76 dari tahun 2004. Pada tahun 2004 dan tahun 2005 permintaan mandarin impor
dari China sebesar 22.450 dan 34. 593 ton.
b. Peramalan Permintaan Impor Mandarin dari China
Berdasarkan hasil pengolahan pada Tabel 15, hasil peramalan terbaik diperoleh dengan menggunakan metode Winters Multiplikatif. Hasil pengolahan
data permintaan impor mandarin dari China menghasilkan nilai MSE terkecil sebesar 2,96E+12. Metode ini optimal pada nilai pemulusan level estimasi saat
ini sebesar 0,550. Untuk nilai pemulusan trend sebesar 0,150 sedangkan untuk musimannya sebesar 0,050. Hasil pengolahan dan peramalan 12 bulan
permintaan mandarin dari China dengan menggunakan metode Winters
Multiplikatif dapat dilihat pada Lampiran 28. Tabel 15. Nilai MSE Beberapa Metode Peramalan Time Series pada
Permintaan Impor Mandarin Indonesia dari China No. Metode
MSE MSE
terkecil 1
Trend 1,77E+13 6
2 Winters Multiplikatif 2,96E+12
1 3
Winters Aditif 4,18E+12
5
4
Dekomposisi Multiplikatif 3,38E+12 3
5
Dekomposisi Aditif 3,23E+12
2
6
SARIMA 1,0,0 0,1,1
12
4,13E+12 4
Permintaan Mandarin dari China ke depan meningkat dari tahun sebelumnya sebesar 8.841 ton. Total pemintaan 12 bulan ke depan menjadi
sebesar 44.054 ton dengan rata-rata per bulan sebesar 3.671 ton. Puncak permintaan mandarin tertinggi terjadi pada bulan Maret, yaitu sebesar 9.684 ton
dan puncak terendah terjadi pada bulan September, yaitu sebesar 222 ton. c. Faktor-Faktor yang Mempengaruhi Permintaan Impor Mandarin dari
China
Nilai tukar, lag impor dan variabel dummy bulanan merupakan keseluruhan variabel dalam hipotesis penelitian yang diduga mempengaruhi
77 permintaan mandarin dari China. Sedangkan variabel yang tidak berpengaruh
nyata harga mandarin impor dan pasokan jeruk PIKJ.
Tabel 16. Hasil Analisis Model Regresi Permintaan Impor Mandarin dari China Tahun 2002-2005
Elastisitas Peubah koefisien
SE koefisien
t hitung
p -value
VIF SR LR
Constant 8453822
6296751 1,34
0,189 Nilai tukar
-731,7 454,5
-1,61 0,118
1,6 -3,68 -5,50 Harga
mandarin
impor -1009816
1351769 -0,75
0,461 1,8 -0,38 -0,57
Pasokan jeruk PIKJ 0,06326
0,0962 0,66
0,516 4,4
0,33 0,49
Harga jeruk PIKJ 80,6
433,9 0,19
0,854 2,8
0,25 0,37
Lag volume impor 0,3311
0,1549 2,14
0,041 2,9
Februari 1685952
1026664 1,64
0,111 1,9
Maret -2155779
999124 -2,16
0,039 1,8
April -2130687
1178443 -1,81
0,080 2,6
Mei -2021301
1286533 -1,57
0,126 3,1
Juni -1615260
1366521 -1,18
0,246 3,4
Juli -2593046
1434936 -1,81
0,080 3,8
Agustus -2457887
1554781 -1,58
0,124 4,5
September -2167938
1381957 -1,57
0,127 3,5
Oktober -551958
1267738 -0,44
0,666 3,0
November 1302406
1135646 1,15
0,260 2,4
Desember -87265
1053885 -0,08
0,935 2,1
R-Sq = 68,8 R-Sqadj = 52,7
Durbin-Watson statistic =2,09 F hit =4,28
Keterangan: = signifikan pada taraf nyata 5 ; = signifikan pada taraf nyata 10
SR = jangka pendek; LR = jangka panjang
Terdapat indikasi pada saat terjadi depresiasi nilai tukar rupiah tehadap Dollar USA dan pada saat harga mandarin impor, permintaan terhadap mandari
dari China mengalami penurunan. Hal tersebut terjadi diduga karena harga mandarin dari China hampir sama dengan harga rata-rata dari negara-negara
produsen mandarin lihat Lampiran 29. Adanya perbedaan antara jeruk lokal dan mandarin, diduga konsumen meningkatkan konsumsi dari keduanya pada saat
keduanya tersedia. Permintaan impor dari mandarin dari China pada jangka pendek dan jangka panjang bersifat tidak elastis terhadap perubahan harga
mandari, pasokan dan harga jeruk lokal. Tetapi respon terhadap perubahan nilai tukar bersifat elastis baik pada jangka pendek dan jangka panjang.
78 Pengujian asumsi kenormalan dilakukan dengan melihat grafik
Kolmogorov-Smirnov Lampiran 31. Berdasarkan grafik ini, terlihat bahwa titik residual yang ada tergambar segaris dan nilai P-value sebesar 0,057 lebih besar
dari α = 0,05. artinya, residual model permintaan mandarin dari China
terdistribusi normal. Pengujian lainnya yaitu asumsi homoskedastisitas atau masalah heteroskedastisitas diperiksa menggunakan grafik Residual Plot
Lampiran 30. Pada grafik residual plot tidak ditemukan titik yang berpola sistematik acak. Hal ini menunjukkan bahwa variasi setiap unsur residual
adalah sama konstan. Adapun masalah multikolinearitas dapat dilihat dari nilai VIF. Pada Tabel 16 terlihat bahwa semua variabel bebas penjelas mempunyai
nilai VIF lebih kecil dari 10, sehingga tidak terjadi masalah multikolinearitas. Sedangkan uji Durbin-Watson untuk melihat autokorelasi dihasilkan nilai sebesar
2,09, yang berarti tidak terdapat autokorelasi antar veriabel bebas dalam model. Hasil dugaan model regresi permintaan impor mandarin dari China Tabel 16
diperoleh koefisien determinasi sebesar 68,8 persen. Hasil tersebut memiliki pengertian bahwa 68,8 persen perubahan volume permintaan impor mandarin
dari China dapat dijelaskan oleh variasi variabel bebas dalam model, sedangkan 38,0 persen diterangkan oleh faktor-faktor lain yang tidak terdapat dalam model.
Hasil pengolahan regresi dari permintaan mandarin impor dari China dapat dilihat
pada Lampiran 31. Hasil uji F untuk model secara keseluruhan signifikan pada
taraf nyata alpha 5 persen. Hasil tersebut memiliki pengertian bahwa secara bersama-sama semua variabel bebas dalam model mampu menjelaskan dengan
baik perubahan volume permintaan impor mandarin dari China.
79
5.1.3.2. Permintaan Mandarin dari Pakistan a. Plot Data
Perkembangan Impor Mandarin Indonesia dari Pakistan Tahun 2001-2005
1000000 2000000
3000000 4000000
5000000 6000000
7000000 8000000
Ja nu
ar i
m ar
et m
ei ju
li se
pt em
be r
no ve
m be
r ja
nu ar
i m
ar et
m ei
ju li
se pt
em be
r no
ve m
be r
ja nu
ar i
m ar
et m
ei ju
li se
pt em
be r
no ve
m be
r ja
nu ar
i m
ar et
m ei
ju li
se pt
em be
r no
ve m
be r
ja nu
ar i
m ar
et m
ei ju
li se
pt em
be r
no ve
m be
r
Bulan B
e ra
t B e
rs ih
k g
Impor Mandarin
Gambar 10. Perkembangan Impor Mandarin Indonesia dari Pakistan tahun 2001–2005
Pakistan merupakan negara asal impor mandarin Indonesia terbesar kedua. Selama tahun 2001 – Juni 2005, impor mandarin Indonesia terbesar dari
Pakistan terjadi pada setiap awal tahun dan akhir tahun. Pada tahun 2001 permintaan mandarin impor dari Pakistan sebesar 28.284 ton. Pada tahun 2002
menurun menjadi 17.611 ton atau menurun sebesar 37,73 persen dari tahun 2001. Menurun sebesar 48,47 persen dari tahun 2002, permintan impor
mandarin tahun 2003 menjadi sebesar 9.075 ton. Pada tahun 2004 meningkat sebesar 56,77 persen dari tahun 2003 menjadi 14.226 ton. Terjadi penurunan
kembali pada tahun 2005 sebesar 53,09 persen dari tahun 2004 menjadi sebesar 15.619 ton.
b. Peramalan Permintaan Impor Mandarin dari Pakistan
Kategori