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