ini dikarenakan pada awal masa kepemerintahannya, Presiden SBY menghadapi hambatan yang cukup besar dengan adanya oposisi yang dilakukan oleh Koalisi
Kebangsaan. Meskipun Presiden SBY memiliki legitimasi yang kuat karena dipilih secara langsung oleh rakyat, namun ia kurang mendapat dukungan yang kuat dari
parlemen, hal ini karena ia hanya didukung oleh koalisi partai-partai kecil Koalisi Kerakyatan. Namun, seiring dengan terpilih Jusuf Kalla sebagai Ketua Umum
Partai Golkar pada 20 Desember 2004, Golkar langsung berubah haluan dan menyatakan akan memberi dukungan pada pemerintahan. Keluarnya Golkar dari
Koalisi Kebangsaan membuat kekuatan partai pendukung pemerintah menjadi lebih besar daripada pihak oposisi, dengan demikian dukungan parlemen terhadap
pemerintahan SBY pun menjadi bertambah kuat. Namun, sebagai konsekuensinya SBY harus memberikan kewenangan yang lebih besar kepada wakil presiden.
4.2 Hasil Penelitian
4.2.1 Model Solow
a Uji Asumsi Klasik Model Solow
Suatu model regresi dikatakan baik sebagai alat prediksi apabila mempunyai sifat BLUE best linear unbiased estimated atau bersifat linear, tidak
bias, dan varian minimum. Dengan kata lain, suatu model regresi dikatakan cukup baik dan dapat digunakan sebagai alat untuk memprediksi apabila sudah
memenuhi uji asumsi klasik yang melandasinya, yakni meliputi uji normalitas, linieritas, heteroskedastisitas, multikolinieritas, dan autokorelasi. Oleh karena itu
sebelum melakukan pembahasan, pada bagian ini akan dilakukan pengujian asumsi klasik terlebih dahulu terhadap regresi model Solow.
Grafik 4.25: Hasil Uji Normalitas Regresi Model Solow
1 2
3 4
5 6
-0.02 0.00
0.02 0.04
Series: Residuals Sample 1987 2008
Observations 22 Mean
-1.21e-16 Median
-0.002788 Maximum
0.040745 Minimum -0.029575
Std. Dev. 0.020872
Skewness 0.393380
Kurtosis 1.931157
Jarque-Bera 1.614633
Probability 0.446053
Pertama, akan dilakukan uji normalitas dengan menggunakan uji Jarque- Bera Uji J-B guna mengetahui apakah variabel pengganggu atau residual
terdistribusi dengan normal atau tidak. Berdasarkan uji Jarque-Bera diperoleh hasil sebagaimana diperlihatkan pada grafik 4.25. Dari grafik 4.25, diketahui nilai
J-B sebesar 1,6146. Nilai ini kemudian dibandingkan dengan nilai Chi kuadrat χ
2
tabel dengan derajat kebebasan df sebesar 2 dan dengan taraf probabilitas sebesar 5. Pada df = 2 dan
α = 5 diperoleh χ
2
tabel sebesar 5,591. Karena nilai J-B kurang
χ
2
tabel 1,6146 5,591 maka Ho diterima, dengan demikian dapat disimpulkan bahwa residual telah terdistribusi dengan normal.
Tabel 4.20: Hasil Uji Ramsey Reset Model Regresi Solow
Ramsey RESET Test: F-statistic
1.181804 Prob. F1,18 0.2913
Log likelihood ratio 1.398988 Prob. Chi-Square1
0.2369
Kedua, dilakukan pengujian kelinieran model dengan menggunakan uji Ramsey Reset untuk mengetahui apakah hubungan antara variabel bebas dengan
variabel terikat membentuk suatu garis lurus atau tidak. Hasil pengujian Ramsey Reset sebagaimana diperlihatkan pada tabel 4.20. Dari tabel 4.20, diperoleh nilai F
hitung sebesar 1,181804. Sedangkan nilai F tabel pada α = 5 dan df 1,18
adalah sebesar 4,410. Karena nilai F hitung nilai F tabel 1,181804 4,410 maka Ho diterima. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa model berbentuk linear.
Tabel 4.21: Hasil Uji White Model Regresi Solow
Heteroskedasticity Test: White F-statistic
0.830645 Prob. F5,16 0.5465
ObsR-squared 4.533811 Prob. Chi-Square5
0.4754 Scaled explained SS
1.574411 Prob. Chi-Square5 0.9043
Ketiga, dilakukan pengujian heteroskedastisitas guna mengetahui apakah dalam model regresi terjadi ketidaksamaan varians dari residual satu pengamatan
ke pengamatan lainnya ataukah tidak. Berdasarkan pengujian heteroskedastisitas menggunakan uji White, diperoleh hasil sebagaimana diperlihatkan pada tabel 4.21.
Dari tabel 4.21, diketahui nilai Chi kuadrat χ
2
hitung sebesar 4,53381 sedangkan Chi kuadrat
χ
2
tabel pada α = 5 dengan df = 5 adalah sebesar 11,070. Karena
nilai χ
2
hitung nilai χ
2
tabel 4,53381 11,070 maka Ho diterima. Dengan demikian disimpulkan bahwa residual tidak terkena masalah heteroskedastisitas.
Tabel 4.22: Ringkasan Hasil Uji Multikolinearitas Model Solow
No Variabel
R
2
Variabel R
2
Regresi Solow
Kesimpulan
1 Labor
0.674853 0.994267
Tidak Terdapat Multikolinearitas 2
Kapital 0.674853
0.994267 Tidak Terdapat Multikolinearitas
Keempat, dilakukan pengujian multikolinieritas untuk mengetahui apakah terdapat interkorelasi yang sempurna di antara beberapa variabel bebas yang
digunakan dalam persamaan regresi ataukah tidak. Pengujian multikolinieritas dilakukan dengan metode deteksi Klien, hasilnya secara ringkas sebagaimana
diperlihatkan pada tabel 4.22. Dari tabel 4.22, diketahui bahwa nilai koefisien determinasi R
2
variabel labor maupun kapital sebesar 0,674853. Karena koefisien determinasi R
2
masing-masing variabel tersebut koefisien determinasi R
2
yang diperoleh dari regresi utama 0,674853 0,994267 maka disimpulkan bahwa pada masing-masing variabel bebas tersebut tidak terjadi gejala multikolinearitas.
Tabel 4.23: Hasil Uji Autokorelasi Model Regresi Solow
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic
1.098489 Prob. F2,17 0.3559
ObsR-squared 2.517766 Prob. Chi-Square2
0.2840
Kelima, dilakukan pengujian autokolerasi menggunakan uji Lagrange Multiplier guna mengetahui apakah residual yang satu dengan yang lain saling
berhubungan ataukah tidak, hasilnya sebagaimana terlihat pada tabel 4.23. Dari tabel 4.23, diketahui bahwa nilai Chi kuadrat
χ
2
hitung sebesar 2,517766. Sedangkan nilai Chi kuadrat
χ
2
tabel pada α = 5 dengan df = 2 adalah sebesar 5,591.
Karena nilai χ
2
hitung nilai χ
2
tabel 2,517766 5,591 maka Ho diterima, dengan demikian disimpulkan bahwa residual tidak terkena masalah autokorelasi.
b Uji Statistik Model Solow
Setelah dilakukan pengujian asumsi klasik, pada bagian ini akan dilakukan pengujian statistik guna mengetahui signifikansi pengaruh variabel bebas terhadap
variabel dependen, baik secara bersama-sama maupun secara parsial. Hasil pengujian tersebut, secara ringkas disajikan pada tabel 4.24 di bawah ini.
Tabel 4.24: Ringkasan Hasil Regresi Model Solow
No Variabel
Koefisien t-statistik t-tabel df=19
Sig. Kesimpulan
1 Konstanta 2.309473
15.824870 2.093
0.000 Signifikan 2 Log
Labor 1.270194
19.925059 2.093
0.000 Signifikan 3 Log
Kapital 0.384827
14.848654 2.093
0.000 Signifikan R-squared 0.994267
Adjusted R-squared 0.993664
F-statistic 1647.653 F-tabel 2,19
3.520 ProbF-statistic 0.0000
Kesimpulan Uji F Signifikan
= Signifikan pada α 1; = Signifikan pada α 5; = Signifikan pada α 10
Ringkasan hasil regresi model Solow di atas, menunjukkan bahwa secara statistik semua variabel bebas labor dan kapital secara bersama-sama
berpengaruh signifikan terhadap variabel output. Kesimpulan tersebut dapat dilihat dari nilai probabilitas F hitung yang signifikan pada taraf
α = 1. Semua variabel juga memperlihatkan hasil bahwa secara bersama-sama, variabel-variabel
tersebut mampu menjelaskan variasi nilai output sebesar 99,42, sedangkan sisanya 0,58 dijelaskan oleh variabel di luar model. Sementara itu, berdasarkan
nilai t-statistik, secara parsial dari dua variabel yang diduga berpengaruh, ternyata semua variabel signifikan pengaruhnya terhadap variabel output. Kesimpulan
tersebut dapat dilihat dari nilai t-hitung yang lebih besar di bandingkan t tabel t hitung 3.520 maupun dari probabilitas t hitung yang signifikan pada
α = 1.
c Pembahasan Hasil Regresi Model Solow dan Return to Scale
Berdasarkan pengujian statistik yang hasilnya telah diringkas pada tabel 4.24, persamaan model Solow dapat dijabarkan menjadi persamaan berikut:
Log Y = Log 2.30947 + 1.27019 Log L + 0.38483 LogK +
ε ……………. 28
15.3825 19.925 14.849
Atau bila diubah menjadi bentuk fungsi Cobb Douglass, persamaan di atas menjadi sebagai berikut:
Y =
2,30947 . L
1,27019
. K
0,38483
……………. 29
Dari persamaan 28 di atas diketahui bahwa baik labor angkatan kerja maupun kapital mempunyai pengaruh yang positif terhadap output PDB riil, dan
pengaruh yang positif ini juga menunjukkan pengaruh yang signifikan. Kesimpulan ini terlihat dari nilai t statistik yang lebih besar dibandingkan t tabel
maupun dari tingkat signifikansi t statistik yang nilainya kurang dari 1. Dengan demikian, hal ini sesuai dengan hipotesis yang penulis kemukakan sebelumnya.
Sementara itu, besaran elastisitas untuk labor adalah sebesar 1,270. Nilai ini dapat diinterpretasikan bahwa kenaikan labor sebesar 1 akan mendorong
kenaikan output sebesar 1,27, dengan asumsi faktor-faktor lainnya ceteris paribus
. Sedangkan besaran elastisitas untuk kapital adalah sebesar 0,385. Nilai ini dapat diartikan bahwa kenaikan kapital sebesar 1 akan mendorong kenaikan
output sebesar 0,38, dengan asumsi faktor-faktor lainnya ceteris paribus. Lebih jauh, elastisitas labor yang lebih besar dibandingkan dengan
elastisitas kapital 1,270 0,385 menunjukkan bahwa peran labor masih lebih tinggi dibandingkan peran kapital. Jumlah labor yang terus meningkat seiring
dengan meningkatnya jumlah populasi penduduk menunjukkan bahwa peran labor pada perekonomian Indonesia masih besar. Selain itu, hal ini juga menunjukkan
bahwa proses produksi pada perekonomian Indonesia lebih banyak menggunakan input tenaga kerja padat karya ketimbang input kapital padat kapital. Hal ini
merupakan hal yang wajar karena sektor industri di Indonesia memang mayoritas masih didominasi oleh industri yang padat karya labor intensive.
Di samping pengaruhnya sesuai dengan hipotesis, arah hubungan labor dan kapital terhadap output setidaknya masih memperlihatkan kesesuaian dengan
teori Solow. Dalam kerangka output total PDB total dan bukan PDB per kapita, teori Solow mengemukakan bahwa meningkatnya jumlah labor akan berdampak
pada meningkatnya output produksi, dan meningkatnya output produksi ini secara langsung akan berdampak pada meningkatnya total output. Sedangkan
meningkatnya kapital akan berdampak pada meningkatnya efisiensi tenaga kerja, kemudian meningkatnya efisiensi tenaga kerja akibat bertambahnya jumlah
kapital ini pada gilirannya akan menyebabkan peningkatan terhadap total output. Meskipun hubungan arahnya masih sesuai dengan teori Solow, namun
return to scale yang dihasilkan tampaknya tidak sesuai dengan teori yang
dikemukakan Solow. Dalam teori Solow, dikemukakan bahwa apabila input-input produksi dibayar sesuai dengan marginal produknya, adanya persaingan sempurna,
dan mengasumsikan diminishing return baik untuk kapital dan labor maka fungsi produksinya akan menghasilkan constant return to scale nilai koefisien
α + β = 1 dan nilai
β = 1 – α; sedangkan nilai koefisien α adalah 1 α 0. Sementara itu dari pengujian Wald Test tabel 4.25, dapat disimpulkan bahwa fungsi
produksinya tidak mengalami constant return to scale. Kesimpulan ini terlihat dari nilai F hitung yang lebih besar dari F tabel 231,5309 4,38 maupun
probabilitas F hitung yang signifikan pada taraf 1. Dengan demikian, hipotesis Ho yang menyatakan bahwa fungsi produksinya constant return to scale ditolak.
Tabel 4. 25: Walt Test Model Solow
Wald Test: Equation: SOLOW
Test Statistic Value
df Probability
F-statistic 231.5309
1, 19 0.0000
Chi-square 231.5309 1
0.0000 Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction = 0 Value
Std. Err. -1 + C2 + C3
0.655022 0.043048
Restrictions are linear in coefficients.
Di samping itu, sebagaimana terlihat pada fungsi produksi Cobb Douglas pada persamaan 29, terlihat jelas bahwa return to scale yang dihasilkan adalah
increasing return to scale , karena jumlah koefisien
α + β 1 atau 1,27019 + 0,38483 = 1,65502 1. Hal ini berarti jika konstanta tidak berubah, sedangkan input labor
dan kapital masing-masing mengalami peningkatan sebesar 1, maka output akan meningkat lebih besar dari 1. Dengan demikian, hasil yang increasing return to
scale tersebut setidaknya menunjukkan bahwa untuk kasus perekonomian Indonesia
memperlihatkan adanya persaingan tidak sempurna, dan oleh karena itu marginal produk dari input-input produksi tidak dibayar sesuai dengan marginal produknya.
Lebih jauh terlihat bahwa elastisitas untuk labor tidak menunjukkan diminishing return,
sebaliknya menunjukkan terjadinya increasing return to labor sebagaimana terlihat dari nilai elastisitasnya yang lebih besar dari 1 1,27019 1.
Setidaknya terjadinya increasing return terhadap labor ini diduga disebabkan karena belum dipisahnya peran labor dengan human kapital. Dengan kata lain,
pengaruh dari human kapital diduga masih menjadi satu dengan pengaruh labor sehingga berdampak pada tingginya nilai elastisitas dari labor. Sementara itu,
elastisitas untuk kapital menunjukkan diminishing return to capital. Dengan demikian, elastisitas kapital ini telah sesuai dengan asumsi Solow.
d Analisis TFP dan Kontribusi Faktor-Faktor Input
Setelah diperoleh elastisitas labor dan kapital, selanjutnya dilakukan perhitungan TFP dengan menggunakan formula Solow residual, sebagaimana
telah dituliskan pada persamaan 12, dan dituliskan kembali di bawah ini:
L L
β K
K α
A A
Y Y
• •
• •
+ +
=
atau
L L
β K
K α
Y Y
A A
• •
• •
− −
=
................... 12
Dengan elastisitas kapital sebesar 0,385 dan elastisitas labor sebesar 1,270, maka perhitungannya menjadi:
L L
1,270 K
K 0,385
Y Y
A A
• •
• •
− −
=
................... 30
Dari hasil perhitungan dengan menggunakan persamaan 30 tersebut diperoleh hasil TFP sebagaimana diperlihatkan pada grafik 4.26 di bawah ini.
Grafik 4.26: Pergerakan TFP Indonesia Periode 1987-2008
-0.31 3.80
5.07
-0.89 -3.28
-3.36 0.92
-0.90 -0.13
-0.76 -1.48
0.04
-5.25 -1.59
3.37 3.14
