Tabel 12. Perkembangan Impor Jagung pada Lima Negara Importir Utama Dunia Tahun 2001-2010
000 Ton
Tahun Negara
Dunia Jepang
Korea Selatan
Mexico China
Mesir Indonesia
2001 16 222
8 482 6 174
5 235 4 797
1 685 81 978
2002 16 421
9 113 5 513
5 062 4 721
3 157 87 622
2003 17 064
8 782 5 764
5 076 4 053
3 955 89 760
2004 16 479
8 371 5 519
4 863 2 429
1 470 82 695
2005 16 656
8 533 5 744
4 984 5 095
186 88 107
2006 16 883
8 670 7 610
5 143 3 769
959 95 987
2007 16 628
8 579 7 955
4 530 5 263
1 272 1 07 578
2008 16 460
9 021 9 146
4 231 3 980
278 1 03 180
2009 16 294
7 334 7 261
4 676 5 416
336 1 00 219
2010 16 193
8 541 7 849
6 213 6 170
1 528 1 07 232
Rata-rata 16 530
8 543 6 853
5 001 4 569
1 482 94 436
Pangsa 17.50
9.05 7.26
5.30 4.84
1.57 100.00
Laju Tahun 0.01
0.50 3.68
2.59 10.35
78.75 3.23
Sumber: FAO, 2012 diolah
Negara importir utama dunia adalah Jepang dengan pangsa 17.50 persen terhadap volume impor jagung dunia. Negara importir utama dunia lainnya adalah
Korea Selatan, Mexico, China, dan Mesir dengan rata-rata volume impor jagung masing-masing negara yaitu 16.53 Juta Ton, 8.54 Juta Ton, 6.85 Juta Ton, 5.00
Juta Ton, dan 4.57 Juta Ton dengan masing-masing pangsa negara sebesar 9.05 persen, 7.26 persen, 5.30 persen, dan 4.84 persen. Jika dibandingkan dengan
impor negara-negara tersebut, rata-rata volume impor jagung Indonesia per tahun hanya sebesar 1.48 Juta Ton atau memiliki pangsa yang lebih kecil yaitu 1.57
persen terhadap volume total impor jagung dunia.
VI. FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PENAWARAN DAN PERMINTAAN JAGUNG
6.1. Keragaan Umum Hasil Estimasi Model
Model yang baik harus dapat memenuhi kriteria ekonomi, kriteria statistik, dan kriteria ekonometrika Koutsoyiannis, 1977. Berdasarkan kriteria ekonomi,
semua variabel penjelas telah menunjukan tanda parameter estimasi yang sesuai dengan harapan hipotesis dan logis dari sudut pandang ekonomi. Berdasarkan
kriteria statistik, nilai koefisien determinasi R
2
secara umum cukup tinggi. Sebagian besar 55.56 persen persamaan struktural mempunyai nilai R
2
diatas 50.00 persen. Hal ini menunjukan bahwa terdapat 55.56 persen variabel penjelas
yang mampu menjelaskan dengan baik lebih dari 50.00 persen perilaku variabel endogen. Kemudian apabila dilihat dari nilai peluang uji statistik-F, sebesar 77.78
persen persamaan memiliki nilai peluang uji statistik-F yang lebih kecil dari taraf α = 0.15.
Berdasarkan kriteria ekonometrika, hasil uji statistik durbin-w Dw didapatkan kisaran nilai 0.76 sampai 2.35 dan hasil uji statistik durbin-h Dh
didapatkan kisaran nilai -6.78 sampai 2.88. Dari hasil tersebut diperoleh empat persamaan yang tidak mengalami masalah serial korelasi, 10 persamaan yang
tidak terdeteksi serial korelasinya, dan empat persamaan yang mengalami masalah serial korelasi. Terlepas dari ada tidaknya masalah serial korelasi yang serius,
Pindyck dan Rubinfeld 1998 menjelaskan bahwa masalah serial korelasi hanya mengurangi efisiensi estimasi parameter dan serial korelasi tidak menimbulkan
bias regresi. Selain itu, hasil uji multicollinearity menunjukan bahwa seluruh variabel penjelas yang terdapat dalam masing-masing persamaan struktural lebih
kecil dari 10, sehingga dapat disimpulkan bahwa model yang dibangun tidak memiliki masalah multicollinearity yang serius. Berdasarkan kriteria tersebut dan
mempertimbangkan model yang cukup besar, serta periode pengamatan yang cukup panjang, maka hasil estimasi model Perdagangan Jagung Indonesia cukup
representatif menangkap fenomena ekonomi dari pasar jagung di Indonesia.
6.2. Faktor-faktor yang Mempengaruhi Penawaran dan Permintaan Jagung
6.2.1. Luas Areal Jagung Indonesia
Persamaan luas areal jagung Indonesia mempunyai nilai R
2
yang tinggi yaitu 0.59 Tabel 13. Hal ini menunjukan bahwa variabel-variabel penjelas dalam
persamaan dapat menjelaskan dengan baik variabel endogennya. Sebesar 60.00 persen luas areal jagung Indonesia dapat dijelaskan oleh variabel-variabel harga
riil jagung di tingkat petani, harga riil kacang tanah di tingkat petani, harga riil gabah di tingkat petani, suku bunga kredit riil Indonesia, harga riil pupuk urea
eceran, dan luas areal jagung Indonesia t-1.
Tabel 13. Hasil Estimasi Parameter Luas Areal Jagung Indonesia
Variabel Parameter
Estimasi Elastisitas
Prob | �|
Label Variabel SR
LR
Intersep 4 027 980.00000
0.00140 Intersep HRJPI
t
507.48080 0.22179
0.24400 0.17085 Harga riil jagung di
tingkat petani HRKTPI
t
-153.03000 -0.34752
-0.38231 0.00765 Harga riil kacang tanah
di tingkat petani HRGI
t
-72.60970 -0.04846
-0.05331 0.01505 Harga riil gabah di
tingkat petani SBKRI
t
-2 241.12000 -0.00599
-0.00659 0.39705 Suku bunga kredit riil
Indonesia HRPUI
t
-203.59700 -0.08436
-0.09281 0.17190 Harga eceran riil pupuk
urea AJI
t-1
0.09101 0.34525 Luas areal jagung
Indonesia t-1 Prob F: 0.00940
R
2
: 0.59493 Dw: 2.07189 Dh: -
Keterangan: T araf α = 0.15
Luas areal jagung Indonesia dipengaruhi oleh harga riil kacang tanah dan harga riil gabah di tingkat petani dengan arah negatif. Fenomena tersebut
menunjukan bahwa kacang tanah dan gabah menjadi pesaing yang serius terhadap pengembangan tanaman jagung, namun respon luas areal jagung terhadap harga
riil kacang tanah dan harga riil gabah di tingkat petani adalah inelastis baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang, sehingga meskipun harga riil kacang
tanah dan harga riil gabah meningkat, tingkat penurunan luas areal jagung Indonesia tidak sebesar kenaikan harga pesaingnya. Peningkatan satu persen harga
riil kacang tanah di tingkat petani akan menurunkan luas areal jagung Indonesia sebesar 0.35 persen dalam jangka pendek dan 0.38 persen dalam jangka panjang,
ceteris paribus . Begitupula harga riil gabah, peningkatan satu persen harga riil
