Luas Areal Panen Padi

dan Sembiring, 2002; tetapi lebih tinggi dari nilai parameter peubah bedakala penelitian Benu, 1996; dan Kusumaningrum, 2008.

6.3 Produktifitas Padi

Koefisien determinasi R 2 sebesar 0.89338, berarti hanya 10.662 persen keragaman dalam variabel produktifitas padi yang tidak mampu dijelaskan oleh keempat variabel penjelas yang ada. Uji F statistiknya adalah 139.66 berbeda nyata dengan nol pada α satu persen, berarti peubah penjelas dari persamaan produktifitas padi secara bersama-sama dapat menjelaskan dengan baik perilaku produktifitas padi. Harga pupuk NPK bersubsidi berhubungan negatif dan secara statistik berbeda nyata dengan nol, sebaliknya trend teknologi dan peubah bedakala berhubungan positif dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Temuan penelitian trend teknologi serupa dengan penelitian Hutauruk dan Sembiring, 2002, tetapi secara statistik tidak berbeda nyata dengan nol pada penelitian Hutauruk, 1986; Benu, 1996; dan Mulyana, 1998. Tabel 42. Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Produktifitas PersamaanPeubah Variabel Koefisien Nilai t ESR ELR Intercept 1.424102 3.12 Harga Pupuk NPK HPNPR -0.00003 - 1.07D -0,024 -0,085 Trend Teknologi T 0.001611 1.13D 0,010 0,034 Lag Produktifitas Padi LYPIT 0.718507 7.25A Keterangan : A = nyata pada α = 1; D = nyata pada α= 15; Nilai h=1.808 Produktifitas padi tidak responsif dengan harga pupuk NPK dengan elastisitas jangka pendek -0.024 dan jangka panjangnya -0.085, ditunjukkan pada Tabel 42. Artinya kenaikan harga pupuk NPK terhadap produktifitas padi satu persen menyebabkan produktifitas padi turun 0.024 persen dalam jangka pendek dan dalam jangka panjang turun 0.085 persen. Jadi kenaikan harga pupuk urea hanya berdampak kecil terhadap perubahan produktifitas padi. Hasil penelitian ini mendukung hasil studi Situmorang 1995 dimana kenaikan harga pupuk TSP 1 persen menyebabkan permintaan pupuk TSP turun dalam persentase yang kecil, yaitu 0.12 persen. Sebaliknya, penelitian Lakollo 1986 menyimpulkan bahwa elastisitas penggunaan pupuk urea terhadap hasil per hektar padi sawah tertinggi ada di propinsi Maluku dan Irian Jaya yaitu 0.271, yang menggambarkan bahwa apabila penggunaan pupuk ditingkatkan satu persen, maka hasil rata-rata per hektar padi sawah akan meningkat 0.271 persen. Trend teknologi berhubungan positif dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Penemuan penelitian ini serupa dengan penelitian terdahulu Hutauruk 1996 ; Kako et al. 1997 dan Hutauruk dan Sembiring 2002. Trend teknologi yang berpengaruh positif dan nyata mengindikasikan bahwa perubahan teknologi akan meningkatkan produktifitas padi. Produktifitas padi tidak responsif dengan trend teknologi, dengan elastisitas jangka pendek 0.010 dan jangka panjangnya 0.034, artinya adanya kecenderungan perubahan teknologi sebesar satu persen menyebabkan kenaikan produktifitas padi 0.010 persen dalam jangka pendek dan 0.034 persen dalam jangka panjang. Jadi perubahan teknologi hanya berdampak kecil terhadap perubahan produktifitas padi. Hasil penelitian ini berbeda dengan hasil penelitian Kasryno 1986, dimana elastisitas permintaan untuk teknologi yaitu 1.995. Permintaan perubahan teknologi yang elastis tersebut menjadikan petani lebih berorientasi komersil. Nilai parameter peubah bedakala produktifitas bernilai 0.718507 dan berbeda nyata dengan nol menyiratkan bahwa ada tenggang waktu yang relatif begitu lambat bapi petani untuk menyesuaikan produktifitas padi sawah dalam merespon perubahan-perubahan yang terjadi karena dampak kebijakan pemerintah.

6.4 Produksi Padi

Produksi padi dalam bentuk gabah merupakan persamaan identitas yaitu perkalian antara luas areal panen dan produktifitas: QPIT = LAPT x YPIT Persamaan identitas diatas menunjukkan kenaikan luas areal panen atau produktifitas akan meningkatkan produksi padi. Kenaikan luas areal panen dan produktifitas secara bersamaan menyebabkan produksi padi meningkat lebih besar, dibandingkan dengan kenaikan salah satu dari akan lebih berarti jika peningkatan kedua variabel endogen terjadi secara bersamaan. Pada persamaan produktifitas ditunjukkan bahwa kenaikan harga pupuk NPK akan menurunkan produktifitas, disisi lain kenaikan realisasi penyaluran pupuk NPK dan rasio harga pembelian pemerintah terhadap GKP dengan harga HET pupuk NPK akan menurunkan harga pupuk NPK. Dengan kata lain kebijakan pemerintah mempunyai peranan penting dalam peningkatan produksi padi.

6.5 Produksi Beras

Produksi beras merupakan perkalian antara produksi padi dengan suatu angka konversi k sebesar 0.63. Produksi beras berbanding lurus dengan produksi padi, dalam arti jika produksi padi meningkat maka secara linier juga akan meningkatkan produksi beras. Persamaan identitas produksi beras : QBIT : Fk x QPIT Peningkatan produksi beras dipengaruhi oleh kebijakan pemerintah, melalui instrumen kebijakan harga pembelian pemerintah terhadap gabah kering panen, realisasi penyaluran pupuk NPK dan HET pupuk NPK.

6.6 Beras untuk BenihSusut

Jumlah beras untuk benih, susut dan penggunaan lainnya diasumsikan merupakan suatu proporsi tertentu dari jumlah produksi beras yaitu: QBLD = Fp x QBIT Jumlah beras untuk benih, susut dan penggunaan lainnya berbanding lurus dengan produksi beras, dalam arti jika produksi beras meningkat maka secara linier juga akan meningkatkan jumlah beras untuk penggunaan benih, susut dan penggunaan lainnya.

6.7 Persediaan Beras Masyarakat

Persediaan beras masyarakat merupakan selisih produksi beras dengan jumah beras untuk benih dan susut beras: QCBD = QBIT – QBLD Dari persamaan diatas, peningkatan produksi padi akan meningkatkan persediaan beras masyarakat, sebaliknya penurunan produksi beras menyebabkan persediaan beras masyarakat berkurang.

6.8 Jumlah Beras Impor

Koefisien determinasi R 2 sebesar 0.19745, berarti hanya 80.225 persen keragaman dalam variabel jumlah beras impor yang tidak mampu dijelaskan oleh keempat variabel penjelas yang ada. Uji F statistiknya adalah 3.01 berbeda nyata dengan nol pada pada α satu persen, berarti peubah penjelas secara bersama-sama dapat menjelaskan dengan baik jumlah beras impor. Harga beras dunia berhubungan negatif dengan jumlah beras impor dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Jumlah beras impor responsif dengan harga beras dunia dalam jangka pendek dengan elastisitas jangka pendek -2.552, ditunjukkan pada Tabel 43. Artinya kenaikan harga beras dunia satu persen menyebabkan jumlah beras impor turun 2.552 persen dalam jangka pendek. Jadi peningkatan harga beras dunia berdampak besar terhadap perubahan jumlah beras impor dalam jangka pendek. Tabel 43. Hasil Pendugaan Parameter Persamaan Jumlah Beras Impor PersamaanPeubah Variabel Koefisien Nilai t ESR ELR Intercept -401.730 -0.99 Harga Beras Dunia HIBTRR -0.03656 -1.27D -2.552 - Nilai Tukar Rupiah EXRT -0.01831 -0.59 -3.594 - Harga Beras Pengecer HBRTR 0.160700 2.68A 16.138 - Surplus Beras SDBI -0.01643 -1.09D -0.820 - Keterangan : A nyata pada α= 1; D nyata pada α = 15 persen;Nilai Dw=1.994 Sebelum dilakukan respesifikasi terhadap model persamaan jumlah impor beras, diperoleh bahwa pengadaan beras Bulog berhubungan negatif dengan jumlah beras impor, dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Hasil penelitian Suparmin 2005 dengan memasukkan variabel dummy musim menunjukkan bahwa pembelian gabah petani oleh Bulog pada bulan Maret nyata, dimana pada bulan Maret tersebut jumlah pembelian gabah meningkat sementara pada bulan-bulan lainnya tidak nyata, pada rezim Pasar Bebas 1998-1999. Sedangkan pada rezim Pasar Terbuka Terkendali 2000- 2003, menunjukkan bahwa pada bulan Maret dan April pembelian gabah petani oleh Bulog nyata, dimana pada bulan tersebut jumlah pembelian gabah meningkat karena panen raya padi, sementara pada bulan Juni berpengaruh nyata tetapi jumlah pembelian menurun karena hasil panen mulai turun. Nilai tukar rupiah berhubungan negatif dengan jumlah beras impor, tetapi secara statistik besaran parameter dugaannya tidak berbeda nyata dengan nol. Jumlah beras impor responsif dengan nilai tukar rupiah dalam jangka pendek dengan elastisitas jangka pendek -3.594. Artinya kenaikan nilai tukar rupiah satu persen menyebabkan jumlah beras impor turun 3.594 persen dalam jangka pendek. Jadi peningkatan nilai tukar rupiah berdampak besar terhadap perubahan jumlah beras impor dalam jangka pendek. Harga beras pengecer berhubungan positif dengan jumlah beras impor dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Jumlah beras impor responsif dengan harga beras pengecer dalam jangka pendek dengan elastisitas jangka pendek 16.318, artinya kenaikan harga beras pengecer satu persen menyebabkan jumlah beras impor naik 16.318 persen dalam jangka pendek. Jadi peningkatan harga beras pengecer berdampak besar terhadap perubahan jumlah beras impor dalam jangka pendek. Studi Dawe 2002 menemukan bahwa kenaikan impor beras Indonesia sebesar satu juta ton menyebabkan harga beras dunia naik sebesar US 8.56 per ton, sedangkan studi Dawe 2008, kenaikan impor beras Indonesia sebesar satu juta ton menyebabkan harga beras dunia naik sebesar US 12.38 per ton. Surplus beras berhubungan negatif dengan jumlah beras impor dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Jumlah beras impor tidak responsif dengan surplus beras dalam jangka pendek dengan elastisitas jangka pendek -0.820, artinya kenaikan surplus beras satu persen menyebabkan jumlah beras impor turun 0.820 persen dalam jangka pendek. Jadi peningkatan jumlah surlus beras berdampak besar elastisitas mendekati satu terhadap perubahan jumlah beras impor dalam jangka pendek.

6.9 Pengadaan Beras oleh Bulog

Koefisien determinasi R 2 sebesar 0.72085, berarti hanya 27.915 persen keragaman dalam variabel tingkat inflasi yang tidak mampu dijelaskan oleh keempat variabel penjelas yang ada. Uji F statistiknya adalah 31.63 berbeda nyata dengan nol pada pada α satu persen, berarti peubah penjelas secara bersama-sama mampu menjelaskan dengan baik jumlah pengadaan beras oleh Bulog. Sumbangan harga gabah kering panen terhadap jumlah pengadaan beras oleh Bulog berhubungan negatif dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol, dan responnya elastis baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang, dengan nilai elastisitas -1.698 dan -3.715. Artinya kenaikan sumbangan harga gabah kering panen terhadap jumlah pengadaan beras satu persen menyebabkan jumlah pengadaan beras oleh Bulog turun 1.698 persen dalam jangka pendek dan turun 3.715 persen dalam jangka panjang. Jadi peningkatan sumbangan harga gabah kering panen berdampak besar terhadap perubahan jumlah pengadaan beras oleh Bulog baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Jumlah produksi beras berhubungan positif terhadap jumlah pengadaan beras oleh Bulog dan secara statistik besaran parameter dugaannya berbeda nyata dengan nol. Respon jumlah pengadaan beras oleh Bulog terhadap jumlah produksi