swasta yaitu sebesar 65, sedangkan jenis pekerjaan pedagang sebesar 15. Sehingga hal ini dapat dlihat bahwa jenis pekerjaan yang punya kemauan
membayar sangat besar adalah sebagai karyawan swasta yang diikuti dengn besarnya kemauan membayar.
5.5. Hasil Analisis Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Kemauan
Membayar WTP Masyarakat Perkotaan tentang Jasa Perbaikan Lingkungan.
Pada bagian ini disajikan nilai-nilai hasil pendugaan parameter persamaan regresi linear berganda willingness to pay untuk jasa perbaikan lingkungan.
Penyajiannya diawali dengan interpretasi hasil pendugaan parameter secara keseluruhan, yaitu kinerja umum persamaan struktural berdasarkan besaran
koefisien determinasi R
2
, nilai uji F, Durbin Watson DW, dan nilai uji t. Kemudian dilanjutkan dengan pembahasan interpretasi dan implikasi ekonomi
tentang tanda dan besaran parameter dugaan serta nilai-nilai elastisitas. Sebelum pembahasan dilanjutkan, maka perlu diuji apakah terjadi
penyimpangan dari asumsi persamaan regresi linear Gauss-Markov. Asumsi- asumsi tersebut meliputi ada tidaknya multikolinieritas, homoskedastisitas, dan
autokorelasi. Dari Tabel 23, ditunjukkan bahwa tidak ada peubah bebas yang mempunyai nilai VIF Varian Inflation Factor lebih besar dari 10, dan bahkan di
bawah 5. Oleh sebab itu, dapat dikatakan bila persamaan regresi linear berganda tersebut tidak mengalami multikolinieritas yang serius.
Uji kedua dari asumsi Gauss-Markov adalah ada tidaknya autokorelasi dalam persamaan. Diperlukan uji DW untuk mendeteksi adanya autokorelasi.
Berdasarkan perhitungan statistik, diketahui besarnya DW adalah 1,732. Nilai tersebut tidak berbeda nyata pada taraf nyata 5, sehingga dapat disimpulkan bila
persamaan regresi linear berganda tersebut tidak mengandung autokorelasi positif dan negatif.
Untuk menguji apakah persamaan WTP melanggar asumsi homoskedastisitas atau tidak, maka dilakukan uji white test. Nilai uji white test sebesar 13,891,
sedangkan nilai tabel chi-square sebesar 6,635. Oleh karena nilai uji white test lebih besar dari nilai Tabel Chi Square, maka asumsi homoskedastisitas tidak
terpenuhi. Persamaan regresi linear berganda dalam penelitian tersebut terdapat
masalah heteroskedastisitas. Oleh sebab itu diperlukan perlakuan untuk mengoreksi pelanggaran asumsi homoskedastisitas. Pengkoreksian ini dilakukan
dengan melakukan pembobotan, sehingga hasil pendugaan parameter yang terbebas dari heteroskedastisitas dapat dilihat pada Tabel 23.
Tabel 23 Hasil Analisis Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Willingness to Pay untuk Jasa Perbaikan Lingkungan.
No. Nama Peubah
Dugaan Parameter
Standard Error
t-hitung Sig. Elas
tisitas 1.
Intersep -1099,960010
267,284861 -4,115 0,0001
2. Pendapatan X
1
0,001547 0,000209 7,386
0,0001 1,996
3. Umur X
2
7,774882 4,615356 1,685
0,0955 0,579 4.
Tanggungan keluarga X
3
45,983971 28,503481 1,613
0,1101 -0,286 5. Pendidikan
D
1
104,672494 112,651544 0,929
0,3552 6.
Persepsi terhadap kesetujuan D
2
-63,416909 103,677602 -0,612
0,5423 7.
Persepsi thdp ekspektasi D
3
-51,600236 90,867761 -0,568
0,5715 8.
Persepsi thdp ketrsdiaan air D
4
-167,713078 81,508302 -2,058
0,0425 9.
Persepsi keluhan air D
5
-185,454675 92,531625 -2,004
0,0480 10. Ekspektasi
D
6
-27,499348 78,598610 -0,350
0,7272 11. Pekerjaan
D
7
122,998865 91,554874 1,343
0,1824 12.
Pilihan air D
8
12,837937 70,649257 0,182
0,8562 13. Status
rumah D
9
170,516432 64,326294 2,651
0,0095 R
2
= 0,652, F-hitung = 17,250, DW = 1,716 Keterangan
: : Berbeda nyata pada taraf
α = 5 . : Berbeda nyata pada taraf
α = 10 . : Berbeda nyata pada taraf
α = 15 . : Berbeda nyata pada taraf
α = 20 .
Setelah persamaan regresi linear berganda willingness to pay untuk jasa perbaikan lingkungan memenuhi sebagai penduga paramater terbaik, maka
selanjutkan dijelaskan goodness of fit persamaan. Dimulai dari besaran nilai uji statistik F yaitu 17,250 dan nyata pada taraf
α = 0,0001. Artinya variasi peubah- peubah bebas dalam persamaan tersebut secara bersama-sama dapat menjelaskan
dengan baik variasi peubah masing-masing peubah tidak bebasnya. Sedangkan berdasarkan pendugaan parameter persamaan dalam penelitian
ini memberikan hasil yang cukup baik. Nilai koefisien determinasi R
2
adalah sebesar 0,652. Dengan demikian secara umum peubah-peubah bebas yang
dimasukkan dalam persamaan penelitian ini mampu menjelaskan dengan cukup baik keragaman peubah-peubah tidak bebasnya sebesar 65,22. Dan sebesar
34,785 peubah-peubah bebas lainnya yang mempengaruhi peubah tidak bebasnya tapi tidak dimasukkan dalam persamaan tersebut.
Hasil uji statistik t yang diperoleh menunjukkan bahwa ada beberapa peubah bebas yang tidak signifikan atau berpengaruh nyata terhadap peubah tidak
bebasnya pada taraf α = 0,05. Dalam penelitian ini taraf α yang digunakan cukup
fleksibel, sehingga sebagian besar peubah bebas berpengaruh nyata terhadap peubah tidak bebasnya. Adapun taraf nyata yang digunakan adalah
merupakan taraf nyata pada α sebesar 0,05, merupakan taraf nyata pada α
sebesar 0,1, merupakan taraf nyata pada α sebesar 0.15, dan untuk taraf
nyata pada α sebesar 0.20.
Berdasarkan hasil dugaan tersebut, maka dapat disimpulkan bila persamaan regresi linear berganda tersebut cukup representatif dalam menjelaskan faktor-
faktor yang mempengaruhi willingness to pay jasa perbaikan lingkungan. Dari 12 peubah-peubah yang diperkirakan dapat mempengaruhi peubah
WTP, terdapat 7 peubah bebas yang mampu menjelaskan dan nyata secara statistik mempengaruhi WTP. Adapun peubah-peubah tersebut adalah pendapatan
X
1
, umur X
2
, tanggungan keluarga X
3
, persepsi terhadap ketersediaan air D
4
, persepsi keluhan air D
5
, pekerjaan D
7
, dan status rumah D
9
. Pendapatan rumah tangga menjadi faktor penentu dalam mempengaruhi
WTP. Peubah ini mempunyai koefisien dugaan parameter sebesar 0,001 dengan hubungan yang positif. Artinya apabila pendapatan rumah tangga naik sebesar
Rp.10,000 per bulan, maka akan meningkatkan willingness to pay untuk jasa perbaikan lingkungan sebesar Rp.15,47 per bulan, ceteris paribus. Dalam jangka
pendek, peubah pendapatan rumah tangga responsif terhadap perubahan WTP untuk jasa perbaikan lingkunga, hal ini dikarenakan nilai elastisitas pendapatan
terhadap WTP bersifat elastis. Sedangkan umur responden juga berpengaruh nyata secara statistik dan
mempunyai hubungan yang positif. Artinya apabila ada pertambahan umur responden, maka akan meningkatkan kesadaran mereka dalam membayar jasa
perbaikan lingkungan sebesar Rp.7,775 per bulan, ceteris paribus. Peubah umur tidak responsif terhadap perubahan WTP untuk jasa perbaikan lingkungan dalam
jangka pendek.
Peubah lainnya adalah tanggungan keluarga. Walaupun secara statistik peubah ini adalah signifikan, dengan tanda parameter dugaan logis. Dengan
bertambahnya tanggungan keluarga orang, maka porsi pengeluaran rumah tangga akan difokuskan terlebih dahulu untuk memenuhi kebutuhan dasar
pertambahan tanggungan keluarga tersebut. Tingkat kesejahteraan setiap rumah tangga juga mempengaruhi alokasi biaya tanpa melihat bertambahnya tanggungan
keluarga. Oleh sebab itu dalam persamaan regresi linear berganda di atas mempunyai keterbatasan dalam mendefinisikan kategori keluarga responden yang
tidak dibagi ke dalam kelas-kelas tertentu. Dianggap kondisi keluarga responden adalah dalam batas sejahtera dan mempunyai kesadaran terhadap lingkungan,
sehingga logis apabila bertambahnya keluarga juga akan meningkatkan WTP. Apabila tanggungan keluarga bertambah 1 orang, maka akan meningkatkan WTP
jasa perbaikan lingkungan sebesar Rp.45,984 per bulan, ceteris paribus. Peubah tanggungan keluarga adalah elastis, oleh sebab itu WTP responsif terhadap
tanggungan keluarga dalam jangka pendek. Persepsi responden terhadap ketersediaan air juga turut mempengaruhi
WTP. Berdasarkan hasil dugaan parameter, maka bila responden merasakan kualitas air PDAM dan juga air tanah buruk, maka akan menurunkan WTP
sebesar Rp.167,713 per bulan, ceteris paribus. Kualitas air yang baik adalah tidak berasa, berbau, dan berwarna.
Peubah keluhan responden terhadap kualitas air yang ditawarkan PDAM. Berdasarkan hasil dugaan parameter, maka apabila ada responden yang mengaku
memiliki keluhan mengenai kualitas air bersih PDAM dan air tanah, maka diduga akan menurunkan kemauan membayar untuk jasa perbaikan air bersih sebesar
Rp.185,455 per bulan. Hal ini menjadi relevansi yang logis, dimana rendahya kualitas air bersih akan membuat responden menurunkan kemauan membayarnya
untuk jasa perbaikan lingkungan tersebut. Pekerjaan juga berkontribusi secara nyata dalam mempengaruhi kesadaran
masyarakat dalam kemauan membayar untuk jasa perbaikan lingkungan. Hal ini tidak terlepas dari pendapatan keluarga dari pekerjaan yang dilakukan tersebut.
Berdasarkan hasil pendugaan parameter, maka apabila responden memiliki
pekerjaan sebagai PNS, maka kesadaran membayar untuk jasa perbaikan lingkungan akan meningkat sebesar Rp.122,999 per bulan, ceteris paribus.
Peubah bebas yang terakhir yang berpengaruh terhadap WTP adalah status rumah. Apabila status rumah responden adalah milik sendiri dan bukan sewa,
maka terdapat peningkatan WTP sebesar Rp.168,245 per bulan, ceteris paribus. Hal ini terjadi karena status rumah sendiri memungkinkan untuk menghemat
biaya-biaya lain, termasuk biaya sewa rumah, sehingga dapat dialokasikan untuk WTP.
5.6 Hasil Analisis Persepsi Masyarakat tentang Kondisi Sumber Air yang
