indonesia
Produksi Beras
Stok Beras Akhir
Tahun T-1
Jumlah Impor Beras
Indonesia T-1
2
R =0.227 F-hit=1.030 Dw=1.739 Dh=0.688
Stok beras awal tahun berhubungan nyata dan negatif terhadap jumlah
impor beras Indonesia dengan elastisitas yang elastis yakni 1.77 dalam jangka
pendek dan 1.99 dalam jangka panjang. Artinya apabila terjadi kenaikan satu
persen stok bulog pada awal tahun, ceteris paribus, maka jumlah impor beras
akan menurun 1.77 persen dalam jangka pendek dan 1.99 persen dalam jangka
panjang. Respon yang besar tersebut menunjukkan bahwa impor juga digunakan
oleh Bulog untuk mengatur kondisi stok beras dalam negeri. Variabel lag jumlah
impor beras tidak berpengaruh nyata secara statistik dengan jumlah impor beras,
kondisi ini menunjukkan bahwa impor beras yang dilakukan tidak memerlukan
tenggang waktu yang lambat untuk menyesuaikan jumlah impor beras dalam
merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.2.4. Stok Beras
Stok beras yang dikaji pada penelitian ini merupakan stok beras yang ada
di Bulog. Hal tersebut dilakukan karena terkait dengan kelengkapan data dan
melihat fungsi Bulog dalam menjaga kestabilan ketersediaan beras. Jumlah beras
yang ada di masyarakat tidak diperhitungkan. Hasil estimasi stok beras dapat
dilihat pada Tabel 11.
Tabel 11. Hasil Estimasi Parameter Stok Beras Indonesia
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
1482.922
2.210
0.038
Intersep
HBER
-0.184D
-1.400
0.176
-0.752
-0.795
Harga Beras Eceran Riil
PGBB
0.292C
1.690
0.106
0.869
0.918
Pengadaan Beras Bulog
DOPS
-0.129
-0.700
0.490
0.038
0.040
OPS-LOPS
DJIBI
0.143D
1.610
0.121
-0.058
-0.062
JIBI-LJIBI
LSBT
0.054
0.220
0.829
Stok Beras Akhir Tahun T-1
2
R =0.20673 F-hit=1.15 Dw=1.985836 Dh= 0.038062
Berdasarkan pada Tabel 11 stok berhubungan nyata dan negatif dengan
harga beras eceran. Hal tersebut mengindikasikan adanya peran Bulog dalam
mengendalikan harga. Ketika harga beras meningkat, Bulog mengeluarkan
stoknya ke pasar meskipun dengan respon yang inelastis baik dalam jangka
pendek (-0.752) maupun jangka panjang (-0.795). Artinya ketika harga meningkat
satu persen maka Bulog mengeluarkan stoknya sehingga stok akhir tahun
berkurang 0.752 persen dalam jangka pendek dan 0.795 persen dalam jangka
panjang.
Operasi pasar beras juga berhubungan negatif dan inelastis terhadap stok
beras akhir tahun artinya semakin banyak operasi pasar yang dilakukan maka
semakin berkurang stok beras Bulog namun pengaruh operasi pasar terhadap
jumlah stok beras tidak nyata secara statistik. Hal tersebut karena sering kali
operasi pasar yang dilakukan Bulog bersumber dari impor dan bulog berusaha
untuk terus mempertahankan jumlah stok beras. Jumlah pengadaan gabah oleh
Bulog berhubungan nyata dan positif dengan stok beras. Respon stok terhadap
jumlah pengadaan beras oleh Bulog adalah inelastis dalam jangka pendek (0.819)
dan dalam jangka panjang (0.918). Artinya peningkatan satu persen pengadaan
beras oleh Bulog meningkatkan jumlah stok beras 0.819 persen dalam jangka
pendek dan 0.918 persen dalam jangka panjang.
Stok juga berhubungan nyata dan positif terhadap jumlah impor beras
Indonesia meskipun dengan respon yang inelastis baik dalam jangka pendek
(0.11) maupun jangka panjang (0.12). Artinya setiap peningkatan satu persen
jumlah impor beras Indonesia akan meningkatkan stok akhir tahun 0.11 persen
dalam jangka pendek dan 0.12 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut berarti
bahwa impor bersama dengan produksi beras domestik merupakan salah satu
sumber dari pengadaan stok beras Indonesia. Lag stok tidak berpengaruh nyata
terhadap stok beras akhir tahun, kondisi ini menunjukkan bahwa stok beras tidak
memerlukan tenggang waktu yang lambat untuk menyesuaikan stok beras dalam
merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.2.5. Penawaran Beras Indonesia
Total penawaran beras di Indonesia merupakan persamaan identitas dari
penjumlahan produksi beras Indonesia, ditambah stok awal tahun, dan jumlah
impor beras Indonesia. Secara matematis persamaan identitas dari total penawaran
beras dapat dilihat pada persamaan:
Hal tersebut menunjukkan bahwa setiap perubahan kebijakan atau
gangguan pada produksi beras domestik, stok awal tahun yang tersedia, serta
jumlah impor beras akan memberi pengaruh dan efek balik kepada peubah
endogen baik secara langsung maupun tidak langsung.
6.2.6. Permintaan Beras Indonesia
Hasil dari estimasi parameter permintaan beras untuk konsumsi dapat
dilihat pada Tabel 12. Berdasarkan Tabel 12 dapat dilihat bahwa permintaan beras
Indonesia berhubungan negatif dengan harga beras eceran dan berhubungan
positif dengan harga jagung eceran, pendapatan perkapita dan permintaan beras
tahun sebelumnya.
Tabel 12. Hasil Estimasi Parameter Permintaan Beras Indonesia
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
2706.798
1.600
0.122
HBER
-1.424A
-2.620
0.015
-0.197
-1.109
Harga Beras Eceran Riil
HJER
3.770A
3.290
0.003
0.244
1.370
Harga Jagung Eceran Riil
0.038
0.350
0.728
0.019
0.109
Pendapatan Riil Perkapita
0.822A
13.040
<.0001
IRCAP
LDBI
Intersep
Lag Permintaan Beras
2
R =0.963 F-hit=147.830 Dw=1.986 Dh=0.038
Permintaan beras berhubungan nyata dan negatif dengan harga beras
eceran. Respon permintaan beras terhadap perubahan harga beras eceran adalah
inelastis dalam jangka pendek (-0.197), akan tetapi elastis dalam jangka panjang (1.109). Artinya, kenaikan harga eceran beras sebesar satu persen akan mengurangi
permintaan beras untuk konsumsi sebesar 0.197 persen dalam jangka pendek dan
1.109 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan
harga beras ditingkat konsumen memberikan dampak yang kecil terhadap
permintaan beras itu sendiri dalam jangka pendek, namun dalam jangka panjang,
konsumen mulai untuk menyesuaikan diri, konsumen memulai untuk mencari
alternatif makanan pokok lain.
Respon permintaan beras terhadap harga jagung, sebagai komoditas
substitusinya, adalah inelastis dalam jangka pendek akan tetapi elastis dalam
jangka panjang. Kondisi tersebut menggambarkan bahwa komoditas beras
merupakan komoditas pangan utama dalam jangka pendek namun dalam jangka
panjang ketika harga jagung jauh lebih rendah dibandingkan dengan harga beras,
komoditas jagung dapat menjadi komoditas pangan alternatif selain beras.
Pendapatan perkapita masyarakat tidak berpengaruh nyata terhadap permintaan
beras. Kondisi tersebut mengindikasikan bahwa beras merupakan kebutuhan
pokok masyarakat Indonesia.
Permintaan beras dipengaruhi secara nyata oleh lag permintaan beras
Indonesia. Hal tersebut berarti bahwa permintaan beras untuk konsumsi
memerlukan waktu yang relatif lambat untuk menyesuaikan diri kembali pada
tingkat keseimbangan, dengan kata lain, permintaan beras relatif tidak stabil. Di
samping itu, koefisien determinasi dari persamaan permintaan beras Indonesia
yaitu 96.3 persen. Artinya bahwa peubah penjelas mampu menjelaskan peubah
endogennya sebesar 96.3 persen, sedangkan sisanya 3.7 persen dijelaskan oleh
faktor lain di luar persamaan. Nilai statistik F hitung adalah 147.830 atau
memiliki probability F adalah 0.001, artinya bahwa persamaan secara bersamasama berpengaruh terhadap peubah endogennya.
6.2.7. Harga Impor Beras
Hasil dari estimasi parameter harga impor beras dapat dilihat pada Tabel
13. Berdasarkan Tabel 13, harga beras impor berhubungan positif dengan harga
beras dunia dalam rupiah, lag harga dunia dalam rupiah, dan lag harga impor
beras. Artinya, semakin tinggi harga dunia, lag harga dunia, dan lag harga impor
beras maka harga impor beras semakin tinggi.
Tabel 13. Hasil Estimasi Parameter Harga Impor Beras
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
-0.02531
-0.330
0.746
HBDRR
0.000031B
1.840
0.078
0.266
0.584
HBDR*ERR
0.000021
1.240
0.226
0.111
0.243
LAG (HBDRR)
0.545A
4.950
<.0001
LHBDRR
LHMBIR
Intersep
Lag harga impor beras Indonesia
R2= 0.953 F-hit=161.090 Dw=2.335 Dh= -7.143
Harga beras dunia dalam rupiah dan lag harga impor berpengaruh nyata
secara statistik sedangkan lag harga beras dunia tidak berpengaruh nyata secara
statistik. Keterkaitan harga dunia dan harga impor akan dipaparkan lebih dalam
ketika membahas integrasi pasar beras. Meskipun begitu, koefisien determinasi
dari persamaan permintaan beras Indonesia yaitu 95.26 persen. Artinya bahwa
peubah penjelas mampu menjelaskan peubah endogennya sebesar 95.26 persen,
sedangkan sisanya 4.74 persen dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan
dengan nilai statistik F hitung adalah 161.69 atau memiliki probability F adalah
0.001, artinya bahwa persamaan secara bersama-sama berpengaruh terhadap
peubah endogennya.
6.2.8. Harga Beras Eceran
Hasil dari estimasi harga beras eceran dapat dilihat pada Tabel 14.
Berdasarkan Tabel 14, harga eceran beras berhubungan positif dengan harga
gabah di tingkat petani, perubahan impor beras, trend waktu, dan harga eceran
beras tahun sebelumnya sedangkan penawaran beras berhubungan negatif dengan
harga beras eceran.
Tabel 14. Hasil Estimasi Parameter Harga Beras Eceran
Parameter
Dugaan
Peubah
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
-788.406
-1.140
0.268
HGTPR
1.876A
5.090
<.0001
0.924
1.366
0.003
0.170
0.867
3.0654E-08
4.53E-08
-0.013
-0.460
0.648
-0.120
-0.178
3.730
0.220
0.830
0.025
0.036
0.323A
2.600
0.016
DHMBIRR
SPB
T
LHBER
Intersep
Harga Gabah
Tingkat Petani Riil
HMBIRRLHMBIRR
Penawaran Beras
Indonesia
Trend
Lag HBER
2
R =0.923 F-hit=52.520 Dw=1.089 Dh= 2.433
Harga beras eceran berhubungan nyata dan positif dengan harga gabah
tingkat petani namun dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.924)
sedangkan dalam jangka panjang respon harga eceran beras adalah elatis (1,366).
Artinya bahwa peningkatan satu persen harga gabah di tingkat petani
meningkatkan harga eceran beras 0.924 persen dalam jangka pendek dan 1.366
persen dalam jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa terdapat transmisi
harga yang cukup tinggi pada perubahan harga ditingkat petani terhadap harga
ditingkat konsumen, bahkan dalam jangka panjang respon perubahan harga
ditingkat konsumen lebih tinggi dibandingkan dengan perubahan ditingkat petani
sendiri. Perubahan harga impor beras rill Indonesia juga berhubungan positif
namun tidak nyata secara statistik. Hal tersebut karena transmisi harga beras
Indonesia yang lemah sehingga perubahan harga impor tidak nyata berpengaruh
terhadap perubahan harga eceran beras Indonesia.
Penawaran beras Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap harga eceran
beras Indonesia. Hal tersebut menunjukkan bahwa Bulog mampu menstabilkan
harga beras ditingkat konsumen dari fluktuasi produksi melalui mekanisme stok
dan impor beras. Lag harga beras eceran berpengaruh nyata terhadap harga eceran
beras. Hal tersebut berarti bahwa terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi
harga eceran beras itu kembali pada tingkat keseimbangannya, atau dengan kata
lain harga eceran relatif tidak stabil.
Koefisien determinasi dari persamaan harga eceran beras Indonesia yaitu
92.3 persen. Artinya bahwa peubah penjelas mampu menjelaskan peubah
endogennya sebesar 92.3 persen, sedangkan sisanya 7.7 persen dijelaskan oleh
faktor lain di luar persamaan dengan nilai statistik F hitung adalah 52.52 atau
memiliki probability F adalah 0.001, artinya bahwa persamaan secara bersamasama berpengaruh terhadap peubah endogennya.
6.2.9. Harga Gabah Tingkat Petani
Estimasi parameter dari persamaan harga gabah tingkat petani dapat dilihat
pada Tabel 16. Berdasarkan Tabel 16, diperoleh bahwa harga gabah di tingkat
petani berhubungan positif dengan harga pokok pembelian pemerintah. Ketika
pemerintah menetapkan harga pembelian pemerintah yang lebih tinggi maka
harga gabah di tingkat petani juga meningkat, namun dengan respon yang inelastis
baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Elastisitas harga gabah
ditingkat petani terhadap harga pembelian pemerintah adalah 0.09 dalam jangka
pendek dan 0.48 dalam jangka panjang. Artinya, ketika harga pembelian
pemerintah meningkat satu persen, ceteris paribus, maka harga ditingkat petani
meningkat 0.09 persen dalam jangka pendek dan 0.048 dalam jangka panjang.
Meskipun pengaruh harga pembelian pemerintah tidak nyata secara statistik,
namun harga pembelian pemerintah dapat dijadikan salah satu instrumen Bulog
untuk menstabilkan harga gabah di tingkat petani.
Tabel 15. Hasil Estimasi Parameter Harga Gabah Tingkat Petani
Peubah
Parameter
Dugaan
Intersep
1017.132
1.780
0.088
0.094
0.800
0.433
0.092
0.354A
-819.520C
6.020
-1.500
<.0001
0.147
-0.073
-0.398
HPPR
DHBER
PPD2
t-hitung
prob-t
LHGTPR
0.810A
5.250 <.0001
2
R =0.886 F-hit=44.890 Dw=2.507 Dh= -1.349
Elastisitas
SR
LR
Nama Peubah
Intersep
Harga Pokok
0.483 Pembelian Riil
0.017 HBER-LHBER
-2.100 PPD/LPPD
Harga Gabah Tingkat
Petani Riil T-1
Harga beras eceran berpengaruh nyata dan positif terhadap harga gabah
ditingkat petani. Perubahan harga gabah ditingkat petani tidak responsif terhadap
perubahan harga beras eceran dalam jangka pendek dengan elastisitas 0.72,
artinya peningkatan satu persen harga beras eceran meningkatkan harga gabah
ditingkat petani sebesar 0.72 persen. Dalam jangka panjang, harga gabah ditingkat
petani responsif terhadap perubahan harga eceran beras dengan elastisitas 3.79,
artinya peningkatan harga eceran beras satu persen meningkatkan harga gabah
ditingkat petani sebesar 3.79 persen. Hal tersebut menunjukkan bahwa terdapat
lag waktu dalam mentransmisikan perubahan harga eceran beras terhadap
perubahan harga gabah ditingkat petani. Di samping itu, rasio produksi padi
dengan lag nya berhubungan nyata dan negatif terhadap harga gabah di tingkat
petani dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.398) dan elatis dalam
jangka panjang (2.100). Artinya peningkatan satu persen rasio harga produksi padi
dengan lag nya akan meningkatkan harga gabah di tingkat petani 0.398 persen
dalam jangka pendek dan 2.100 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut
menunjukkan bahwa dalam jangka panjang, harga gabah di tingkat petani masih
tergantung dari produksi padi ketika produksi padi meningkat (panen raya), harga
gabah menurun, sebaliknya ketika produksi padi menurun (paceklik), harga gabah
di tingkat petani meningkat dengan sangat tajam. Oleh sebab itu, peran serta dari
pemerintah melalui Bulog memiliki peran penting untuk menstabilkan harga di
tingkat petani.
Lag harga gabah di tingkat petani berpengaruh nyata terhadap harga
gabah di tingkat petani. Hal tersebut berarti bahwa terdapat tenggang waktu yang
relatif lambat bagi harga gabah di tingkat petani itu kembali pada tingkat
keseimbangannya, atau dengan kata lain harga gabah di tingkat petani relatif tidak
stabil.
6.3. Keragaan Pasar Beras Dunia
Dalam menganalisis integrasi pasar beras domestik terhadap dunia, model
dibagi kedalam dua blok, blok pasar domestik dan blok pasar dunia. Pada blok
pasar dunia dipelajari perilaku ekspor impor negara pengimpor dan pengekspor
utama beras. Negara pengekspor yang dipelajari pada penelitian ini yaitu
Thailand, Vietnam dan Pakistan sedangkan negara pengimpor meliputi Indonesia,
Filipina, Nigeria dan Bangladesh.
6.3.1. Jumlah Impor Beras Filipina
Estimasi parameter jumlah impor Filipina dapat dilihat pada Tabel 16.
Berdasarkan pada Tabel 16, dikemukakan bahwa jumlah impor beras Filipina
berhubungan negatif dengan pertumbuhan harga dunia, nilai tukar Filipina, dan
perubahan produksi beras Filipina, namun berhubungan positif dengan GDP
perkapita dan jumlah impor beras Filipina tahun sebelumnya.
Respon jumlah impor beras terhadap pertumbuhan harga dunia dan nilai
tukar Filipina berhubungan negatif, tidak nyata dan inelastis baik jangka pendek
maupun jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan jumlah
impor Filipina tidak responsif terhadap perubahan pertumbuhan harga beras dunia
dan nilai tukar Filipina. Hal tersebut menunjukkan bahwa beras juga merupakan
kebutuhan utama masyarakat Filipina sehingga harga tidak menjadi faktor utama
yang menentukan volume impor beras Filipina melainkan kondisi produksi beras
domestik Filipina.
Tabel 16. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Filipina
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
191.527
0.280
0.784
Intersep
PHBDR
-190.484
-0.960
0.347
-0.011
-0.021
(HBDR-LHBDR)/LHBDR
ERFR
-5.677
-0.650
0.524
-0.076
-0.148
DPBF
-0.287A
-3.100
0.005
-0.059
-0.116
Nilai tukar Filipina riil
Perubahan jumlah produksi beras
Filipina
TGDPFRCAP
0.713A
2.430
0.024
0.508
0.995
LJIBF
0.489A
2.250
0.035
T*GDPRCAP
Lag jumlah impor beras Filipina
2
R = 0.783 F-hit=15.860 Dw=2.072 Dh=-0.190
Produksi beras Filipina berhubungan nyata dan negatif dengan jumlah
impor beras Filipina. Respon jumlah impor beras Filipina terhadap perubahan
produksi beras adalah inelastis baik jangka pendek maupun jangka panjang.
Elastisitas jangka pendek jumlah impor beras terhadap perubahan produksi beras
Filipina adalah -0.059 sedangkan elastisitas jangka panjang adalah -0.116.
Artinya, jika perubahan produksi beras Filipina meningkat satu persen maka
jumlah impor beras Filipina akan menurun 0.059 persen dalam jangka pendek
dan 0.116 persen dalam jangka panjang.
Variabel trend GDP perkapita Filipina berhubungan positif dan
berpengaruh nyata secara statistik serta tidak responsif terhadap jumlah impor
Filipina dalam jangka pendek (0.508) dan jangka panjang (0.995). Artinya
peningkatan satu persen GDP per kapita Filipina dalam trend nya akan
meningkatkan jumlah impor beras 0.508 persen dalam jangka pendek dan 0.995
persen dalam jangka panjang. Lag jumlah impor beras juga berpengaruh nyata
terhadap jumlah impor beras Filipina artinya bahwa terdapat ternggang waktu
yang relatif lambat bagi jumlah impor beras untuk menyesuaikan stok beras dalam
merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.3.2. Jumlah Impor Beras Nigeria
Hasil estimasi parameter jumlah impor beras Nigeria dapat dilihat pada
Tabel 17. Berdasarkan Tabel 17, ditunjukkan bahwa jumlah impor beras Nigeria
berhubungan negatif dengan harga beras dunia dan berhubungan positif dengan
GDP per kapita Nigeria dan jumlah impor beras Nigeria tahun sebelumnya.
Respon jumlah impor Nigeria terhadap harga beras dunia adalah inelastis baik
dalam jangka pendek (-0.023) maupun jangka panjang (-0.047). Artinya,
peningkatan satu persen harga beras dunia, ceteris paribus, menurunkan jumlah
impor beras Nigeria 0.023 persen dalam jangka pendek dan 0.047 persen dalam
jangka panjang.
Tabel 17. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Nigeria
Peubah
Intersep
HBDRN
GDPNRCAP
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
158.376
-1.040C
0.530
-1.590
0.598
0.125
-0.023
-0.047
4.281
1.220
0.235
0.341
0.702
LJIBN
0.514C
2.630
0.015
2
R =0.592 F-hit=11.590 Dw=2.145 Dh=-0.383
Elastisitas
SR
LR
Nama Peubah
Intersep
HBDR*ERN
Gross Domestik Product
Nigeria Riil Per Kapita
Jumlah Impor Beras
Nigeria T-1
GDP perkapita Nigeria tidak berpengaruh nyata dan berhubungan positif
terhadap jumlah impor beras Nigeria. Hal tersebut menunjukkan bahwa beras
masih merupakan makanan pokok masyarakat Nigeria. Lag jumlah impor beras
Nigeria berpengaruh nyata terhadap jumlah impor beras Nigeria artinya bahwa
terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah impor beras untuk
menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras
domestik dan dunia.
6.3.3. Jumlah impor Beras Bangladesh
Hasil estimasi parameter jumlah impor beras Bangladesh dapat dilihat
pada Tabel 18. Berdasarkan Tabel 18 diperoleh bahwa jumlah impor beras
Bangladesh berhubungan tidak nyata dan negatif dengan harga beras dunia namun
berhubungan nyata dengan nilai tukar.
Tabel 18. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Bangladesh
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
1553.465
2.720
0.012
HBDR
-61.507
-0.400
0.691
-0.034
ERBR
-4.443A
-2.110
0.046
-0.329
5.76E-10
0.660
0.518
-5.10E-01
DGDPBRCAP
Nama Peubah
LR
Intersep
Harga Beras Dunia Riil
Nilai tukar riil
Bangladesh
Perubahan GDP perkapita
Bangladesh
2
R =0.349 F-hit=4.280 Dw=1.879
GDP perkapita Bangladesh tidak nyata berpengaruh terhadap jumlah
impor beras Bangladesh dan berhubungan positif. Jumlah impor Bangladesh tidak
responsif terhadap perubahan harga beras dunia, nilai tukar, dan perubahan GDP
perkapita Bangladesh. Berdasarkan pada kondisi tersebut, dapat dikemukakan
bahwa nilai tukar merupakan faktor utama yang menentukan jumlah permintaan
impor Bangladesh sedangkan harga beras dunia dan perubahan pendapatan bukan
merupakan faktor utama penentu jumlah impor beras di Bangladesh.
6.3.4. Jumlah Ekspor Beras Thailand
Hasil estimasi parameter jumlah ekspor beras Thailand dapat dilihat pada
Tabel 19. Berdasarkan Tabel 19, diperoleh bahwa jumlah ekspor beras Thailand
dipengaruhi secara nyata oleh produksi beras Thailand dengan respon inelatis baik
dalam jangka pendek (0.79) maupun jangka panjang (0.97). Artinya peningkatan
satu persen produksi beras Thailand, ceteris paribus, akan meningkatkan jumlah
ekspor beras Thailand sebesar 0.79 persen dalam jangka pendek, dan 0.97 persen
dalam jangka panjang.
Tabel 19. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Thailand
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
DHBDRB
PBT
LJEBT
Nama Peubah
LR
-2206.390
-2.260
0.033
Intersep
1.635
0.210
0.833
0.00074
0.00091
0.309A
4.470
0.0002
0.795
0.971
0.182
1.090
0.288
HBDRB-LHBDRB
Produksi Beras
Thailand
Jumlah Ekspor
Beras Thailand T-1
2
R =0.847 F-hit=44.510 Dw=2.256 Dh=-0.679
Meskipun tidak nyata secara statistik, harga dunia berhubungan positif
terhadap jumlah ekspor beras Thailand. Respon jumlah ekspor beras Thailand
adalah inelastis baik dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang terhadap
perubahan harga beras dunia. Lag jumlah ekspor beras Thailand tidak
berpengaruh nyata secara statistik, artinya bahwa ekspor beras Thailand relatif
cepat melakukan penyesuaian jumlah ekspornya dalam merespon situasi
perubahan ekonomi yang terkait dengan perberasan domestik dan dunia.
6.3.5. Jumlah Ekspor Beras Vietnam
Hasil estimasi parameter jumlah ekspor Vietnam dapat dilihat pada Tabel
20. Berdasarkan pada Tabel 20 terlihat bahwa jumlah ekspor Vietnam dipengaruhi
secara nyata dan positif oleh harga beras dunia, produksi beras Vietnam, dan lag
jumlah ekspor beras Vietnam.
Tabel 20. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Vietnam
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Nama Peubah
LR
Intersep
-2278.880
-3.600
0.002
Intersep
HBDRD
0.006D
1.320
0.199
0.005
0.007
PBV
0.148A
3.900
0.0007
1.108
1.596
LJEBV
0.306C
1.690
0.104
HBDR*ERVR
Produksi Beras
Vietnam
Jumlah Ekspor Beras
Vietnam T-1
2
R =0.948 F-hit=144.830 Dw=2.070 Dh=-0.185
Respon jumlah ekspor beras Vietnam terhadap harga beras dunia adalah
inelastis, baik dalam jangka pendek (0.005) maupun jangka panjang (0.007).
Artinya, peningkatan harga beras dunia sebesar satu persen, ceteris paribus,
meningkatkan jumlah beras ekspor Vietnam 0.005 persen dalam jangka pendek
dan 0.007 persen dalam jangka panjang. Respon produksi beras Vietnam elastis
dalam jangka pendek dengan elastisitas 1.108 dan elastis dalam jangka panjang
dengan elastisitas 1.596. Artinya, peningkatan satu persen produksi beras
Vietnam, ceteris paribus, meningkatkan jumlah ekspor beras 1.108 persen dalam
jangka pendek dan 1.596 persen dalam jangka panjang. Lag jumlah ekspor beras
Vietnam juga berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Vietnam artinya
bahwa terdapat ternggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah ekspor beras
Vietnam untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi
ekonomi beras domestik dan dunia.
6.3.6. Jumlah Ekspor Beras Pakistan
Hasil estimasi parameter jumlah ekspor beras Pakistan dapat dilihat pada
Tabel 21. Berdasarkan Tabel 21 terlihat bahwa perubahan harga beras dunia tidak
berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Pakistan. Perubahan harga beras
dunia berhubungan positif dan inelastis baik dalam jangka pendek (0.0037)
maupun jangka panjang (0.0059) terhadap perubahan harga dunia. Perubahan
jumlah impor beras Pakistan tidak responsif terhadap perubahan harga dunia.
Tabel 21. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Pakistan
Parameter
Dugaan
Peubah
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
LR
-993.351
-2.660
0.014
1.969
0.540
0.592
0.0037
0.0059
PBP
0.341A
3.780
0.0009
0.889
1.428
LJEBP
0.377B
2.020
0.055
DHBDRK
Nama Peubah
Intersep
HBDRK-LHBDRK
Produksi Beras Pakistan
Jumlah Ekspor Beras Pakistan
T-1
2
R =0.815 F-hit=35.300 Dw=2.212 Dh=-0.562
Produksi beras Pakistan berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras
Pakistan dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.89) dan elastis
dalam jangka panjang (1.43). Artinya peningkatan satu persen produksi beras
Pakistan meningkatkan jumlah ekspor Pakistan sebesar 0.89 dalam jangka pendek
dan 1.43 dalam jangka panjang. Lag jumlah ekspor beras Pakistan juga
berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Pakistan artinya bahwa terdapat
tenggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah ekspor beras Pakistan untuk
menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras
domestik dan dunia.
6.3.7. Harga Beras Dunia
Hasil estimasi parameter harga beras dunia dapat dilihat pada Tabel 22.
Berdasarkan Tabel 22 dapat ditunjukkan bahwa harga beras dunia berhubungan
negatif dengan jumlah ekspor beras dunia dan berhubungan positif dengan jumlah
impor beras dunia serta harga minyak mentah dunia. Jumlah ekspor beras dunia
berpengaruh nyata secara statistik terhadap harga beras dunia dengan respon yang
elastis (-6.211). Artinya peningkatan satu persen jumlah penawaran ekspor dunia,
ceteris paribus, menurunkan harga beras dunia 6.211 persen. Jumlah impor beras
berhubungan positif dengan harga beras dunia. Respon jumlah impor beras dunia
adalah elastis terhadap harga beras dunia.
Tabel 22. Hasil Estimasi Parameter Harga Beras Dunia
Peubah
Parameter
Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas
SR
Intersep
1.497786
4.60
0.0001
JXW
-0.00009B
-1.810
0.083
-6.211
JMW
0.000035
0.860
0.398
2.556
0.003A
8.620
<.0001
0.542
HODR
Nama Peubah
LR
Intersep
Jumlah Ekspor Beras
Dunia
Jumlah Impor Beras Dunia
Harga Minyak Mentah
Dunia Riil
2
R =0.902 F-hit=73.870 Dw=1.416
Harga minyak mentah dunia berpengaruh nyata dan positif terhadap harga
beras dunia. Elastisitas harga beras dunia terhadap harga minyak mentah adalah
0.542, artinya peningkatan satu persen harga minyak mentah dunia meningkatkan
harga beras dunia sebesar 0.542 persen. Berdasarkan pada kondisi-kondisi diatas
dapat ditunjukkan bahwa harga beras dunia berfluktuatif cukup tinggi disebabkan
oleh perubahan jumlah ekspor dan impor beras dunia sebagai konsekuensi dari
sifat pasar beras yang tipis (thin market) dan merupakan pasar sisa (residual
market). Hubungan positif dan nyata antara harga minyak mentah dunia dengan
harga beras dunia disebabkan oleh adanya kompetisi penggunaan komoditas
serealia untuk kebutuhan pangan dan bahan bakar. Tingginya harga minyak
mentah dunia menyebabkan permintaan minyak mentah berkurang dan
permintaan minyak nabati meningkat. Hal tersebut menyebabkan harga pangan
dunia meningkat sebagai akibat dari meningkatnya permintaan bahan bakar
nabati.
6.4.
Integrasi Pasar Beras Indonesia dengan Pasar Beras Dunia
Integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras dunia dilihat dengan
mengestimasi model Ravallion. Berdasarkan Ravallion (1986), harga domestik
ditentukan oleh lag harga impor itu sendiri, harga dunia dan lag harga dunia. Hasil
estimasi menunjukkan bahwa harga impor beras dipengaruhi secara nyata oleh
harga beras dunia dan lag harga impor nya sedangkan lag harga dunia tidak
berpengaruh nyata, hasil estimasi dapat dilihat pada Tabel 23.
Tabel 23. Hasil Estimasi Parameter Harga Impor Beras
Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Intersep
-0.02531
-0.33
0.7463
HBDRR
0.000031
1.84
0.0783
LHBDRR
0.000021
1.24
0.2257
LHMBIR
0.544509
4.95
<.0001
R2= 0.95269 F-hit=161.09 Dw=2.334534 Dh=-7.14302
Integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras dunia ditunjukkan oleh
nilai Market Integration Index (MII). Indeks integrasi pasar yang merupakan rasio
parameter dugaan lag impor beras Indonesia (LHMBIR) dan lag harga beras dunia
(LHBDRR). Nilai Market Integration Index (MII) komoditas beras di Indonesia
adalah 25929. Nilai MII menunjukkan nilai yang jauh lebih besar dari satu. Oleh
sebab itu, berdasarkan kriteria MII dapat disimpulkan bahwa meskipun dapat
dikatakan terintegrasi, derajat integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras
dunia, terintegrasi dengan sangat lemah. Lemahnya derajat integrasi pasar beras
Indonesia disebabkan oleh tingginya derajat intervensi pemerintah terhadap
komoditas beras. Hal ini ditunjukkan dengan adanya kebijakan Harga Pembelian
Pemerintah (HPP) dan tarif impor meskipun nilainya secara riil menurun serta
kebijakan kuota impor beras.