66 menunjukkan bahwa setiap adanya kenaikan nilai tukar rupiah terhadap dollar
sebesar 1 rupiah maka akan menaikkan nilai ekspor manggis sebesar Rp 177.838,276 dan sebaliknya ceteris paribus. Hasil ini sesuai dengan penelitian
yang telah dilakukan A. Husni Malian pada tahun 2003 bahwa peubah kebijakan yang mempengaruhi secara dominan ekspor produk pertanian adalah nilai tukar
riil dan investasi pemerintah di sektor pertanian, sementara yang mempengaruhi ekspor produk industri pertanian adalah nilai tukar riil.
Hasil ini juga sesuai dengan hipotesis penelitian yang ditetapkan dimana diharapkan variabel nilai tukar nominal rupiah akan berpengaruh positif pada
peningkatan nilai ekspor manggis segar di Provinsi Sumatera Utara. Walaupun hasil analisis regresi untuk nilai tukar nominal rupiah sesuai dengan hipotesis,
namun variabel ini baru dapat berpengaruh signifikan terhadap peningkatan volume ekspor manggis pada taraf keper
cayaan 25 atau nilai α = 0,75. Sehingga signifikansi-
t variabel nilai tukar nominal rupiah akan lebih kecil dari nilai α yaitu 0,706 0,75.
5.2.3 Pengaruh Volume Ekspor Terhadap Nilai Ekspor Manggis Segar di Provinsi Sumatera Utara
Dari hasil analisis yang ditampilkan pada tabel 8 dapat dilakukan uji-t dengan melihat nilai signifikansi t pada variabel volume ekspor manggis adalah sebesar
0,001 ≤ α 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa H0 ditolak atau H1 diterima, artinya
variabel bebas yaitu volume ekspor manggis secara parsial berpengaruh nyata terhadap variabel terikat yaitu nilai ekspor manggis di Provinsi Sumatera Utara
pada taraf kepercayaan 95.
Universitas Sumatera Utara
67 Berdasarkan persamaan regresi yang diperoleh dapat dilihat nilai variabel X3
yaitu volume ekspor bertanda positif + yaitu sebesar 4331,729. Hal ini menunjukkan bahwa setiap adanya kenaikan volume ekspor sebesar 1 Kg maka
akan terjadi kenaikan nilai ekspor manggis sebesar Rp 4.331,729 dan sebaliknya ceteris paribus.
Hasil ini sesuai dengan hipotesis penelitian yang ditetapkan dimana diharapkan variabel volume ekspor akan berpengaruh positif pada peningkatan nilai ekspor
manggis segar di Provinsi Sumatera Utara.
5.2.4 Pengaruh Harga Ekspor Manggis Terhadap Nilai Ekspor Manggis Segar di Provinsi Sumatera Utara
Dari hasil analisis yang ditampilkan pada tabel 8 dapat dilakukan uji-t dengan melihat nilai signifikansi t pada variabel harga ekspor manggis adalah sebesar
0,261 α 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa H0 diterima atau H1 ditolak, artinya
variabel bebas yaitu harga ekspor manggis secara parsial tidak berpengaruh nyata terhadap variabel terikat yaitu nilai ekspor manggis di Provinsi Sumatera Utara
pada taraf kepercayaan 95. Berdasarkan persamaan regresi yang diperoleh dapat dilihat nilai variabel X4
yaitu harga ekspor bertanda negatif - yaitu sebesar 674631,713. Hal ini menunjukkan bahwa setiap adanya kenaikan harga ekspor sebesar 1 rupiah
menurunkan nilai ekspor manggis sebesar Rp 674.631,713. Hasil ini sesuai dengan teori Lipsey 1997 yang menyatakan bahwa
harga merupakan salah satu faktor yang memengaruhi jumlah permintaan yang diminta oleh konsumen,
semakin tingginya harga yang ditetapkan maka akan mengakibatkan penurunan terhadap jumlah permintaan Lipsey 1997.
Universitas Sumatera Utara
68 Hasil yang diperoleh yaitu harga ekspor manggis berpengaruh negatif terhadap
nilai ekspor manggis segar di Provinsi Sumatera Utara sesuai dengan penelitian
yang telah dilakukan Amalia Pradipta dan Muhammad Firdaus pada tahun 2014 bahwa
harga ekspor memengaruhi secara nyata dan negatif terhadap volume ekspor manggis, mangga, dan pisang Indonesia ke negara tujuan.
Hasil ini juga sesuai dengan hipotesis penelitian yang ditetapkan dimana diharapkan variabel harga ekspor akan berpengaruh positif pada peningkatan nilai
ekspor manggis segar di Provinsi Sumatera Utara. Walaupun hasil analisis regresi untuk harga ekspor sesuai dengan hipotesis, namun variabel ini baru dapat
berpengaruh signifikan terhadap peningkatan volume ekspor manggis pada taraf kepercayaan 70 atau nilai α = 0,3. Sehingga signifikansi-t variabel harga ekspor
akan lebih kecil dari nilai α yaitu 0,261 0,3.
Hasil Pengujian Hipotesis
Kesesuaian Model Test of Goodness of Fit
Setelah dilakukan analisis terhadap model regresi tersebut, maka diperoleh nilai R square sebesar
0,929
Lampiran 5a yang artinya 92,9 variasi variabel terikat Nilai ekspor telah dapat jelaskan oleh variabel bebas GDP perkapita riil China, nilai tukar
nominal, volume ekspor dan harga ekspor manggis. Sisanya sebesar 7,1 dijelaskan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model estimasi ini.
Uji F Uji Simultan
Berdasarkan tabel ANOVA Lampiran 5b dapat dilihat bahwa secara serempak pengaruh variabel terikat nilai ekspor manggis di Provinsi Sumatera Utara dapat
dijelaskan oleh variabel bebas GDP perkapita riil China, nilai tukar nominal,
Universitas Sumatera Utara
69 volume ekspor,
harga ekspor manggis ternyata signifikan secara statistik pada α = 5. Hal ini dapat dilihat dari uji F dimana Signifikansi F 0,004
≤ α 0,05maka H0 ditolak H1 diterima, artinya variabel bebas yaitu GDP perkapita riil China,
nilai tukar nominal, volume ekspor, harga ekspor manggis dalam model secara serempak berpengaruh nyata terhadap variabel terikat yaitu nilai ekspor manggis
pada taraf nyata 5.
Hasil Asumsi Regresi Linier Berganda Uji Normalitas
Pada tabel hasil uji Kolmogorov Smirnov Lampiran 6a hasil estimasi menunjukkan bahwa tingkat signifikansi KS adalah sebesar 0,440
α 0,05 maka terima H0. Dari hasil tersebut dapat disimpulkan bahwa tidak ada perbedaan
antara distribusi residual dengan distribusi normal, data residual model berdistribusi normal.
Uji Heterokedastisitas
Pada tabel hasil uji Glejser Lampiran 6b hasil estimasi menunjukkan bahwa tingkat signifikansi t seluruh variabel lebih besar dari nilai
α 0,05 yaitu signifikansi GDP China 0,464
α 0,05, nilai tukar nominal 0,660 α 0,05, volume ekspor 0,943
α 0,05, harga ekspor 0,396 α 0,05 maka terima H0 tolak H1. Sesuai dengan hipotesis apabila H0 diterima artinya tidak terjadi
heterokedastisitas pada model regresi atau model regresi merupakan homokedastisitas.
Universitas Sumatera Utara
70
Uji Multikolinieritas
Pada tabel Coefficient Lampiran 5b diketahui nilai toleransi dan VIF pada masing-masing variabel. Untuk lebih jelas dapat dilihat tabel berikut:
Tabel 9. Nilai Toleran Variabel Independen Model
Collinearity Statistics Kesimpulan
Tolerance VIF
GDP China 0,082 0,10
12,233 10 terjadi multikolinieritas
Nilai Tukar Nominal 0,368 0,10
2,715 10 tidak terjadi multikolinieritas
Volume Ekspor 0,793 0,10
1,261 10 tidak terjadi multikolinieritas
Harga Ekspor 0,069 0,10
14,464 10 terjadi multikolinieritas
Sumber: Lampiran 5b Dari tabel diatas dapat kita lihat bahwa variabel nilai tukar nominal dan volume
ekspor memiliki nilai toleransi dan VIF yang memenuhi hipotesis H0 artinya tidak ada korelasi antara variabel bebas dalam model regresi atau tidak terjadi
multikolinieritas pada model regresi. Sedangkan pada variabel GDP China dan harga ekspor memiliki nilai toleransi dan VIF yang tidak memenuhi hipotesis H0
artinya ada korelasi antara variabel bebas dalam model regresi atau terjadi multikolinieritas pada model regresi.
Uji Autokorelasi
Untuk mengetahui ada atau tidaknya gejala autokorelasi dalam perhitungan regresi atas penelitian ini maka digunakan Durbin-Watson Test DWTest. Dari
hasil pengolahan data diperoleh nilai Durbin-Watson Test sebesar 2,596 Lampiran 5a.
Universitas Sumatera Utara
71 Dengan menggunakan tabel statistik dW dan signifikansi 0,05 dengan n=10
serta jumlah variabel bebas sebanyak 4 maka diperoleh angka dL = 0,376 dan dU = 1,414, sedangkan untuk nilai 4-dU = 2,586 dan 4-dL = 3,624.
Nilai dW pada hasil SPSS adalah sebesar 2,596 yang terletak diantara nilai 4-dU yaitu 2,586 dan 4-dL yaitu 3,624 2,586 4-dU
≤ 2,596 dW ≤ 3,624 4-dL maka sesuai dengan kriteria uji maka tidak dapat diambil kesimpulan ada tidaknya
autokorelasi. Menurut Supriana 2013, Secara umum autokorelasi sulit untuk diatasi.
Transformasi logaritma dapat mengurangi korelasi. Hanya saja, kadang-kadang data yang dianalisis ada data yang negatif sehingga tidak dapat melakukan
transformasi logaritma. Dari pembahasan diatas dapat disimpulkan bahwa variabel GDP perkapita riil
negara tujuan, Nilai tukar nominal rupiah terhadap dollar, Volume ekspor manggis, Harga ekspor manggis secara serempak berpengaruh nyata terhadap
Nilai ekspor manggis segar di Provinsi Sumatera Utara. GDP perkapita riil negara tujuan berpengaruh positif terhadap nilai ekspor manggis, Nilai tukar nominal
rupiah terhadap dollar berpengaruh positif terhadap nilai ekspor, Volume ekspor manggis berpengaruh positif terhadap nilai ekspor manggis, Harga ekspor
manggis berpengaruh negatif terhadap nilai ekspor manggis di Provinsi Sumatera Utara. Dengan ini dapat dinyatakan bahwa hipotesis 1 diterima.
Universitas Sumatera Utara
72
5.3 Analisis Kausalitas antara Harga Ekspor Manggis dengan Harga Domestik Manggis Tingkat Petani Di Provinsi Sumatera Utara
Analisis kausalitas digunakan untuk mengetahui hubungan sebab akibat dari setiap variabel. Hubungan kausalitas antara variabel harga ekspor manggis dengan
harga domestik manggis tingkat petani yang ada dapat dilihat pada tabel berikut.
Tabel 10. Hasil Uji Granger Causality Variabel
Terikat Y Variabel
Bebas X
Probabilitas Kesimpulan
Harga Domestik
Manggis Tingkat Petani
Harga Ekspor Manggis
0.0553 0,05 Harga Ekspor Manggis
mempengaruhi Harga Domestik Manggis
Tingkat Petani
Harga Ekspor Manggis
Harga Domestik Manggis Tingkat
Petani 0.0307 0,05
Harga Domestik Manggis Tingkat
Petani mempengaruhi Harga Ekspor Manggis
Sumber: Lampiran 8 Dari tabel diatas dijelaskan bahwa terdapat hubungan kausalitas dua arah antara
harga ekspor manggis dengan harga domestik manggis tingkat petani memiliki hubungan sebab akibat.
Perubahan harga ekspor manggis dapat mempengaruhi perubahan harga domestik manggis tingkat petani, hal ini disebabkan oleh adanya faktor yang mempengaruhi
harga ekspor manggis itu sendiri seperti nilai tukar rupiah terhadap US dollar. Sehingga apabila rupiah terdepresiasi maka harga ekspor akan meningkat yang
menyebabkan para eksportir mampu membayar lebih manggis dari petani lalu harga domestik manggis tingkat petani akan meningkat dan penerimaan petani
manggis juga akan meningkat. Perubahan harga domestik manggis tingkat petani dapat mempengaruhi perubahan
harga ekspor manggis, hal ini disebabkan karena harga domestik manggis tingkat
Universitas Sumatera Utara
73 petani menyumbang sebesar ± 40 dari harga ekspor manggis. Sehingga apabila
harga dari petani turun maka harga ekspor manggis juga akan ikut turun. Dari pembahasan diatas dapat disimpulkan bahwa terdapat hubungan kausalitas
antara harga ekspor manggis dengan harga domestik manggis tingkat petani di Provinsi Sumatera Utara. Hal ini sesuai dengan hipotesis 2, maka dinyatakan
hipotesis 2 diterima.
5.4 Analisis Pengaruh Harga Ekspor Manggis terhadap Penerimaan Petani Manggis di Provinsi Sumatera Utara
Dari hasil analisis masalah 3 diperoleh bahwa harga ekspor manggis dengan harga domestik manggis tingkat petani memiliki hubungan sebab akibat. Oleh
karena itu peneliti ingin melihat seberapa besar harga ekspor manggis mempengaruhi harga domestik manggis tingkat petani dimana dalam penelitian
ini harga domestik manggis tingkat petani diasumsikan merupakan total penerimaan petani manggis di Provinsi Sumatera Utara.
Data Lampiran 3 merupakan data yang dianalisis dengan regresi linier sederhana. Data yang digunakan dalam analisis ini adalah data harga ekspor manggis dan
data harga domestik manggis tingkat petani mulai dari tahun 2005 sampai tahun 2014. Dalam persamaan diketahui harga ekspor manggis sebagai variabel bebas
dan penerimaan petani sebagai variabel terikat. Hasil regresi yang diperoleh melalui penelitian ini menggunakan Model Regresi
Linier Sederhana, adalah sebagai berikut: Y = a + bX +
ɛ
Universitas Sumatera Utara
74 Keterangan:
Y = Penerimaan petani RpKg
a = Koefisien intersep
b = Koefisien variabel regresi
X = Harga ekspor manggis RpKg
ɛ = error term
Setelah diproses dengan menggunakan software SPSS Statistical Product and Service Solution
maka hasil analisis pengaruh harga ekspor manggis terhadap penerimaan petani manggis di Provinsi Sumatera Utara dapat dilihat pada
Lampiran 9. Adapun persamaan yang diperoleh dari hasil analisis adalah
Y = -209,245 + 0,669 X Dari hasil persamaan ini dapat dilihat bahwa koefisien intersep bertanda negatif
- sebesar 209,245 artinya apabila variabel bebas yaitu harga ekspor bernilai nol maka variabel terikat yaitu penerimaan petani akan berkurang adalah sebesar Rp
209,245. Berdasarkan persamaan regresi yang diperoleh dapat dilihat bahwa nilai variabel bebas yaitu harga ekspor manggis bertanda positif + yaitu sebesar
0,669. Hal ini menunjukkan bahwa setiap adanya kenaikan harga ekspor sebesar 1 rupiah maka akan terjadi kenaikan penerimaan petani sebesar Rp 0,669Kg dan
sebaliknya ceteris paribus. Pada Lampiran 4 harga ekspor manggis di tahun 2013 sampai 2014 meningkat
dari Rp 5.896,87 menjadi Rp 7.765,97 terjadi kenaikan harga sebesar Rp 1.869,1. Sesuai dengan hasil penelitian maka apabila terjadi kenaikan harga ekspor sebesar
Universitas Sumatera Utara
75 Rp 1.869,1 maka penerimaan petani akan mengalami peningkatan sebesar Rp
1.250,4Kg manggis yang diekspor Rp 1.869,1 x Rp 0,669 . Apabila dalam satu kali ekspor satu petani mampu menghasilkan 1000 Kg manggis lalu terjadi
perubahan harga pada saat penjualan ke pihak eksportir maka penerimaan petani dengan harga baru akan mengalami peningkatan sebesar Rp 1.250.400,- Rp
1.250,4 x 1000Kg dari penerimaan dengan harga lama. Dari pembahasan diatas dapat disimpulkan bahwa harga ekspor manggis
berpengaruh positif terhadap penerimaan petani manggis di Provinsi Sumatera Utara. Oleh karena itu dinyatakan hipotesis 3 diterima.
Universitas Sumatera Utara
76
BAB VI KESIMPULAN DAN SARAN
6.1 Kesimpulan
