Pengaruh Nilai Tukar Rupiah Terhadap Ekspor Pertanian Di Sumatera Utara
PENGARUH NILAI TUKAR RUPIAH TERHADAP EKSPOR
PERTANIAN DI SUMATERA UTARA
Oleh :
R a h m a n t a 1)
1)
Staf Pengajar Departemen Agribisnis Fakultas Pertanian USU, Medan
ABSTRAK
Penelitian ini menganalisis pengaruh nilai tukar rupiah terhadap ekspor
pertanian di Sumatera Utara, dengan variabel bebas yaitu nilai tukar rupiah dan
variabel terikat yaitu jumlah ekspor pertanian.
Data yang digunakan adalah data deret waktu (time series) antara tahun
1985 – 2008 dengan metode Ordinary Least Square (OLS) dan model persamaan
yang digunakan adalah model regresi sederhana.
Hasil penelitian menunjukkan bahwa variabel nilai tukar rupiah
memberikan pengaruh positif dan signifikan terhadap jumlah ekspor pertanian di
Sumatera Utara pada tingkat kepercayaan 99 persen.
Kata Kunci: Nilai Tukar Rupiah, Ekspor Pertanian, Analisis Regresi Sederhana
Universitas Sumatera Utara
PENDAHULUAN
Latar Belakang
Pembangunan sektor pertanian sebagai bagian integral dari pembangunan
nasional semakin penting dan strategis. Pembangunan pertanian telah memberikan
sumbangan besar dalam pembangunan nasional, baik sumbangan langsung dalam
pembentukan PDB, penyerapan tenaga kerja, peningkatan pendapatan masyarakat,
menyediakan sumber pangan dan bahan baku industri/biofuel, pemicu
pertumbuhan ekonomi di pedesaan, perolehan devisa, maupun sumbangan tidak
langsung melalui penciptaan kondisi kondusif bagi pelaksanaan pembangunan dan
hubungan sinergis dengan sektor lain.
Sektor pertanian memegang peran strategis dalam pembangunan
perekonomian nasional dan patut menjadi sektor andalan dan mesin penggerak
pertumbuhan ekonomi karena sektor pertanian menjadi tumpuan hidup (pekerjaan
primer) bagi sebagian besar penduduk provinsi Sumatera Utara. Sektor pertanian
juga menjadi sumber pangan publik, menempati posisi penting sebagai
penyumbang devisa yang relatif besar dan cukup lentur dalam menghadapi
gejolak moneter dan krisis ekonomi, oleh karena produksinya berbasis pada
sumber daya domestik maka ekspor produk pertanian relatif lebih tangguh dan
relatif stabil dengan penerimaan ekspor yang meningkat pada saat terjadi krisis
ekonomi. Lebih dari itu sektor pertanian memiliki keunggulan khas dari sektorsektor lain dalam perekonomian, antara lain, produksi pertanian berbasis pada
sumber daya domestik, kandungan impornya rendah dan relatif lebih tangguh
menghadapi
gejolak
perekonomian
eksternal
dengan
demikian
upaya
mempertahankan dan meningkatkan peranan sektor pertanian merupakan cara
yang efektif untuk meningkatkan ketahanan ekonomi. Hal ini terbukti dari fakta
empiris, disaat Indonesia menghadapi krisis dan secara nasional mengalami laju
pertumbuhan ekonomi negatif, hanya sektor pertanian yang tumbuh positif yaitu
5,32% pada triwulan I tahun 1998 (Solahuddin, 2009).
Sumatera Utara secara umum tetap memprioritas dan menjadikan sektor
pertanian sebagai sektor unggulan dalam perekonomian wilayahnya. Sektor
pertanian masih memberikan kontribusi (share) yang relatif tinggi terhadap PDRB
Sumatera Utara. Hal ini sektor pertanian juga harus mendapat perhatian yang
Universitas Sumatera Utara
serius oleh pemerintah daerah sehingga diharapkan sektor pertanian mampu
menjadi sektor yang memiliki daya saing yang tinggi. Selain itu, setiap sektor,
begitupun dengan sektor pertanian pasti akan memiliki hubungan atau keterkaitan
dengan sektor lainnya. Setiap transaksi atau kegiatan yang dilakukan dalam sektor
pertanian pasti memiliki pengaruh baik langsung ataupun tidak langsung dengan
sektor lain diluar sektor pertanian
Krisis moneter yang turut memicu krisis ekonomi berpengaruh negatif
yang salah satu dampaknya terlihat dengan meningkatnya pengangguran (yang
umumnya berasal dari tenaga kerja pedesaan) dan jumlah penduduk miskin.
Pengaruh positif dengan salah satu dampaknya terlihat pada meningkatnya harga
komoditas pertanian baik harga produk maupun harga beli input oleh petani. Hal
ini disebabkan telah terjadi depresiasi rupiah atau apresiasi mata uang asing,
sehingga pada kondisi ini menyebabkan adanya perubahan jumlah dan nilai
ekspor sektor pertanian ke berbagai negara-negara lainnya.
Perumusan Masalah
Berdasarkan latar belakang di atas, maka dapat dirumuskan permasalahan
yaitu : Apakah ada pengaruh nilai tukar rupiah terhadap jumlah ekspor pertanian
di Sumatera Utara ?.
Tujuan Penelitian
Adapun tujuan penelitian ini adalah untuk menganalisis pengaruh nilai
tukar rupiah terhadap jumlah ekspor pertanian di Sumatera Utara.
LANDASAN TEORI DAN KERANGKA PEMIKIRAN
Landasan Teori
Pembangunan pertanian telah memberikan sumbangan dalam keberhasilan
pembangunan nasional, seperti dalam pembentukan PDB, penyerapan tenaga
kerja, peningkatan pendapatan masyarakat, perolehan devisa melalui ekspor dan
penekanan inflasi (Simatupang, P. 1999).
Mankiw (2003) menyebutkan bahwa kurs/nilai tukar (exchange rate)
antara dua negara adalah tingkat harga yang disepakati penduduk kedua negara
Universitas Sumatera Utara
untuk saling melakukan perdagangan. Dalam literatur ekonomi, nilai tukar mata
uang suatu negara dapat dibedakan menjadi dua, yaitu nilai tukar nominal dan
nilai tukar riil. Kurs nominal adalah harga relatif dari mata uang dua negara.
Misalnya jika kurs antara dolar AS dan rupiah adalah 10.000 rupiah per dolar,
maka kita dapat menukar 1 dolar untuk 10.000 rupiah di pasar uang. Orang
Indonesia yang ingin memiliki dolar akan membayar 10.000 rupiah untuk setiap
dolar yang dibelinya. Orang Amerika yang ingin memiliki rupiah akan
mendapatkan 10.000 rupiah untuk setiap dolar yang ia bayar. Ketika orang
mengacu pada kurs diantara kedua negara, mereka biasanya mengartikan kurs
nominal.
Kurs riil adalah harga relatif dari barang-barang diantara dua negara. Kurs
riil menyatakan tingkat di mana kita bisa memperdagangkan barang-barang dari
suatu negara untuk barang-barang dari negara lain. Hubungan antara kurs nominal
dan kurs riil adalah sebagai berikut:
Kurs riil = kurs nominal x rasio tingkat harga
Rasio tingkat harga merupakan perbandingan antara tingkat harga di dalam
negeri dengan tingkat harga di luar negeri. Jika kurs riil tinggi, harga barangbarang luar negeri relatif lebih murah, dan barang-barang domestik relatif lebih
mahal. Jika kurs riil rendah, barang-barang luar negeri relatif lebih mahal, dan
barang-barang domestik relatif lebih murah.
Nilai mata uang dari suatu negara yang cenderung menurun menunjukkan
negara tersebut mempunyai tingkat inflasi yang tinggi. Inflasi suatu negara lebih
tinggi dibandingkan dengan negara lain berarti harga barang-barang di negara
tersebut naik lebih cepat dari negara lain. Hal ini akan berakibat ekspor akan turun
dan impor akan naik karena harga barang-barang negara bersangkutan lebih mahal
bila dibandingkan dengan barang-barang negara lain. Dengan demikian supply
dari mata uang asing akan turun dan demand akan naik, sehingga nilai mata uang
asing akan naik (nilai mata uang domestik akan turun atau terdepresiasi).
Studi Terdahulu
Roosgandha (2000) melakukan penelitian dengan judul “Peran Nilai Tukar
Petani dan Nilai Tukar Komoditas dalam Upaya Meningkatkan Kesejahteraan
Universitas Sumatera Utara
Petani” dapat disimpulkan bahwa pengaruh negatip di satu sisi dari krisis ekonomi
yang dipicu oleh krisis moneter terhadap pertanian dan pedesaan antara lain
seperti: meningkatkan pengangguran dan jumlah penduduk miskin; pengaruh
positif di sisi lain adalah peningkatan harga komoditas pertanian karena
meningkatnya nilai tukar mata uang asing. Kenaikan harga produk yang
dihasilkan petani lebih besar dari kenaikan harga barang yang dibeli, maka daya
beli petani akan meningkat (mengindikasikan peningkatan kesejahteraan petani)
yang diformulasikan dalam bentuk nilai tukar petani. Kebijaksanaan pemerintah
di sektor pertanian (kebijaksanaan harga, subsidi, perkreditan dan lainnya) mulai
dari kegiatan usahatani sampai pemasaran hasil secara langsung maupun tidak
langsung akan mempengaruhi nilai tukar petani. Peningkatan/perbaikan nilai tukar
petani berkaitan erat dengan kegairahan petani berproduksi, dengan dampak
ganda yaitu peningkatan partisipasi petani dan produksi pertanian serta
menghidupkan perekonomian pedesaan, penciptaan lapangan perkerjaan di
pedesaan, yang berarti akan menciptakan sedikitnya keseimbangan pembangunan
antar daerah dan antar wilayah serta optimalisasi sumberdaya nasional.
Hipotesis
Nilai tukar rupiah berpengaruh positif terhadap jumlah ekspor pertanian di
Sumatera Utara, ceteris paribus.
METODE PENELITIAN
Ruang Lingkup Penelitian
Penelitian ini memfokuskan pada nilai tukar rupiah terhadap jumlah
ekspor pertanian di Provinsi Sumatera Utara, selama kurun waktu antara tahun
1985 - 2008. Penelitian ini menggunakan dasar pertimbangan bahwa struktur
ekspor pertanian masih didominasi oleh kontribusi nilai tukar rupiah terhadap
dolar.
Sumber Data
Data yang dipergunakan dalam penelitian ini adalah data time series (runtut
waktu) yang merupakan data sekunder. Data sekunder merupakan data primer
Universitas Sumatera Utara
yang telah diolah dan disajikan ke dalam tabel dan bentuk lain. Sedangkan data
time series merupakan sekumpulan deret data dari suatu fenomena tertentu yang
didapat dalam interval waktu tertentu misalnya minggu, bulan dan tahun.
Metoda Analisis
Metode analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah model regresi
linier sederhana. Alat analisis untuk mengolah data adalah dengan menggunakan
program Eviews versi 4,1. Untuk mengidentifikasi variabel bebas dan variabel
terikat digunakan fungsi persamaan sebagai berikut :
Y = a 0 + a 1 NT + e
Dimana :
Y
: Jumlah Ekspor Pertanian (Kg)
NT
: Nilai Tukar Rupiah (Rp/$)
a0
: Konstanta
a1
: Koefisien Regresi
e
: Error
Uji Kesesuaian (Test Goodness of Fit)
Estimasi terhadap model dilakukan dengan mengguanakan metode yang
tersedia pada program statistik. Koefisien yang dihasilkan dapat dilihat pada
output regresi berdasarkan data yang di analisis untuk kemudian diinterpretasikan
serta dilihat siginifikansi tiap variabel yang diteliti
a.
R² (koefisien determinasi) bertujuan untuk mengetahui kekuatan variabel
bebas (independent variable)
menjelaskan variabel terikat (dependent
variabel).
b.
Uji serempak (F-test), dimaksudkan untuk mengetahui signifikansi statistik
koefisien regresi secara serempak.
c.
Uji parsial (t-test), dimaksudkan untuk mengetahui signifikansi statistik
koefisien regresi secara parsial. Jika t statistik > t tabel maka H0 ditolak dan
H1 diterima. Signifikansi koefisien regresi secara parsial dapat juga diamati
dari nilai probabilitas (p- value). Apabila Nilai probabilitas lebih kecil dari
Universitas Sumatera Utara
, maka Ho ditolak dan sebaliknya apabila nilai probabilitas lebih besar dari
, maka Ho diterima.
HASIL DAN PEMBAHASAN
Salah
satu
sektor
yang
dianggap
penting
untuk
meningkatkan
pertumbuhan ekonomi di Provinsi Sumatera Utara adalah sektor pertanian. Sektor
pertanian selain diharapkan bisa meningkatkan pertumbuhan ekonomi, sektor
pertanian juga diharapkan dapat meningkatkan penyerapan tenaga kerja dan
kesejahteraan masyarakat. Melalui penelitian ini penulis mencoba untuk
menganalisis faktor yang mempengaruhi ekspor pertanian di Sumatera Utara
selama kurun waktu 1985 - 2008. Berikut adalah hasil estimasi dari pengolahan
data sebagai berikut :
Y = 308049,7 + 73,451 NT
SE
(65629,42)
t-stat (4,693)
(9,9667)
(7,369)***
2
R = 0,711
F-Statistic = 54,312
Keterangan : *** Signifikan pada α 1%
Berdasarkan hasil estimasi di atas dapat menunjukkan bahwa R2 = 0.711
yang bermakna bahwa variasi nilai tukar rupiah mampu menjelaskan variasi
ekspor pertanian sebesar 71,10 persen dan sisanya 28,90 persen dijelaskan oleh
variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
Berdasarkan hasil uji simultan (serempak) yang dilakukan melihat
signifikansi secara bersama-sama variabel bebas dalam mempengaruhi variabel
terikat. Dari estimasi tersebut diperoleh nilai prob (F-Statistik) sebesar 0.000 <
0,05 atau F hitung (54,312) > F tabel (7,82) yang berarti secara bersama-sama
dapat mempengaruhi ekspor pertanian dengan tingkat keyakinan 99 persen.
Pengujian secara partial dilakukan dengan membandingkan nilai t- hitung
dengan nilai t-tabel. Selain itu juga dilihat berdasarkan nilai signifikansi (sig) pada
hasil estimasi. Berdasarkan uji partial (Uji t-statistik) dapat diketahui variabel
yang berpengaruh secara signifikan terhadap ekspor pertanian di Sumatera Utara.
Universitas Sumatera Utara
Variabel Nilai Tukar Rupiah terhadap Ekspor Pertanian
Dari hasil estimasi di atas, variabel nilai tukar rupiah memberikan
pengaruh yang positif secara statistik terhadap ekspor pertanian di Provinsi
Sumatera Utara. Nilai koefisien regresi untuk nilai tukar rupiah sebesar 73,451
mengandung arti bahwa setiap terjadi peningkatan satu-satuan nilai rupiah
(depresiasi) maka ekspor pertanian meningkat sebesar 73,451 kilogram, ceteris
paribus. Hasil pengolahan data ini sesuai dengan hipotesis yang menyatakan
bahwa terdapat pengaruh yang positif variabel nilai tukar rupiah terhadap ekspor
pertanian di Sumatera Utara.
Di samping itu, dari hasil pengujian t-statistiknya menunjukkan bahwa
nilai t-statistik sebesar 7,369 ternyata lebih besar dari nilai t-tabel sebesar 2,500.
Hal ini menunjukkan bahwa variabel nilai tukar rupiah memberikan pengaruh
yang signifikan terhadap jumlah ekspor pertanian di Provinsi Sumatera Utara pada
tingkat kepercayaan sebesar 99 persen.
Berdasarkan hasil olahan data ini menunjukkan bahwa nilai tukar rupiah
masih berperan dalam meningkatkan jumlah ekspor pertanian di Sumatera Utara.
Hal ini terlihat bahwa ekspor pertanian yang dilakukan di Provinsi Sumatera Utara
selama kurun waktu 1985-2008 terus mengalami peningkatan seiring peningkatan
rupiah atau depresiasi rupiah. Dengan demikian, hasil studi ini dapat dijadikan
sebagai bahan masukan bagi para pengambil kebijakan khususnya di Provinsi
Sumatera Utara, untuk dapat menjadikan nilai tukar rupiah sebagai stimulus dalam
meningkatkan ekspor pertanian ke depan. Peningkatan volume ekspor pertanian
dalam hal ini adalah jumlah produksi yang dihasilkan oleh sektor pertanian di
Sumatera Utara untuk kemudian dijual ke luar negeri. Peningkatan produksi
harus selalu diikuti dengan peningkatan teknologi, modal (capital) dan
peningkatan jumlah tenaga kerja (labour).
Uji Penyimpangan Asumsi Klasik
Autokorelasi (Uji LM Test)
Autokorelasi didefinisikan sebagai korelasi antara anggota serangkaian
observasi yang diurut menurut waktu. Dalam model regresi linier klasik
mengasumsikan bahwa outokorelasi seperti itu tidak terdapat dalam disturbance.
Universitas Sumatera Utara
Dengan menggunakan lambang E (µi‚ µj) = o ; i = j Secara sederhana dikatakan
bahwa model klasik mengasumsi unsur gangguan yang berhubungan dengan
observasi tidak dipengaruhi oleh unsur disturbansi atau gangguan yang
berhubungan dengan pengamatan lain/manapun. Untuk mendeteksi adanya
autokorelasi dalam model penelitian ini dilakukan uji Lagrange Multiplier Test
(LM Test).
Untuk mendiagnosa ada tidaknya korelasi serial (autokorelasi), dapat
dilakukan dengan menggunakan Lagrange Multiplier Test (LM-Test). Uji
nonautokorelasi adalah evaluasi korelasi serial dari disturbance term error dengan
hipotesis nol: disturbance term error adalah nonautokorelasi. Pengujian asumsi
nonautokorelasi menggunakan Breusch-Godfrey [BG] Test atau LM Test.
BG statistic [T p ] R 2 , di mana p = panjang time lag dari disturbance term
error dan juga merupakan derajat bebas Tabel Distribusi [2]. Jika statistik [T-p]
R2 2 p maka disturbance term error mengalami autokorelasi, sebaliknya jika
[T-p] R2 2 p maka disturbance term error tidak mengalami autokorelasi. Hasil
pengujian autokorelasi ditunjukkan pada Tabel 1 berikut:
Tabel 1. Uji Autokorelasi pada Hasil Estimasi
Jenis
Nilai Hitung
Alat Uji
Uji
Obs*R²
Autoko
LM Test
3,5066
relasi
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Nilai Tabel X²
6,6300
Kesimpulan
Tidak ada autokorelasi
dalam model
Pada Tabel 1 ini diperoleh besarnya nilai LM Test sebesar 3,5066 dan bila
dibandingkan dengan nilai X² tabel sebesar 6,6300 pada taraf 99%, maka dapat
disimpulkan bahwa nilai LM Test lebih kecil dari nilai X² table (obs R² 3,5066 <
X² tabel 6,6300) dengan demikian tidak ada autokorelasi pada data penelitian ini
(Lampiran 3).
Normalitas (Jarque-Bera Test)
Uji ini dilakukan untuk mengetahui normal atau tidaknya faktor gangguan
yang dapat diketahu melalui JB Test. Uji ini menggunakan hasil estimasi residual
dan Chi-square probability distribution.
Universitas Sumatera Utara
Berdasarkan hasil JB test, diperoleh besarnya nilai Jarque-Bera Normality
test sebesar 5,9675 dan bila dibandingkan dengan χ2 tabel = 6,6300 pada level
significant 1%, maka dapat disimpulkan bahwa nilai JB test tersebut lebih kecil
dari nilai χ2 tabel (JB test hitung (5,9675) < χ2 tabel (6,6300)) dengan demikian
model empiris yang digunakan dalam model tersebut mempunyai residual atau
faktor pengganggu yang berdistribusi normal (Lampiran 4).
Linieritas (Ramsey Reset Test)
Uji ini merupakan uji yang sangat populer dikembangkan oleh Ramsey di
tahun 1969, uji ini dilakukan berkaitan dengan masalah spesifikasi kesalahan
yakni apakah kesalahan spesifikasi model yang kita gunakan sudah benar atau
tidak, sehingga melalui uji linieritas ini dapat diketahui bentuk model empiris
(berbentuk linier, kuadrat atau kubik) dan menguji variabel yang relevan untuk
dimasukkan dalam model empiris. Berikut ini dapat dilihat hasil estimasi dari
Ramsey test yaitu:
Tabel 2. Hasil Estimasi Ramsey Test
F-statistic
3.681829
Log likelihood ratio
3.877077
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Probability
Probability
0.068703
0.048950
Berdasarkan hasil estimasi Ramsey test di atas, diperoleh besarnya nilai F
hitung statistik sebesar 3.681829 yang berarti nilai F-hitung lebih kecil
dibandingkan nilai F-tabel sebesar 54,312 pada level signifikan 1 persen
(Lampiran 5). Dengan demikian melalui Ramsey test ini dapat disimpulkan bahwa
model yang digunakan dalam bentuk regresi linier sederhana adalah model yang
bersifat linier.
SIMPULAN DAN SARAN
Simpulan
Berdasarkan hasil dan pembahasan yang telah dilakukan di atas, maka
dapat disimpulkan sebagai berikut:
Universitas Sumatera Utara
1. Hasil estimasi menunjukkan bahwa R2 = 0,711 yang bermakna bahwa
variasi nilai tukar rupiah mampu menjelaskan variasi ekspor pertanian
sebesar 71,10 persen, dan sisanya 28,90 persen dijelaskan oleh variabel
lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
2. Berdasarkan hasil uji parsial diperoleh bahwa nilai tukar rupiah
berpengaruh positif dan signifikan terhadap ekspor pertanian di Sumatera
Utara.
Saran
Berdasarkan hasil penelitian dan kesimpulan di atas, maka dapat
disarankan sebagai berikut :
1. Pemerintah Daerah dan Pusat agar lebih serius dalam memperhatikan
perkembangan nilai tukar rupiah karena apabila nilai tukar stabil atau
depresiasi
akan
meningkatkan
ekspor
pertanian
sehingga
akan
meningkatkan pendapatan petani dan pemerintah melalui pajak ekspor.
2. Bagi peneliti-peneliti selanjutnya disarankan dapat menemukan variabelvariabel lain yang pengaruhnya lebih nyata dalam meningkatkan ekspor
pertanian selain variabel yang sudah diujikan.
DAFTAR PUSTAKA
Badan Pusat Statistik. 2009. Sumatera Utara Dalam Angka Tahun 1985 - 2008.
Medan.
Gujarati, D.N., 1989. Basic Econometrics, 2nd ed., McGraw-Hill Company. New
York.
Jhingan, M. L, 2008. Ekonomi Pembangunan dan Perencanaan, Edisi Keenambelas, PT.
Raja Grafindo Persada, Jakarta.
Lincolyn, Arsyad. 1992. Ekonomi Pembangunan. Edisi Kedua. Cetakan I
Universitas Gadjah Mada. Bahagian Penerbitan Sekolah Tinggi ilmu
Ekonomi YKPN. Yogyakarta.
Universitas Sumatera Utara
Mankiw, N Gregory, 2003. Pengantar Ekonomi Makro, Edisi ketiga, Salemba
Empat, Jakarta.
Nachrowi, Djalal. Nachrowi dan Usman, Hardius. 2002. Penggunaan Teknik
Ekonometrika. Rajagrafindo Persada. Jakarta.
Nazir, M, 1998, Metodologi Penelitian Pembangunan Desa, Penerbit Bina Aksara,
Jakarta.
Roosgandha, Elizabeth dan Valeriana Darwis. 2000. Peran Nilai Tukar Petani dan
Nilai Tukar Komoditas dalam (Upaya Meningkatkan Kesejahteraan Petani
Kedelai (Studi Kasus: Provinsi Jawa Timur). Jurnal Penelitian dan
Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Vol. 18 (3). Bogor.
Sektyanu, K. Darmoredjo dan Khairina Noekman. 2000. Analisis Penentuan
Indikator Utama Pembangunan Sektor Pertanian di Indonesia.
Pendekatan Analisis Komponen Utama. Jurnal Penelitian dan
Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Vol. 18 (3). Bogor.
Simatupang, P. 1999. Toward Sustainable Food Security: The Need For A New
Pardigm. In: Indonesia's Economic Crisis: Efficts on Agriculture and
Policy Response. P. Simatupang, S. Pasaribu, S. Bahri and R. Stringer
(Editors). Published for CASER by Centre fo International Economic
Studies, University of Adelaide.
Solmon C. Lewis. 1980. Economics. First Edition Second Printing, Addison
Wesley Published & Co. pages.
Solahuddin. 2009. Pembangunan Pertanian dan Pembangunan Ekonomi. Jurnal
Penelitian dan Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Bogor.
Suparmoko, M. Irawan. 1996. Ekonomiks Pembangunan. Edisi 5, BPFE.
Yogyakarta.
Todaro, Michael., P. 2003. Economic Development. Eight Edition. Pearson
Education Limited. Eidenburg Gate, Harlow, Essex, England.
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 1. Data Nilai Tukar Rupiah dan Ekspor Sektor Pertanian
Tahun
Nilai Tukar Rupiah (Rp/$)
Ekspor (Kg)
1985
240683
1111
1986
224876
1283
1987
241727
1644
1988
356223
1686
1989
301552
1770
1990
330980
1843
1991
436330
1950
1992
824263
2030
1993
508425
2087
1994
342550
2161
1995
283858
2249
1996
938492
2342
1997
885801
2909
1998
1088026
10014
1999
981148
7855
2000
824352
9525
2001
1035362
10265
2002
885245
9261
2003
838057
8571
2004
8939
1024946
2005
1044992
9705
2006
1077964
9020
2007
1107505
9419
2008
1042468
11325
Sumber : Badan Pusat Statistik Provinsi Sumatera Utara, Medan.
Lampiran 2. Hasil Analisis Regresi Sederhana
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1985 2008
Included observations: 24
Variable
Coefficient
C
308049.7
X
73.45175
R-squared
0.711710
Adjusted R-squared
0.698606
S.E. of regression
185834.7
Sum squared resid
7.60E+11
Log likelihood
-324.1931
Durbin-Watson stat
1.351481
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Std. Error
t-Statistic
65629.42
4.693774
9.966754
7.369676
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
Prob.
0.0001
0.0000
702742.7
338500.7
27.18276
27.28093
54.31213
0.000000
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 3. Uji Autokorelasi/Serial Korelasi
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
1.711106
Probability
Obs*R-squared
3.506632
Probability
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient Std. Error
t-Statistic
C
-1740.359 66776.39
-0.026062
X
0.012367 10.38738
0.001191
RESID(-1)
0.386582 0.221464
1.745573
RESID(-2)
-0.246488 0.232312
-1.061025
R-squared
0.146110
Mean dependent var
Adjusted R-squared
0.018026
S.D. dependent var
S.E. of regression
180104.3
Akaike info criterion
Sum squared resid
6.49E+11
Schwarz criterion
Log likelihood
-322.2977
F-statistic
Durbin-Watson stat
1.974971
Prob(F-statistic)
Sumber : Hasil Pengolahan Data
0.206073
0.173199
Prob.
0.9795
0.9991
0.0962
0.3013
-6.06E-11
181749.9
27.19147
27.38781
1.140737
0.356738
Lampiran 4. Uji Normalitas
6
Series: Residuals
Sample 1985 2008
Observations 24
5
4
3
2
1
0
-200000
0
200000
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
-6.06E-11
-51168.16
458418.3
-189384.7
181749.9
1.184604
3.595342
Jarque-Bera
Probability
5.967576
0.050601
400000
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 5. Uji Linieritas
Ramsey RESET Test:
F-statistic
3.681829
Log likelihood ratio
3.877077
Test Equation:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1985 2008
Included observations: 24
Variable
Coefficient
C
291353.8
X
336.0687
FITTED^2
-2.44E-06
R-squared
0.754715
Adjusted R-squared
0.731354
S.E. of regression
175448.4
Sum squared resid
6.46E+11
Log likelihood
-322.2546
Durbin-Watson stat
1.467341
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Probability
Probability
0.068703
0.048950
Std. Error
t-Statistic
62569.37
4.656492
137.1877
2.449701
1.27E-06 -1.918809
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
Prob.
0.0001
0.0232
0.0687
702742.7
338500.7
27.10455
27.25180
32.30734
0.000000
15
Universitas Sumatera Utara
PERTANIAN DI SUMATERA UTARA
Oleh :
R a h m a n t a 1)
1)
Staf Pengajar Departemen Agribisnis Fakultas Pertanian USU, Medan
ABSTRAK
Penelitian ini menganalisis pengaruh nilai tukar rupiah terhadap ekspor
pertanian di Sumatera Utara, dengan variabel bebas yaitu nilai tukar rupiah dan
variabel terikat yaitu jumlah ekspor pertanian.
Data yang digunakan adalah data deret waktu (time series) antara tahun
1985 – 2008 dengan metode Ordinary Least Square (OLS) dan model persamaan
yang digunakan adalah model regresi sederhana.
Hasil penelitian menunjukkan bahwa variabel nilai tukar rupiah
memberikan pengaruh positif dan signifikan terhadap jumlah ekspor pertanian di
Sumatera Utara pada tingkat kepercayaan 99 persen.
Kata Kunci: Nilai Tukar Rupiah, Ekspor Pertanian, Analisis Regresi Sederhana
Universitas Sumatera Utara
PENDAHULUAN
Latar Belakang
Pembangunan sektor pertanian sebagai bagian integral dari pembangunan
nasional semakin penting dan strategis. Pembangunan pertanian telah memberikan
sumbangan besar dalam pembangunan nasional, baik sumbangan langsung dalam
pembentukan PDB, penyerapan tenaga kerja, peningkatan pendapatan masyarakat,
menyediakan sumber pangan dan bahan baku industri/biofuel, pemicu
pertumbuhan ekonomi di pedesaan, perolehan devisa, maupun sumbangan tidak
langsung melalui penciptaan kondisi kondusif bagi pelaksanaan pembangunan dan
hubungan sinergis dengan sektor lain.
Sektor pertanian memegang peran strategis dalam pembangunan
perekonomian nasional dan patut menjadi sektor andalan dan mesin penggerak
pertumbuhan ekonomi karena sektor pertanian menjadi tumpuan hidup (pekerjaan
primer) bagi sebagian besar penduduk provinsi Sumatera Utara. Sektor pertanian
juga menjadi sumber pangan publik, menempati posisi penting sebagai
penyumbang devisa yang relatif besar dan cukup lentur dalam menghadapi
gejolak moneter dan krisis ekonomi, oleh karena produksinya berbasis pada
sumber daya domestik maka ekspor produk pertanian relatif lebih tangguh dan
relatif stabil dengan penerimaan ekspor yang meningkat pada saat terjadi krisis
ekonomi. Lebih dari itu sektor pertanian memiliki keunggulan khas dari sektorsektor lain dalam perekonomian, antara lain, produksi pertanian berbasis pada
sumber daya domestik, kandungan impornya rendah dan relatif lebih tangguh
menghadapi
gejolak
perekonomian
eksternal
dengan
demikian
upaya
mempertahankan dan meningkatkan peranan sektor pertanian merupakan cara
yang efektif untuk meningkatkan ketahanan ekonomi. Hal ini terbukti dari fakta
empiris, disaat Indonesia menghadapi krisis dan secara nasional mengalami laju
pertumbuhan ekonomi negatif, hanya sektor pertanian yang tumbuh positif yaitu
5,32% pada triwulan I tahun 1998 (Solahuddin, 2009).
Sumatera Utara secara umum tetap memprioritas dan menjadikan sektor
pertanian sebagai sektor unggulan dalam perekonomian wilayahnya. Sektor
pertanian masih memberikan kontribusi (share) yang relatif tinggi terhadap PDRB
Sumatera Utara. Hal ini sektor pertanian juga harus mendapat perhatian yang
Universitas Sumatera Utara
serius oleh pemerintah daerah sehingga diharapkan sektor pertanian mampu
menjadi sektor yang memiliki daya saing yang tinggi. Selain itu, setiap sektor,
begitupun dengan sektor pertanian pasti akan memiliki hubungan atau keterkaitan
dengan sektor lainnya. Setiap transaksi atau kegiatan yang dilakukan dalam sektor
pertanian pasti memiliki pengaruh baik langsung ataupun tidak langsung dengan
sektor lain diluar sektor pertanian
Krisis moneter yang turut memicu krisis ekonomi berpengaruh negatif
yang salah satu dampaknya terlihat dengan meningkatnya pengangguran (yang
umumnya berasal dari tenaga kerja pedesaan) dan jumlah penduduk miskin.
Pengaruh positif dengan salah satu dampaknya terlihat pada meningkatnya harga
komoditas pertanian baik harga produk maupun harga beli input oleh petani. Hal
ini disebabkan telah terjadi depresiasi rupiah atau apresiasi mata uang asing,
sehingga pada kondisi ini menyebabkan adanya perubahan jumlah dan nilai
ekspor sektor pertanian ke berbagai negara-negara lainnya.
Perumusan Masalah
Berdasarkan latar belakang di atas, maka dapat dirumuskan permasalahan
yaitu : Apakah ada pengaruh nilai tukar rupiah terhadap jumlah ekspor pertanian
di Sumatera Utara ?.
Tujuan Penelitian
Adapun tujuan penelitian ini adalah untuk menganalisis pengaruh nilai
tukar rupiah terhadap jumlah ekspor pertanian di Sumatera Utara.
LANDASAN TEORI DAN KERANGKA PEMIKIRAN
Landasan Teori
Pembangunan pertanian telah memberikan sumbangan dalam keberhasilan
pembangunan nasional, seperti dalam pembentukan PDB, penyerapan tenaga
kerja, peningkatan pendapatan masyarakat, perolehan devisa melalui ekspor dan
penekanan inflasi (Simatupang, P. 1999).
Mankiw (2003) menyebutkan bahwa kurs/nilai tukar (exchange rate)
antara dua negara adalah tingkat harga yang disepakati penduduk kedua negara
Universitas Sumatera Utara
untuk saling melakukan perdagangan. Dalam literatur ekonomi, nilai tukar mata
uang suatu negara dapat dibedakan menjadi dua, yaitu nilai tukar nominal dan
nilai tukar riil. Kurs nominal adalah harga relatif dari mata uang dua negara.
Misalnya jika kurs antara dolar AS dan rupiah adalah 10.000 rupiah per dolar,
maka kita dapat menukar 1 dolar untuk 10.000 rupiah di pasar uang. Orang
Indonesia yang ingin memiliki dolar akan membayar 10.000 rupiah untuk setiap
dolar yang dibelinya. Orang Amerika yang ingin memiliki rupiah akan
mendapatkan 10.000 rupiah untuk setiap dolar yang ia bayar. Ketika orang
mengacu pada kurs diantara kedua negara, mereka biasanya mengartikan kurs
nominal.
Kurs riil adalah harga relatif dari barang-barang diantara dua negara. Kurs
riil menyatakan tingkat di mana kita bisa memperdagangkan barang-barang dari
suatu negara untuk barang-barang dari negara lain. Hubungan antara kurs nominal
dan kurs riil adalah sebagai berikut:
Kurs riil = kurs nominal x rasio tingkat harga
Rasio tingkat harga merupakan perbandingan antara tingkat harga di dalam
negeri dengan tingkat harga di luar negeri. Jika kurs riil tinggi, harga barangbarang luar negeri relatif lebih murah, dan barang-barang domestik relatif lebih
mahal. Jika kurs riil rendah, barang-barang luar negeri relatif lebih mahal, dan
barang-barang domestik relatif lebih murah.
Nilai mata uang dari suatu negara yang cenderung menurun menunjukkan
negara tersebut mempunyai tingkat inflasi yang tinggi. Inflasi suatu negara lebih
tinggi dibandingkan dengan negara lain berarti harga barang-barang di negara
tersebut naik lebih cepat dari negara lain. Hal ini akan berakibat ekspor akan turun
dan impor akan naik karena harga barang-barang negara bersangkutan lebih mahal
bila dibandingkan dengan barang-barang negara lain. Dengan demikian supply
dari mata uang asing akan turun dan demand akan naik, sehingga nilai mata uang
asing akan naik (nilai mata uang domestik akan turun atau terdepresiasi).
Studi Terdahulu
Roosgandha (2000) melakukan penelitian dengan judul “Peran Nilai Tukar
Petani dan Nilai Tukar Komoditas dalam Upaya Meningkatkan Kesejahteraan
Universitas Sumatera Utara
Petani” dapat disimpulkan bahwa pengaruh negatip di satu sisi dari krisis ekonomi
yang dipicu oleh krisis moneter terhadap pertanian dan pedesaan antara lain
seperti: meningkatkan pengangguran dan jumlah penduduk miskin; pengaruh
positif di sisi lain adalah peningkatan harga komoditas pertanian karena
meningkatnya nilai tukar mata uang asing. Kenaikan harga produk yang
dihasilkan petani lebih besar dari kenaikan harga barang yang dibeli, maka daya
beli petani akan meningkat (mengindikasikan peningkatan kesejahteraan petani)
yang diformulasikan dalam bentuk nilai tukar petani. Kebijaksanaan pemerintah
di sektor pertanian (kebijaksanaan harga, subsidi, perkreditan dan lainnya) mulai
dari kegiatan usahatani sampai pemasaran hasil secara langsung maupun tidak
langsung akan mempengaruhi nilai tukar petani. Peningkatan/perbaikan nilai tukar
petani berkaitan erat dengan kegairahan petani berproduksi, dengan dampak
ganda yaitu peningkatan partisipasi petani dan produksi pertanian serta
menghidupkan perekonomian pedesaan, penciptaan lapangan perkerjaan di
pedesaan, yang berarti akan menciptakan sedikitnya keseimbangan pembangunan
antar daerah dan antar wilayah serta optimalisasi sumberdaya nasional.
Hipotesis
Nilai tukar rupiah berpengaruh positif terhadap jumlah ekspor pertanian di
Sumatera Utara, ceteris paribus.
METODE PENELITIAN
Ruang Lingkup Penelitian
Penelitian ini memfokuskan pada nilai tukar rupiah terhadap jumlah
ekspor pertanian di Provinsi Sumatera Utara, selama kurun waktu antara tahun
1985 - 2008. Penelitian ini menggunakan dasar pertimbangan bahwa struktur
ekspor pertanian masih didominasi oleh kontribusi nilai tukar rupiah terhadap
dolar.
Sumber Data
Data yang dipergunakan dalam penelitian ini adalah data time series (runtut
waktu) yang merupakan data sekunder. Data sekunder merupakan data primer
Universitas Sumatera Utara
yang telah diolah dan disajikan ke dalam tabel dan bentuk lain. Sedangkan data
time series merupakan sekumpulan deret data dari suatu fenomena tertentu yang
didapat dalam interval waktu tertentu misalnya minggu, bulan dan tahun.
Metoda Analisis
Metode analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah model regresi
linier sederhana. Alat analisis untuk mengolah data adalah dengan menggunakan
program Eviews versi 4,1. Untuk mengidentifikasi variabel bebas dan variabel
terikat digunakan fungsi persamaan sebagai berikut :
Y = a 0 + a 1 NT + e
Dimana :
Y
: Jumlah Ekspor Pertanian (Kg)
NT
: Nilai Tukar Rupiah (Rp/$)
a0
: Konstanta
a1
: Koefisien Regresi
e
: Error
Uji Kesesuaian (Test Goodness of Fit)
Estimasi terhadap model dilakukan dengan mengguanakan metode yang
tersedia pada program statistik. Koefisien yang dihasilkan dapat dilihat pada
output regresi berdasarkan data yang di analisis untuk kemudian diinterpretasikan
serta dilihat siginifikansi tiap variabel yang diteliti
a.
R² (koefisien determinasi) bertujuan untuk mengetahui kekuatan variabel
bebas (independent variable)
menjelaskan variabel terikat (dependent
variabel).
b.
Uji serempak (F-test), dimaksudkan untuk mengetahui signifikansi statistik
koefisien regresi secara serempak.
c.
Uji parsial (t-test), dimaksudkan untuk mengetahui signifikansi statistik
koefisien regresi secara parsial. Jika t statistik > t tabel maka H0 ditolak dan
H1 diterima. Signifikansi koefisien regresi secara parsial dapat juga diamati
dari nilai probabilitas (p- value). Apabila Nilai probabilitas lebih kecil dari
Universitas Sumatera Utara
, maka Ho ditolak dan sebaliknya apabila nilai probabilitas lebih besar dari
, maka Ho diterima.
HASIL DAN PEMBAHASAN
Salah
satu
sektor
yang
dianggap
penting
untuk
meningkatkan
pertumbuhan ekonomi di Provinsi Sumatera Utara adalah sektor pertanian. Sektor
pertanian selain diharapkan bisa meningkatkan pertumbuhan ekonomi, sektor
pertanian juga diharapkan dapat meningkatkan penyerapan tenaga kerja dan
kesejahteraan masyarakat. Melalui penelitian ini penulis mencoba untuk
menganalisis faktor yang mempengaruhi ekspor pertanian di Sumatera Utara
selama kurun waktu 1985 - 2008. Berikut adalah hasil estimasi dari pengolahan
data sebagai berikut :
Y = 308049,7 + 73,451 NT
SE
(65629,42)
t-stat (4,693)
(9,9667)
(7,369)***
2
R = 0,711
F-Statistic = 54,312
Keterangan : *** Signifikan pada α 1%
Berdasarkan hasil estimasi di atas dapat menunjukkan bahwa R2 = 0.711
yang bermakna bahwa variasi nilai tukar rupiah mampu menjelaskan variasi
ekspor pertanian sebesar 71,10 persen dan sisanya 28,90 persen dijelaskan oleh
variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
Berdasarkan hasil uji simultan (serempak) yang dilakukan melihat
signifikansi secara bersama-sama variabel bebas dalam mempengaruhi variabel
terikat. Dari estimasi tersebut diperoleh nilai prob (F-Statistik) sebesar 0.000 <
0,05 atau F hitung (54,312) > F tabel (7,82) yang berarti secara bersama-sama
dapat mempengaruhi ekspor pertanian dengan tingkat keyakinan 99 persen.
Pengujian secara partial dilakukan dengan membandingkan nilai t- hitung
dengan nilai t-tabel. Selain itu juga dilihat berdasarkan nilai signifikansi (sig) pada
hasil estimasi. Berdasarkan uji partial (Uji t-statistik) dapat diketahui variabel
yang berpengaruh secara signifikan terhadap ekspor pertanian di Sumatera Utara.
Universitas Sumatera Utara
Variabel Nilai Tukar Rupiah terhadap Ekspor Pertanian
Dari hasil estimasi di atas, variabel nilai tukar rupiah memberikan
pengaruh yang positif secara statistik terhadap ekspor pertanian di Provinsi
Sumatera Utara. Nilai koefisien regresi untuk nilai tukar rupiah sebesar 73,451
mengandung arti bahwa setiap terjadi peningkatan satu-satuan nilai rupiah
(depresiasi) maka ekspor pertanian meningkat sebesar 73,451 kilogram, ceteris
paribus. Hasil pengolahan data ini sesuai dengan hipotesis yang menyatakan
bahwa terdapat pengaruh yang positif variabel nilai tukar rupiah terhadap ekspor
pertanian di Sumatera Utara.
Di samping itu, dari hasil pengujian t-statistiknya menunjukkan bahwa
nilai t-statistik sebesar 7,369 ternyata lebih besar dari nilai t-tabel sebesar 2,500.
Hal ini menunjukkan bahwa variabel nilai tukar rupiah memberikan pengaruh
yang signifikan terhadap jumlah ekspor pertanian di Provinsi Sumatera Utara pada
tingkat kepercayaan sebesar 99 persen.
Berdasarkan hasil olahan data ini menunjukkan bahwa nilai tukar rupiah
masih berperan dalam meningkatkan jumlah ekspor pertanian di Sumatera Utara.
Hal ini terlihat bahwa ekspor pertanian yang dilakukan di Provinsi Sumatera Utara
selama kurun waktu 1985-2008 terus mengalami peningkatan seiring peningkatan
rupiah atau depresiasi rupiah. Dengan demikian, hasil studi ini dapat dijadikan
sebagai bahan masukan bagi para pengambil kebijakan khususnya di Provinsi
Sumatera Utara, untuk dapat menjadikan nilai tukar rupiah sebagai stimulus dalam
meningkatkan ekspor pertanian ke depan. Peningkatan volume ekspor pertanian
dalam hal ini adalah jumlah produksi yang dihasilkan oleh sektor pertanian di
Sumatera Utara untuk kemudian dijual ke luar negeri. Peningkatan produksi
harus selalu diikuti dengan peningkatan teknologi, modal (capital) dan
peningkatan jumlah tenaga kerja (labour).
Uji Penyimpangan Asumsi Klasik
Autokorelasi (Uji LM Test)
Autokorelasi didefinisikan sebagai korelasi antara anggota serangkaian
observasi yang diurut menurut waktu. Dalam model regresi linier klasik
mengasumsikan bahwa outokorelasi seperti itu tidak terdapat dalam disturbance.
Universitas Sumatera Utara
Dengan menggunakan lambang E (µi‚ µj) = o ; i = j Secara sederhana dikatakan
bahwa model klasik mengasumsi unsur gangguan yang berhubungan dengan
observasi tidak dipengaruhi oleh unsur disturbansi atau gangguan yang
berhubungan dengan pengamatan lain/manapun. Untuk mendeteksi adanya
autokorelasi dalam model penelitian ini dilakukan uji Lagrange Multiplier Test
(LM Test).
Untuk mendiagnosa ada tidaknya korelasi serial (autokorelasi), dapat
dilakukan dengan menggunakan Lagrange Multiplier Test (LM-Test). Uji
nonautokorelasi adalah evaluasi korelasi serial dari disturbance term error dengan
hipotesis nol: disturbance term error adalah nonautokorelasi. Pengujian asumsi
nonautokorelasi menggunakan Breusch-Godfrey [BG] Test atau LM Test.
BG statistic [T p ] R 2 , di mana p = panjang time lag dari disturbance term
error dan juga merupakan derajat bebas Tabel Distribusi [2]. Jika statistik [T-p]
R2 2 p maka disturbance term error mengalami autokorelasi, sebaliknya jika
[T-p] R2 2 p maka disturbance term error tidak mengalami autokorelasi. Hasil
pengujian autokorelasi ditunjukkan pada Tabel 1 berikut:
Tabel 1. Uji Autokorelasi pada Hasil Estimasi
Jenis
Nilai Hitung
Alat Uji
Uji
Obs*R²
Autoko
LM Test
3,5066
relasi
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Nilai Tabel X²
6,6300
Kesimpulan
Tidak ada autokorelasi
dalam model
Pada Tabel 1 ini diperoleh besarnya nilai LM Test sebesar 3,5066 dan bila
dibandingkan dengan nilai X² tabel sebesar 6,6300 pada taraf 99%, maka dapat
disimpulkan bahwa nilai LM Test lebih kecil dari nilai X² table (obs R² 3,5066 <
X² tabel 6,6300) dengan demikian tidak ada autokorelasi pada data penelitian ini
(Lampiran 3).
Normalitas (Jarque-Bera Test)
Uji ini dilakukan untuk mengetahui normal atau tidaknya faktor gangguan
yang dapat diketahu melalui JB Test. Uji ini menggunakan hasil estimasi residual
dan Chi-square probability distribution.
Universitas Sumatera Utara
Berdasarkan hasil JB test, diperoleh besarnya nilai Jarque-Bera Normality
test sebesar 5,9675 dan bila dibandingkan dengan χ2 tabel = 6,6300 pada level
significant 1%, maka dapat disimpulkan bahwa nilai JB test tersebut lebih kecil
dari nilai χ2 tabel (JB test hitung (5,9675) < χ2 tabel (6,6300)) dengan demikian
model empiris yang digunakan dalam model tersebut mempunyai residual atau
faktor pengganggu yang berdistribusi normal (Lampiran 4).
Linieritas (Ramsey Reset Test)
Uji ini merupakan uji yang sangat populer dikembangkan oleh Ramsey di
tahun 1969, uji ini dilakukan berkaitan dengan masalah spesifikasi kesalahan
yakni apakah kesalahan spesifikasi model yang kita gunakan sudah benar atau
tidak, sehingga melalui uji linieritas ini dapat diketahui bentuk model empiris
(berbentuk linier, kuadrat atau kubik) dan menguji variabel yang relevan untuk
dimasukkan dalam model empiris. Berikut ini dapat dilihat hasil estimasi dari
Ramsey test yaitu:
Tabel 2. Hasil Estimasi Ramsey Test
F-statistic
3.681829
Log likelihood ratio
3.877077
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Probability
Probability
0.068703
0.048950
Berdasarkan hasil estimasi Ramsey test di atas, diperoleh besarnya nilai F
hitung statistik sebesar 3.681829 yang berarti nilai F-hitung lebih kecil
dibandingkan nilai F-tabel sebesar 54,312 pada level signifikan 1 persen
(Lampiran 5). Dengan demikian melalui Ramsey test ini dapat disimpulkan bahwa
model yang digunakan dalam bentuk regresi linier sederhana adalah model yang
bersifat linier.
SIMPULAN DAN SARAN
Simpulan
Berdasarkan hasil dan pembahasan yang telah dilakukan di atas, maka
dapat disimpulkan sebagai berikut:
Universitas Sumatera Utara
1. Hasil estimasi menunjukkan bahwa R2 = 0,711 yang bermakna bahwa
variasi nilai tukar rupiah mampu menjelaskan variasi ekspor pertanian
sebesar 71,10 persen, dan sisanya 28,90 persen dijelaskan oleh variabel
lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi.
2. Berdasarkan hasil uji parsial diperoleh bahwa nilai tukar rupiah
berpengaruh positif dan signifikan terhadap ekspor pertanian di Sumatera
Utara.
Saran
Berdasarkan hasil penelitian dan kesimpulan di atas, maka dapat
disarankan sebagai berikut :
1. Pemerintah Daerah dan Pusat agar lebih serius dalam memperhatikan
perkembangan nilai tukar rupiah karena apabila nilai tukar stabil atau
depresiasi
akan
meningkatkan
ekspor
pertanian
sehingga
akan
meningkatkan pendapatan petani dan pemerintah melalui pajak ekspor.
2. Bagi peneliti-peneliti selanjutnya disarankan dapat menemukan variabelvariabel lain yang pengaruhnya lebih nyata dalam meningkatkan ekspor
pertanian selain variabel yang sudah diujikan.
DAFTAR PUSTAKA
Badan Pusat Statistik. 2009. Sumatera Utara Dalam Angka Tahun 1985 - 2008.
Medan.
Gujarati, D.N., 1989. Basic Econometrics, 2nd ed., McGraw-Hill Company. New
York.
Jhingan, M. L, 2008. Ekonomi Pembangunan dan Perencanaan, Edisi Keenambelas, PT.
Raja Grafindo Persada, Jakarta.
Lincolyn, Arsyad. 1992. Ekonomi Pembangunan. Edisi Kedua. Cetakan I
Universitas Gadjah Mada. Bahagian Penerbitan Sekolah Tinggi ilmu
Ekonomi YKPN. Yogyakarta.
Universitas Sumatera Utara
Mankiw, N Gregory, 2003. Pengantar Ekonomi Makro, Edisi ketiga, Salemba
Empat, Jakarta.
Nachrowi, Djalal. Nachrowi dan Usman, Hardius. 2002. Penggunaan Teknik
Ekonometrika. Rajagrafindo Persada. Jakarta.
Nazir, M, 1998, Metodologi Penelitian Pembangunan Desa, Penerbit Bina Aksara,
Jakarta.
Roosgandha, Elizabeth dan Valeriana Darwis. 2000. Peran Nilai Tukar Petani dan
Nilai Tukar Komoditas dalam (Upaya Meningkatkan Kesejahteraan Petani
Kedelai (Studi Kasus: Provinsi Jawa Timur). Jurnal Penelitian dan
Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Vol. 18 (3). Bogor.
Sektyanu, K. Darmoredjo dan Khairina Noekman. 2000. Analisis Penentuan
Indikator Utama Pembangunan Sektor Pertanian di Indonesia.
Pendekatan Analisis Komponen Utama. Jurnal Penelitian dan
Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Vol. 18 (3). Bogor.
Simatupang, P. 1999. Toward Sustainable Food Security: The Need For A New
Pardigm. In: Indonesia's Economic Crisis: Efficts on Agriculture and
Policy Response. P. Simatupang, S. Pasaribu, S. Bahri and R. Stringer
(Editors). Published for CASER by Centre fo International Economic
Studies, University of Adelaide.
Solmon C. Lewis. 1980. Economics. First Edition Second Printing, Addison
Wesley Published & Co. pages.
Solahuddin. 2009. Pembangunan Pertanian dan Pembangunan Ekonomi. Jurnal
Penelitian dan Pengembangan Sosial Ekonomi Pertanian. Bogor.
Suparmoko, M. Irawan. 1996. Ekonomiks Pembangunan. Edisi 5, BPFE.
Yogyakarta.
Todaro, Michael., P. 2003. Economic Development. Eight Edition. Pearson
Education Limited. Eidenburg Gate, Harlow, Essex, England.
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 1. Data Nilai Tukar Rupiah dan Ekspor Sektor Pertanian
Tahun
Nilai Tukar Rupiah (Rp/$)
Ekspor (Kg)
1985
240683
1111
1986
224876
1283
1987
241727
1644
1988
356223
1686
1989
301552
1770
1990
330980
1843
1991
436330
1950
1992
824263
2030
1993
508425
2087
1994
342550
2161
1995
283858
2249
1996
938492
2342
1997
885801
2909
1998
1088026
10014
1999
981148
7855
2000
824352
9525
2001
1035362
10265
2002
885245
9261
2003
838057
8571
2004
8939
1024946
2005
1044992
9705
2006
1077964
9020
2007
1107505
9419
2008
1042468
11325
Sumber : Badan Pusat Statistik Provinsi Sumatera Utara, Medan.
Lampiran 2. Hasil Analisis Regresi Sederhana
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1985 2008
Included observations: 24
Variable
Coefficient
C
308049.7
X
73.45175
R-squared
0.711710
Adjusted R-squared
0.698606
S.E. of regression
185834.7
Sum squared resid
7.60E+11
Log likelihood
-324.1931
Durbin-Watson stat
1.351481
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Std. Error
t-Statistic
65629.42
4.693774
9.966754
7.369676
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
Prob.
0.0001
0.0000
702742.7
338500.7
27.18276
27.28093
54.31213
0.000000
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 3. Uji Autokorelasi/Serial Korelasi
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
1.711106
Probability
Obs*R-squared
3.506632
Probability
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient Std. Error
t-Statistic
C
-1740.359 66776.39
-0.026062
X
0.012367 10.38738
0.001191
RESID(-1)
0.386582 0.221464
1.745573
RESID(-2)
-0.246488 0.232312
-1.061025
R-squared
0.146110
Mean dependent var
Adjusted R-squared
0.018026
S.D. dependent var
S.E. of regression
180104.3
Akaike info criterion
Sum squared resid
6.49E+11
Schwarz criterion
Log likelihood
-322.2977
F-statistic
Durbin-Watson stat
1.974971
Prob(F-statistic)
Sumber : Hasil Pengolahan Data
0.206073
0.173199
Prob.
0.9795
0.9991
0.0962
0.3013
-6.06E-11
181749.9
27.19147
27.38781
1.140737
0.356738
Lampiran 4. Uji Normalitas
6
Series: Residuals
Sample 1985 2008
Observations 24
5
4
3
2
1
0
-200000
0
200000
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
-6.06E-11
-51168.16
458418.3
-189384.7
181749.9
1.184604
3.595342
Jarque-Bera
Probability
5.967576
0.050601
400000
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Universitas Sumatera Utara
Lampiran 5. Uji Linieritas
Ramsey RESET Test:
F-statistic
3.681829
Log likelihood ratio
3.877077
Test Equation:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1985 2008
Included observations: 24
Variable
Coefficient
C
291353.8
X
336.0687
FITTED^2
-2.44E-06
R-squared
0.754715
Adjusted R-squared
0.731354
S.E. of regression
175448.4
Sum squared resid
6.46E+11
Log likelihood
-322.2546
Durbin-Watson stat
1.467341
Sumber : Hasil Pengolahan Data
Probability
Probability
0.068703
0.048950
Std. Error
t-Statistic
62569.37
4.656492
137.1877
2.449701
1.27E-06 -1.918809
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
Prob.
0.0001
0.0232
0.0687
702742.7
338500.7
27.10455
27.25180
32.30734
0.000000
15
Universitas Sumatera Utara