Economics Development Analysis Journal

EDAJ 5 (2) (2016)

Economics Development Analysis Journal http://journal.unnes.ac.id/sju/index.php/edaj

ANALISIS KESENJANGAN PEMBANGUNAN EKONOMI ANTAR KABUPATEN/KOTA DI PROVINSI JAWA TENGAH DI ERA OTONOMI DAERAH TAHUN 2002-2011 Panji Irawan Yogyadipratama1, P. Eko Prasetyo2, Fafurida3 Jurusan Ekonomi Pembangunan, Fakultas Ekonomi, Universitas Negeri Semarang, Indonesia

Info Artikel

Abstrak

________________

___________________________________________________________________

Sejarah Artikel: Diterima Maret 2016 Disetujui April 2016 Dipublikasikan Mei 2016

Tujuan dari penelitian ini adalah (1) mengetahui bagaimana perkembangan tingkat ketimpangan pembangunan ekonomi Provinsi Jawa Tengah menurut Indeks Williamson; (2) mengetahui sejauh mana pengaruh angkatan kerja terhadap tingkat pembangunan ekonomi Provinsi Jawa Tengah; dan (3) mengetahui bagaimana pengaruh alokasi dana bantuan pembangunan kabupaten/kota terhadap pembangunan ekonomi Provinsi Jawa Tengah. Penelitian ini merupakan penelitian kuantitatif dengan digunakan data panel, data time series (tahun 2002-2011) dan cross section (35 kabupaten/kota di Provinsi Jawa Tengah). Jenis data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data sekunder yang diperoleh dari Badan Pusat Statistik (BPS). Metode analisis yang digunakan adalah metode analisis regresi linier berganda data panel dengan metode FEM digunakan alat bantu software Eviews 7. Hasil penelitian adalah menunjukan(1) ketimpangan pembangunan ekonomi antar daerah di Provinsi Jawa Tengah yang dihitung dengan menggunakan indeks Williamson selama periode 2008-2011 menunjukkan ketimpangan semakin melebar; (2) alokasi dana bantuan pembangunan dari pemerintah pusat yang tidak merata dan daerah yang mendapat bantuan terlalu besar dapat meningkatkan tingkat ketimpangan antar daerah. Hal ini akibat pembangunan yang terkonsentrasi dengan daerah-daerah yang sudah maju dibandingkan daerah yang masih tertinggal, karena daerah yang maju memiliki fasilitas lebih baik dari daerah yang belum maju; dan (3) nilai R2 sebesar 0,9949 artinya variasi variabel ketimpangan pembangunan ekonomi di Provinsi Jawa Tengah dapat dijelaskan oleh variabel-variabel angkatan kerja dan alokasi dana pembangunan daerah sebesar 95,5% sedangkan sisanya sebesar 0,05% dijelaskan faktor-faktor lainnya di luar model.

________________ Keywords: inequality of development, labor, and the allocation of development aid ____________________

Abstract ___________________________________________________________________ The purpose of this study were (1) to know how the development level of inequality of economic development in Central Java Province according to Williamson Index; (2) determine the extent of the influence of the labor force to the level of economic development of Central Java Province; and (3) know how to influence the allocation of development aid districts / cities to the economic development of Central Java province. This research is a quantitative research used panel data, time series data (years 2002-2011) and cross section (35 districts / cities in Central Java province). The data used in this research is secondary data obtained from the Central Statistics Agency (BPS). The analytical method used is the method of multiple linear regression analysis of panel data with FEM methods used tools Eviews 7 software. Results of the study is to show (1) the economic development gaps between regions in Central Java province which is calculated using Williamson index during the period 20082011 showed a widening inequality; (2) the allocation of development aid from the central government uneven and areas that receive aid are too large can increase the level of inequality between regions. This is due to the construction of concentrated to areas that are already developed than areas that are still lagging behind, because the area is developed better facilities from areas not yet developed; and (3) R2 value of 0.9949 means variable variation inequality of economic development in Central Java province can be explained by variables of the labor force and the allocation of regional development funds amounting to 95.5% while the remaining 0.05% is explained by other factors outside the model .



© 2016 Universitas Negeri Semarang ISSN 2252-6765

Alamat korespondensi: Gedung C6 Lantai 1 FE Unnes Kampus Sekaran, Gunungpati, Semarang, 50229 E-mail:[email protected]



117

Panji Irawan Yogyadipratama dkk / Economics Development Analysis Journal 5 (2) (2016)

PENDAHULUAN Ketimpangan atau kesenjangan pertumbuhan ekonomi saat ini mejadi salah satu permasalahan yang dihadapi oleh bangsa Indonesia dalam melaksanakan pembangunan, baik yang terjadi antar daerah maupun kesenjangan di dalam daerah sediri. Ketimpangan ekonomi sering dijadikan sebagai indikator perbedaan pendapatan perkapita ratarata, antar kelompok tingkat pendapatan, antar kelompok lapangan kerja, dan atau antarwilayah. Sebagai salah satu kasus ketimpangan ekonomi di Provinsi Jawa Tengah. Di provinsi ini terjadi peningkatan dalam pertumbuhan ekonomi, namun pertumbuhan tersebut tidak diikuti dengan pemerataan pendapatan setiap kabupaten. Sebagian daerah di Provinsi Jawa Tengah misalnya Kota Semarang, Kabupaten Cilacap, Kabupaten Kudus, Kota Surakarta, dan Kota Magelang, memiliki pendapatan perkapita yang sangat tinggi namun di daerah lainnya yang memiliki pendapatan perkapita yang sangat rendah. Kabupaten yang memiliki pendapatan perkapita yang relatif rendah yaitu: Kabupaten Wonosobo, Kabupaten Grobogan, Kabupaten Purbalingga, Kabupaten Tegal, Kabupaten Kebumen. Ketimpangan tersebut dapat terlihat dari perbedaan karakteristik wilayah Indonesia dalam hal kepemilikan sumber daya alam (SDA), sumber daya manusia (SDM), kondisi sosial dan budaya serta letak wilayah demografis wilayah tersebut. Maka tidak mengherankan bila pola pembangunan ekonomi diberbagai wilayah di Indonesia tidak seragam (Wijaya, 2001). Masih terjadiya ketimpangan ekonomi di Jawa Tengah ini bila dilihat dari ketenagakerjaan, terjadi ketidakseimbangan antara angkatan kerja dengan lapangan kerja yang tercipta sehingga menimbulkan masalah pengangguran. Pengangguran yang semakin besar akan menjadi beban perekonomian daerah dan mengurangi kesejahteraan masyarakat. Pada tahun 2003 jumlah pengangguran di Provinsi Jawa Tengah adalah sebanyak 912.513 orang, mengalami peningkatan menjadi sebanyak 1.044.573 orang tahun 2004, dan menjadi lebih besar lagi pada tahun 2005 yaitu sebanyak

9.698.112 orang (BPS, Jawa Tengah Dalam Angka, 2006). Selain angkatan kerja, faktor yang memengaruhi pembangunan ekonomi daerah adalah dana bantuan pembangunan daerah. Alokasi anggaran pembangunan sebagai instrumen untuk mengurangi ketimpanganekonomi tampaknya lebih perlu diperhatikan.Strategi alokasi anggaran tersebut harus mendorong dan mempercepat pertumbuhan ekonomi nasional sekaligus menjadi alat untuk mengurangi kesenjangan/ketimpangan regional (Majidi, 1997). Proses akumulasi dan mobilisasi sumbersumber berupa akumulasi modal, keterampilan tenaga kerja dan sumber daya alam yang dimiliki oleh suatu daerah merupakan pemicu dalam laju pertumbuhan ekonomi wilayah yang bersangkutan. Adanya heterogenitas dan beragam karateristik suatu wilayah menyebabkan kecendrungan terjadinya ketimpangan antardaerah dan antarsektor ekonomi suatu daerah (Caska dan Riadi, 2013). METODE PENELITIAN Penelitian ini menggunakan pendekatan kuantitatif. Dimana pendekatan kuantitatif pada dasarnya menekankan analisis pada data-data numerikal (angka) yang diolah dengan metode statistika. Dengan metode kuantitatif akan diperoleh signifikansi perbedaan kelompok atau signifikansi hubungan antar variabel yang diteliti (Azwar, 2001: 15). Metode Analisis Penelitian ini menggunakan metode penelitian kuantitatif dengan menggunakan data panel. Metode data panel merupakan suatu metode yang digunakan untuk melakukan analisis empirik yang tidak mungkin dilakukan jika hanya menggunakan data time series atau cross section saja. Estimasi model yang menggunakan data panel dapat dilakukan dengan tiga metode, yaitu metode kuadrat terkecil (pooled least square), metode efek tetap (fixed effect), dan metode efek random (random effect).

118


HASIL DAN PEMBAHASAN Setelah itu dilakukan pengolahan data dengan metode Fixed Effect Model untuk dibandingkan dengan metode Pooled Least Square pada uji F-Restricted. Dari hasil pengolahan EViews 7.0 didapatkan hasil seperti tampilan sebagai berikut: Tabel 1. Fixed Effect Model R squared Adjusted R squared

0.996244 0.994932

Dari tabel diatas menunjukkan bahwa nilai koefisien determinasi (R2) sebesar sebesar 0.994932. Artinya variasi variabel ketimpangan pembangunan ekonomi di Provinsi Jawa Tengah dapat dijelaskan oleh variabel-variabel angkatan kerja dan alokasi dana pembangunan daerah sebesar 99,5% sedangkan sisanya sebesar 0,5% dijelaskan faktor-faktor lainnya di luar model. Uji Asumsi Klasik Uji asumsi klasik dilakukan untuk memastikan data yang digunakan dalam penelitian sudah terdistribusi secara normal, pengujian asumsi klasik dilakukan karena apabila terjadi masalah pada data maka pengujianpengujian sebelumnya yang meliputi uji t dan f tidak valid dan secara statistik merusak kesimpulan yang diperoleh.

Uji Multikolinearitas Multikolineritas terjadi jika terdapat hubungan yang sempurna atau pasti di antara beberapa variabel atau semua variabel independen dalam model. Pada kasus multikolinieritas yang serius, koefisien regresi tidak lagi menunjukan pengaruh murni dari variabel independen dalam model. Multikolinierity berarti adanya hubungan yang sempurna atau pasti di antara beberapa variable atau semua variabel yang menjelaskan dari model regresi (Sumarno, 2003; Gujarati, 2003). Pengujian asumsi klasik Multikolinieritas dilakukan dengan melihat nilai VIF (Variance Inflation Factor) dan tolerance. Bila nilai VIF lebih kecil dari 10 dan nilai toleransinya di atas 0,1 atau 10% maka dapat disimpulkan dalam model bebas dari penyimpangan asumsi klasik. Multikolinieritas (Ghozali, 2005; Gujarati, 2003). Nilai VIF semua variabel bebas dalam penelitian ini lebih kecil dari 10. Selain itu hasil perhitungan nilai tolerance menunjukkan semua variabel bebas memiliki nilai tolerance lebih dari 0,1 yang berarti tidak ada korelasi antar variabel bebas yang nilainya lebih dari 90%. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa tidak ada multikolonieritas antar variabel bebas dalam model regresi.

Tabel 2. Uji Multikolinieritas Variabel Tenaga kerja Alokasi Dana Pembangunan

t-Statistik 2.550947 2.485158

Uji Heterokedastisitas Asumsi penting dari model regresi linear klasik adalah bahwa gangguan (disturbance term) yang muncul dalam fungsi regresi populasi adalah homokedastisitas, yaitu semua disturbance term mempunyai varian yang sama. Pengujian terhadap gejala Heteroskedastisitas digunakan Glejtser Test (Gujarati, 2003) yaitu

Prob 0.0111 0.0134

Signifikansi Signifikan Signifikan

dengan cara meregres nilai residual absolute (sebagai variabel terikat) dari perhitungan regresi awal dengan semua variabel bebasnya. Bila pengujian secara statistik dari hasil regresi tidak signifikan, ini berarti model tidak mengandung heterokesdastisitas dan sebaliknya. Berdasarkan hasil perhitungan dengan Eviews 7 (lihat lampiran) didapatkan data sebagai berikut:

119


Tabel 3. Uji Heteroskedastisitas

F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS

57.59501 95.54240 284.8101

Prob. F(5,134) Prob. Chi-Square(5) Prob. Chi-Square(5)

0.0000 0.0000 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.682446 0.670597 0.006737 0.006081 504.4434 57.59501 0.000000

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

0.004687 0.011737 -7.120620 -6.994550 -7.069389 0.634910

Dari tabel diatas dapat dilihat bahwa semua variabel bebas memberikan nilai probabilitas signifikansi lebih besar dari 0,05 (tidak signifikan) sehingga disimpulkan bahwa pada model, semua variabel bebas tidak terdapat gejala Heteroskedastisitas. Uji Autokorelasi Autokorelasi merupakan korelasi antara anggota serangkaian observasi yang diurutkan menurut waktu (seperti dalam data deretan

waktu) atau ruang (Gujarati, 2003). Dalam konteks regresi, model regresi linier klasik mengasumsikan bahwa autokorelasi seperti itu tidak terdapat dalam disturbansi atau ganguan ui. Dengan kata lain unsur gangguan yang berhubungan dengan observasi tidak dipengaruhi oleh unsur disturbansi atau ganguan yang berhubungan dengan pengamatan lain manapun. Pengujian ada atau tidaknya autokorelasi dalam persamaan regresi ini dilakukan dengan melihat keadaan nilai Durbin Watson (DW test).

Tabel 4. Uji Autokorelasi Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C ANGKATAN DBP RESID(-1) RESID(-2)

-0.000938 6.83E-09 1.41E-10 0.794152 -0.144203

0.006569 5.94E-08 1.77E-09 0.085192 0.085416

-0.142769 0.115093 0.079512 9.321870 -1.688237

0.8867 0.9085 0.9367 0.0000 0.0937

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.491494 0.476427 0.049717 0.333688 224.0920 32.62083 0.000000

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

Dari hasil perhitungan, uji mapping Durbin Watson (DW) diperoleh angka DW sebesar 1,964 (lihat lampiran uji Autokorelasi).

-2.60E-17 0.068709 -3.129885 -3.024827 -3.087193 1.964419

Dengan jumlah data (n) sama dengan 140 dan jumlah variabel (k) sama dengan 3 serta a= 5% diperoleh angka dL = 1,12 dan dU = 1,66, maka

120


model dapat dikatakan tidak mengandung gejala Autokorelasi baik positif maupun negatif. Uji Hipotesis Uji hipotesis dilakukan untuk mengetahui besarnya pengaruh variabel tenaga kerja, Dana alokasi bantuan daerah, dalam mempengaruhi Ketimpangan pembangunan ekonomi, baik secara parsial maupun secara bersama-sama. Uji t-statistik Pengujian ini dilakukan untuk menguji apakah variabel bebas (angkatan kerja dan alikasi dana pembangunan daerah) berpengaruh secara parsial terhadap variabel terikatnya (kesenjangan pembangunan), yaitu dengan membandingkan masing-masing nilai t-statistik dari regresi dengan t-tabel dalam menolak atau menerima hipotesis. Pada tingkat keyakinan α = 5%, maka diperoleh t-tabel 2,132. = Angkatan Kerja (-1.030720) = Alokasi Dana Pembangunan (8.998564) Uji Determinasi (Uji R2) Berdasarkan hasil pengolahan data dalam tabel, koefisien determinasi sebesar 0.994932. Hal ini terlihat bahwa 99,5% kesenjangan pembangunan di 35 Kabupaten/Kota di Jawa Tengah dapat dijelaskan oleh angkatan kerja dan alokasi dana pembangunan daerah. Sedangkan 0,5 persen variabel kesenjangan pembangunan dijelaskan oleh variabel lain yang tidak diteliti dalam penelitian ini. PENUTUP Kesimpulan 1. Ketimpangan pembangunan ekonomi antar daerah di Provinsi Jawa Tengah yang dihitung dengan menggunakan indeks Williamson selama periode 2008-2011 menunjukkan ketimpangan semakin melebar atau semakin timpang. 2. Koefisien regresi variabel angkatan kerja memberikan tanda negatif yang berarti semakin meningkat angkatan kerja akan

menurunkan ketimpangan pembangunan ekonomi di Provinsi Jawa Tengah. Jumlah penduduk yang semakin besar akan mengakibatkan variasi dan jumlah angkatan kerja meningkat. 3. Variabel alokasi dana pembangunan daerah memberikan koefisien regresi positif yang berarti alokasi bantuan pembangunan daerah yang semakin tinggi dan penyebaran yang tidak merata maka akan semakin tinggi ketimpangan pembangunan ekonomi di Provinsi Jawa Tengah. Saran Adanya ketimpangan pendapatan perkapita antar daerah menyebabkan pentingnya bantuan pembangunan dari pemerintah pusat. Bantuan pembangunan yang diberikan pemerintah pusat kepada kabupaten/kota hendaknya disesuaikan dengan situasi dan kondisi di daerah masing-masing sehingga diharapkan daerah yang tertinggal mampu mengejar daerah yang sudah maju. Agar penggunaan dana bantuan pembangunan optimal, perlu ditingkatkan peran pengawasan baik oleh institusi yang berwenang maupun masyarakat. DAFTAR PUSTAKA Achmad, Rozany Nurmanah. 1999. Kesenjangan Pengeluaran Pembangunan Antar Wilayah dan Propinsi di Indonesia. Ekonomi dan Keuangan Indonesia. Volume XLVII. Nomor 4. Amirudin, Ardani. 1992. Analysis of Regional Growth and Disparity TheImpac Analysis of the INPRES Project on Indonesia Development.ADoctor desertasion. USA: University of Pennsylvania Philadelphia. Anonym. 1997. Meninjau Ulang Pertumbuhan dan Pemerataan Ekonomi.Prisma. 1 Januari 1997. Arsyad, Lincolin. 1997. Ekonomi Pembangunan. Ed. 3. Yogyakarta: STIE YKPN. Aulia, N. (2014). HUBUNGAN DESENTRALISASI FISKAL TERHADAP PERTUMBUHAN EKONOMI, TINGKAT KEMISKINAN,

121

Panji Irawan Yogyadipratama dkk / Economics Development Analysis Journal 5 (2) (2016) DAN KESENJANGAN PENDAPATAN KABUPATEN/KOTA DI PROVINSI JAWA Economics TENGAH TAHUN 2012. Development Analysis Journal, 3(2). doi:10.15294/edaj.v3i2.3839 Barro, Robert J. 1999. Inequality, Growth and Investment, National Bureau Of Economic Research. Working Paper. No. 73038, JEL No. 0413. Available: http://www.nbr.org/paper/w708. Boediono. 1985. Teori Yogyakarta: BPFE.

Pertumbuhan

Irwan dan Suparmoko. 1987. Ekonomi Pembangunan. Yogyakarta: Liberty. Jhingan, M.L. 2004. Ekonomi Pembangunan dan Perencanaan. Jakarta: RajaGrafindo Persada. Kuncoro, Mudrajad. 1997. Ekonomi Pembangunan. Yogyakarta: UPP AMP YKPN. Munir, Risfan, Otonomi Daerah dan Masalah Ketimpangan Ekonomi, http://www.foruminovasi.or.id, email: [email protected].

Ekonomi.

Budiantoro, Hartono. 2008. Analisis Ketimpangan Pembangunan Ekonomi di Provinsi Jawa Tengah. Tesis S2 MIESP. Semarang: Undip Semarang (dipublikasikan). christian, a. (2013). ANALISIS PENDAPATAN RUMAH TANGGA PETANI PADI DI KECAMATAN JATI KABUPATEN KUDUS. Economics Development Analysis Journal, 2(4). doi:10.15294/edaj.v2i4.3210. Demurger, Sylvie. 2000. Infrastructure Development and Economic Growth: An Explanation for Region Disparities in China. Journal of Comparative Economics. 29. 95-117. Dumairy. 1999.Perekonomian Indonesia. Yogyakarta: Erlangga. Glasson, Jhon. 1997. Pengantar Perencanaan Regional.DiterjemahkanPaul Sitohang. Jakarta: Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia.

Nurhuda, Rama, M.R. Khairul Muluk, Wima Yudo Prasetyo. 2013. Analisis Ketimpangan Pembangunan (Studi di Provinsi Jawa Timur Tahun 2005-2011). Jurnal Administrasi Publik (JAP). Vol. 1, Nomor 4. Hlm. 110-119. Richarson, Harry W. 2001. Dasar-Dasar Ilmu Ekonomi Regional. (diterjemahkan Paul Sitohang). EdisiRevisi 2001. Jakarta: Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia. Rokhman, W. (2012). ANALISIS DISPARITAS PENDAPATAN KABUPATEN/KOTA DI PROVINSI JAWA TENGAH TAHUN 20072009. Economics Development Analysis Journal, 1(1). doi:10.15294/edaj.v1i1.327. Sirojuzilam. 2005. Beberapa Aspek Regional.Bandung: ISEI..

Pembangunan

Sjafrizal. 1997. Pertumbuhan Ekonomi dan Ketimpangan Regional Wilayah Indonesia Bagian Barat.Prisma.

Gujarati, Damodar. 2003. Basic Econometric. (Fourth Edition). USA, Mc Graw-Hill International.

Sudibyo, Bambang dkk. 1995. Kemiskinan dan Kesenjangan di Indonesia.Yogyakarta: Aditya Media.

Hendra, Esmara. 1995. Disparities.Bulletin of Studies. Vol. XI No. 1.

Income Economic

Sukirno, Sadono. 1985. Ekonomi Pembangunan. Jakarta: Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia dan Bima Grafika.

Imam, Ghozali. 2001. Aplikasi Analisis Multivariat dengan Program SPSS. Semarang:Universitas Diponogoro. Irawan dan M. Suparmoko. 1987. Ekonomi Pembangunan. Yogyakarta: Liberty.

Sumitro, Djojohadikusumo. 1987. Dasar Teori Ekonomi Pertumbuhan dan Pembangunan. Jakarta: LP3ES.

Regional Indonesia

122

Panji Irawan Yogyadipratama dkk / Economics Development Analysis Journal 5 (2) (2016) Suryana. 2000. Ekonomi Pembangunan-Problematikan dan Pendekatan. Jakarta: Bagian Penerbitan Salemba Empat. Suseno, Triyanto W, Hg. 1991.Indikator Ekonomi. Yogyakarta: Kansisus. Tambunan, Tulus TH. 2001. Perekonomian Indonesia. Jakarta: Ghalia Indonesia. Thee Kian Wie. 1982. Perekonomian di Negara Berkembang. Jakarta: Pustaka Jaya. Todaro, Michael P dan Smith, Stephen C. 2006. Pembangunan Ekonomi. Jakarta: Erlangga. Todaro, Michael P. 1990. Ekonomi Pembangunan di Dunia Ketiga. Jakarta: Erlangga. Widiarto. 2001. Ketimpangan, Pemerataan dan Infrastruktur. [email protected].

123

Economics Development Analysis Journal

Recommend Documents