persen. Kemudian tidak hanya impor jagung yang dikenakan tarif impor tetapi juga impor pakan dikenakan tarif impor meski hanya sebesar nol persen. Pati jagung
sebagai produk olahan industri berbasis jagung yang juga harus bersaing dengan produk impor yang harganya relatif lebih murah turut serta dilindungi pemerintah.
Hal ini ditetapkan berdasarkan Permenkeu Nomor 108PMK.0102005 bahwa impor pati jagung dikenakan tarif sebesar 10 persen tetapi dengan tingkat tarif impor yang
dinilai cukup harmonis tersebut ternyata belum mampu meningkatkan daya saing industri pengolahan jagung Departemen Perindustrian, 2007.
Melihat perkembangan impor jagung sebagai bahan baku pakan semakin meningkat karena kebutuhan jagung untuk bahan baku pakan belum seluruhnya dapat dipenuhi
dari jagung lokal, maka pelaksanaan impor bahan baku tersebut perlu dilakukan pengawasan secara ketat oleh pemerintah. Salah satu tujuan pengawasan tersebut
dimaksudkan untuk memberikan pedoman bagi para pihak baik aparatur maupun Badan Usaha yang melakukan kegiatan importasi bahan baku pakan, yaitu
perusahaan importir dan perusahaan pakan, serta dalam upaya pembinaan dan pengawasan dengan tujuan agar bahan baku pakan yang diimpor dapat dijamin mutu
dan aman dari media penyakit hewan menular, sebab bahan baku pakan dapat menjadi agent penyakit hewan menular. Pengawasan ini dilakukan melalui pemberian
Surat Keterangan Bahan Baku Impor Departemen Pertanian, 2002.
5.1.2 Hasil Analisis Pengaruh Impor terhadap Harga
Penelitian mengenai analisis pengaruh impor komoditi jagung pipil terhadap harga ditingkat produsen Sumatera Utara dilaksanakan dengan mengumpulkan data-data
yang mempengaruhi harga produsen jagung domestik Sumatera Utara dari tahun 2009 sampai dengan tahun 2012. Adapun hal ingin diteliti adalah bagaimana
Universitas Sumatera Utara
pengaruh volume impor jagung yang dilakukan pemerintah terhadap harga produsen atau petani dan pengaruh-pengaruh lainnya.
Faktor-faktor Yang Mempengaruhi Pembentukan Harga
Harga produsen jagung pipil di Sumatera Utara dipengaruhi oleh beberapa faktor yaitu produksi jagung, stok jagung pipil periode sebelumnya, volume impor
jagung pipil periode sebelumnya, harga rill jagung pipil produsen periode sebelumnya, harga rill jagung pipil domestik Indonesia, harga rill jagung pipil
impor, kurs rupiah terhadap dollar dan harga rill pakan ternak unggas dikalikan dengan Indeks Harga Konsumen. Hasil analisis fakor-faktor pembentukan harga
produsen jagung Sumatera Utara dapat dilihat sebagai berikut. Tabel 9 . Model Summary Regresi
Model R
R Square
Adjusted R Square
1 0,839
0,704 0,628
Sumber : Lampiran Pada tabel dapat dilihat nilai koefisien korelasi R sebesar 0,839 yang
menunjukkan hubungan yang kuat antar variabel. Koefisien determinasi R
2
dari model harga rill jagung di tingkat produsen Sumatera Utara sebesar 0,704, yang
berarti 70,4 persen keragaman harga rill jagung pipil di tingkat produsen Sumatear Utara dapat diterangkan oleh variabel- variabel eksogen di dalam model yaitu
produksi jagung, stok jagung pipil periode sebelumnya, volume impor jagung pipil periode sebelumnya, harga rill jagung pipil produsen periode sebelumnya,
harga rill jagung pipil domestik Indonesia, harga rill jagung pipil impor, kurs
Universitas Sumatera Utara
rupiah terhadap dollar dan harga rill pakan ternak unggas. Sedangkan sisanya sebesar 29,6 persen dijelaskan oleh faktor-faktor lain yang tidak terdapat dalam
model.
Tabel 10.Analisis Regresi Faktor-faktor pembentukan Harga Produsen Jagung Pipil
Penduga Koefisien
Regresi Sig t
Konstanta 983494,418
0,226 Produksi jagung
-1,068 0,053
Stok periode sebelumnya -0,653
0,210 Volume impor sebelumnya
-2,495 0,328
Harga rill jagung sebelumnya 0,429
0,005 Harga jagung Indonesia sebelumnya
-0,523 0,048
Harga rilll impor 0,797
0,005 Kurs
68,093 0,283
Harga rill pakan ternak unggas 0,041
0,459 Sumber : Lampiran Output SPSS
Model yang dirumuskan dalam upaya menerangkan pengaruh volume impor jagung pipil terhadap harga jagung pipil ditingkat produsen Sumatera Utara
adalah model regresi berganda, dengan metode pendugaan Ordinary Least Square OLS. Model hasil dugaan diperoleh sebagai berikut:
HJG = 983494,418 – 1,068 PRO – 0,653 STK – 2,495 VIM + 0,429 HJS - 0,523 HDI + 0,797 HJI + 68,093 KRS + 0,041 HPT
Dari persamaan tersebut diperoleh konstanta sebesar 983494,418, nilai ini menunjukkan bahwa harga pada bulan desember tahun 2012 sebesar 983494,418
rupiah per ton apabila tidak dipengaruhi oleh produksi jagung, stok jagung pipil periode sebelumnya, volume impor jagung pipil periode sebelumnya, harga rill
jagung pipil produsen periode sebelumnya, harga rill jagung pipil domestik
Universitas Sumatera Utara
Indonesia, harga rill jagung pipil impor, kurs rupiah terhadap dollar dan harga rill pakan ternak unggas.
Untuk koefisien dugaan variabel jumlah produksi jagung adalah sebesar -1,068, artinya hal ini menunjukkan bahwa harga jagung pipil ditingkat produsen
Sumatera Utara pada saat sekarang akan turun sebesar 1,068 rupiah untuk setiap kenaikan jumlah produksi jagung.
Koefisien dugaan variabel jumlah stok jagung pipil periode sebelumnya adalah sebesar -0,653, artinya hal ini menunjukkan bahwa harga jagung pipil ditingkat
produsen Sumatera Utara pada saat sekarang akan turun sebesar 0,653 rupiah untuk setiap kenaikan jumlah stok jagung periode sebelumnya sebesar satu ton.
Untuk volume impor jagung pipil periode sebelumnya diperoleh koefisien -2,495, hal ini menunjukkan bahwa harga jagung pipil ditingkat produsen Sumatera Utara
pada saat sekarang akan turun sebesar 2,495 rupiah untuk setiap kenaikan jumlah volume impor jagung pipil periode sebelumnya sebesar satu ton.
Untuk koefisien dugaan variabel harga rill jagung pipil produsen periode sebelumnya diperoleh koefisien 0,429, yang berarti jika terjadi peningkatan harga
rill jagung pipil ditingkat produsen sebesar satu rupiah per ton akan menyebabkan peningkatan harga rill jagung pipil ditingkat produsen sebesar 0,429 rupiah per
ton di periode yang akan datang, sebaliknya apabila terjadi penurunan harga rill jagung di tingkat produsen periode sebelumnya sebesar satu rupiah per ton akan
mengakibatkan harga rill jagung pipil di tingkat produsen turun sebesar 0,429 rupiah per ton.
Universitas Sumatera Utara
Untuk harga jagung domestik Indonesia periode sebelumnya diperoleh koefisien -0,523, hal ini menunjukkan bahwa harga jagung pipil ditingkat produsen pada
saat sekarang akan turun sebesar 0,523 rupiah setiap kenaikan harga jagung pipil domestik Indonesia pada periode sebelumnya.
Koefisien dugaan variabel harga rill jagung pipil impor adalah sebesar 0,797, artinya jika terjadi peningkatan harga rill jagung pipil impor sebesar satu rupiah
per ton akan menyebabkan peningkatan harga rill jagung pipil ditingkat produsen sebesar 0,797 rupiah per ton.
Untuk kurs rupiah diperoleh nilai koefisien 68,093, hal ini menunjukkan bahwa harga rill jagung pipil ditingkat produsen akan naik sebesar 68,093 rupiah untuk
setiap kenaikan kurs rupiah di Indonesia dimana faktor lain dianggap konstan. Untuk harga pakan ternak unggas diperoleh koefisien 0,041, hal ini menunjukkan
bahwa harga jagung pipil ditingkat produsen Sumatera Utara akan naik sebesar 0,041 rupiah setiap kenaikan harga pakan ternak unggas di Sumatera Utara,
dimana faktor lain dianggap konstan. Dari persamaan tersebut dilakukan uji asumsi sebagai berikut:
1. Uji Statistik F
Tabel 11. Anova Hasil Regresi Model
Sum of Squares df
Mean Square
F Sig.
1 Regression
1,71101E12 8
2,14E11 9,228
0,000 Residual
7,1848E11 31
2,32E10 Total
2,42949E12 39
Sumber : Lampiran Output SPSS
Universitas Sumatera Utara
Dari tabel diperoleh nilai signifikan F sebesar 0,000 yaitu lebih kecil dibandingkan dengan α sebesar 0,1 10 . Dengan demikian H0 ditolak, H1
diterima. Hal ini menunjukkan bahwa variabel bebas secara serempak memiliki pengaruh yang nyata terhadap harga jagung di Sumatera Utara.
2. Uji Statistik t
Dari tabel diperoleh nilai signifikan t: • Jumlah produksi PRO sebesar 0,053 yaitu lebih kecil dibandingkan dengan
α sebesar 0,1 10. Dengan demikian H0 ditolak, H1 diterima. Hal ini menunjukkan jumlah produksi PRO berpengaruh nyata terhadap harga
jagung di tingkat produsen Sumatera Utara. • Jumlah stok periode sebelumnya STK sebesar 0,210 yaitu yaitu lebih besar
dari nilai α dengan besar 0,1 10. Dengan demikian H0 diterima, H1 ditolak. Hal ini menunjukkan pengaruh jumlah stok periode sebelumnya
terhadap STK harga rill jagung pipil di tingkat produsen Sumatera Utara tidak nyata.
• Volume impor jagung pipil periode sebelumnya VIM sebesar 0,328 yaitu yaitu
yaitu lebih besar dari nilai α dengan besar 0,1 10. Dengan demikian H0 diterima, H1 ditolak. Hal ini menunjukkan volume impor jagung pipil
periode sebelumnya VIM terhadap harga rill jagung pipil di tingkat produsen Sumatera Utara tidak nyata.
• Harga rill jagung pipil di tingkat produsen periode sebelumya HJS sebesar 0,005 yaitu lebih kecil dibanding
kan dengan α sebesar 0,1 10. Dengan
Universitas Sumatera Utara
demikian H0 ditolak, H1 diterima. Hal ini menunjukkan Harga rill jagung pipil di tingkat produsen periode sebelumnya HJS berpengaruh nyata
terhadap harga jagung pipil di tingkat produsen Sumatera Utara. • Harga rill jagung pipil domestik Indonesia periode sebelumnya HDI sebesar
0,048 yaitu lebih kecil dibandingkan dengan α sebesar 0,1 10. Dengan demikian H0 ditolak, H1 diterima. Hal ini menunjukkan Harga rill jagung
pipil domestik Indonesia periode sebelumnya HDI berpengaruh nyata terhadap harga jagung pipil di tingkat produsen Sumatera Utara.
• Harga rill jagung pipil impor HJI sebesar 0,005 yaitu lebih kecil dibandingkan dengan α sebesar 0,1 10. Dengan demikian H0 ditolak, H1
diterima. Hal ini menunjukkan Harga rill jagung pipil impor HJI berpengaruh nyata terhadap harga jagung pipil di tingkat produsen Sumatera
Utara.
• Kurs atau nilai tukar rupiah terhadap dollar sebesar 0,283 yaitu lebih besar dari nilai α dengan besar 0,1 10. Dengan demikian H0 diterima, H1
ditolak. Hal ini menunjukkan pengaruh kurs dollar terhadap rupiah dalam model pembentukan harga jagung di tingkat produsen Sumatear Utara tidak
nyata. • Harga rill pakan ternak unggas Sumatera Utara sebesar 0,459 yaitu lebih
besar dari nilai α dengan besar 0,1 10. Dengan demikian H0 diterima, H1
Universitas Sumatera Utara
ditolak. Hal ini menunjukkan pengaruh Harga pakan ternak unggas Sumatera Utara terhadap harga jagung di tingkat produsen Sumatear Utara tidak nyata.
Uji Asumsi Klasik 1.
Multikolinearitas Multikolinieritas dalam model dapat diidentifikasi dengan melihat nilai tolerance
dan Variance Inflation Factor VIF. Jika nilai tolerance independennya lebih besar dari 1, atau nilai VIF sama dengan 1 dibagi dengan niali tolerance, maka
terdapat masalah multikolinieritas. Dengan berpedoman padahasil output regresi dengan tabel , terlihat bahwa ternyata nilai tolerance dari kedelapan variabel
produksi jagung, stok jagung pipil periode sebelumnya, volume impor jagung pipil periode sebelumnya, harga rill jagung pipil produsen periode sebelumnya,
harga rill jagung pipil domestik Indonesia, harga rill jagung pipil impor, kurs rupiah terhadap dollar dan harga rill pakan ternak unggas, lebih kecil dari 1 yang
menunjukkan bahwa tidak terdapat masalah multikolinieritas di dalam model dugaan.
Tabel 12. Nilai tolerance dan VIF dalam uji Multikolinearitas Model
Tolerance VIF
1 Constant
produksi jagung 0,775
1,290 stok periode sebelumnya
0,560 1,784
volume impor sebelumnya 0,544
1,838 harga rill jagung sebelumnya
0,446 2,243
harga jagung Indonesia sebelumnya 0,129
7,779 harga rilll impor
0,122 8,189
Kurs 0,255
3,927 harga rill pakan ternak unggas
0,369 2,712
Sumber : Lampiran Output SPSS
Universitas Sumatera Utara
Menurut Gujarati 1995 cara lain dalam pengujian multikolinearitas adalah dengan cara melihat nilai koefisien korelasi sederhana dimana angkanya tidak
boleh mencapai atau melebihi 0,8. Untuk hasil yang didapatkan pada lampiran tidak terdapat koefisien korelasi yang melebihi 0,8.
2. Autokorelasi
Uji autokorelasi adalah keadaan dimana variabel gangguan pada periode tertentu berkorelasi dengan variabel gangguan pada waktu lain. uji autokorelasi dapat
dilihat dari nilai durbin watson DW. Berdasarkan hasil regresi lampiran diperoleh DW sebesar 1,653. Untuk melihat apakah dalam model regresi tersebut
terjadi autokorelasi atau tidak dengan cara membandingkan antara nilai DW dengan dU nilai batas atas dan dL nilai batas bawah. Penentuan nilai dU dan
dL berdasarkan jumlah sampel dan jumlah variabel bebas yang digunakan dalam model regresi. Dalam model regresi terdapat 40 sampel data dan 8 variabel bebas.
Dengan melihat tabel durbin watson DW didapat nilai batas atas dU 1,799 dan batas bawah dL 0,844 dimana nilai DW 1,653. Dapat disimpulkan bahwa
dU DW 4-dU yang berarti tidak terjadi autokorelasi. 3.
Normalitas
Uji normalitas dilakukan untuk menguji apakah variabel pengganggu e memiliki distribusi normal atau tidaak. Uji normalitas dapat dilihat dari posisi
normal sebaran data dengan menggunakan standart deeviasi dari histogram dan juga one sample Kolmogorov Smirnov test . dari lampiran didapatkan bahwa hasil
test kolmogorov terdistribusi normal.
Universitas Sumatera Utara
5.2 Pembahasan