66 Kolmogorov-Smirnov Test menunjukkan nilai Asymp. Sig. 1 tailed sebesar 0.388
lebih besar dari taraf nyata 1 persen sehingga residual tersebar normal.
Tabel 26. Hasil Estimasi Permintaan Minyak Sawit olrh Industri Sabun
Variabel Parameter Estimasi
Prob |T|
Intercept 63 933.91
0.0521 HRMSD
-486.931 0.0834
HRSBD
t-1
16.245 0.4737
PSBD 0.792
0.1089 DMSISB
t-1
0.810 0.0002
R-squared: 0.886921 Prob |F|.0001
Durbin h stat : -0.693 Keterangan:
Signifikan pada taraf α = 1 Si
gnifikan pada taraf α = 10 S
ignifikan pada taraf α = β0 Sumber: Data sekunder diolah 2014
Harga riil minyak sawit domestik signifikan memengaruhi permintaan industri sabun terhadap minyak sawit. Jika terjadi peningkatan harga riil minyak
sawit sebesar 1 000 rupiah per ton maka industri sabun akan menurunkan permintaannya terhadap minyak sawit sebanyak 486.931 ton.
Secara statistika harga riil sabun domestik tahun sebelumnya tidak signifikan memengaruhi perubahan permintaan minyak sawit oleh industri sabun.
Berdasarkan Lampiran 23, nilai rata-rata perubahan harga riil sabun domestik tahun sebelumnya lebih besar daripada nilai rata-rata perubahan permintaan
minyak sawit oleh industri sabun. Artinya perubahan besar pada harga riil sabun domestik tahun sebelumnya hanya memberi sedikit perubahan terhadap
permintaan minyak sawit oleh industri sabun. Produksi sabun domestik secara statistika signifikan memengaruhi
permintaan minyak sawit oleh industri sabun. Jika terjadi peningkatan produksi sabun sebesar 1 ton maka industri sabun akan meningkatkan permintaannya
terhadap minyak sawit sebanyak 0.792 ton. Permintaan minyak sawit industri sabun tahun sebelumnya signifikan
memengaruhi permintaan minyak sawit domestik. Hal ini mengindikasikan bahwa ada tenggang waktu yang relatif lambat dari permintaan minyak sawit oleh
industri sabun domestik untuk menyesuaikan diri dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi.
67
6.4. Hasil dan Pembahasan Permintaan Minyak Sawit oleh Industri Fatty
Acid
Berdasarkan hasil respesifikasi model maka didapatkan model yang sesuai untuk menggambarkan permintaan industri fatty acid terhadap minyak sawit
Indonesia. Permintaan minyak sawit industri fatty acid dari model yang telah diduga ditentukan oleh laju harga riil minyak sawit domestik THRMSD, selisih
harga riil fatty acid domestik SHRFAD, produksi fatty acid domestik PFAD, dan permintaan minyak sawit industri fatty acid tahun sebelumnya DMSIFA
t-1
. Dari persamaan tersebut diketahui bahwa semua tanda koefisien peubah
penjelas sudah sesuai dengan hipotesis yang dikemukakan semula. Nilai uji statistik-F kurang dari taraf nyata 1 persen artinya variabel laju harga riil minyak
sawit domestik, selisih harga riil fatty acid domestik, produksi fatty acid domestik dan permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid tahun sebelumnya secara
bersama-sama berpengaruh nyata terhadap permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid.
Nilai uji statistik-t menunjukkan bahwa variabel produksi fatty acid domestik berpengaruh pada taraf nyata 20 persen terhadap permintaan minyak
sawit oleh industri fatty acid. Permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid domestik tahun sebelumnya berpengaruh pada taraf nyata 1 persen. Dilihat dari
nilai R
2
-nya menunjukkan bahwa 85.18 persen keragaman permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid dapat dijelaskan oleh peubah-peubah yang
diperhitungkan di dalam model yaitu laju harga riil minyak sawit domestik, selisih harga riil fatty acid, produksi fatty acid domestik, dan permintaan minyak sawit
oleh industri fatty acid pada tahun sebelumnya. Hasil uji multikolinearitas pada persamaan ini dilakukan dengan melihat
nilai VIF Lampiran 15 dari masing-masing variabel, maka diketahui bahwa tidak terjadi multikolinearitas yang serius. Nilai uji durbin h 0.577 berada di antara -
1.96 sampai dengan 1.96, maka dalam persamaan tersebut tidak terdapat masalah autokorelasi. Uji heteroskedastisitas dilakukan dengan uji Glejser Lampiran 16,
nilai Prob. F4,15 0.7859 lebih besar dari taraf nyata 1 persen artinya dalam persamaan tersebut tidak terdapat masalah heteroskedastisitas. Nilai uji normalitas
Lampiran 17 dengan One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test menunjukkan nilai
68 Asymp. Sig. 1 tailed sebesar 0.3275 lebih besar dari taraf nyata 1 persen
sehingga residual tersebar normal.
Tabel 27. Hasil Estimasi Permintaan Minyak Sawit oleh Industri Fatty Acid
Variabel Parameter Estimasi
Prob |T|
Intercept -4 4967.59
0.6978 THRMSD
-577.569 0.6191
SHRFA 3 289.521
0.2347 PFAD
0.523 0.1155
DMSIFA
t-1
0.815 0.000
R-squared: 0.851800 Prob |F|.0001
Durbin h stat : 0.577 Keterangan: Signifikan pada taraf α = 1
Signifikan pada taraf α = β0 Sumber: Data sekunder diolah 2014
Hasil estimasi menunjukkan bahwa variabel produksi fatty acid domestik signifikan memengaruhi perubahan permintaan minyak sawit oleh industri fatty
acid Tabel 25. Artinya jika terjadi peningkatan produksi fatty acid sebesar 1 ton maka industri akan meningkatkan permintaan terhadap minyak sawit sebesar
0.523 ton. Permintaan minyak sawit industri fatty acid tahun sebelumnya signifikan
memengaruhi permintaan minyak sawit domestik Lampiran 24. Hal ini mengindikasikan bahwa ada tenggang waktu yang relatif lambat dari permintaan
minyak sawit oleh industri fatty acid domestik untuk menyesuaikan diri dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi.
Variabel laju harga riil minyak sawit domestik secara statistik tidak signifikan terhadap perubahan permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid.
Begitu pula dengan perubahan variabel selisih harga riil fatty acid domestik tidak signifikan memengaruhi permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid.
Nilai rata-rata perubahan laju harga rill minyak sawit domestik lebih besar daripada nilai rata-rata laju perubahan permintaan minyak sawit oleh industri fatty
acid Lampiran 25. Artinya perubahan besar yang terjadi pada laju harga riil minyak sawit domestik tahun 1991 sampai dengan tahun 2011 memberi pengaruh
yang kecil pada permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid. Ketidaksignifikanan variabel selisih harga riil fatty acid domestik terhadap
permintaan minyak sawit oleh industri fatty acid antara lain disebabkan oleh rata- rata perubahan selisih harga riil fatty acid bernilai negatif. Hal tersebut tidak
