tir"
{ fi'
JurnalAgribisnis dqn Industri Pertqnian vol.5 No
2 2006, 76-g2,
Terakreditas
Dikti
No.
5j/Drcrylporroo,
Vi
h ti'
r
ESTIMASI PERMINTAAN DAN PENAWARAN EKSPOR KOPT INDONESIA Staf
i; ,,1,
pengajarr,*YXTJlJtff [1li;#"[:,]';HiillversitasBengkuru Abstrqct
Indonesian cofee *port tlllesumgbb inJluenced by exehangs rate, domestic snd internqtionql ooffge pripes, Gross National Product (GNP) of impoirer *!",ry (us,g Tvei prijerei"" oii iriil*'i"if ,o^umer These factors could stimuqlote qporler countries to increaseor decreasi their suppilies. This research was qimed: (l) to design and estimqte the supply qnd demand model of Indonesia coffee aeport, to analyze tevel of respowiveness of cofee qport on economic qnd no economic'stimulib, ond;'iZ1 t, irro^mend qn qlternative poliqt fe7 decision mqker in order to loost export. Those obiectives w(ts answered by using two stage least square (2sLS) method with unit root and cointegration tests. ihe result showed that ealh variable was suitable to prior expectation except domestic price and exporl lag. Indonesian coffee scport wqs respowive to internqtional and usA GNP both in short and long tirms. Iithe long run the price elasticiry was larger than elasticity in short run, so poliq' lo extend the coffee dport shouldie long ierm dimension as relevqnce as d?7aqnd, Indonesian qporler was priqe lqkcr rqite thanr priqe mqker iai"ti""ili i-iao"rtiq rqrge acporrer country' Optimalbation monetoring institution on world'mirket lrice could b,iirc oj siategic approaches -of in order to accelerate the transmission of price i4formation direcr io cofe producer/foi.
Keywords : supply, demand, coffee,export
I. PENDAIIULUAN A. Latar
Belakang
Konribusi produksi subsektor perkebunan berdasarkan data dari Direktorat Jenderal Perkebunan (2000) menginformasikan adanya perkembangan produksi yang cukup signifikan dari lirna komoditi utama perkebunan, yakni karet, kelapa sawiq kakao, kopi dan teh. Komoditas kopi mengalami peaingkaan volume ekspor yang cukup
tinggi.
Peningkatan volume ekspor ini-diduga
terutama dipacu oleh peningkaran produksi. Faktor lag fanS mempengaruhi meningkatnya ekspor kopi
Indonesia adalah relatif stabilnya konsumsi kopi Peningkatan eksporkopi Indonesia juga {:ydt, di95. dipengaruhi oleh faktor-faktor lain ,ep"rti nilai tukar, harga kopi di pasar domestik maupun internasional, maupun preferensi dan pendapatan konsumen. Faktor-faktor ini baik secara lanssuns ataupun tidak akan menstimuli eksportir ialari meningkatkan produlsi 1.'ang pada gilirannya akan meningkatkan penawarannya. Dalam kaitannya dengan ekspor, kinerja ekspor suatu negara tidak lepas dari kondisi daerah pemasaran. Artiny4
peningkatan atau penurunan penawaran suafu
komoditi sangat terkait juga dengan peningkatan ataupun penurunan permintaan di daerah pemasarzm.
76
Eksppr mcmpunyei peranan penting dalam pertumbuhan ekonomi suatu negara. Dalam kaitan ini, mengetahui f?rktor-faktor yang mempengaruhi pemrintaaa ekspor suatu komodiiti menjadi kajian ITE gukup penting karena implikasinya terhadap
kebijakan perdagaugan dan neraca perdagaugan suatu Degaxa. Dengan diketahuinya faktor-faklor tersebut, maka besarnya elastisitas, khususnya elastisitas pendapatan dan harga terhadap suatu permintaan ekspor dapat diukur. Senhadji and
Mqnfe4egro
(!99e;, misalnye
utgnqkankan
pentingnya elastisitas permintaan ekspor sebagai
berikut. Elastisitas permintaan
,nengukur
sensitivitas permintaan terhadap perubahan harga
dan pendapatan. Semakin tinggi
elastisitas pendapatan terhadap permintaan ekspor, semakin kuat peranan ekspor sebagai mesin pertumbuhan
ekonomi suatu negara. Lebih lanjut, juga dinyatakan bah*a semakin tinggi elastisias harga permintaan elspor. semakin kompetitif komoditas
tersebut
di pasar internasional dan ini
berarti
kebijakan devaluasi mata uang menjadi kebijakan yang tepat untuk meningkatkan ekspor, demikian puld sebalikaya.
Pendekatan yang sering digunakan untuk spesifikasi dan menduga persamailn atau model permintaan ekspor suatu kornoditas adalah model persamaan tunggal. Dalam persamaan tunggal,
Estimqsi Permintqqn dgn Penwaran Kopi Indonesia (M. Mustofa R dan Ketut
S
)
/SSN; /-l12-8888
justnr akan mendorong (4, > 0.1 Nilai tukar
Koutsoyiannis (1977) mengatakan bahwa model,
pendapatan perkapita
yang merupakan representasi fenomena aktual yang berupa sistem atau proses aktual, memandang suatu
peningkatan konsumsi kopi
sistem ekonomi secara parsial. Dalam hal ini, permintaan ekspor yang merepresentasikan jumlah volume atau nilai ekspor yang diminta merupakan
juga mempunyai penganrh yang terbalik pada permintaan ekspor kopi oleh negara imporir
(a:
fimgsi tingkat pendapat real negara importir dan
relatif. Peneliti-peneliti yang menggunakan model persamaan tunggal unhrk menganalisa permintaan ekspor komoditi pertanian maupun industri baik di negan berkembang maupun maju antara lain adalah Goldstein and Khan, (1978);
B. Tujuan
Okonkwo (1989); Lukouga (199a); Giovannetti and Samieli (1995), serta Charnbers and Just (1981), Sukiyono dan Nusril (1997); selain penelitian yang dilalnrkan oleh Hassan and Tufte (1998), Bredin et al (2002), dan Cosar (2002)-
2. Monganalisa tingkat
harga
{ I
Meskipuu p-endef
simultan memandang berbagai aspek yang saling terkait dan saling mempengaruhi dalam suatu sistem pers{rmaan simultan (Koutsoyiannis, 1977).
Dugaan teoritis berdasarkan aplikasi model tersebut bahwa penawaran ekspor kopi Indonesia sangat dipengaruhi secara positif oleh harga kopi yang dijual di pasar internasional atau pasar ekspor,
yang berarti
Fr'\.
Karena kopi juga dapat
dipasalcan di pasar domestik dan jika harga di pasar domestik naik, maka insentif eksporir untuk menjual kopi ke pasar domestik menjadi lebih
besar, yang berarti pula eksporir mengalihkan
(0,
<01. I-eUitr penjualannya ke pasar domestik lanjug meningkatnya konsumsi domestik juga akan mempengaruhi. Jumlah yang dapat ditawarkan di pasar internasional 1f; < 01. dan sebaliknya untuk nilai tukar nrpiatr dimana nilai tukar sering digunakan sebagi kebijakan untuk meudorong peuingkatan ekspor (go> 0.1.nerueaa dengan penawaran, naiknya harga ekspor riil justru akan
mendorong konsumen konsumsinya
(4,
<0
),
untuk
l.
Tujuan penelitian ini adalah: Mendesain dan mengestimasi model penawaran dan pormintaan ekspor kopi Indonesia dengan perdekatan persam&rn simultan, dan
responsivitas komoditi
ekspor kopi terhadap stimuli ekonomi maupun non ekonomi di Indonesia.
II.
METODOLOGI PENELTTIAN
Untuk menduga pararneter permintaan dan penawaran ekspor komoditi kopi Indonesia dapat
dilakukan dengan berbagai teknik. Model persamarm dalam penelitian ini adalah: EKT
-tuo+^aiIT
+tu2GDyr +turERT +(t-a),,EKTl+tusPDlT0+ tt,
Pertanyaan mendasar yang terkait dengan
metode estirnasi adalah apakah sebaiknya model
estimasi penaw.ran dan permintaan ekspor diestimasi secam terpisatl atau dalam keadaan tidak
ke dua model tersebut diestimasi dalam keadaan keseimbangan (equilibrium). Pertanyaan ini muncul karena banyak penelitian tentang
keseimbangan (disequilibrium) ataukah
permintaan ekspor suatu komoditi diduga secara terpisah dengan menggunakan metode Ordinory
Least Squme (OLS) dengan asumsi
fungsi
penawaran ekspor mempunyai elastilitas tidak terbatas (infinetely) atau fungsi permintaan ekspor stabil (lihat Goldstein and Khan (1978) dan Warr
and Wallmer (2000)). Dalaur penelitian ini, pendetatan kedua, yakni pasar dalam kpadaaan kesimbangan, akan digunakan. Alasan utamanya adalah beberapa penelitian menunjulckan hasil yang lebih konsisten dibandingan dengan pendekatan
pertama (lihat penelitian Warr and Wallmer (2000)
dan $ahinbeyoglu and Ulagan (1999), dan Arize (1999)). Metode estimasi yang diguakan untuk pedekatan equlibrium adalah metode two stage least square (2SLS).
Penggunaan statistik inferensia terhadap data time serie$ padq psrsanaan pgnawaran dan
mengurangi
permintaan biasanya didasarkan atas asumsi
sedangkan naiknya
stasioner. Sebelum menggunakan ke dua persamaan
Terakrediatasi Dikti No. 55'DIKTIKEP'2005
-
fi
Jurnal Agribisnis dan Industri Pertanian v'o\.5 No 2 2a06, z6-g2, Terqkreditqs Dikti No. Ji/DtKTI/KEp/200s
tersebut karakteristik data time series harus diketahui dahulu melalui uji akar vrit (unit root resr). Pengujian ini merupakan keharusan bagi model yang meaggunakan data deret waktu (rirne series'), karena data tersebut dicurigai atau
Tabel L Uji Unit Root Tanpa ?nrend
data selarnder. Data sekunder diperoleh dari kantor
BPS, kantor pemerintah lainnya serta
hasanah
literatur yang ada hubungannya dengan penelitian.
Data sekunder yang dikumpulkan
berkaitan
perniutaan dan penawaran ekspor kopi, pendapatan
perdagangan luar negeri, harga ekspor komoditi lndonesia, dan nilai tukar riil. Data ini merupakan data triwulanan yang dimulai tahun 1995:1*2005:4.
dari
III.
HASILDAN PEMBAIIASAN
A. I{asil Estimasi Ekspor Kopi Iudonesia Penggunaan statistik inferensia t€rhadap dala time series dalam penelitian ini didasarkan atas asumsi stasioner. Sebelum menggunakan ke dua persarn&m tersebut karakteristik data time series harus diketabui dahulu melalui
uji akar unil (rnit
root test), karena data tersebut dicurigai bersifat non-stasioner dan diperoleh melalui proses random
Persamaan regresi yarg menggunakan peubatr.peubatr yang non-stasioner akan mengarah ke hasil yang palsu (spurious) (Intiliguor, 1978;
walk.
l9E3). Dalam penelitian ini, analisis unir roor didasarkan atas kajian Dickey dan Fuller (1981), untuk X datz time series uji Dickey-Fuller dilakukn estimasi terhadap dua bentuk persamaan Augnsnted Diskey-Fuller (ADF). Hasil unit root dengan uji ADF disajikan pada Tabel l. Tabel I menjelaskan hasil uji unit root tanpa,tren. Hasil uji ADF mengindikasikan bahwa semua variabel stasioner pada in /ryel kecuali GDP. Thomas,
(Pendapatan USA). Keseluruhan terintegrasi pada
first diference . Ketika seluruh variabel telah terintegrasi
pada derajat yang sama (first diference) selanjutnya dilakukan uji kointegrasi. Uii in level
ln level
E
dikhawatirkan bersifat non-stasioner dan diperoleh melalui proses random wal,t Persamaan regresi yarg menggrmakan peubah-peubatr yang nonstasioner akan mengarah ke hasil yang palsu
(spurious) Qntriligatoa 1978; Thomas, 1983). Dalam penelitian ini, analisis unit toot dan cointegration didasarkan atas kajian Dickey dan Fuller (1981), rmtuk X data time series uji DickeyFuller dilalcukan estimasi terhadap dua bennrk persimuum Augmented Dickey-Fuller (ADF). Data yang digunakan dalam penelitian ini merupakanan
ADF
Variabel
*(*
0.0000*
EoI 0.0210+ Er, 0.0000* Pir 0.0000* Pdir 0.0000* GDPt 0.1991
Itrdifference 0.0000** 0.0000't,r
0.0000r* 0.0000** 0.0000** 0.0000**
menggunakan kriteria Johansen Jesulius yang mengembangkan penduga matrik vector error correction. Uji Johansen menyarankan dua uji statistik yaitu uji trace dan uji maximum eigenvalue untuk menentukan derajat persamaan kointegrasi. Tabel 2. menunjukJ
Hasil analisis menuqiu}*an penolakan terhadap hipotesis dimana tidak terdapat hubungan kointegrasi antar variabel pada tarafnyata 5% dan l%o. Trace tes menunjulikan terdapat 3 persamaan kointegrasi pada taraf tyata SYo dan 2 parsamaan kointegrasi pada taraf nlate lq/o. Demikian pula berdasarkan test maJ( eigen value pada Tabel 3 menuqiukkan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 5
-
yo da\
I
%. Hasil uji
kointegrasi membuktikan
bahwa terdapat hubungan jangla panjang ontar iariabel daliam model perurintaau dan penawaran ekspor kopi Indonesia. Selar$utnya pendugaan varibel - variabel dalam model akan memberikan nilai estimasi keterkaitan yang sesungguhnya bukan palsu (sparions).
Selanjutnya untuk mengetahui hubungan
memkikan pengaruh terhadap ekspor kopi Indouesia menggunakan pedekatan keseimbangan (equilibrium) adalah metode fwo stage least square (2SLS). Namun model ini belum
antar variabel yang
memasukan variabel konsumsi karena keterbatasan data dengan rentang waktu triwulan sementara data yang tersedia dalam rentang waktu tahunan. Hasil pendugaan model dapat dilihat pada pers:utraan berikut dimana derajat kesesuaian model mencapai 47.34o/o dalam menjelaskan hubungan antar variabel-variabel. Berdasakan hasil estimasi masing-masing variabel menujukkan dua variabel yang belum sejalan dengan ekspektasi awal (teoritis) yaitu harga kopi di pasar domestik dan lag ekspor . Sedangkan variabel lainnya memiliki tanda yang sesuai secara teoritis atau dugaan awal (harga
intemasional, serikat).
nilai tukar, dan GNP Amerika
l'i
I
l;
t 1r
78 H
fi il,
fr & w
m
li
Estimasi Permintaan dan Penswqran Kopi Indonesiq (M. Mustofo R dan tietut
S
ISSN: I4l2-8888
)
Iabel 2. Uji Kointegrasi Berdasarkan Nilai Trace Tes Jumlah Persamaan yang
dihi None
Eigen Value
**
At most I ** At most 2 * At most 3 At most 4 At most 5 *
Trace
5 % critical
Statistik
Value
0.613588
154.5595
0-5r6636
96-55754 57.21148 2'r,61253 r5.39578
94.15 68.52
0.331863 0.1E1494
0.148936 0.087093
I
Trace tes menunjukkan 3 persamaan kointegrasi pada taraf5% Tracc tes menunjulikan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 1%
+.
Tabel 3, Uji Kointegr-asi Berdasarkan Nilai Eigerwalue
I
7o
critical
Value 103.
l8
76-O7
47.2t
54.46
29-68
35.6s
15.41
20.M
3.76
6.65
5.558397
*(**) penolakan hipotesis pada taraf 57dl7o) 1
*
l
Jurnlah persamaan kointegrasi
Eigen value 0.613588 0.516636 0.331863 0.181494 0.148936 0-087093
yang dibipotesiskan None ++
At most
I **
At most 2 At most 3 At most 4 At most 5 *
*(+*) penolakao hipotesis pada taraf 5%d17o)
Max eigen statistik
5 % critical
I % critical
Value
58.00200
39.37
Value 45.10
44.3460s 24-59896
33.46 27.07 20.97 t4-07 3.76
12.21675 9.837378 5.558397
:
18.63
6.6s
dalr-
lYo
-L92,0U4 - 0,07J238 EKT!-1,?756{7 ERT + l?,74076 GDPT + 464,{291PDIT + 0,924!82 PIT
G289.r9t (0.199046) (0.s7rs54) (2238687)
R
25.s2
.
Ma:r-eigenvalue tes menrmju*kan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 5%
EKT
38.77 32.24
[{.m38E01
[{367e46l [-2.Br8erl [0.s691u1
{0.e334}
{0.7143}
{0.02es}
-squared
Adjusted
A.473409 R-squared 0.428013
{0.s7ls}
var var
Mean dependent S.D. dependent
ofregression 4618.968 Sumsquaredresid 10.42847 Durbin-Watson s6t F-sratistic S.E.
Prob(F-statistic)
(r91.9s7s)
(0.146426)
[2.4194361
[6.3116171
{0.0187}
{0.m00}
10365.94 6107 337
1.24E{O9 1.934575
0,000000
Keterangan:
(.--.) : StandarError t....1 : T-Satistik {..-.} : Probability Nilai tukar rupiah memiliki tanda negatif oleh Siregar dan Rajan (2002) volatilittas nilai tukar tzraf 5o/o. Nilai tukar rupiah berpengaruh secara negatif terhadap kinerja rupiah sering digunakan sebagai instumen ekspor non-migas Indonesia. Hasil yang sama juga kebijakan untuk mendorong peningkatan ekspor ditunjul&an oleh hasil penelitian Sukiyono dan kopi Indonesia. Jika nilai tukar rupiah menguar Nusril (1997) dimana nilai tukar rupiah terhadap mata uang negara pengimpor (Amerika berpengaruh negatif terhadap ekspor komoditas dan secara statistik ny'ara pada
ke kelapa sawit Indonesia. Hasil PEndapatan pqnduduk n.egiara peitgimpoJ penelitian ini sejalan dengan riset yang dilakukan memiliki tanda positif namun tidak nyata baik taraf
Serikat) yaitu dollar, maka volume ekspor kopi
negara tujuan tvrsebut akan
menuruo
Terakrediatasi Dik:ti No. 55/DIKTVKEP/2005
-
79
w"' E
Jurnal Agribisnis dan Industri Pertanian
tlati, No 2 2006, 76-82, Terakreditqs Dikti No. 5J/DIKTT/KE,/2005
r
(? |t
f *:
5?o. Hal ini berani batr*.a naikn;_a qlndanltan masyarakat Amerika Serikai patut kepercayaan
diharapkan akan mendorong peningkatan kocsumsi -nu.r:t
kopi terutama asal tndonesia,
d;il;
sesuai dengan hasil kajian Sahinbeyoglu
(teee).
ini
O* Ut ru,
Ha.gu
ekspor Internasional memiliki tanda ._.- posrtll dan sangat nyata seqra statistika pada taraf
ekspor kopi Indonesia ]f:_I^.1:yr*" secara positif oleh harga
sargat
kopi; yig lpengaruhi dijual di pasar internasional atau pasir efsfiorUat karena pasar kopi domestik'sangat :_::tlt tenntegrasi lengan pasar kopi internasionan baik dalam jangka pende\ -aupuo ddam langka ?:p^TC,:"_perri dilaporkan Sukiyono aan driyito (ZO!j)._!{ yang sama juga ditunjukkan or"U n*il studi Sahinbeyoglu dan-Ulasan' (199S), bahwa penawsran e.kspor riil komodiks kopi IndqEicsia di pengaruhi harga ekspor riil. Sedangkau harga kopi di pasar domestik ---_ memiliki positif yang tidak sesuai dengan ekspektasl-tanda teori _yang beranda negatif *""r"O". nyata pada taraf kepercayaaa 5%o. Arggmentasi qpat diberikan {*C lqluh ekspor kopi-oleh para eks?ortir biasauya telah terkait Oafarn- tomaf< (future conrraal, wtinya j*q.u f,?$T setarn€- konhak .puryTC berjalan- maka permintar* kopi sesuai ku-ota yary dlsepakat! haru, a:pe;1q&i d"h eksportir. Sehinggn kenaikan n*i" ai i.ri'o"r.r, negeri (pasar domestik) dalam i-ondiri l*l *ogut kecil dampalcrya terhadap pengatihan pLi""f* kopi ke pasar datamlr"g"ri kioLrnyu I:li:otry oaram jangka pendek. Ekspor kopi uiwulan sebelumnya (lag) memiliki tanda ,.gutif Ou ,iOut nyata secara statistik pada taraf 5or,o. Ekspor kopi Indonesia ditentukan oieh nilai ekpor topiG".fun sebelumnya. Hasil ini sejalan Aengan hasil penelitian Houthaker dan Taylor (197d') dimana perubahan volume ekspor tert
B. Daya Respon Ekspor Kopi Hasil ananlisis menunjukkan
bahu'a
janglia pendek elastitas permintaan 9u13" dari satu (inetastis),"0*tf* Ou[*l*ek" panjang lebih dari saru atau elasiis. Oemitcia'n
*Tn*
hasil temuan gahinbeyoglu
111:f. :ylsitas
dan.penawaran !^":1r*3 satu yang berarti inelastis.
ekspor
r,"["-l]r,"o"p riil f,rang dari
ltalrata permintaan rcopi lTj:}T rnqonesla ::liclTIT sebesar 39,09 unjt dalam jangka panjang. Sifat elastisitas dalam jangku rj-j7ng"laa*,
i,i :."il11r a"n!* ti*i*'s"*ua.;i :lTt,:;^p:1 ano Montenegro (1999) yang menduga elastisitas
ekspor ,+uk ,u3u*Tur,-'l"g*u fyl1T DerKembang dimana dalam jangka puqi*g
elasfisirasnya lebih dari-
*tu
ut
u;ilir.'i*u,
berbeda_9llgun hasil qnalisis Setri"Uivsgfu Ulagan (1999) dimana pJn*Jp"f,"
Oan
a"o
harga terhadap permintaan "t*tiritu" aao p"nu*uin-Ircp* riil kurang dari satu yang berarti inetastis.
--
Secara keseluruhan
baik dalam jangka jangka pqrjans r.opi ljl*l^,^*"lpun "rrp"i-rrarga terhadap j":ponslf :;.:::11 .Tocul* mternasronal dan pDB Amerika Serikat ttastirG,
koni-d_alam ja"gka p*.;*g larg.a o*i JanCIa pendek, jika harga kopi naik maka kebiiakan ekspor 111 .kopi Inde;1es; a a"l. an : en gr," i"t"tui permintaan lebih besar diu;srryu
iJn i"il,
lllE'qn
lf]Ii_
:l:T::g*"i
:,"1eY pendek. Artinya
jangla yan! afcan
aaram
panJang produksi dan kuantitas barang diminta dapat ditambah atau dikurangi.-
' "
tV. SIMPULAN DAN IMPLIKASI KEBIJAKAN
Simpulan penelirian
dan
implikasi
yang direkomendasikan sebagai berikut Model penawanrn aan permintuarieLpoi
KeDuat
:
xopi
pendekatan p.'ro** _ srmuttan Two Stage Least Sguaru (Z Sf_S) Indonesia
bahwa
jangka pendek. Siftt elastisitas aufu* pendek adalah elastis. Hasil ini berteda i*gXu i*g_
Ufulur,-'ifSSsl
d;
Elastisitas jangka panjang lebih besar dari satu sebesar 39.09. Kenaikai., tirga ,uU"ri ,utu
l.
elastisitas permintaan ekspor topi aahm jangka pendek lebih besar dari saru sebesar 7,64. Keinaikan harga sebesar saru unit akan meningkatkau rara-tztra permintaan kopi Indonesia sebesar],64 unir datam
pendap-aol
pula
a""
dengan
memberikan hasil estimasi yang sesuaidengan perrimbangan teoritis untuk tiap.tiap variabel
keciuali variabel harga domestik' dan /oS
2.
elcs[or.
kopi Indonesia dalarn jarrgta lksqor jlst
p-endgk
u p"njang:angat responiif terhadap
hasil penelitian yang dilakukan oleh Senhadji and
$ harga internasional
p"l"int3ao ekspor untuk selumtan
lebih besar dari.jangta p"ra"i., ,!tinggu
Montenegro (1999) yang menduga etastisiras berkembang dan
80
industi. Mereki
negara
meuyirrpulkan
dan
Fpg emerika S*if,"r.
Elastisitas harga kopi dalan jangka
p_j*g
kebijakan memperbesar ekspor kopi beJimesi
r: t,'
i i
Estimqsi Permintaen dsn Penmsqran Kopi Indonesia (M. Mustofa R dan
Kew
s
/SSN;1412-8888
)
# #
jangka panjang dibandingkan jangka pendek
Department of Statistiks Central Bank of the Republic of Turkey.
selaras dengan semakin
I i I
3.
meningkatnya perrrintaan di pasar. Disimpulkan bahwa kebijakan ekspor kopi benifat demand driven Ekspor kopi Indonesia sangat ditennrkan oleh mekanisme harga di tingkat pasar ekspor lnternasional karena pasar kopi domestik
sangal terintegrasi dengan pasar kopi internasional baik dalam jangka pendek maupm dalam jangka panjang. Meskipun
Indonesia termasuk sebagai salah satu negara pengekspor kopi terbesar di dunia" ekspotir lndonesia berkecenderungan sebaga.i price
taker dibandingkan sebagai
price
maker/setter. Salah satu kebijakan yang dapat ditempuh yaitu mengoptimalkan kelembagaan
yang berperan dalam pemantaua[ dan Bengawasar harga kopi di pasqr dulia sehingga dapat ditransmisikan secara sempurna sampai ke tiugkat pro'dusen/petani.
A and Wayne, A Fuller. 1981. Likelihood Ratio Statistiks for Auto Rgeressive Time Series With A Unit Root. Journal of The American Stqtistil{s
Dickey, David
Ass ociation, July: I 057-
072
Paper,52. Goldstein, Morris, alrd Mohsin Khan, 1982, Effects of Slowdown in Industrial Countries on Growth in Non-Oil Developing Countries, Occasional Paper No. 12 Washington: Inrernatjone! Msneta.ry Fund,
! .
Hassan
M
Kabir and David
R
Tufte.
1998.
Exchange Rate Volatility and Agregate
Export Growth
in
Bangladesh*4pplied Eeonomic. February 1998. 30 (2):lE9'202.
Ucapau Terimakasih dituiukan kepada :
l.
I
Direktorat Jenderol Perkebunan, 2000, Stqtistik Perkebuncn Indonesia. Direktoral Jenderal Perkebunan Indonesia. Jakarta. Giovannetti, G. and H. Sarnieli. 1995. Hysteresis in Exports, International Monetory Fund Staf
Manajemen PHK .{2 Jurusan Sosek Faperta Universitas Bengkulu yang telah memberikan
Houthakker, Henrik S. and Lester Taylor. 1970. Consumer Demand in the United States. Cambridge. Harvard University Prrss.
dukuugan dana bagi penelitian ini
Intiligator, M.D. 1978. Econometric Models,
2- Kolega darl mahasiswa yang
telah
In-emhrkan sumbang4 $arat dalam Brases analisa data dan penyusunan laporan ini serta DAT"TARPUSTAKA
Arize,
A.
1999. Modelling Export Price And
Quantities
in
Selected
Developing
Countries. Atlanlic Economic Journql. :19
-24.
BPS. 2001.
Statistik Indoensia.
Biro
Pusat
Statistik. Jakarta-
Bredia Don, Stilianos Foun as and Eithne Murphy. 2002, An Empirical Analysis of Short-Run and Long-Run lrish Export Functions: Does Volatility Motter? Exchange Cenual Bank of Paper 0l/RT/02. Technical Ireland. Chambers- R.G. and R.E. Just. 1981. Effect of Exchange Rate Changes on US agriculture: a Dynamic Analysis. American Journal of Agricaltural Economics. 63:32 - 46. Cosar, Evren ErdoOan. 2002. Price and Income
Rate
Elasticities
of
Turkish Lxport Demand: A
Psnel Datq Application. Working Paper.
Techniqaes, and Applicatiozu. Prentice-
Hall,Ins. Englpwood Qliffs, Npw Jersey U.S.A. Johnston, B.F.
& Mellor, J.W., 1961, 'The role of agriculture in economic development', American Economic Review, 5l: 566-93. Koutsoyiannis. 1977. Theory of Econometrics. Second Edition" The Macmillan Press Ltd. United Kingdom.
Lukong4
I.
1994. Nigeria's Non-Oil Exports:
Determinans of Supply and Deman{ 197090, Internotional Monetory Fund Working
Paper,59. Okonkwo, I.C. 1989. The Erosion of Agricultural Exports in an Oil Economy: The Case of
Nigeria.' Journal of
Agriculnral
Economics,40 (3):.
G., and Ulagan, 8., 1999. An Empirieal Examination of the Strucaral Stabiliqv of kport Function: The Case of Turkey, TCMB, Reseorch Department, No;
$ahinbeyo$r1
9907. Senhadji, A. S., and Montenegro, C. E., 1999. Time Series Analysis Export Demand Equations: A Cross-Country Analysis, /MF
of
Staf Papers,46,3.
Terakrediatasi Dikti No, 55TDIKTUKEP/2005
-
st
Jurnal Agribisnis dan Industri Perranian Val.S No 2 2006, 76-g2, Teralteditas Dikti No. i 5/DI KTI/KE1/Z005
Siregar, Reza and Ramkishen S. Rajan. 2002. Impact, of Exchange Rate Volatilin on Indonesia's Trade Performance i; rhe 1990s. Discussioa Paper No. 0205- CIES. Adelaide Universiry. Ausn-alia Sukiyono dan Sriyoto.2005. Analisa Integrasi Pasar Kopi dan Karet Indonesia. lurnal Agrisep Jurusan Sosek Faperta Unirersitas Bengkulu.
Sukiyono, Keart
dan
Nusril.l997. Analiss
Permintaan Ekspor Kelapa Sorwit Indonesia.
Laporan Penelitian.Lembaga penelitian Universitas Bengkulu Thomas, J.J. 1983. An Introduction
Analysis
to
Statistikal
for Economist. George
Weidenfield & Nicolson Ltd. London. War, Peter G. and Frances J. Y{ollmer. 20O0. The InternqsionqJ D emand for Thails.nd's Riee
Export. Working Paper-
82
