71 Lampiran 3 lebih besar dari taraf α yang digunakan yaitu 0,05-0,15, sehingga
dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat masalah autokorelasi. Pengujian heteroskedastisitas yang dilakukan dalam penelitian ini
menggunakan White Heteroskedasticity test. Hasil analisis Lampiran 4 menunjukan bahwa pada persamaan luas areal panen dan harga beras tidak
terdapat masalah heteroskedastisitas, karena nilai probability ObsR-squared dari White Heteroskedasticity test lebih besar dari taraf α yang digunakan, sedangkan
untuk persamaan produktivitas padi dan konsumsi beras menghasilkan nilai probability ObsR-squared dari White Heteroskedasticity test yang kurang dari
dari taraf α yang digunakan, sehingga disimpulkan terdapat masalah heteroskedastisitas. Pada dasarnya pengujian heteroskedastisitas lebih cenderung
digunakan untuk data cross section, karena dalam penelitian ini menggunakan data time series maka masalah heteroskedastisitas tidak mempengaruhi validasi
estimasi. Untuk masalah multikolinieritas, dalam persamaan simultan dapat
diabaikan jika nilai koefisien sesuai dengan teori atau logis dari sudut pandang teori ekonomi. Multikolinieritas dipandang sebagai gejala dalam persamaan
simultan yang tidak mempengaruhi validasi estimasi.
5.2.1. Dugaan Model Ekonometrika
Setelah dilakukan beberapa spesifikasi model, akhirnya diperoleh model produksi dan konsumsi beras dalam negeri yang terdiri dari empat persamaan
struktural sebagai berikut:
5.2.1.1. Luas Areal Panen Tanaman Padi
Hasil dugaan persamaan luas areal panen tanaman padi menunjukan bahwa semua tanda parameter dugaan sesuai dengan yang diharapkan dan dapat
72 dilihat pada Tabel 11. Koefisien determinasi menunjukan nilai 0,9607 yang berarti
bahwa keragaman luas areal tanaman padi sebesar 96,07 dapat dijelaskan oleh keragaman rasio harga riil gabah di tingkat petani dengan upah riil buruh tani, luas
areal irigasi, harga riil pupuk urea dan trend waktu. Sedangkan sisanya 3,93 dijelaskan oleh faktor-faktor lain yang tidak dimasukan dalam model.
Tabel 11. Hasil Dugaan Parameter Luas Areal Panen Tanaman Padi Variabel
Koefisien t-hitung
P Elastisitas
Nama Variabel C
5692,800 4,366888
0,0001 -
Intersep HG
t
UBT
t
3577,304 2,117356
0,0421 0,0419
Rasio harga GU LIR
t
0,340971 1,589206
0,1218 -
Luas teririgasi HPU
t
-24,43849 -0,754560
0,4560 -
Upah tani T
137,3534 15,81934
0,0000 -
Trend waktu R-sq
0,960731 Adj R-sq
0,955822 F-stat
195,7219 ProbF-
statistic 0,000000
Keterangan: = Nyata pada taraf 5 Berdasarkan uji-f menunjukan bahwa, keragaman rasio harga riil gabah
dengan upah riil buruh tani, luas areal irigasi, harga riil pupuk urea dan trend waktu secara bersama-sama dapat menjelaskan keragaman luas areal panen
tanaman padi dan secara statistik nyata pada level 0,0000. Sedangkan berdasarkan uji-t menunjukan bahwa, secara individu luas areal panen tanaman padi
dipengaruhi secara nyata oleh rasio harga riil gabah dengan upah riil buruh tani dan trend waktu.
Terdapat pengaruh positif perkembangan teknologi yang diwakili oleh variabel trend terhadap luas areal panen padi yaitu dengan parameter dugaan
sebesar 137,3534. Rasio harga riil gabah dengan upah riil buruh tani berhubungan positif dan berpengaruh nyata terhadap luas areal panen padi. Hal ini menunjukan
bahwa peningkatan harga gabah memberikan insentif bagi petani untuk meningkatkan luas areal panen padi, dalam bentuk rasio antara harga riil gabah
73 dengan upah riil buruh tani. Nilai parameter dugaan yang diperolaeh sebesar
3577,304 yang berarti jika rasio harga riil gabah dan upah riil buruh tani meningkat satu satuan maka luas areal panen akan meningkat 3577,304 ribu Ha,
cateris paribus. Nilai elastisitas luas areal panen padi terhadap rasio harga riil gabah dengan upah riil buruh tani sebesar 0,0419, berarti luas areal panen padi
tidak responsif terhadap perubahan rasio harga riil gabah dengan upah riil buruh tani. Apabila rasio harga riil gabah dengan upah riil buruh tani meningkat satu
persen maka luas areal panen hanya akan meningkat 0,0419, cateris paribus.
5.2.1.2. Produktivitas Padi
