HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis hubungan kausal antara pengukuran-pengukuran kemiskinan
dilakukan dengan menggunakan model persamaan s-ral
(MPS). MPS dibedakan
menjadi dua model persamaan yaitu model pengukuran (measurement model, pada (4) dan (5)) clan model stmktwal (structuralmodel, pada (1)). Irnplementasi analisis
data berdasarkan made1 pengukuran, menghilkan besaran validitas isi
reliabilitas peubah laten &;).
(L;)dm
Sedangkan dengan model stmkhml, &pat
menjabarkan hubungan kausal antar peubah-peubah laten endogenus (Pij) dm antara
peubah laten endogenus dengan peubah laten eksogenus
(xj). Kesignifikansian
hubungan kausa1 dimaksud, membedm gambaran tentang validitas konstruk (laten). Sistematika penulisan dalam bab ini dibagi menjadi 3 sub-bab yaitu gambaran
urnurn data kepiskinan, evaluasi model, dan analisis hubungan kausalitas antara peubah laten eksogenus (persepsi petugas) dengan peubah laten endogenus @engukuran kemiskinan berdasarkan garis kemiskinan (GK) dm dua alternatif pengukuran kemiskinan relatif), serta analisis hubungan kausal antar peubah laten endogenus.
Gambaran Umum Data Kerniskinan Data SPKPM 2000 menunudm suatu kriteria sederhana yang secara operasional dapat digunakan untuk mengidentifikasi rumah tangga rniskin dengan cepat. Karena hanya dengan menanyakan beberapa pertanyaan sederhana yang sudah
ditentukan, rnaka kita sudah bisa menentukan apakah suatu rumah tangga miskin atau tidak miskin. Aparat di suatu kelurahddesa drharapkan dapat mem-
informasi
nunah tangga mana saja yang terklasifikasikan miskin atau tidak miskin di
kelurahatddesa tersebut (BPS,2000). Pada Tabel 8 tersirat gambaran umum mengenai banyaknya (persentase)
rumah tangga berdasarkan ciri-ciri kerniskinan berdasarkan indikator objektif dan
indikator subyektif. Tndikator objektif pads laten SANITASl tmlihat bahwa hampir mendekati sepanth jurnlah rumah tangga yang diteliti atau tepatnya 42,4 persen rumah tangga tidak mernpunyai hilitas jamban dan 33,s persen rumah tangga tidak mempunyai fasilitas air bersih, h g k a n 17,2 persen rumah tangga, mmahnya
berlantai tanah. Informasi berdasarkan laten EKONOMI tersirat bahwa separuh lebih rumah tangga tidak memiliki aset seperti tanah pertamanlwarungkngkeYusaha lain (S4,9 persen) clan 60,3 persen rumah tan=
&lam
kaitannya
dengan
tidak pernah hadir &lam rapat RT/desa/lainya
pembangunadpermasaIahan
desa.
Pada
laten
KEBUTUHAN, teriihat sekitar 30,5 persen rumah tangga dimana anggota rumah tangganya tidak membeIi pakaian dalam setahun dan 69,9 persen rurnah tangga tidak
tersedia variasi lauk-pauhya. Peubah pengamatan yang digunakan sebagai pernbentukan peubah laten
pengukuran kerniskinan relatif (RELATIF) adalah p e r o l e b skor minimal rumah
tangga yaitu minimal 5, untuk dapat diklasifrkasikan miskin. Keadaannya rnenunjukkan bahwa 31,5 persen rumah tangga diklasifikasikan miskin, artinya
perolehan jurnlab skornya adalah minimal 5 dari jumlah skor maksimurn yaitu
sebesar 8. Keadaan pa& pengukwm kerniskinan bmdasarkan @s Icemiskinan (GK),
menunjukkan bahwa sekitar 26,4 persen rumah tangga diklasifhsikan miskin.
Gambaran mum rumah tangga berdasarkan indikator subyektif dibedakan menurut persepsi petugas mengenai halitas nunah (temasuk aspek kesehatsn), dm keadaan sosial-ekonomi mmah tangga. Peubah laten RUMAH merupakan h i 1 bentukan dari peubah pengamatan berupa persepsi petugas mengenai kualitas rumah
(termasuk aspek kesehatan). Skor 1,2, dan 3 pada peubah pengamatan ini, digabung untuk menunjukkan klasifrkasi miskin, k n a ciri-ciri skor-skor tersebut yang
menyediakan jawaban : mgat b u r - (skor 11, buruk (skor 21, sedang (skor 3). Pada Tabel 8, tersirat j u g bahwa sekitar t i e per ernpat rumah tangga diklasifikasikan
miskin oleh petugas berdasarkan pandangannya terhadap kualitas rumah (termasuk
aspek kesehatan) responden (76,spersen). S&gkan
peubah pengamatan berupa pandangan petugas pengumpu! data
kerniskhan terhadap keadaan sosial-ekonomi responden, membentuk peubah laten
SOSEK.Skor 1,2, dan 3 pada peubah pengamatan ini, digabG untuk menunjukkan klasi f h i miskin, karena ciri-ciri skor-skor tersebut yang menyediakan jawaban : sangat miskin (skor I), miskin (skor 2), mendekati miskin (skor 3). Tercatat, sekitar
47,4 persen rumah tangga diklasifikasikan mislcin.
Evalumi Model Model Fa :
Model yang dijabarkan dalam (I), (4), dm (5) adalah Fit terhadap data, ha1 ini didukung dari nilai statistik kecocokan model
X2
yaitu sebesar 36,46 dengan derajat
bebas 42 [(P > X 2 ) = 0,811, nilai Critical N (CN)= 284.35, Goodness of Fit Index
(GFI) = 0,98 dan Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.97. Dengan kata lain, hipotesis bahwa seluruh sisaan E -: E(8) adalah no1 tidak ditolak oleh data. Model ini
fit terhadap data, juga divisualisasikan melalui plot sisaan baku dengan kuantil normal (Gambar 6), yang mempdihatkan plot yang cendemng membentuk garis
lurus. Besaran
korelasi
berganda
kuadrat
unhk
persamaan
struktuml
mengindikasikan proporsi ragam peubah Iaten endogenus yang dapat diterangkan
peubah pengamatannya dalam persamaan stdctural. Besaran untuk masing-rnasing
peubah laten SANITASI, EKONOMI, KEBUTUHAN, RELATIF, dan GK adalah 0,83; 0,70; 0,92; 0,97; dan 0,42. Informasi ini mengindikasikan bahwa secara umum
representasi peubah laten dalam model cukup baik. Tetapi, peubah Iaten GK sebagai pengukuran kerniskinan relatif lemah (poorly fitted). Walaupun demikian, secara
m u m model yang digunakan dapat merepresentasikan data, dm ha1 ini d i t u n j b dari nilai total koefisien determinasi persamaan s t r u k t u d yaitu sebesar 0,87 yang
berarti model dapat rnenerangkan sebesar 87persen kemgaman data.
Qplot of Standardized Residuals
N
.
-
0
.
:r
X.X
XX.
r n .
a 1
XX.X
. .
X X
X.XXX XX.X
X
XX.XX X X X .
+
.3.5
X
*X X
.......................................................................... 3.5
-3.5
Standardized Residuals Gambar 6 : Plot Sisaan Baku dengan Kuantil Normal
Validitus dan Reliabilitas :
Validitas isi mengindikasikan derajat peubah laten menjadi konsep tunggal
pengukwan kerniskinan dan mempunyai hubungan yang konsisten dengan isinya yaitu peubah-peubah pengamatan yang mengukur peubah laten tersebut. Koefisien
validitas yang digunakan adalah koefisien baku dari hubungan lmgsung (direct link)
antam laten dengan peubah pengamatan (lihat (42)). Koefisien validitas peubah laten eksogenus disajikan dalam Tabel 9 (atau Gambar 7), sedangkan pada Tabel 10 (atau
Gambar 8) menyajikan koefisien validitas peubah laten endogenus.
Tabel 9 : Koefisien Validitas dm Reliabilitas Peubah-Peubah Pengamatan pada Peubah Laten Eksogenus Peubah Laten
Peubab Pengarnatan
SOSEK
RUMAH
RUMAH
1 1
SOSEK
N
1
U TENGAH
1
-
RELIABILITAS
Tabel 10 : Koefisien Validitas dan Reliabiiitas Peubah-Peubah Pengamatan pada Peubah Laten Endogenus Peubah Pengamatan
GK NILAI TENGAH RELIABiLITAS
0,61 0,8362
0,59 0,7500
0,73 0,8098
-
I
1
1
Koefisien validitas lcuadrat menunjukkan proporsi ragam yang valid dari indikator pengarnatan yang terkandung dalam laten (Andrews dan Withey, 1976 ymg dicuplik
Imawan, 1994). Secara m u m , tidak ada masalah validitas isi yang d i h a s i h dari data. Hal ini ditunjukban dari nilai ten@ koefisien validitas untuk setiap peubah laten, dimana untuk peubah laten eksogenus RUMAH (persepsi petugas mengenai
kualitas rumah responden) d m SOSEK @mepsi petugas mengenai keadaan sosial ekonomi responden), serta peubah laten endogenus RELATIF dan GK, masing-
masing adalah satu. Sedangkan nilai tengah koefisien validitas peubah laten endogenus lainnya seperti SANITASI, EKONOMI, dm KEBLJTUHAN, masingmasing addah 0,61, 0,59, dm 0,73. Seluruh peubah laten, baik itu peubah laten eksogenus rnaupun peubah laten endogenus mengandung nilai tengah koefisien
validitas yang lebih besar dari 50 persen. Secara umum berarti indikator (peubah-
peubah pengamatan) yang digunakan dapat mengukur laten sebagai peubah bukan pengamatan (unobserved variables)pengdcur kerniskinan.
Koefisien reliabilitas digunakan untuk mengevaluasi tmglcat reliabilitas
peubah-peubab pengamatan dalam mengukur laten secara busam-sama atau suatu
besaran sumbangan keragman yang dilakukm secara bemama-=
untuk dapat
menjelaskan keragaman laten. Pa& Tabel 10, tersirat bahwa nilai reliabilitas seluruh peubah laten diatas 70 persen, yaitu untuk masing-masing peubah laten SANITASI,
EKONOMI, dan KEBUTUHAN d a h 0,8362; 0,7500, dan 0,8098. Sehingga &pat
dika-
bahwa pengukumn peubah laten oleh peubah-peubah pengamatan (secara
bersama-sama) adalah dapat dipercaya (relirable).
Artrara Peubah Laten Ekso~enrrsdennan Peubah M e n Endonenus : Adanya hubungan antara dua tip pengukuran yang berbeda dapat juga
menggambarkan sebagai adanya validitas kontruk (laten). Lambang statistik yang
menguji hubungan kausal antar peubah laten eksogenus
6 adalah
@. Sedangkan
hubungan kausal antara peubah laten eksogenus dan peubah laten endogenus
Nilai @ yang menjabarkan h u b u n p kausal antara persepsi petugas mengenai
kualitas rumah (tennasuk aspek kesehatan) dengan persepsi petugas mengenai
keadaan sosial ekonomi responden adalah sebesar
=
0,70 [t=57,19]. Hal ini
menunjukkm bahwa ada kaitan yang nyata antara penentuan pengukuran kerniskinan kedua peubah laten tersebut (taraf nyata 5 persen). D e n p memperhatikan gark panah (Gambar 9) antar kedua peubah laten tersebut, maka dapat dikatakan bahwa suatu
rumah tangga yang diklasifbsikan miskin oleh petugas berdasarkan
pengamatannya
terfiadap
kualitas
rumah m p n d e n ,
a&
kecenderungan
diklasifikasikan miskin juga oleh petugas berdasarkan padangannya terhadap keadaan sosial ekonomi respoden. Tetapi belum tentu (tidak)
sebalihp, yaitu
pengklasifhsian miskin oleh petugas berdasarkan padangannya terhadap keadaan
sosial ekonomi respden, belum tentu (tidak) sarna dengan pengklasifikasian miskin
oleh petugas berdasarkan pengarnatannyaterhadap kualitas rumah responden. Besaran koefisien r pada (1) menunjukkm hubungan langsung (direct eflects) antara peubah Iaten eksogenus 5 dengan peubah laten endogenus q. Pada Tabel 1 1
clan visualisasi Gambar 9, terlihat bahwa pengklasifikasian miskin suatu nunah
tangga menurut peubah laten RUMAH berupa persepsi petugas mengenai U i t a s rumah responden mempunyai pengaruh langsung yang nyata terhadap peubah laten keadaan SANITASI dalarn rumah responden [t=5,40], dan peubah laten kernarnpuan EKONOMI
rumah tangga
[t4-,131.
Hal
ini mempunyai mdma bahwa
pengklasifikasian miskin suatu rumah tangga berdasarkan persepsi petugas terfiadap kuaIitas rumah, cenderung secara relatif menghasilkan pengklasif h i a n yang sarna
dengan pengukuraa kerniskinan berdasarkan peubah laten SANITASI dan peubah
laten EKONOMI. Tetapi persepsi petugas ini ti&
mempunyai hubungan kausal langsung
(direct g e t s ) yang kuat d e n p peubah laten pngdmm kerniskinan relatif
(RELATE') dan pengukuran kernis-
badasarkan garis kerniskinan (GK).Hal ini
ditunjukkan dengan uji yang tidak nyata antara peubah laten RUMAH terhadap masing-masing peubah laten RELATiF [t=- 1,461 dan GK [t--4,131. Sebmgga dalam
operasional di lapangan, pengukuran kerniskinan relatif dan pen-
kerniskinan
berdasarkan garis kerniskinan tidak bisa didekati dengan hasil pengklasi6kasian
rniskin atau tidak miskin suatu nunah tangga berdasarkan persepsi pebugas mengenai kualitas nunah. Bahkan pengaruh total (total efecfs) peubah laten RUMAH terhadap peubah laten GK tidak mempunyai makna, karena koeftsien loding (;514,01)
hubungan tersebut bertanda positif ( s e h s n y a negatif). Tabel 1 1 : Dekomposisi Pengaruh Kausal ailtara Peubah Laten Eksogenus dm Endogenus Peubah Laten Eksogenus Endogenus (Tidak (Rebas) Bebas) SANITASI EKONOMI RUMAH
Pengardl
Total
Tak Langsung
Langswg 0,14 /5,40f 415 16,131 4,05 [-1.461
p p
RELAT?F ---
cnc CY
Catatan : A
EKONOMI KEBUTUHAN
I 1
, 0,54 [l8,U2] 0.99[13,34]
,
I
1
10,461
-
O,OI [0,28] 654 [ld,02]
-0,l O[-5,841
0,89 [27,41]
,
I P ~ yang K ~ dihurtrf tebal dan miring adnlah valid dan nyata semra statistik serta nilai.
[. .] adalah nilai t hitung
Jika kita amati s e c m seksama Tabel 11 di atas, hasil pengklasifikasian suatu
rumah tangga adalah rniskin atau ti& rniskin berdasarkan persepsi petugas terhadap
keadaan sosial ekonomi rumah tangga, sejalan d e n p hasil pengklasihian
. .
bedasarkan pgukwan kerniskinan relatif dan penguhan kemrskrnan berdasarkan gark kerniskhan. Serta menghasilkan penilaian pengulruran yang sama
terhadap
kondisi kepemililcan set., luas lantai rumah, kehadiran responden dalarn kegiatan sosial, serta k m u a n membeli pakaian dalam setahun, variasi lauk pa& Hal iai
ditunjukkan dengan kesignikansian hubungan kausal secara total (total gects) anantara
. .
peubah laten SOSEK dengan peubah laten atau falrtor pengukuran kemdman b a d a d a n indddor objektif @eub& laten EKONOMI, KEBUTUHAN, RELATIF,
dan GK). P e n g a d total yang nyata ditrmjukkan terhadap peubah laten EKONOMI
[e18,021, KEBUTUHAN [t=27,4 11, RELATIF [t=-29,551,
dan GK [*I
1, lo].
Korelasi secara langsung (direct eflects) yang kuat, ada pada hubungan h
l
antara peubah laten SOSEK dengan peubah laten EKONOMI [F18,02], KEBUTUHAN [t=13,34],dm RELATIF [-29,551, sdangkan terhadap peubah Iaten
GK [t=-O,19] adalah tidak nyata. Secara khusus, dapat dikatakan bahwa pen-
kerniskinin relatif dapat didekati dengan pengulcuran kemiskinan berdasarkan persepsi petugas mengenai keadaan sosial ekonomi suatu rumah tangga. Sedangkan pendekatan untuk mengukur kemiskinan berdasarkan GK,maka petugas pengumpul
data SOSEK hams terlebih dahulu memeriksa silang pengklasi fhiannya dengan isian peubah Iaten RELATIF (lihat Gambar 9). Antar Peubuh Laten Endogenus : Kepemilikan aset (tanah pertanian/warunglben&Vusaha
lain), luas lantai,
dan kehadiran dalarn kegiatan sosial oleh suatu rumah tangga akan mencirikan kondisi kemiskinan rurnah tangga tersebut. Yang pada akhirnya akan berpengaruh
terhadap kondisi jenis lantai, hilitas jamban, dm hilitas air bersih. Hal ini
ditunjukkan pada Tabel 12, dimana peubah laten EKONOMl mempunyai pengaruh langsung (direct effecfs)yang nyata terhadap peubah laten SANITASI (M,98].
Tetapi secara pengafllfi total (total efiects), hubungan kausal antara peubah laten EKONOM dengan peubah laten SANZTASI adalah tidak bermakna (wdaupun hasil uji nyata. IF-2,37). Hal ini ditunjukkan tan& negatif pada nilai lodingnya (Dl 2= 0,14). Ketidakmalmaafi pengaruh total kedua peubah laten
-
ini, disebabkan keragu-
raguan hasil sebagai akibat melalolkan penikan terlebih dahulu terhadap suatu
KEBUTUHAN
rum& tangga melalui peubah laten
(indirect effects). b i l uji
pengaruh lanpmg peubah laten EKONOMI t a h d a p peubah laten KEBUTUHAN menunjukkan hasil yang tidak bermakna [mda negatrf pada t---7,291.
Secara pen&
total (total eflecis), peubah laten EKONOMI tidak dapat
digunakan sebagai pengukuran kemkkinan bedasarkan GK, karena tanda positif pada koefisien loding (P52=0,49) menunjukkan ketidakbermaknaan dimaksud -
(seharusnya bertanda negatif).
Tabel 12 : Dekomposisi PenLaten Endogenus Peubah Laten Endogenus Bebas Tidak Bebas SANITASI GK
Kausa1 antar Peubah
'sngsung -0,70 1-2,2 71 428 16,981 -0.97 [-7,291 0,08 V,19] 0,39 [I5 781 4,29[-1,431 0,90 [S,f9]
Pengaruh Tidak Langsung
-
Totd
-0,70 [-2,27J SANITASI -0,421-8,021 4 1 4 1-2,371 EKONOMI KEBUTLTHAN -0.971-7,291 GK 0,41 [1,65] 0,49 [3,24] SANITASI 0,39 [12,78] KEBUTUHAN GK 4,27[-2,321 -456 [-2, dl] RELATIF GK 0,90 15,191 Catatan : nilai [..I adalah nilai t hitung d m angka yang dihuruf lebal dun miring adaluh valid dan nyala secara statistik
Pengamatan terhadap kemampuan membeli pakaian dalam setahun serta
adanya variasi lauk pauk, mencerminkan ciri kemiskinan kondisi jenis lantai rumah, fasilitas jarnban dan fasilitas air bersih. Hal ini ditunjukkan dari hasil uji nyata antara
peubah laten KEBUTUHAN dengan peubah laten SANITASI yaitu adalah nyata It= 1 2,781. Secara
pengaruh total (total effects), peubah laten KEBUTLHAN
mempunyai hubungan kausal yang laat dengan pengukuran kemiskinan berdasarkan
GK [t=-2,611.Hubupgan yang kuat ini terjadi sebagai akibat pengaruh tidak langsung (indirect eflects), yaitu sebelum mengetahui hubungan peubah laten KEBUTUHAN
temadap peubah laten GK,maka terlebih dahulu melakukan penyelidikan terhadap peubah laten SANITASI 1~12,781. Dengan kata lain, peubah laten SANlTASI mempunpi peranan yang besar terhadap hasil signifikansi peubah laten
KEBUTUHAN terhadap pengukuran kemiskinan GK, dirnana uji nyata peubah laten SANITASI dengan peubah laten GK adalah ny-ata [tt-2,271.
Pada Tabel 12 menunjuWran hasil yang mendukung SPKPM 2000 yaitu adanya hubungan kausal yang h a t antara pengukuran kemiskinan relatif dengan
pengukuran kerniskinan berdasarkan garis kemiskinan. M n y a bahwa pengeluaran per kapita per bulan pada suatu nunah tangga yang berada dibawah garis kemiskinan
(klasifikasi rumah tmgga miskin) dapat didekati ukurannya dengan perolehan jurnlah skor minimal 5 oleh rumah tangga tersebut dari jumlah skor maksimum 8 yang di dapat berdasarkan peubah-peubah pengelompok (classifjing varia bies; lihat Tabel 1).
Hal ini ditunjukkan dengan hasil uji nyata antara peubah Iaten RELATIF dengan peubah Iaten GK yaitu t=5,19.
Gambar 7 : Model Hipotesa Peubah Laten Eksogenus
SOSEK
Gambar 8 : Model Hipotesa Peubah Laten Endogenus E, = 0,65 .-
LAmAtl JAMBAN
Keferangan :
Nilai .c, (i =1, 2, ..., 8) merupahn beraran kes&han pengukuran dun kaalahan akibai transformmi data bershln ordinal menjadi data berskala interval (lihat halaman 42).
