AnalisaPerilakuRumah Tangga:Preferensi,Fertilitas, Alokasi Waktu dan Tawar Menawar Teguh Yudo WicakFono,
SE
Kerword: FTA, AFTA dan China,EconomicCooperation
ABSTRACT Economicscholarsin Indonesiatendsto focusmorc on market Gther than householdbehavior.This could be causedby their assumptionthat household behavior often inational from convensionaleconomic perspective.This paper aryue that inationality behavior is not proven ernpiricaliy.It is shown that the behavioris economicdeterministic:like preferenceon their child's gender.time allocationand bargainingprocessin household.The result shows that femalesare more prefered than males and this can be explained by economic logic. Nevertheless,position and bargainingpower of femalesstill weak in household. It has proven empirically by some estimationmethodswith somerestrictions.The final objective is the integration of economic science with other social sciencesin householdbehavioranalysisin Indonesia
*Penulis_mengucaTkan terima kasih kepada PmfDR.Mayling Oey-cardiner(tHS & FEUI) yang memberikanrhasukkandan ide yang amatberhargaseJamaprosespenyeiesaianmakalahini. Beliau turui pula memp€rkenalkan penulispadastudi gender,sosiologidan demografi..Terima kasih sayaucapkanpula kepadaAIi PerdanaM.Ec.Dev(CSISdan FEUI) dan Kumiyati IndahsariM.Si (lHS) yang mernberikan klrn€ntar, masukkandan diskusi )"ng menarik terhadapdraf rnakalahini. Terakhir kepadi Staf peneliti IHS yangberkontribusibesarrnembantupenulisdalamaspekteknis stalistik dan data mikro.
98 l.lur:na1 Ekonomi dan PembangunanIndonesia PENDAHULUAN Latar Belakang Perilaku rumah tangga dan intra rumah tangga belum menjadi perhatian besar ekonom sampai Becker, dengan analisa ekonomi yang umum, dapat menjelaskan perilaku yang 'tidak rasional' menjadi sesuatuyang rasional dari sudut pandangekonomi. dianggap begitu besarcata Kontribusi Becker dalam analisaperilakurumah tanggamemPengaruhi pandangekonomterhadapperilakuindividu dan yang lebih besarlagi adalahmelahirkan perdebatan mengenai wilayah kajian ilmu ekonomi, bahwa dalam rumah tangga pun (Becker 1965' terdapatpertukamndimanailmu ekonomisemestinyadapatmenganalisinya Becker 1974, Becker 1991,Beckerand Greg 1973,Beckerand Thomes1976,dan Becker and Barro 1986). Metodologi Becker mengundangkritik daxi sejumlahakademisinon ekonomi, dimana lsitik tersebutdialamatkankepadapendekatanBecker yang ekonomi det€rministik. Makalah ini tidak membahaslebih detil mengenaikontribusi Becker dalam ilmu ekonomi. Akan tetapi, makalahini menggunakankerangkametodologiBeckeruntuk menganalisis sejumlahperilakurumah tanggaatau intra rumah taflggadi Indonesia.Sejumlahperilaku rumah tangga yang akan dibahas dalam makalah ini antara lain mengenai perilaku fertilitas, dimana studi fertilitas dalam makalah ini akan difokuskan kepada preferensi rumah tangga terhadap jenis kelamin anak dan dampaknya dalam keputusan rnengenai jumlah anak dan ukuran keluarga. Tentu saja fertilitas akan berdampakpada alokasi waktu isteri maupun suami dalam hal alokasi waktu untuk bekerja dan waktu untuk urusan domestik'. Terakhir, makalah akan memfokuskan pada tawar-menawar antara isteri terhadap suami mengenai alokasi waktu. Sebagianbesar perilaku rumah tangga yang akan dianalisisdi makalahini seringkalidianggaptidak rasionaldan mungkin karenaitu tidak banyak ekonom yang menaruh minat. Namun dalam makalah ini ditunjukkan secara empiris bahwa perilaku rumah tangga cukup rasional dan sampai derajat tertgntu memang 'ekonomi deterministik'. Karena itu pendekatan Becker menjadi acuan, meski tentunya perlu ada'penyesuaian'berkaitandengankasuskhasrumahtanggadi Indonesta. Makalah ini tersusun dalam beberapa bagian. Dalam bagian 2 akan diajukan sejumlah hipotesis dalam makalah ini. Bagian 3 dan 4 akan mengupasmodel dan sejumldh penyesuaian asumsiatasmodel.Bagian5 akanmembahasdeskripsistatistikawal. Bagian 6 nerupakan interpretasi dari pengujian data pada sampel rumah tangga yang teryilih. Pada bagian 7 akan mengobservasiperilaku tawar-menawar alokasi waktu dan rumah tangga dan temkhir, bagian 8, merupakankesimpulan. Hipotesis Pembahasanmengenaianalisa perilaku rumah tangga akan dimulai denganpreferensi rumah tangga terhadapjenis kelamin anak. Preferensi rumah tangga terhadap salah satu jenis kelamin anak pada kenyataannyatidak dapat dipungkiri, apalagi dalam sistem sosial yang kerapmembukapeluangbias gender.Seringmunculnyastercotipbahwa 'nilai' anak laki-laki lebih baik dalam masyarakat, terutama masyarakat perdesaan, menunjukkan kehadiranpreferensiyang lebih terhadapjenis kelaminlaki-laki. Selamaini ilmu'ekonomi praktistidak 'masuk' ke dalamrealitasini dan tentusajaanalisa'preferensi'j eniskelamin anaklebih didominasidenganpendekatan'non-ekonomi'.Memangada dorongankultural atau juga faktor non-ekonomi yang memunculkan preferensi rumah tangga teftadap jenis kelamin anak, seperti studi yang dilakukan oleh Sen (1989), Boserup (1989), Folbre (1998) maupun Oey (1974). Akan tetapi temyata polanya (bentuk dan tujuan dari preferensi tersebut) secara umum amat ekonomi deterministik. Artinya memang ada I Waktu untuk urusandomestikantamlain mengurusanak,mengurusrumahtanggaataukegiatanyang sifamyamehproduksi komoditasnon-rnarket(C'ranouI 986).
ftBun,{uto 14t*otu, Analie RumihTangga Pedlaku | 99 perilaku rasional sebagai respon terhadap jenis kelamin anak. Sehingga amat memungkinkanbahwa doronganpreferensiterhadapjenis kelamin anak, yang selamaini lebih seringdijelaskandenganpendekatankultuml atau sosiologistersebut,dapatditarik dalamkerangkateori €konomi(Becker1965,Caldwell 1998). Hipotesisyang diajukantidak langsungkepadapertanyaan,anakdenganjenis kelaminapa yang lebih disukai?', melainkankepadaperilaku rumafi tanggaterhadapkehadirananak yang diasumsikanidentik dengankomoditas.Bila individu diasumsikanlebih menyukai komoditas yang bervariasi,tentu perilaku yang demikian terladi dalam preferensijenis kelamin anak. Atau dapat dikatakanrumah tanggasebenamyacenderungmenginginkan jenis kelaminanakyang campur(laki-laki dan perempuan)dibandingkandenganmemiliki anak yang berjeniskelamin sama,Untuk itu hipotesispertamaadalahrumah tanggainti dengandua anak pertamamerekaberjeniskelamin samalebih cenderungmemiliki anak ketiga dibandingkandenganrumah tanggayang memiliki anak berieniskelamin berbeda. Dari hipotesisyang pertama,kita akanmenemukanjawabanmengenaijenis keJaminanak yang 'lebih disukai' oleh rumahtangga. lambahan anak tentu akan mempengaruhivariabeltenagakerja dan akan lebih sensitif dalam kasusrumah tanggainti. Ini disebabkankarenadalam kiluarga inti, rumah tangga secara langsung mengasuh anak dan kecil kemungkinannyate{adi transfer beban mengasuh.Tentu saja kehadirananak menjadi kendalabagi isteri maupunsuami dalam pasartenagakeqa, Karenaitu hipotesisyang keduaialah,tambahananakyang ketigaakan isteri mengurangi lebih besar aktivitasnya di pasar tenaga kerja T3y*"bI_ dibandingkansuami dan mengalokasikan sebagianbesarwaktunyauntuk mengaiuhanak. Ini mengindikasikan bahwa isteri lebih sensitif responnya dalam alokasi waktu dibandingkandengansuami. Salah satu penyebabnyaiaiah siereotipbahwa perempuan 'cenderung harus-bertanggungjawab terhadap unrsan rumah tangga, yang kemudian menekanutilitasperempuanuntuk bekefa di pasartenagakerja. Model, Asumsi dan Metode Estimasi Agak jarang penelitian yang mengangkatisu preferensirumah tangga terhadapjenis kelamin anak di negaraberkembangdeflganmetodologi,teori dan asumsr-asumsi dalam ilmu.ekonomi. Dalam studi mengenaiIndonesia,kebanyakanmengangkatisu keputusan rumah.tangga perbedaansikap antara anak laki-laki dengan perempuan,seperti .dan masalahalokasidanap€ndidikan(Kevaneand Levine 2003, Oey-Gardiner1991,Cameron and Worswick 2000), Sementaraitu hampirbelum ditemuipenelitianmengenaipengaruh jenis kelamin anak lerhadap keputusantambahananak atau peneiitian lang menggunakan konsepmarginalisdalamhal jumlah anakdi Indonesia. Namun demikian Angrist dan Evans (1998) memberikanlandasanyang cukup berarti untuk mergamatj peri)akupreferensimmah tanggaterhadapjenjs tcelarninanal, rneski kasus yang-mereka uji adalah perilaku rumah tangga di Am;rika Serikat. Angrist dan Evans (1998) menemukan bahwa jenis kelamin anak memiliki pengaruhierhadap preferensiorang tua untuk menambahanak atau tidak. Dalam kasusIndonesiamaupun negaraberkemtang,model yang disusunAngrist dan Evans (199g) cukup relevan akan tetapi banFk hal yang perlu penyesuaian,terutamamengenaiasumsi-asumsidasamya. Denganmengadopsihasil penelitianAngrist dan Evansmengenaipengaruhjenis kelamin anak terhadapkeputusantambahananak dan implikasinya dalam pasar tenaga keqa, makalahini mencobamenggunakannya untuk kasusIndoneiia. Modeliersebutantaralain yi =otwi+ d, kti+ d k2i+Bxi+Ei (3.l) dimana, yr : variabeltenagakeqja(jam kerja,hari keda, pendapatan)
100 l.rurnal
Ekoromj. dan pedbangunan IndoneEia
pendidikan) i : variabeldemografi(usiamenikah,usia, /ru: jenis kelaminanakpetama (l jika laki-laki' 0jika perempuan) 1,,:jenis kelaminanakkedua(1 jika lakiJaki, 0jika perempuan; -ri : variabel instrumental(memiliki lebih dari dua anak) Ei : eTTOI
dalam mengestimasi Mo
d€r'garl
(3.2)
dimana 2Z : kedua anak pertamaberjenis kelamin laki-laki 2P = kedua alrak pertamaberjenis kelamin peremPuan ryt: elror Keterkaitanpercamaan3'2 dmgan Persamaan3.1 ialah 2L:-k6k11dan-2P=(1-k1)(l-k'1)' pertama Bila variabei kedua anak pertima be4enis ktanin laki-laki dan kedua anak berjenis pettana anak dua berjenis kelamin perenpuar dijadikan satu variabel menjadi persamaan menjadi 3.2 diubah kelaminsama maka xi:ttwi+ nki+d<:t +fS)+ ni dimana
(3.3)
tqtfr ,tatowt attonaAnalie Pedlaku Rumah Tanqqa I l 0l S : vaiabel dua anak pertama berjenis kelamin sama. Konsekuensidari pelsamaan3.3 membuatpersamaan awal 3.1 menjadi Yi = awi+ dkh +Pxisi
(3.4)
Seluruh persamaandiuji dengan data mikro mengingat cukup banyak kelebihan dan KeunrKan dan penggunakan datasemacamini. Keunikandatamikro antaralain karenadata ini mencatatperilaku dan karalleristik individual yang memungkinkan kita mengetahui, usia perrama kati, lama tahun dataln ikntan pernikahan dan :"1"t1 , lTt*" -uenikqh tnrcrvat kelqhirak anak yqng pertama (yaitu selisih antarausia ketika melahirkananak yang pertar.rad€rgan usia pertamakali menikah) merupakanperilaku individual yang sangatpenting dalam fenilitas. Interval kelahirananak pirtama,'misalnya, ada kaitannyl yang diha
102 j.rurnal
Ekonomi dan Pehbangunan lndonesia
Adanya keterangan anggota rumah tangga di setiap data sensus maupun survei kependudukanmernungkinkan kita untuk memilih rumah tangga yang hanya terdirj dari arak, isteri dan suami (rumah tangga inti). Rumah tangga yang dipilih juga hanya rumah tangga lengkap. Rumah tangga y"ng tidak terdapatseorangsuami atau kepala rumah tanggadipegangoleh seorangperempuantanpasuami,tidak terpilih, Sebabp€n€litianini bertujuanpula mengamatiperilakusuamidalamkaitannyadenganfertilitas. Selainitu, rumah tanggayang dipilih untuk diuji juga rumah tanggayang seluruhanak kandungnyamasih tinggal dalam rumah tanggate6ebut, Dengankata lain rumah tangga yang memiliki anak, namun tidak berada dalarn rumah taDgga tersebut tidak daPat dimasukkan.Hal ini untuk menghindarikemungkinananak tersebutterlepasdari ikatan rumahtanggainti, misalnyaakibatpemikahan.Memangtidak tetutup kemungkinananak tersebutbermigasi sementaradenganalasantertentu,sepertipendidikan,kesehatanatau yang lainnyapadasaatsurveidilakukan.Namun untuk menghindariadanyakemungkinan itu lebih baik mengambilrumah tanggayang memiliki jumlah anak kandunglahir yang masihtinggal dalamrumahtanggatersebut. Rumahtanggaakan dipitih untuk diuji bila seluruhanak yang dilahirkanmasihhidup. Ini dimaksudkanuntuk menghindariresiko kerentananbiologls, Resiko kerentananbiologis dan mortalitasanakbisa menjadifaltor pendorongtingginyaangkafertilitas,scbagaimana yang banyak diyakiiri oleh para ahli, Dalam kasus negara berkembang kenyataan ini sebenamyatidak dapat diabaikan. Akan tetapi pengamatanterhadap gambaranpreferensi rumah tanggaterhadapjenis kelamin menjadi begitu kompleks bila memasukkanefek kerentananbiologis anak. Dengan tujuan obseryasi terhadappreferensi rumah tangga dan untuk mengurangisedikit kompleksitasmasalah,rumah tangga yang pemah kedapatan anaknyameninggaltidak dimasukkandalamsampel. Model dan RealitasPerkawinan Kultur sebagianmasyamkatIndonesiaamat permisif terhadappoligami datt cerai. Bila tedapat kemungkinan seorangpda menikahi lebih dari seorangperempuanatau bila ada seorangper€mpuanmenikah lebih dari sekali, ini akan menggangguasumsi implisit spesifikasimodel fertilitas diatas. Asumsi implisit dari model te6ebut ialahjumlah anak merupakanhasil perkawinantunggal.Bila pemikahanterjadi lebih dari sekali, bisa saja anak dalam rumah @nggatercebutmflupakan hasil dari perkawinansebelumnya.Sering menikah tentu akan meningkatkan resiko jumlah anak dan akibatnla determinan fertilitas tidak dapat difokuskanhanya pada preferensiterhadapjenis kelamin anak. Sayangnya tidak terdapatdatahistorisperkawinanlaki-laki untuk melacakjumlah ikatanperkawinan. Padahaldalam konteksnormatif laki-laki dibolehkanuntuk memiliki lebih dari satu istri dan berartipula mobilitasperkawinannyalebih tinggi. Sementarapendekatanyang paling memungkinkanhanla melalui datahistorisperkawinandari perempuan. Dilihat dari cakupan informasi dan ukuran sampel pada sejumlah data statistik di Indonesia, SUSENAS merupakan data }?ng cukup baik untuk mengetahuihistoris perkawinal perempuan.SUSENAS 1998 dan setelahnyamemberikaninformasi tentang kemungkinanadanyaperkawinanyang tet'adi lebih dari sekali.Kita dapatmengetahuinya dengan menyesuaikan antara data lama tahun d.alam ikqtan pemikahan dengan selisih afltara data usra perempuan terhadap data usia perlama kali menikah. Bila pegurangan data zsra perempuan tersebut pada saat survei dengan data usia pertama kali menikah sama dengan data lama tahun dalam ikatan pernikahan, maka dapat diasumsikan perempuantersebutbaru sekalimenikah.Dengandemikianrumahtanggadimanaisterinya menikahlebih dari s€kalitidak dimasukkandalamsampel.
,n$I(uIo,tU.akatu, Analka Perilaku Rumah Tangga ll03 D€skripsi Data dan Statistik Da.ta yang dibutuhkan untuk observasi preferensi rumah tangga ini harus mencangkup y*g. berhubungan dengan keierangan rumah tang[i seperti jumlah ang;o; TfoT*i rumah tangga dan pengeluaran rumah tangga; keterangan fertilitas, seperti usia menikah p€rtarna,jumlah anak dan lama tahun daiam ikatan pemikahan; dan i(eterangantentang aktintas dan t:naC1kT4 sepertiaktivitasselamasemingguyang lalu, statuspekedaan, ke0a dan.-pendapatan. lJkuran sampeljuga harus cukup besar dengan lT ".tli,,nT tuJuan untuk dapatmewakili peri)akurumahtanggadi lndonesiadan dapatmeminimalkan kemungkinanterlampaubesamyapelanggaranasumsi dari metode ekonometrik klasik, mengingat data yang digunakan adalah data swvey ,. Data yang lebih memenuhi syarat ini dan akan digunakanialah data SUSENAS Setelah mengalami penyesuaianasumsi diatas, data pada Susenasdiseleksi kembaliterutamam€n).angkutkiteria isteri (ibu) dalam rumah tangga. Usia ibu yang terpihh berkisaxantam 15 sampaidengan49 tahun.Dipilihnya kelorn-fokusia l5-49 tahun karena ini m:rlpaka: usia aldif reproduksiperempuan.Ibu dan rumah tanggajuga dipilih ,ufl1 orra.memrlrtoanat(pertamayang usianyatidak lebih dari 20 tahun,beium menikah dan masrh hnggat bersamarumah tangga tersebut.Terpilihnya batas maksimal usia anak pertama 20 tahun, karena semakin kecilnya persentaseanak yang tinggal di rumah seiring dengan bertambahnyausia. Ada keyakinan pola mobilitas aiak "riakin besar seirin! bertambahnya usia. Besamya poli rnobiliias menunjukkan semakin ,o,ggangnya dep€ndensi anak juga berarti semakin U"tuiangya .terhadap ,orang tua, yang ketergantungan anakpadasumberekonomirumahranggalBarnen l97l ). Dari Tabel 2, kelompok umur O-4 tahun merupakankelompok terbesar anak yang berada di rumah tangga ketika survei dilakukan. Di kota, anak berumur 0-4 tahun sebesar 2g persen.Sementaradi desamencapai26 persen.Bandingkan dengankelompokurnur lebih dari 2l tahun yang lebih kecil. Ini menunjukkanmaiin kecil-kemungkinan kelompok umur itu beradadi rumah tanggatersebut ini mendukungpendapatyangmenyatakanbahwaanakdenganusiasekitarl5_ 5!.V1O^ rn"lllP" bagrandari konsumensumberdaya ekonomi keluarga(Van iY-:anun,,T3:rh Wamaar 1997). Ketergantungananak terhadapsumberdaya --uh tangg" :]19:19 o:ltua Oaik suami maupun isreri,ldalam pembiayaanrnaupun T:llj"gt alol€si waldu. :uq:.-C Implikasinyarumah hngga harus memilih alokasi waktu terbaik aniara mengasuhanak dalam rumah tangga dcnganmencari pendapatandi pasartenaga keda. Tab€l2 PersenAnak dalarrRumahTanggamenurutKelompokUmur,2tl0l KelompokUmur 04 5-9 10-14 15-20 2t+
24,3 I7,8 20,7
26,4 24,8 20,8 6,5
Sumber:DataSUSENAS2OOlkor Individu,tabulasikhusus.
padasusENAS2001(tanpa pembobot sampel), yang 1:neqa Parl,l]&t:f rerprf,hunluk":.p:l,lT"h. dapardiuji sekitar perbedaan
99.t66 rumah tangga(lihat Tabel 3). regionai dibagi antaraJawadan Luar Jawa,Konsentrasisampeiyang terpilih dalam penelitianini 'z
Cross-S€dion,pelanggaranasumsi yang paling uhum terjadi adatahheteroskedastisitas. 9a]ai *taawar ungKan seoet\Jtntreatm€,ntdex.gt\ melodeweightedadalahdenganm€nambahjumlah observasi (O'rjarati1995,P],ndickdanRubinfiel; 1998).
104 lournal
Ekonor0i da!1 Penibangunan Indonesia
paling besarberadadi pulau Jawa yaitu sebesar6l petsen Denganrumah tanggayang beradadi kota mencapai41 persen' jiwa' Rumah PadasampelterPilih,rerataanak yang dimiliki oleh seorangibu berkisar2,5 tangga yang pe$en' senentara-rumah 39 sebesar tangga dengan anak lebih dari dua persen Dari sebesar 56 sarna berjenis kelamin pertamanya dua anak -"frltlki --ut a*gun variabel demografil kita menemukanrata-mta usia ibu yang terpilih pada sarnpel sebesar 32,7 tahun denlan rata-ratausia ketika melahirkan anak pertama 22,4 tohwl Terpilih KeqadariSampel danTenaga vadab€lDemografi Statistik Tabel3 Deskripsi Standrr d€virsi
Deskripri Vtriebel Variabel Anak Rat&mta anak yang lahjr Anak l€bih d:ri 2 ( =l anak lebih dari 2 dan 0 jiks tidak) kki-laki pertama ( =l anak pertarna laki_lakD bkilaki kedua (=1 jika anak kedua laki-laki) 2Lk (= I jika kedua anak pertama laki-laki) 2P (=t jika kedua anak penama per€mpusn) Jeni$ kelamin sama(= I jika kedua anak pertama berjenis kelamin sana) varlabel Demograli dan Tenaga Keija Usia ibu Usia i6u nelahirkan Pertama Bekerja urtuk dibayar (= I jika beketja untuk dibuvar) Bekerja (termasuk pekerja tidak dibavar) (=l jika b€kerja) Hari kerja seminggu Jam ketja per minsgu Pendapatanisteri Pendapatansuaml Pengeluaranrumah mngca Rata-ratatahun lama sekolah isteri Rata-ratatahun lama sekolah suami v^ri8'bel Dunfly Jawa dan Luar-Jaw' (=l jika sarflpdl b€radaJawa) Perkotaan-Perdesaan(=l jika sampel bemda di perkotaan)
0,19 0,53 0,51 0,10 0,25
0,05 0,017 0,003 0,003 0,003 0,002
0,56
0,004
0,t31 32,69 0,107 22,1',7 0p l6 025 0,028 0,46 0,040 5,8 0,542 38,7 431.605,14A.024,89 646.l|9,6 41.224,1'l 573.r31,6 29.322,23 0,245 6,76 0,211 0,61 0,41 99.t66
0,l0 0,96
Keterangan: Sampeladalahrumahtanggayangmemilikiisteriyangberumwdari 15hingga49 tahun' ' baru meniiahsekalidanmemilikianakperlamatidaklebihdari 20 nenian karaktersitik tahui. Sarnpelyangdipilih ialahrumahtanggainti ()anghanyaterdiridari AyaI' lbu dan belumpemahmengalami enak).Sampel iuga dipilih darirunnhtanggayanganak-anaknya kematian. Sumber:
danIndividu Tangga 2001,korRumah SUSENAS
Variabel tenaga keq'a dibedakan antara bekerja untuk dibayar dengan bekerja yang termasuk clidaiamnyapeke{a keluarga yang tidak dibayar. Perempuanyang bekeda untuk dibayar sebesar25 persendlri keseluruhanperempuanpada sampel' Bila termasuk dengan pekelja yang tidak dibayar,percentasepekela perempuand1la1 samqelini sebesar46 persen. inl irenuniukl
peri/alu {qlfi'fi.to ortrdi.roflo, Analisa Rurnah langga I I 05 pendapatanyang memangmenjadi milil,nya. para pekeia di pertaniandenganhasilnya yang musrmanakan sulit ditentukan pendapatannya iecara reguier. Karcnanya pendapatan
l--*lj.llu
ataupun gaii,namun jugapenduputa:n darit asitusatra tait yang .l^:yl lta}r uang maupur
Berbeda dengan variabel pendapatan,uariabe'i :1:"1,u* pengeluaran relatif lebih _barang. baik, karena hampir semua rumah tinggu yang disurvei menyebutkanjumlah pengeluaranrumah tangga. Variabel pendidikanbiasanvadioakai sebagaiproksi variabelpendapatanyang dianggap
vanaber pendid;kil'k;;;";i;;iii.ui'lii
l*l^::g::?iakainya oengan pendapatan.Variabel pendidikan
hurungun ,"u.ur,
Wg dipilih adalahlama tahun sekolah. Variabel
rebih. baiki,iffiirrekil;;;;1iigru, lln::ly Tkolil dluneeip drramatkan,mengingat besarkemungkinan
,"r.orur, yung
seseorang yang putus sekolih tidak akanjapui dimasukkan dalam kelomook vang me-naT?tkantingfui ,etotal tert€ntu. -r"f.ofutAkan tetapi individu yang putus sekolahukan masuk dalam varia'bel lu-, t"l,un mengingat satuanyang dipakai adalahtahun sekolah dan bukan tingkat sekotahyang aitamattan. r:t_::l.nlan yangbekerlamemiliki pendapatan rcra_ntaperbutannyasebesar l11]*jl Np +r l.ovJ, semenraraDendaDatan rata_ratasuami tiap bulannyasebisar Rp, 6qe.t9,A. Rata.-rata pengetuaran rumahtangga,sebesar np. SZf.f!+ f".Urian.-iiiianOing"n uu.iuU"t menunjukkanrata-rai lama tahun sekolah i'rt".i Tndiqlkal ,"futiil""ir perbedaannya dibandingkan dengan suami. Rata-rata lama tahun sekolah lsteri"set
berpreferensi untukm€mitiki;at t"-Uur,ui.-'nlg,tu putahatnF f:r:_iT1ll*eea oenganrumah_tangga yang memiliki
anak lebih dari dua, dimanajenis k'elaminaua anak pertama tetap bersifat random. Namun dari jenis keiamin clua yarrggven, fJu_u kittl dapat melihat bagaimanapreferens rumah tangga "nit kelamrn teftadap jenis anak melalui xeputusannyauntuk menambahanak atau tidak. Pilihan-pilihan rumah tangga terhadapjumlah anak sebenamyanerupakan peritaku yang
djma,na rula! tangga6erperilaku a"rg", .""-utriil"-ran utititasatas liXl-i""Y1! terhadapanak. prefqensi rumah tanggatirhadap anut te-yata tidak !::rer€nsrnya
selamanyasoal kuantitas. Melainkan terdapat aspJf kuatit". lumlat ai'.i sendiri, seperti tingkat pendidikan, kesehatandan aspek sosial ekonomi i;"")" "ilili" d",l anat
menginginkan jumlah anakyaig,J,k;;ik;;;;;';",".ya lumrah
:11ff:,.11":^"_T1Ajq aIdK dKan menlngkatkan btaya investasi terhadap
anak, sementaradisisi -d'iiJ"tun lain rumah tangga mengiadapikendatapengetuaran). pentatu ;;;"i i".s *d; rn.ng"nai -akan prererenstrumah ,tangga-teftadapjenis kelaminanak tertentu.Rumahtangga cenderungmenambah anak.bila rumahtanggaberanggapan bahwaieni" kelaminanak dibandingkan kuanritas arrat
106 lJurnal
Ekoromi
dan Pembatrgunan fudonesia
Tabel4 PersenRumahTanggayang Memiliki Anak Lebih Dari Satu JenisKelaminAnak Berdasarkan Fraksi Yrng memiliki Persed JenisKehmin Adsk tembrhrn SrmD€l Ansk Pertemr (l)
Laki-laki
51us , . 46,65
(2) Perbedaan(l)-(2)
0,191 (0,489) 0,338 (0,471) 0,055
_(onD_ Sumbei
Samp€lterpilihSUSENAS2O0l Kor RumahTangga.Starularrlerror beradadalamtanda kurung,
Tabel 4 menggambarkanpersenrumah tanggayang memiliki anak lebih dari satu-Dari 53 persenrumahiangga yang memiliki anak pedamaberjeniskelamin lakiJaki, sebesar39 persen memiliki tambahan anak. Bandingkan dengan rurnah targga yang memiliki anak pertama mereka perempuan, sebesar34 peNen yang memiliki tambahan anak Terlihat adanya perbedaan antata pedlaku rumah tangga dengan anak pertama mereka lakiJaki dengan iumah tat\gga yang memiliki anak pertama perempuan yaitu sebesar 5,5 angka persen.Data statistik menunjukkanbahwa temyata jenis kelamin anak pertama amat berpengaruh terhadap keputusan menambah anak yang kedua Ternuan yang juga amat mengejutkan antara lain adalah rumah tangga dengananak pedama perempuancenderung tidak menginginkan tambahan anak dibandingkan dangan rumah tangga yang memiliki anak pertamabedeniskelamin laki-laki. Hasil statistikini bisa berarti bahwa sebenamya anakperempuanrelatiflebih d'iinginkandibandingkandengananaklaki-lakiTabel5 PersenRumahTanggayangMemiliki AnakLebihDari Dua JenisKelaminArnk Berdasatkan JenisKelamin2 anrk Dcrtamr pada RT fang feitiki onok i'bih dati 2 I laki-iaki, perenpuan
Persen Sampel 44,58
2 laki-laki
30,37
2 P€rempuan
25,05
(l)
Jeniskelarninsama
(2)
I laki-laki, lperempuan Perbedaan0)-@)
kurung.
44,58
Frakl yrng m€miliki anaktambrhm
0,t61 (0,008) 0,540
(0,0r6) 0,508 (0,017) 0,205 (0,010) 0,t6t (0,008) 0,044
;i:,*-
Tabel 5 menunjukkanpersenrumah tanggayang memiliki anak lebih dari dua. Dari 45 persenrumah tangga yang memiliki dua anak pertama mereka bet'enis kelamin campw ('l iaki-laki dan 1 perempuan) hanya sekitar 16 persen yang memiliki tambahan anak, atau anak ketiga. Semenlararumah tqngga yang memiliki dua anak pertama mereka berjenis kelamin sama, yaitu sebesar55 petsen, sekitar 21 persen memiliki anak ketiga. Berati rumah tangga cenderung menginginkan anak denganjenis kelamin campur dibandingkan denganberjeniskelamin samapada dua anak pertamamereka.Dari temuanempiris ini kita dapatsimpulkanbahwaasumsidan pengidentikkananak dengankomoditaskomposit cukup relevan karena temyata rumah tangga, dalam hal preferensi terhadapjenis kelamin sama,lebih menginginkanvariasidalamjeniskelaminanakdan perilakuini sesuaidengan teori ekonomi umum.
,tetufr(u4lu'akJon', peritaku Anatha Rumah Tangga ll07 Di lain pihak rumah tanggadengandua anak pertamamerekalaki_laki,yaitu sebesar30 persen,sebesar54 percennyamemiliki anak ketiga. Bandingkandenganrumah tangga yang memi,iki dua anak pertama mereka bedeDis kelamin perempuan yaitu 25 pers-e-n, sekitax5l pe6en yang memiliki anak ketiga. Berarti teiad'i perbedaandiantaradalam perilaku rumah tangga dimana rumah tangga dengan dua-anak pertama mereka berJenis kelamin perempuancenderungtidak ingin menimbah anak, sekitar 3 angka persen, gtbllqingkan denganrumah tanggadengandua anak pertamamerekaberjeniskiJamin laki-lakiSecara keseluruhanhasii stalistik Tabel 5 menunjukkan konsistensinyadalam hal jenis kelamin anak, dimana anak perempuantampak 11.^h -!1nggaterhadap fi.l*:lti lebih diinginkandibandingkan dengananak lakilaki. Rurnahtanggayang memiiiki anak pertama perempuan maupun dua anak pertama perempuan cenderung snggan untuk rnenambahanakdibandingkandenganrumahtanggayang memiliki anakpenama maupun oua anakpe(ama merekalaki_laki. Preferensidan Alokasi Waktu Rumah Tangga : Temuan Empiris Sesuaidenganmodel dan metodologi,pembuktianempiris yang lebjh dalam mengenai preferensirumahtanggaterhadapjoris kelaminanakdiuraikan.iiului po"urnuun ."gr"r,. Denganmetodeekonometriktrro-stageleast square,2SLS, maka estimasiregresi tirdiri dari dua tahap. Tahap pertama,estimasi dilakukan denganmeregresjvariabe! initrumental, yartu vafiabel memiliki lebih dari dua anak, dargan sejumlah variabel independen, laitu variabel jenis kelamin anak (seperti 3.2 dan 3.3). Setelah eitimasi tahap _persamaan penama,dilakukan estimasilahap kedua, yaitu denganmeregresivariabel tenagakerja d-enganvanabel (memjliki lebih dari dua anak) dan variabel indlpenden .instnimental larnnya (sesuaidenganpersamaan3.1 dan persamaan3.4). pada estimasitahap kedua diperbandingkan dua metodeekonometrikyaitu antarametoie 2SLS denganmetodeOLS. melihat tingkal efisi€nsi dari masing-masingbentik estimasi dan ]ujyan11a .untuk oenmptttesr pada Interpretasistatistik dari hubungan antara variabel fertilitas dengan toragake{a (simultanataukausalitas). Estimasi Tahap Pertama ,lh-"p pertamadilakukanpadapersamaan3.2 dan 3.3, dimanayaiabel memiliki Itjl1":i IeDrndan dua anak diregresiterhadapvariabel independenjenis kelamin anak. Hasil estimasi dipaparkanpada Tabel 6 yang terdiri dari 3 kolom (kolom A, B dan C). Perbedaan masing-masing bagian terletak pada variabel independen yang digunakan, terulamaperbedaanvariabeljenis kelamin anak. pada kolom A variabeljinis-kelamin anak 1ang digunakanadalahvariabel2 anak peftama belenis kelamin scrza. Kolom B, uaiabel j,ents yang digunakan adalah vaiabLl anak penana laki-laki, arci -kdamin anak kedua-laki-laki dar. 2 anak pertama bedenis kelamin sarna. Terakhir kolom C, variabel Jenrskelamlnanakyangdigunakanadalah2 anakpertcmaberjeniskelaminlaki-laki d^n 2 ana.k.perlama belenis kelamin perernpudn. Variabel indlependen lainnya, termasuk vaiabel dummy, tetap sama pada setiap bagian, yaitu variabil usia ibu, usia ibu ketika melahirkan anak pertdmq, Jawa dan Luar-Jawa dan variabel perkotaan_penlesaan (dua variabelindependenterakhirmasukkategorivariabeldummy). Pada kolom A Tabel 6, dua anak pertama denganjenis kelamin sama cenderung mendorongrumah tangga memiliki anak yang ketiga, Ilumah tangga dengan dua anak pertamaberjenisk€lamin sama canderungmenambahanak ketiga dengan kemungkinan sebesar3,39 angkapersen.Nilai ini secarastatistiksignifikan pala ting"katkeyakiian 95 P€rsen. Usia melahirkananak penamajuga signifikanpadatingkat keyakinan95 persen, Seorang lbu yang menunda I tahun usia pertamakali melahirkancend€rungenggan menambah
108 1.1q1rr"1 Ekonomi dan PembangunanTndonesia minus menggambarkan anak ketiga dengan -t"g;fif Fobabilitas sebesar3,48 angka persen-Angka antara Yariabel memiliki an;k lebih dari dua dengan variabel usia y*g rrft"rgJ perta-u. Hasil regresi juga menunjukkan sekitar 12,43 angka persen melahilrkan dari "tiuk lebih rendah probabilita rumah tangga yang beradadi pulau Jawamemiliki anak lebih dua dibandingkan denganrumah tanggayang berada Luar Jawa' Hal serupadenganrumah tangga di pikotaan, sekitar 2,59 angk" per""n lebih rendah .kemungkinannya untuk meil]tiu anak lebih dari dua dibandingkandenganrumah tanggadi perdesaan' Square Ordinary-Leasl Variabel MenilikiLebihDa 2 AnakDenganMejr'Jde Tabel6 Estimasi Variab€l ltrdependen
A
(0'00s9) Anak Kedua hki-laki 2 Anak PertamaBerjenis Kelamin Sama
0,0339 (0,004r)
0,0485 (0,0087) 4,0348 (0,0022)
0,048s (0.0009) -0.0348 (0,0022)
0,01857 (0,0042) 0,02857 (0,0084) 0,0485 (0'0009) -0.0148 (0,0022)
4,1243 (0,022r) -0,0258* (0,0235)
-0,1243 (0,022tt -0,0259* (0,2354)
4,1243 (0,0221) 4,0259* (0,0235)
,;,3"'i
,f'fl$, o'zeo
,f'flii, o'zeo
2 Anak PertamaBerjenisKelamin Perempuat
Usia ibu melahirkan anak pertama V^riabel Dumm! Jawa dan Luar-Jawa Perkot.an-Perdesaan
Konstanta f
(0'0097)
0,0051* (0,0051) 0,0336 (0,0043)
2 Anak PertamaBerjenis Kelamin Laki-laki
Usiaibu
c
B
o,zogo
terpitih' dengan $etodooLS padasampel KeteEngan: K€tigakolorn(A, B danC) diestinrasi danlndividu2001 Kor RumahTa$gga Susenas Sumbei Padakolom B, variabel independenyang digunakanberbedadenganvariabel sebelumnya' yaitu variabel anak pertama laki-iaki dan anak kedua laki-laki' Dai ketiga variabel iersebut(lihat Tabef 6 kolom B), hanya variabel2 anakPertamabetjmis kelaminsama yang menunjukkan signifikan secarastatistik padatingkat keyakinan 95 persen-Sementara uuiub.l onik perts*o loki-low dan variabel anak kedua laki-laki tidak signifikan pada tingkat keyakinan 95 persen.Artinya" jenis kelamin anak pertama taki-laki dan anak kedua lakilaki tidak memiliki efek yang signifikan terhadapkehadiran anak ytng ketiga' Pada kolom C, variabel independenbaru yang diuji antara lain 2 anak pertama berjenis kelamin laki-laki dan 2 anak perlama berienis kelamin perempuan' Nilai dari anak pertama berjenis ketamin lakt-liki maslhkonsisten denganmemberikan arah yang negatif terhadap kecenderunganrumah tangga untuk memiliki anak yang ketiga, sebesar 0,93 ungku persen, Rumah tangga d'engankedua anak pefiama berienis kelamin laki-laki -".--iliti k"c*derungan untuk memiliki anak ketiga sebesar 3,87 angka persen' Bandingkan clenganhmah tangga dengan kedua anak pertama berienis kelamin p"r".p7on, kecenderunganuntulimemiliki anak ketiga lebih rendah, yaitu sebesar2,86 angka'persen. Dua variabel independen lang baru menunjukkan signifikan pada tingkat keyakinan sebesar95 persen. Temuan ini semakin menunjukkan bahwa anak perempuan cenderunglebih diinginkandibandingkandengananaklaki'laki. Hasil dari estimasi tahap pe(ama dan deslcipsi statistik sebelumnyatampaknya-berbeda dengan kesimpulan beberapaahli mengenai preferensi orang tua terhadapjenis kelamin' Oraig tua, terutama di negara betkembang, diyakini lebih menginginkan anak dengan
,rqun&h,t"t\$klono, Artdlie Perilaku Rumah Tanqga ll09 jenis lelamin laki-laki (Sen 1989, Angrist dan Evars 1998). Anak taki-laki dianggap memiliki posisi yang penting dalam prosesproduksi dan atiran ekonomi dalam rumah tangga.Dalam masyarakatpertanian,laki-iaki mengambilporsi besardalam mekanisasi pertanian maupun aktivtas 'berat' lainnya. Agak berbeda dengan perempuanyang hengambil bagianterkecildantidak banyakmembutuhkantenaga(Boserupl9g9). Penjelasanempiris atas kolom C Tabel 6 tampak berbedadengantemuan penelitian sebelumnyadan interpretasinyabisa dikaitkansecarasosiologisrnaupunekonomis.Hasil empiris ini menunjukkanbahwa, secara.ekonomis, anak perempuanlebih dinginkan karenapada akhimya ia diharapkan dapat menjadi ,pengasuh; bagi Lrang tua di masatua. Orang tua yang tidak memiliki kekayaan atau tabungan di masa tua akan lebih menginginkantinggal di tempattinggal anak perempuandibandingkand€ngananak laki_ tat
SAhA.
Bagian ini akan memperlihattingkat efisiensidari dua penggunaanmetodeesumasryang berbeda laitu antara metode oLS dengan zsl-s. Dengan !-erbedaan dari kedua estimas'i setidaknya.akan memberikankita pemahamanyang l"bit bilk mengenaihubunganantara renrrrtas dengan atokasj waldu dalam rumah tangga. Tentu ini berimplikasi pada hter?retasi terhadaphubungansecarastatistik diantam keduanya,
tt0 lJurnal
Indonesia Ekonomi dan Pemlcangunan
Fertilitas dan Alokasi Waktu Isteri Hasil regresi OLS pada variabel ketenagakerjaanisteri menunjukkan bahwa rumah tangga yang memiliki anak lebih dari dua cenderungmengurangisekitar 5,13 angka persen probabilitas isteri (ibu) untuk bekerja. Hasil yang diperoleh dengan metode 2SLS memberikan kecenderunganyang samameski nilainya jauh lebih besar, yaitu sebesar9,8 angka persen probabilitas isteri (ibu) untuk bekerja yang berkurang sebagai akibat tambahan anak. Melalui perbandingrr stqndard erzor masing-masing estimasi, metode OLS menghasilkan nllai standard.error yang lebih rendah yaitu sekitar 0,009 dan metode 2SLS sedikitlebih besarFitu 0,012. Variabel jam kerja dan hari kerja menunjukkan hubungan yang negalif terhadap variabel fertilitas. DenganmetodeOLS, ibu yang memiliki lebih dari dua anak akan mengurangi sekitar 0,07 hari k€rja dan 1,3 jam kega setiapminggunya.Hasil yang diperoleholeh 2SLS sebesar0,06 hari keqa dan 1,7jam ke4'apermingguyang berkuang akibatmemiliki anak lebih dari dua. Dari hasil regresi pada kedua variabel tersebut, hari dan jam kerja' tsrlihat metodeOLS lebih baik dibandingkandengan2SLS. OrdinaryL€ast IsteridenganMetode Tabel7 EstimasiVariabelKetenagakerjaan Square(OLS)danTwo-stageLeastSquare(2SLS) Vnrirbet instrumenral
@
Memiliki Lebih dari 2 anak V&rirbel Dependen Bekerja (mtuk dibayar) Hari Kerja/Minggu Jrm Kerja/Minssu t og- Pendapatan l-ama sekolah
2SLS
OLS
JeoisKelemlnsamr 4,0513 (0,009) 4,065 (0,278) -1,251 (0,299) 4.t04 (0.024) -0,681 (0.081)
-0,098 (0,012) -0,064* (0,043) -l,698 (0,532)
4.355 (0.042) -t,664 (0,16?)
koeffisiendati variabelMemiliki lebih dari dua Keterangan:Tabetdiatasmenggambarkaa padapersamaan 31 dan3.2 3l-34. Untukpersamaan anakdengan estimasi ialahanakpertamalaki-lakidananakkedualaki-laki. ,indikatotyangdigunakan anakpertama,variabel Variabellain ialahusisibu, usiaibu k€tikamelahirkan perd€saan. untukkolom2SlS, Selnentam .lummyl^ws-I]u^rl^\'tx danperkotaan estimasidilakukandenganinsftimenduaanakpertamaberjeniskelaminsama. 3.3dan3.4. yangdigunakan untukestimasi 2SLSadalahpersamaan Persamaan * tidaksignifikanpadatingkatkeyakinan 95% SumberI
Kor Individudanrumahtaflgga2001. Sarnpel terpilihdariSusenas
Dari hasil estimasi OLS, memiliki anak lebih dari dua menyebabkan pendapatan isteri yang bekela berkurang sebesal 10,4 persen setiap bulannya. Lebih besar dampaknya berdasarkanmetode 2SLS, dimana pendapatanlang berkurang sekitar 35,5 persen sexiap bulannya sebagai akibat memiliki lebih dari dua anak. Ini konsisten secam teori karena dengan adanya anak tambahan, ibu akan mengurangi waktunya di pasar tenaga keqa. 'potensial' Akibatnya p€ndapatan)ang 'potonsial' didapat menjadi berkurang (pendapatan merupakanbentuk opportunity cost dui alokasi waktu). Dalam estimasi atas sejumlah variabel dependenteftentu terlihat bahwa baik metode OLS maupun 2SLS sama-sarnamenunju'ld€n signifikansi )€ng tinggi. Umumnya hasil yang diperoleh melalui metode OLS lebih kecil namun lebih tepat dibandingkan denganmetode 2SLS, Sebagianekonom beranggapanbahwa hubungan antara fertilitas denganpenawaran
.1W6,{uta \4i'aktotu, A^alisa Rumah Perilaku Tanqga | 11l tqagakeia jaintly determined, karena diternukanbaik hasil estimasi ZSLS maupun OLS memberikan-kekuatan estimasi yang serupa (Abadie, Angrist and Imben; l99g). )ementara dan hasrl estimasi diatas sepertinyalebih menunjukkanbahwa hubungan tersebutbersifal kausal.Ini disebabkankarenatingkat efisiensidari hasil estimasiOLS diatasrata-ratadua kali lebih efisien dibandingkan dengan2SLS. Fenilitas dan Alokasi Waktu Suami Selama ini diyakini bahwa fertiliras sama sekali tidak berpengaruh terhadap variabe) tenagakerja suami.Dari hasil estimasidiatasditemukanadanyainteraksi antaravariabel tenagakerja suami denganfetilitas. Meski relatif kecil dan cenderungtidak sienifikan. suami pada rumah tangga yang memiliki anak lebih dari dua cendering menin'gkatkan probabilitasbekeqadi pasartenagakeda sebesar0,072 angkapersen(lih; TabeaS pada estimasi OLS). Hasil estimasi 2SLS memberikangambaranyang sebalilrny4 dimana tambahan anak ketiga membuat probabiljtas untuk beke a pada suimi berkurans. Secara teoritis,hasil_2SlS ini cukup menggugahmengingarkaius di lndonesiakeingirianuntuk mengurangi keputusan bekerja, terutama suami yang umum diartikan sebagai kepala keluarga,merupakankeputusanyang mewah dan matal (Oey-Cardiner1999):Bila'kita bandingkankedua hasil tersebut,perbedaaneffisiensi dalam estimasi tidak terlampau besar.Nilai standard error yang dihasilkandari estimasiOLS sekitar 0,002 semeniara 2SLS sebesar0.004. Hari dan jam kerja perminggu pada variabel tenagake{a suami menunjukkan arah vektor yang sama di kedua metode. Pada metode OLS lahimya anak yang lebih dari dua menyebabtan hari ke{a berkurang sekitar 0,00566 hari perminggu dan 2SLS mendapatkansekitar0,00975,Meski hari kerja cenderungberkurang,lamkeqa permtnggu jushu bedambah sebagai akibat memiliki anak lebih dari dua. Metode OLS menprediksikan sekitar 0,1676 tambahanjam kerja perminggu. Dan metode 2SLS memFedikikan tambahanjam keDayang lebih besar,yiitu sebeiar0,3613jam kei a per minggu. Bila hari.keqa cenderungmenumn sementarajam keia justru bertambahper mlnggunya,berarttJam kerja suamisemakrnbenambahperharinya. Tabel8 EstimasiVariabelKetenagakedaan Suamidengan Metode Metod€ Estimrsi
Verlabelinstrumental variabel Dependen Bek€rja (mtuk diba)"r) Hari Kela/Minggu Jam Kerja/Minggu Log-Pendapatan Lama sekolah
0,00072 (0,002) -0,00s66
(0,0 r8) 0,16706 (0,236) 4_O24 (0.0109) -0,56014* (0,0?3)
{,00306 (0,004) 4,00975 (0,034) 0,36103 (0,419) -0.129 (0.023) -t,39704* (0,182)
Keterangan: Tabel diatas manggambarkankoeflisien dari vdsbel Memjlikj )ebjh dai dus znak denganestimasipadapersamaan 3.1-3.4dan variabeldependen yang digunakanadalah vari€belt€nagakerja suami.Untuk persamaan 3.1 dan 3.2, indikatoryang digunakan ialah anak pertarnalaki-laki dan anak k€dualaki-taki.Variabelvan; larn ialah usja suami, variabeldummy Jawa-LuarJawa dan perkotaanpe.desaan, Iemenura ,rntux kolom 2SLS, estimasidilakukan denganinstrumendua anik pertamalaki_laki atau dua anak pertama perernpuandan instrumen dua anak p€rtama berienis ketamrn sama. Persamaan yangdigunakan j..] danJ.4 . unlukestimasi25l"Spersamaan Sumber: SampelterpilihSusenas Kor Ind;vjdudanrumahtangga2001.
112 lJurnal
Ekono&i dan Pembangunanrndonesia
Pada perbandinganpendapatan,metode OLS memprediksikan bahwa suami dengan anak lebih dari dua, pendapatannya c€nderung mflruun s€besar 2,4 persen perbulannya. Penurunanyang lebih besarditemukandenganmetode2SLS yaitu sebesar12,9 persen perbulannya.Dari perbandinganini antara 2SLS denganmetode OLS terlihat bahwa OLS lebih efisienmeskinilai koeffisienpadaOLS lebih kecil. Sebagian besar estimasi variabel tenaga keda suami terhadap fertilitas tidak signifikan 0ihat Tabel 8\. Ini bisa disebabkan antan lain karena kebanyakan rumah tangga cenderungmenekankanurusan mengasuhanak sepenuhnyapada istcri. Dengan kata lain' suami memiliki kesempatan mentransfer beban dari bagian waktunya untuk mengasuh anak kepada isteri. Akibatnya fertilitas memiliki efek yang sangatkecil terhadapperilaku alokasi waktu suami. Meski demikian arah veltor dari masing-masing variabel lebih banyak yang berhubungansecaranegatif terhadapfertilitas. Suami yang Tidak Altrulstik dan Rumah Tangga yatrg Tidak Demokratis: TawarMenawar Alokasi Waktu Hasil regesi menunjukkanvariabeltenagakerja isteri cenderunglebih sensitif tei'hadap angka-angkafertilitas dibandingkandenganvariabeltenagakega suami. Sensitivitasini bisa disebabkanoleh sejumlah faktor sosial'ekonomi, seperti streotip bahwa isteri adalah pihak yang paling bedanggung jawab dalam mengelola persoalan domestik rumah tangga menyebabkan hadimya semacam sangsi ataupun tekanan sosial terhadap aktivitas perempuandi dunia publik. Akibatnya utilitas bekerja di rumah lebih besar dibandingkan dengan di pasar tenaga kerja. Diskiminasi tingkat upah (pendapatan)maupun pekeqaan juga membuat isteri merasa lebih baik mengalokasikansejumlah waktunya untuk mengurusrumah tanggadari pada masuk ke pasartenagakeda. Faktor lain bisa datang dari perbedaantingkat pendapatanantara suami denganisten yang besar. Perbedaanpendapatan yang besar memberikan efek psikologis pada isteri' yang mendorongnyauntuk mengurangiaktivitasbekela di pasartenagakerja. Gronau(1981) menemukanbahwa isteri dari suami yang berpendapatanlebih besar cendsrungberkurang aln'ivitasnya di Fasar tenaga kerja. Killingworth dan Heckman (1987) mernperlihatkan bahwa keputusanisteri untuk beke{a (dalam kasusperernpuanyang telah menikah) sangat orat kaitannya dengan variabel tenaga keia suami. Koterkaitan itu muncul ketika tedadi bargaining dalam pengelolaan rumah tangga, seperti seberapa banyak masing-masing pasangan(baik isteri maupun suami) melakukanaktivitas dilual rumah, Atau seberapa bagian dan sejauhmana masing-masingpasanganmenyibukkandalam fiusan domestik rumah tangga. Kasus sep€Iti ini merupakan bentuk konket datrtbargaining yang umum ditemui dalam wilayah mi'kro rumah tangga. Pada akhimya, proses intemksi dan bargaihing akan bermuara pada aspek maksimalisasi utilitas. Perdebatankemudianmuncul, bila maksimalisasiutilitas itu merupakanbentuk final dari interaksi tersebut,lantas dalam satuan unit analisis rumah tangga, utilitas siapakahyang harus dimaksimalkan?Becker (1991) menjawab bahwa utilitas kepala rumah tangga merupakan refleksi atas utilitas rumah tangga. Dengan demikian memaksimalisasikan util'itas kepala rumah tangga akan dengan senditinya total utilitasrumahtangga.Ini terjadi bila diasumsikanbahwakepala memaksimalisasikan rumah tangga memiliki sifat altruis, sehingga ada semacam aliran utilitas dari kepala rumah tanggake anggotarumah tangga yang lainnya. Killingsworth dan Heckman (1987) meragukanpremis tersebut dengan mengajukan pertaryaan mendasar, apakah memang pemah ada dalam satu rumah tangga terdapat proses untuk menentukansiapa yang berhak menjadi kepala rumah tangga. Keraguan lain juga men'"ngkut premis bahwa utilitas kepala rumah tangga merupakan refleksi atas
gut,Yudo,t4ba|tob, Peilaku Rumah Annlisa Tangqa IIII tenzga ksqa jointly d.eteft ined,karct\a ditenukan baik hasil estimasi 2SLS maupun OLS memberikan kekuatan estimasi yang serupa (Abadie, Angrist and lmbens t998). Sementam dari hasil estimasi diatas sepertinya lebih menunjukkan bahwa hubungan tersebut bercifat kausal. lni disebabkan karena tingkat efisiensi dari hasil estimasi OLS diatas rata-ratadua kali lebih efisien dibandingkan dengan2SLS. Fertilitas dan Alokasi Waktr Suami Selama ini diyakini bahwa fertiliras sama sekali tidak berpengaruh teftadap variabel tenagake{a suami,Dari hasil estimasidiatasditemukanadanyaint€raksiantaravariabel tenagakeda suami denganfertilitas. Meski relatif kecil dan cenderungtidak signifikan, suami pada rumah lanrya yang memiiiki anak lebih dari dua cenderung meningkatkan probabilitasbeke{a di pasartenagakerja sebesar0,072 angkapersen(lihat Tabel 8 pada estimasi OLS). Hasil estimasi 2SLS memberikangambaranyang sebaliknya,dimana tambahan anak k€tiga membuat probabilitas untuk bekerja pada suami berkurang. Secam t€oritis, hasil 2SLS ini cukup menggugahmengingatkasusdi Indonesiakeinginanuntuk mengurangi keputusan bekerj4 terutama suami yang umum diartikan sebagai kepala keluarg4 merupakankepulusanyang rnewah dan mahal (Oey-GardinerJ999). Bjla kjta bandingkankedua hasil te$ebut, perbedaaneffisiensi dalam estimasi tidak terlampau besar.Nilai standard error yang dihasilkandari estimasiOLS sekitar 0,002 sementarc 2SLS sebesar0,004. Hari dan jam keq'a perminggu pada variabel tenaga keia suami menunjukkan arah vektor yang sama di kedua metode. Pada metode OLS lahimya anak yang lebih dari dua meny€babkan hari kerja berkurang sekitar 0,00566 hari perminggu dan 2SLS mendapatkansekitar0,00975.Meski hari kerja cenderungberkurang,jam keia permrnggu justru bertambah sebagai akibat memiliki anak lebih dari dua. Metode OLS memprediksikansekitar 0,1676 tambahanjam kerja perminggu. Dan metode 2SLS memprediksikantambahanjam kerja yang lebih besar,yaitu sebesar0,3613jam keija per minggu. Bila hari kda cendenrngmenurun sementalajam kerja justru bertambahper minggunya, berarti jam keda suami semakin bertambahperharinya. Tabel8 EstimasiVariabelKetenagakerjaan SuamidenganMeiode Onlinary-Least (OlS) danTwo-Stage Square (2SLS) LfastSquare
MemlllKl LeDlnoirr I anaR
VarirbelDependen B€keda(untukdiba'"t) Hari Ke'ja/Minssu Ja,nKerjalt4inggu [rg-Pendapatan Larnas€kolah
oLs
2sr,s
-
Jenis Kelanin Sa|na
0,00072 (o,oo2) -0,00566 (0,018) o,t6706 (0,236) 4.024 (0.0109) -0,56014*
-0,00306 (0,004) -0,00975 (0,034) 0,36103 (0,419) -0.129 (0.021) -t,39',704*
I< denganestimasipadapersamaan 3.1-3.4dan variabeldependen yang djgunakanadalah variabel tenagakerja suami. Untuk persaftaan 3.1 dan 3.2, indikator yang digunakan ialah enak p€rtamataki-iaki dan anak kedualak;laki. Variab€lyang lain ialah usia suami, variabel dummy Jawa-Luar Jawa dan perkotaan perdesaan.Sementamuntuk kolom 2SIS, estjmasjdilakuka, denganinsrrumendua anak pertamalaki-laki atau dua anak pertama perempuandan instrumen dua anak pertama bojenis kelamrn sama. Persam.aah yangdigunakan untukestimasi2SLSDersamaan 3.3dan3.4 . Sumber:
SarrDelterpilih SusenasKor Individu danrumahtangga20Ot.
ll2 lJurnal
Ekonomi dan PenbangunanIndonesia
Pada perbandinganpendapatan,metode OLS memprediksikan bahwa suami dengan anak lebih dari dua, pendapatannya cenderung menurun sebesar 2,4 Persen perbulannya. Penurunan yang lebih besar ditemukan dengan metode 2SLS Fitu sebesar 12,9 persen perbulannya. Dari perbandinganini antara 2SLS denganmetode OLS terlihat bahwa OLS lebih efisien meski nilai koeffrsien padaOLS lebih kecil. Sebagianbesar esximasivariabel tenagake4a suami terhadapfertilitas tidak signifikan 0ihat Tabel 8). Ini bisa disebabkan antaru lain karena kebanyakan rumah tangga cenderungmenekankanurusanmengasuhanak sepenuhnlapadaisteri. Dengankata lain, suami memiliki kesempatanmenftansfer beban dari bagian waldunya untuk mengasuh anak kepada isteri. Akibatnya fertilitas memiliki efek yang sangatkecil xethadapperilaku alokasi wallu suami. Meski demikian arah vektor dari masing-masing variabel lebih banyak yang berhubungansecaranegatif terhadapfertilitas, Suami yang Tidak Aliruistik dan Rumah Tangga yatrg Tidak Demokratis: TawarMetrawar Alokasi Waktu Hasil regresimenunjukkanvariabeltenagakerja isteri cenderunglebih sensitifterhadap angka-angkafertilitas dibandingkandenganvariabeltenagake{a suami. Sensitivitasini bisa disebabkanoleh sejumlahfaktor sosial-ekonomi,sepertistreotipbahwa isteri adalah pihak yang paling bertanggungjawab dalam mengelola persoalandomestik rumah tangga menyebabkan hadimya semacam sangsi ataupun tekaran sosial terhadap aktivitas per€mpuandi dunia publik. Akibatnya utilitas bekerja di rumah lebih besat dibandingkan dengan di pasar tenaga keqa. Diskriminasi tingkat upah (pendapatan)maupun pekeqaan juga membuat isteri merasa lebih baik mengalokasikan sejumlah waktunya untuk mengurusrumah tanggadari pada masuk ke pasartenagakegaFaktor lain bisa datang dari perbedaantingkat pendapatanantam suami denganisteri yang besar. Perbedaanpendapatan yang besat memberikan efek psikologis pada isteri, yang rnendorongnyauntuk mengurangi aktivitas bekerja di pasar tenagakerja. Gronau (1981) menemukanbahwa isteri dari suami yang berpendapatanlebih besar cenderungberkurang aldivitasnya di pasar tenaga ke{a. Killingsworth dan Heckman (1987) memperlihatkan bahwa keputusanisteri untuk beke{a (dalam kasusperempuanyang telah marikah) sangat emt kaitannya dengan variabel tenaga kerja suami. Keterkaitan itu muncul ketika tedadi bugaining dalam pengelolaan rumah tangga, seperti seberapa banyak masing-rnasing pasangan (baik isteri maupun suami) melakukan al$ivitas diluar rumah. Atau seberapa bagian dan sejauhmana masing-masingpasanganmenlbukkan dalam urusandomestik rumah tangga. Kasus scp€rti ini merupakan bentuk konl(Iet dai bargaining )ang umum ditemui dalam wilayah miloo rumah tangga. Pada aklimy4 proses interaksi dar, bargaining akan bermuara pada aspek maksimalisasi utilitas, Perdebatankemudianmuncul, bila maksimalisasiutilitas itu merupakanbentuk final dari interaksi te6ebut, lantas dalam satuan unit analisis rumah tangga, utilitas siapakahyang harus dimaksimalkan?Becker (1991) menjawab bahwa utilitas kepala rumah tangga merupakan refleksi atas utilitas rumah tangga. Dengan demikian memaksimalisasikan utilitas kepala rumah tangga akan dengan sendirinya total utilitasrumahtangga.Ini tcqadi bila diasumsikanbahwakepala memaksimalisasikan rumah tangga memiliki sifat altruis, sehinggaada semacamalimn utilitas dari kepala rumah tanggake anggotafumah tangga yang lainnya. Killingsworth dan Heckman (1987) meragukanpremis tercebut dengan mengajukan petanyaan mendasar, apakah memang pemah ada dalam satu rumah tangga terdapax prcses untuk menefltukan siapa yang berhak menjadi kepala rumah tangga. Keraguan lain juga menyangkut premis bahwa utilitas kepala rumah tangga merupakan refleksi atas
.Iegun(u{o @iaksona Analie Perilaku Rumah langga lll3 utilitas anggotarumah tanggayang lain. Pollak (2002) mengkritjsipengertian,alhuistik' Becker yang dianggapmengaburkanbagi kalanganumum. [a mengatakan "The dfficwlty zaith "alhuistic" is that Becker'sterminologyoften mnflicts uith oldinary usage.For ezample,Beckerforces us to sny that the wife zaho wenls her husband to spend more time jogging and less time watching teboisionis nonaltruistic-" Keraguankonsep altruismepada suami, yang secaramutlak dianggapsebagaikepala rumahlangga,membawakita padamodelbaru rumahtangga.Lundbergdan pollak (2001) berargumenbahwa effisiensi oltcozes dari rumah tangga,tidak akan dapat dicapai kecuali masing-masingpihak (isteri dan suami)secarabersama-sama membuatpersetujuanuntuk menentukankeputusandalam rumah tangga. Tanpa adanyakesepakatan bersama,tidak akan tercapai effisiensi dari sebuah pemikahan (.umah tangga). Umumnya, ketidakeffisienanini membukaaltematifadanF perceraian.Lundbergdan pollak (200t) juga berargumenbahwa daya tawar dipengaruhioleh tingkat pendidikan.Makin tinggi tingtat pendidikansesorangsemakinbesarpula daya tawamya.Bekerja di pasartenaga kerja, lapanganpekeqaandan pendapatanyang diperolehmasing-masingpasangan juga mempengaruhidaya tawar, Sesuatuyang menarik dari sekianbanyakperdebatanitu ialah adanyakenyataanbahwa k€putusanbekerja atau variasi tenagakerja isteri tidak semata-matad'itentukan dari asDek eksternalisteri, yang umum diyakini sebagaifaktor utama.Faktor intemal lemyaraj;ga memiliki pengaruhyangpenting,sepertikeadaandi dalamrumahtanggaitu sendiri. Meski secara faldual kita mengetahui adanya tawar menawar dalam rumah tangga, temyatamasihtetapsulit untuk mencaribesam.-besaran terukurmeng€nai interaksiantara -variasi variasi tenaga ke{a isteri dengan kondisi rumah tangga maupun tenaga kerja suami. Studi yrng menarik mengenaiini dilakukanoleh Cronau (tg8t). Gronaumelihat perbedaanpendapatansuami denganisteri temyata berpengaruhterhadapkeputusanisteri untuk_bekerja di pasar tenagaket'a. Semakin besar pendapatansuami, isteri semakin banyak mengalokasikanwaktunya untuk beke{ a dalam rumah tangga. Secaratelcris agak sulit untuk melakukanstudi yang samadenganstudi Cronau (l9gl), karena kebanyakan individu yang bekerja dalam rumah tangga tidak melaporkan pendapatannya. Hal paling memungkinkanialah mengganti variabel pendapatan _yang suamrdenganpengeluamnrumah tangga.Kemudian kita asumsikanpendapatansuami rumah tanggaberhubungansecaralinear dan proporsionalterhadappengeluaran rumah t:nggl. D_engandemikian gambaran tawal menawar dalam rumah tangga bisa kita dapatkandenganmerestriksipengeluaran dan membaginyasecamkuintil. Restriksi variabel merupakan salah satu metode regresi yang dilakukan hanya pada sub populasi tertentu. Tujuannya ialah untuk melihat perilaku secara spesifii fada sub populasj berdasarkan pada variabel yang direstriksi. Di sini variabei yang di .tertentu restriksi ialah variabel pengeluaran rumah tangga. Bentuk restriksi itu sendiri memakai sistem kuintil dari pengeluaran rumah tangga. Bila variabel pengeluaran rumah tangga dijadikan restriksi, maka variabel pendapatanisteri tidak dapai dilunakan dengan tujuan untuk menghindari te{adinF mujtikolinearitas. Sebagai pengganii variabel pindapatan kita dapat menggunakanvariabel lama tahun sekolah isteri. Hi-sil regresi dengan mitode restriksi pengeluaranrumah tanggadapatdilihat di Tabel 9 dan l0.1abel 9 merupakan hasil regresi dengan-metodologi OLS. SementamTabel l0 merupakanhasil tegresi denganmetode2SLS. Dari kedua tabel dapat dibandingkanvariasi di setiap kelompok pengeluaranrumahtangga.
Ekonomi dan Pehbangunan rndonesia
114 lJurnal
Restriksi PengeluarandenganMetode OLS Dengan variabel dependenkeputusanibu bekerja, koeffisi en memiliki lebih dari dua anak pada=Tabet7 secala konsisten memberikan amh vektor yang sama dengan hasil estimasi iegresi pada Tabel 9, yaitu arah yang negatif. Hasil yang menarik ialah adanya keienderungansemakinturunnya keputusanibu untuk bekerja seiring dengansemakin besarnya kilompok pengeluaran rumah tangga. Pada kelompok pengeluanan20 pe$en terbawah, sebesar 3.3 angka percen penurunan probabilitas ibu untuk beket'a sebagai akibat hadimla tambahananak kotiga. Pada kuintil 2, probabilitasibu untuk bek€da berkurang sebesar3,1 angka persen akibat adanya tambahan anak yang ketiga' 5,1 poin pada kui;til 3 dan semakin turun hingga pada kelompok 20 persen teratas turun sebesar 6,6 angkapersenprobabilitasibu untuk bekerja. Ruma]r Tabel9 EstimasiVariabelTenagaKerjalstri denganRestriksiPengeluaran MetodeOLS Tangga KUINTlL
VrrhbelDependen
234 -0,031
Bek€rja (Mtuk dibayar)
-0,033
(0,0r)
(0,0r)
Hari Keda/Minggu
-0,161 (0,0s5) -1,341 (0,ssl) -0,s36
-0,076 (0,039) -r,571 (0,574) 4:725
(0,009) 4,108 (0,041) :2,41'7 (0,438) 4,',731
(0,01s) 4,t'74 (0,061) -2,853 (0,800 -1,012
(0,014) 0'069* (0,069) {,301* (0,686) 4,779
(0,07?)
(0,120)
(0,101)
(0,151)
(0'100)
Jan KerjtMinggu Lama sekolah
koef{isienvariabelMemiliki lebih dai dua anakdengan KeteBngan:Tabel diatasmenggambarkan ialahanakpertama laki-lakidananakkedua Indikstoryangdigunakan restriksipengeluaran. variabel anakp€rtama, lakrbki Va;abelyanglainialahu;iaibu,usiaibuketikamelahirkan dummy Jawa-LuatJawa dan pe*otaan perdesaanRestriksidilakuk'n atas variabel di daiamtandakurung' pengeluaran rumahtangga.Standaderrorterdapat * tidak$ignifikan padatingkat 95% k€yakinan Sumber:
Kor lndividudanrumahtangga2001. ter?ilibdariSusenas Sampel
Pola menurunnyakeputusanuntukbekerjaseiringdengankenaikankelompokpengeluaran rumah tanggaserup; dengankenyataanempirisyang ditemukanoleh Gronau(1981) pada perempuanIsrael. Hasil empi s ini juga serupadenganhasil studi Angrist dan Evans (teeaj. Uat in besarpengeluaranrumah tangga(yang linear denganpendapatanrumah iangga), berdampak pada perilaku isteri yang semakin besar pula kemungkinan alokasi waktunya pada aktivitas selain di pasartenagake{a. Dari hasil empiris ini' tampaknya isteri yang berada pada kelompok pengeluaranterbesar, kuintil 5, memiliki daya tawarmenawar yang relatif lemah dibandingkan dengan isteri dari kelompok terbawah. Ini diindikasikan dengan kenyataan isteri yang berasal dari kelompok kuintil t€rkaya lebih sensitif dibandingkandenganisteri dari kelompok termiskin dalam hal substitusiwaktu antara bekeda di pasar dengandidalam rumah tangga.Tidak sensitifnya keputusanalokasi waktu (bukan jumlah waktu) isteri dari kelompok termiskin terhadap tambahan anak ketiga sangatdimungkinkankarenaisteri dari kelompok ini ikut menjaditulang pungung ekonomi rumah tangga. Hari kerja dan jam kerja permitrggu tidak menunjukkanpola. Terlihat ibu dengan kelompok pengeluaranrumah tanggatermiskin mengalamipenurunanpaling besarbaik jam maupun hari kerja dibandingkan dengan ibu dari kelompok terkaya. Sekitar 0,161 tra.i t<e4a ibu perminggu yang berkurang sebagai akibat adanya anak ketiga pada kelompokrumah tanggatermiskin.Nilai ini signifikanpadatingkat keyakinan95 persen' Sementaratambahan anak ketiga bagi istvri dari kelompok pengeluaran rumah largga terkaya tidak signifikan mempengaruhi maupun mengulangi hari keqa isteri. Malah arah hubungannya positil yang berarti isteri dari kelompok pengeluaran terkaya cenderung
.reguft Rumah Tangga ffitoldiraktom, Analisa Perilaku lll5 m€nambahhari kerla sebagaiakibatmemiliki anaklebih dari dua.Perbandingan jam keda, pada isteri dari kelompok rumah tanggatermiskin menunjukkanpenurunansekitar 1,35 jam kerja permingguakibatmemiliki anaklebih dari dua.Berbedasekalidenganisteri dari kelompok pengeluararl rurl.ah tangga t€.atas yang dampak dari memiliki anak lebih darj jam keqa. dua samasekalitidak signifikanmempengaruhi Hal ini menggambarkan bahwakelompokrumahtanggaterbawahlebih sensitjfdalamhal variasi jam dan hari keqa terhadap kehadiran anak lebih dari dua dibandingkan dengan kelompok rumah tangga teratas. SensitifnF isteri yang telah bekeqa dari kelompok pengeluarantermiskin menunjukkanbahwa posisi tawar menawar isteri dalam rumah tanggapada kelompok ini relatif lebih lemah dibandingkandenganisteri dari kelompok pengeluaran terbesar, Tampaknya isteri yang telah bekela dari kelompok pengeluaran terbesarmampu 'memaksa'suamiuntuk ikut ambil bagiandalam urusandomestikrumah tangga.Akibatnya beban dari mengasuhanak tidak sepenuhnyaberadapada isteri dan isteri masihmampumengalokasikan waktunyauntuk bekeriadi pasartenagakerja. Perbandinganhasil empiris antaxayariabel keputusanisteri untuk b€kerja denganjam dan hari kerja menunjukkan adan)" perilaku yang menarik dari rumah tangga. Bila dilihat dari aktivi-tasbekerja saja,ist€ri yang bekeqa untuk mencaripendapatanlebih banyakberada padakelornpoktermiskindibandingkandenganisteri padakelompokterkayameskirumah tanggatersebutmemiliki anak lebih dari dua. Akan tetapijumlah jam dan hari ke{a dari isteri yang telah bekerja dan beradapada kelompok rumah tanggaterkayatidak sensitif termiskin. leftadap kehadirananakdibandingkandenganisteri dari kelompokpengeluaran Dari iasil empiris ini dapat diinterpr€tasikan bahwa isteri }?ng bektda dari kelompok rumah tangga-termiskincenderungmemiliki waktu bekeda yang fleksibel dibandingkan denganisteri dari kelompok pengeluaranterkaya, dimana merikalisteri dari rumah taigga termiskin) dapatmenguangi sewaktu-waktujam ke1;anya.Fleksibelnyawaktu isteri da termiskin karena memang kebanyakan isteri dari kelompok ini lebih banyak ]celompok bekegadi selilorinformal (lihat Tabel 1l dan Tabel 12 padaapendii6).Tidak sensitifnya jumlah hari dan jam keqa dari isteri kelompok terkaya,tentunya selain waktu bekerja mereka yang relatif tidak fleksibel, secara tidak langsung iapat diakibatkan olih pendapatan_mereka. Isteri yang bekerjadari kelompokterkayu-e-iliki pendapatanyang relatif lebih tinggi dibandingkan dengan isteri dari kelompok terrniskin sehinggi memungkinkanmereka untuk memiliki daya tawar ).ang lebih tinggl rerhadapsuaii. Attinya market yalue dai aktivitas masing-masing pasanganamat berpengaruhiefiadap kekuatantawal-menawar dalam alokasi walctu. Lama tahun sekolah berhubungannegatif terhadap kehadiran tambahan anak )ang ketiga pada sotiap kuintil. Pengaruhdari kehadirantambahananak yang ketiga terbesarpada isteri dcngan kelompok pengeluaranrumah tangga terbesar.Bili kita;sumsikan lama tahunseko-lah linear denganpendapatan, makaberkurangnyapendapatan(ataupendapatan 'p_otensral')rsten dalam kelompok pengeluaranrumah tangga teratas lebih besar dibandingkandenganisteri dalamkelompokpengeluaran terbawatr. Restriksi P€ngeluarandengan Metode 2SLS Restriksipengeluarandenganmetode2SLS tidakjauh berbedadenganregresi2SLS biasa. Perbedaannyaialah regresi hanya dilakukan pada sub populasi yang didasarkanpada p€ngeluaran rumah tangga. Vaxiabel insfum€ntal yang digunakan ialah neniliki lebih dari dua anak denganregresi terhadap yaiabel d d arak perktaa berje is kelqmin sama
(s).
Hasil .estimasi restriksi dengan metode 2SLS pada variabel d,ependenBekerja, menunjukkan pola, dimana semakin besar pengelualanlumah tangga, menunjukkan sernakinkecil keputusanibu untuk bekega di pasartenagakerja. Haiil yang ko;sisten diperoleh pula dengan metode OLS. Akan tetapi estimasi dcngan metode 2SLS
116 l,furinal Ekonomi dan pembangudanrndonegla isteri untuk bekerja tebih banyak di menshasilkan berkurangnya probabititas keputusan keloirpok kuintil 2,3,4,dan 5' teratasmenunjukkankecenderunganyang Isteri pada kelompok pengeluaran20 persen hal dalam pett"nterbawah
rt*tJtpotptng"ru*an20 dengan i.iri J-J.i-aruritaingkari 2'8 aneka terja Berkura:.91s:kitar dter1a-di'PLar"ieniea i.p;;*;"ntut ;;il;it* bekerja di untuk 20 persen terbawah f.teri pada kelornpok pengeluaran t"p.tttit i".rl8'3 crgka persen k.tl" sebagaiakibat aaani iutntur'* anak' sementara ;;;;;;g; rumah den'an ibu kelompok, probabilitasuntuk bekeqa y-g o.r*uiJne di -Pcneeluaran pada tingkal sigrlrfikan bekerja untuk tanssa teratas.Keseluruhanprouuuiil-tur"irrer
oLS'hasil olehmetode a*e"i"t'asilvangditemukan anakvang tambahan dari pengaruh zSrs ,n"ni"jutt"n bahwa d";;J;"ioa" ;;;"i baikdari jam til dan il';;;;",t",i ;;s ter"hb"k"'r; i;;;p -\Ti. 1111*'' maupun temlas tidak signilikan
iliK;;li";;;."ii"iu'a'"
keto-'mpokpengeluaran rumah tangga terbawah
Tabell0EstimasiVariabelTenagaKerjalstridenganRestriksiPengeluaran RumahTanggaMetode2SLS KUINTIL
vadrb€l,nstrutr|entll Variabel DcFnden Bek6'ja (untuk dibayar) Hari Keds/Minggu Jam Kerj&MinggLr Lama sekolal
Ketotanean:
Surnber:
4,062 (0,013) 4,101* (0p65) .2578 (0,696) -1,138
4,0284 (0,017) 4,05?1 (0,077) 4,664* (0,8s4) 4,804
-0,084
(0,02r) -0,228 (0,074) -4,110 (0,865) -t.634
va::l^bel Meniliki Tabel aliatas menggamharkan koetfisj€n dari
-0,t21 (0,021) -0,232 (0,096) 4,7013 (0,911) -2,462
-0,183 (0,031) -0,| 06* (0,12s) -0,2184 -1,597 -2,830
tebih.ddri d a anak denearl
rryl'"ry1filejlc1",:l1L:?\?\,::L::i:.{::Ki tangga '".nlr.,ip".ea'*i.rumah -"k irsi;ibu:usiaibuketiklT"li.h!'k1 i"ffi:'"i#"' : v"'i"trT"'g i"i"-i"r"r' atac dan ra$n rawa-Ltat aummv peiama, variaur Jtrs1i",*rna::kan ewrllffiltri:.ffi iariabel pcngeluaran rumah tangga Slanddr "#il
* tidak siCnifikanpadatingkat keyakinan95 7o Kor Individudanrumahtangga2001 Samp€lterpilihSusenas
Pendapatan isteri (atau pendapatan
'potensial')' yang diwakili oleh-variabel lama sekolah'
orS Polaprediksi.2st-s )iis aiuaniinltandengan p'uau ilil':aiJifi-;;;kelompokpengeluaran "rti-uri dari isteri pote-nsial tidak berbedadenganOLS aimanapenaapatan terctas cenderung berkurang r"t t l""Ir pengeluaranrumahtanggaterbawah'
dibandingkan dengan isteri dari kelompok
antara metode OLS dengan 2SLS Secara keseluruhan, pola regresi dengan restriksi perianding-anperilaliu pada isteri yang telah bekela maupun yang J*al-,u-,"r". berkurang uatrwa-prouabiititas keputusan untuk bekeria sernakin t"'""""1"*"t i"r"-, pengeluaran besamva semakin dengan seiring anat
Pernaku,Pafi'j:1#"ij."l"l"fflTif:1!'"iifl,1il,ffi: ,i."ii.,"*" p,i'uancrinean terlil maupun hari kela Perminggu pengeluaran f.Oitr seniiif dibandiflgkandsngan isteri pada kelompok i"i*l"'LrU**"n" kelompok dari isteri pada le6ih aa; dua anak pigaJ-memilL.i ;;ur; ;ilt; oleh didukung ini hasil teoriiis secara ocnseluaran teratas cenderung traak signifikan dan (1ee8)' Lundberg
ffi1';#ftiliil-;;;;;(i;,t,
eng'istdanEvans t"eat1,
(esufr(!,{o luiaLntu,Analisa Perilaku Rumah Tangga l1l7 Pollak (2001) dan Pollak (2002) dan menunjukkanbahwa didalam rumah tangga pun terdapattawar-menawar. KESIMPULAN Perkembangantelmik ekonometrik akhir-akhir ini telah banyak memberikan kontribusi besar dalam analisa ekonomi, terutama analisa data mikro. Temuan terbaru dari qeng3l$an data milfio memungkinkanuntuk ditemukannyavariasi yang begitu banyak dari habungananara fert itas dat vaiabel tenagakeqa. Diri masing-masingvariabel iun masihbisa ditemukanlagi perilakuindividu yangunik untuk diabstiaksimenjaditeori. Salahsatubuldi_besamya variasiitu ialah dengantidak dapatdipungkiri adanyakenyataan preferensi rumah tangga terhadapjenis kelamin anak. Dengan met-odebaru ikonometrik, preferensijenis kelamin anakitu temyatadapatpula menje[skan determinanfertilitas dan iumlah anak.padasetiap rumah tanggainti. pengaruhpreferensirumah tanggaterhadap remutas trerdampakpadapola alokasiwaktu, baik istri maupunsuami,antarabekeria di pasal-tenagakela dengandi dalamrumahtanggA.Karenatentunyatambahan anakdalam rumah tangga menuntut alokasi waku yang besat dari pasangansuami-istn dalam rumah tangga. Dari penelitian ini ditemukanbahwa rumah tanggainti cenderungmenginginkan anak dengan jenis- kelamin campur. lndikasi ini Jiperliharkan aa;'tras;i rJgresi yang menunjukkanbahwarumahtanggainti dengandua anakpertamamerekabeg.enis kelamin memiliki anak yang ketiga. Cukup mengejutkan,temyata anak dengan 1a1ta,cenderung Jen-rsketarn,n.perempuansebenamyacenderunglebih diinginkan oleh rumah tanggainti. Indi*asi ini diperlihatkandari tahappedamaestimasipada2SLS yang dapatdisiilulkan tangga inti temyata lebih menginginkananak perernpuandibandingkan :anwa lu_n]1h, denganlakiJaki. Tambahananak tentu menjadi kendala bagi suami maupun istri untuk masuk dipasar tenaga kerja. Temuan empiris konsistendenganteori ekonomi dimana tambahan anak beriubungan.negatif.denganke-putusan bekerjadan alokasiwaktu di pasartenagakeda. Dalam hal ini, istri lebih sensitifdalammensubstitusiwalilu antaxabeki4a di pasir tenaga k€r1adenganbeke{a di rumah, dibandingkandengansuami.penyebabnyaialah kekuatan tawar-menawaristri dalam rtmah tangga yang relatif lemah dalam hal aiokasi waktu. Istri drjadikan pihak yang sepenuhnyabertanggungjawab terhadappersoalan :.ndollg domestlk rumah tangga, akibatnya beban domestik (termasuk menguru, init; t"fii, lT)rak dil1ea\an kepada istri. Karena ini pula perilai
118 lOurnal Ekonomi dan Pedbangunan Indonesia kepadaistri Temuan ini Al4rimya, waku mengurusanak trdak dibebankansePenuhnya 'demokratis' karena terkaya kelompok dari belum tentu manunjrrkkanbahwa suami bila temuan ierhadappengeluaranrumah tangga-Namun.demikian i".t itui ait"tut-
"d#t kuat.
rJil
"tp.;i;il
ini cukup isteri'kesimpulan d.ngf,nk"kuu,- tu*ar-menawar
'mentukai' memiliki anakperempua\ hal ini bukanberarti Meski rumahtanggainti lebih Perilaku diskiriminasi bghwa rumah ttilga sepenuhnya iudah tidak lagi cliskriminatif' fielalui pola alokasi satunlaa' salah dilihat, dapat -""pr" ui"t g*aidalam rumahtangga lebih sumber ekonomi dal&rn mah tangllii Tentunya hal ini m€mbutuhkan Psnelitian tangga' rumah dalam funjut, ta.rn*uf, juga mencari cliti alokasi sumber ekonomi mengingat data Susenaskor sajakumng mendukung'
pe lakuRmahTangga Ieph'yafo,tti'al,!0tu, Anatisa llt9
DAFTAR PUSTAKA
Abadie' Alberto, Joshua Angrist and Guido Imbens, r99g, Instrumentar vafiabres of Quintile Tteatme t Elfect. NBER Technical Worklng paper lltinltiok Series No 229_ Adioetomo., Srl Moertiningsih, 1997, Fenilit! and Famib) planning:prospect and . Challenges for Sustainable Fertili\ Decline, in ladonesu Assesment.. Populafion and Human Resources.bavin W Jones dan Tenence Hull ed. Instituteof SouthEastStudies: Angrist, Joshua D and Williams N Evans, 199g, Chilclren and Their parent,s L(fuor Supply: Euidencefrom Exogenous Variation in Family Size. American Economic Review,Vol 88 No3. June. Becker, G,ary s, 1965.,4 Theoryof The Alocatioh of Time. EconomicJoumarvor 75 No.6Becker, G^ary.Sdlilgyir cregg, 1973,On TheInteractionBetweenThe euantity and Quqlit! ofchildren- Joumaiofpoljtical Economy.Vol gl No2. March. Becker, Gary. S and Nigel Tomes, 1976, Child Endowments and The guaurity and Quality ofChiklren. NBER Working paperSe esno;123. Becker, Gary S and Robert J Barro, l9g6,.z{Reformulation of TheEconomic,lheoryof Fe,'rtrt. NBER Working paperSeriesno:1793, Becker, Gary S, 1997,A treatiseof Family Economics. HawardUniversitypress: ten-Poratlr, Yoram, 1998, The Micro-Economics of Fertitie.. dalam populdlion and Development.Demetry and McNicoll eds. p"rit p,iuti"uti.,n ""un Boserup, Ester,-l98 9, popularion and the Stanu of llomen in Rural Developnent. Dalam Rurul Development and population: Inititution and eolicy,lr,fsNrcoll and Cain eds.ThepopulationCouncilandOxford Universitypress. " Caldwell, John, 1998, Mass Educstion qnd Fertility Decline. dalam populatioh and Development.Demenyand McNicoll eds.Su.ti,s"an puUticatio;. Davis, Kingsley, 1998,Institutional pat-t?t:l! population laugurtng High Fertility. datam and Derelopment.Demenyand McNicoll iuUtl"utiun. "dr.Eurtn"r"un Folbre, Nancy, 1998, patriarchy and Fertility Decision- dalam populqtion and Development.Demenyand McNicoJleds.iarthscanpublicafion_ Freedman, Ronald, 19-87,Fertility Determinants. Dalam Zhe llorld Fettility Smey: An Assesment.Iohr' Cldand andChris Scott(eds).OxfordUniversitypress. Galor, Odrcd, and David N Weit, pop.ulalign, Technotogy and Crowth from ?OOO, Malthusian Stagnation to Demographic Transition arft A"yooa. l^i:ilcan EconomicRe!,lewVol 90 No 4. September. Gronau, Reuben, 7981, Lfive's Labor Force participqtion, Wagedilferentials andfamily incomeinequali1,-TheIs/aeliExperience.fVeen Wortlng FupersSeriesNo 66g. Anril
Gronau, Rueben, 1986, Home production^A suwey. daram Handbooks of Labor EconomicsVol l. O.leyAsh€felterdan RichardLayardeas.Nortfr-ffoftanOs.
120 lJurnal
EkonoRi dan Penibangutranrndonesla
Estimation of Stochastic Model of Heckman' James and Robert Willis, lg74' SeriesNo 34' An Econometriippr'oach NBER Working Paper Reproduction: Instrumental Variabl<s' Selection Models IlEckman, ^^-""- - James ard Edvard Vytlacll,2000' NBER Working Paper iia finn Bounds On ih" 'A'n'og" f'eot-ent Efect' Seriesio 259. lndonesia' Presenlas\padaAustralian Hull. Terrence, 2002, The Marriage Revolution in P opulatiotLAssoci\tion Conference' 1986'Female Labor-Suryl!: A Survel' Killincsworth, Mark R and James J' Heckman' '"-*"';;l;'il;Jooks dan Richard of I-uuoi Bconoti"s Vol l'orley Ashefelter LaYard eds.North-Hollands' Norm in HouseholdBefurviDtr'Amencan LindbecK Assar, 1997,Incentiresand Social EconomicReview.MaY' ; The Clallenges dal^m Indonesia Lubis'' Firman, 1997, Mortahty and Fertility Gavin W Jonesdan TenenceHull eoputattonind iinon'""o""""' iii."nt' ed. hstitute of South East Studies' : thL JTranese ldea of the Fr a\2, lgg'l , Ja\'&r'ese Ethics and World-View Magds-Suseuo, ' Good Life. GramediaPustakaUtama' Jakarta : An East Asian &lccessstory?' Matrning,Chris, 1997,IndoneswnLabour in Trdnsition: CambridgeUtlivelsity Press' FemaleEducationdnd Child Mortality in Mellnston' Nicole and Lisa cameron, l99g' lndonesrsB|ES Vol I No 3' Aualysis of Fertiliry .Transition dal^m McNicoll' G€offrey, 1gg4, Institutional ent' Kerstin Lindahl-Kiessling Population,n"onotic Oeielipnent and bniro; Press:' University ani HansLandbergedsOxlord Female C'enteredSocial Mayling, 19?1, Diferential Fertitity Among. Oey-Gardiner, "- -'6lr""t I No 2' Vol Indonesia i, irdoTesia.Majatit'toemografi and Challenges' Oey-Gardiner, Mayling. lggTEducational Developmekt'Achievenent Gavin w Jones resources Huton oid Population dalamIndonesia Assesment: dan Tenence Hull ed. Institute of South Bast Studies' at Wark in Indonesialnsan Hitawasana Oey-Gardiner, Mayling. 1999fo" en And Men Sejahtera.Jakarta. Dalam HandbooksOf Labor PencaYel,Jhotr, 1986,Labor Supply o! Men: A Survey edsNorth-Hollands' EconomicsVol t.ortey ainefeiter dan RichardLayard Family and Households Robert A, 2002, Gary Becker Contributions to - -Pollak, 9232' Economics.NBERWorking PapersSeriesNo and Human Resources in Demographic-Transition Rahario.Yuffita, '** *';;;;i;;r"ht. 1gg'.. Womes Role resourcet" snd.Human Populatio dalamIndonesiaAssesment: Snldi€s' Ea$ South of Institute ed' Hull Gavin W Jonesdan Terrence of Political Economy Vo[ 84 Rosen, Sherwin. 19'76,A Theory of Life Eatnings Joumal No.4. in. HE.h.-.lenility Countries Norman, 1998.Sociologt of Fertilitv Reduction ^'*' ' 'd;i;;-?; Rvder. McNicoll edsEarthscan and Dtttny ond-D"ielopt"'i ,lotio' Pubfication.
.L{ufr..ruta.t+Iattotu, Analira Peritaku Runahtanqga I I2I Schultz, T?arf, 199?,Demandfor Ch dren in Low Income Countries. dalam Handbook olPllulstio! and Family EconomrcsVol l.Mark Rosenzweigand Oded Stark eds.Elsevier North Holland. Sen' Amartya, lgSg,Coaperqtion, Inequality and.The Family. dalamRural Development and Population :Institutiotl ard poftcy.McNicoll and Cain eds.The population Council and Oxford University prcss. stafford'.Frank, 1986, Forestalring The Demise of Empirical Economtcs:The Roreof Micro Data in Labor Economics Reseirch.'dalam Handbooks Of Labir EconomicsYol l.Orley AshefelterdanRichardLayardeds.North-Hollands. Ttostel,
_Phitipdan Taylor, crant, 2001, A Theory of Time preference.Economic Inquiry Vol 39 No 3. July.
Van Praag Bernard Nnd Marcel Warn{fi, lgg7, The Costof Children and The (Jseof Demographic l/ariables in Consumer Demand. dalai Handbook of poputattoi and Family EconomicsVol l,Mark Rosenzweigand Oded Stark.Elsevier North Holland. Weiss, Yoram, 1986, The Determination of Life Cycle Earning: A Sumey, dalam HandbooksOf Lab.orEconomic" uot t.Ort"y Ashefelterian Richard Layard eds.North-Hollands. \ryidarti, Diah, lgg8, Deteminants of Labour Force pa iciparion by Married llomen: The CoseofJakata.BIES Vol 34 No 2. Mflls, Robert J,-1986, If/age Determinanls: A Suney and Reinrerpretetion of Human Capital Earnng. Dalam HandbooksOf Labor Economicsvol l.Ortey Ashefelter dan Richard l,ayard eds.North_Hollands.
