VI.
HASIL DAN PEMBAHASAN
Seperti yang telah dijelaskan pada Bab IV, model integrasi pasar beras Indonesia merupakan model linier persamaan simultan dan diestimasi dengan metode two stage least squares (2SLS). Pada bagian ini akan dijelaskan hasil penelitian yang diperoleh. Hasil estimasi persamaan perilaku disajikan tanda dan besaran dari parameter yang diestimasi, koefisien determinasi (R2), statistik F, statistik-t dan uji serial korelasi (autocorrelation). 6.1. Keragaan Umum Hasil Estimasi Model Ekonometrika Hasil estimasi model integrasi pasar beras menunjukkan bahwa model sudah cukup baik. Hal tersebut terlihat dari koefisien determinasi (R2), dimana lebih dari 71 persen dari persamaan perilaku mempunyai koefisien determinasi (R2) lebih dari 70 persen sedangkan 29 persen dari persamaan perilaku memiliki koefisien determinasi berkisar antara 21 sampai 59 persen. Hal ini menunjukkan bahwa secara umum peubah-peubah penjelas (explanatory variable) yang ada dalam persamaan perilaku mampu menjelaskan dengan baik peubah endogen (endogenous variable). Sekitar 80 persen dari jumlah persamaan perilaku, memiliki nilai statistik F nyata dalam taraf 1 persen. Hal tersebut berarti bahwa peubah-peubah penjelas dalam persamaan perilaku secara bersama-sama berpengaruh nyata terhadap peubah endogennya. Setiap persamaan struktural mempunyai besaran parameter dan tanda (magnitude dan sign) sesuai dengan hipotesis dan logis dari sudut pandang ekonomi.
Nilai statistik t digunakan untuk menguji apakah masing-masing peubah penjelas berpengaruh nyata terhadap peubah endogennya. Hasil statistik t menunjukkan bahwa terdapat beberapa peubah penjelas yang tidak signifikan atau tidak berpengaruh nyata terhadap peubah endogennya pada taraf α=0.05. Pada penelitian ini digunakan beberapa taraf α, yang dapat dilihat dengan menggunakan simbol-simbol berikut. a. A
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.05
b. B
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.10
c. C
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.15
d. D
berarti berbeda nyata dengan nol pada taraf nyata α = 0.20 Berdasarkan nilai t statistik, terdapat juga peubah penjelas yang tidak
signifikan pada berbagai taraf α yang ditoleransi, namun yang diutamakan pada penelitian ini adalah kelogisan dan kesesuaian tanda dan besaran (sign dan magnitude) dengan kriteria ekonomi. Berdasarkan
uji Durbin h didapatkan
kisaran nilai h -7.14 sampai 2.95. Dari hasil tersebut diperoleh bahwa 79 persen atau 11 persamaan struktural tidak terdapat serial korelasi (autocorrelation) dan hanya 3 persamaaan struktural (21 persen) yang memiliki serial korelasi. Ada tidaknya masalah serial korelasi yang serius, pindyck dan Rubinfeld (1991) telah membuktikan bahwa masalah serial korelasi hanya mengurangi efisiensi estimasi parameter dan serial korelasi tidak menimbulkan bias parameter regresi. Berdasarkan kriteria-kriteria tersebut, dengan mempertimbangkan periode pengamatan yang cukup panjang maka hasil estimasi model dalam penelitian ini dapat dikatakan cukup menggambarkan fenomena ekonomi beras di Indonesia.
6.2. Keragaan Pasar Beras Domestik Setelah melakukan beberapa spesifikasi model, diperoleh model integrasi pasar beras Indonesia yang terdiri dari beberapa persamaan perilaku yang dikelompokan kedalam dua blok yaitu blok pasar beras domestik dan blok pasar beras dunia. 6.2.1. Produksi Padi Indonesia Berdasarkan hasil estimasi persamaan produksi padi pada Tabel 9, diketahui bahwa produksi padi Indonesia dipengaruhi secara positif oleh trend harga gabah tingkat petani, luas areal panen, harga pupuk urea riil, kredit pertanian, curah hujan, dan produksi padi tahun sebelumnya. Respon produksi padi terhadap harga gabah di tingkat petani, harga pupuk urea, perubahan kredit pertanian, perubahan luas areal irigasi, dan curah hujan adalah inelastis baik dalam jangka panjang maupun dalam jangka pendek sedangkan respon terhadap perubahan luas areal panen adalah inelatis dalam jangka pendek tetapi elastis dalam jangka panjang. Tabel 9. Hasil Estimasi Parameter Produksi Padi Indonesia Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep THGTPR LAP HPUR DKDTR DLAI CH LPPD
Nama Peubah LR
-12537.600 0.047C 3.394A
-2.220 1.540 3.750
0.038 0.139 0.001
0.049 0.693
0.090 1.267
-1.129
-1.260
0.221
-0.023
-0.043
0.041322D
1.460
0.159
0.0000065
0.00012
0.259 0.696 0.454A
0.210 1.100 3.730
0.836 0.286 0.001
0.00035 0.035
0.00064 0.064
R2=0.986 F-hit=195.710 Dw=1.171 Dh=2.950
Intersep HGTPR*T Luas Areal Panen Harga Pupuk Urea Riil Perubahan kredit pertanian Perubahan luas areal irigasi Curah Hujan Produksi Padi T-1
Respon produksi padi terhadap harga gabah ditingkat petani berpengaruh nyata secara statistik dengan respon yang inelastis baik jangka panjang maupun jangka pendek. Hal tersebut dapat diartikan bahwa harga bukan faktor utama yang menjadi insentif petani untuk meningkatkan produksi. Luas areal panen berpengaruh nyata terhadap produksi padi dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek sedangkan dalam jangka panjang produksi padi responsif terhadap perubahan luas areal panen. Rendahnya produksi padi di Indonesia disebabkan oleh penguasaan lahan per kapita yang relatif rendah dibandingkan dengan negara-negara pengekspor beras seperti Thailand, Vietnam, dan Myanmar. Luas areal panen per kapita Indonesia hanya mencapai 513 m2 per kapita sedangkan data luas lahan potensial untuk pertanian sawah menurut Balai Besar Sumberdaya Lahan Pertanian tersedia 10 juta ha dan dalam jangka panjang mampu untuk meningkatkan produksi padi di Indonesia (Sumarno, 2006). Produksi padi tidak responsif terhadap perubahan kredit pertanian baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Pengurangan kredit pertanian tidak menyebabkan petani mengubah penggunaan sarana produksi pertanian sehingga produksi padi juga tidak berubah secara nyata (Smeru, 2002). Harga pupuk urea, curah hujan, dan perubahan luas areal irigasi tidak nyata secara statistik pengaruhnya terhadap produktivitas padi dan bersifat inelastis. Kondisi tersebut menunjukkan bahwa produksi padi di Indonesia telah mengalami pelandaian produksi atau leveling off (Sitepu, 2002). Produksi padi dipengaruhi secara nyata oleh produksi padi tahun sebelumnya. Hal ini menunjukkan bahwa ada tenggang waktu yang relatif lambat dari produksi padi untuk menyesuaikan diri dan merespon perubahan ekonomi
yang terjadi. Dilihat dari besaran nilai statistik R 2=0.98, semua peubah penjelas mampu menjelaskan perubah endogennya sebesar 98 persen sedangkan sisanya, 2 persen, dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan dengan nilai statistik F hitung = 195.71, artinya bahwa persamaan tersebut mampu menjelaskan peubah endogennya dengan baik. 6.2.2. Produksi Beras Indonesia Produksi beras diperoleh dengan menentukan terlebih dahulu faktor konversi gabah kering giling (GKG) menjadi beras. Penelitian ini menggunakan angka konversi yakni 0.63 sesuai dengan pendekatan yang digunakan oleh Badan Pusat Statistik tahun 1997-2005. Oleh sebab itu, diperoleh persamaan produksi beras yaitu: PBt = 0.63*PPDt 6.2.3. Jumlah Impor Beras Persamaan dari estimasi parameter jumlah impor beras Indonesia dapat dilihat pada Tabel 10. Berdasarkan Tabel 10 diketahui bahwa jumlah impor beras Indonesia berhubungan negatif dengan perubahan harga impor, persentase tarif impor, produksi beras, dan stok awal tahun sedangkan permintaan beras dan lag jumlah impor berhubungan positif dengan jumlah impor beras. Pengaruh perubahan harga impor dan tarif impor terhadap jumlah impor beras Indonesia tidak nyata secara statistik dan inelastis baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan harga impor dan kebijakan tarif impor beras bukan merupakan faktor utama dalam melakukan impor beras melainkan kondisi penawaran dan permintaan domestik. Hal tersebut
terlihat dari elastisitas permintaan beras Indonesia, produksi beras, dan stok beras awal tahun Indonesia yang sangat elastis baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Hal tersebut memperlihatkan respon jumlah impor yang besar terhadap perubahan permintaan beras Indonesia, perubahan produksi beras dan stok awal tahun. Tabel 10. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep
Nama Peubah LR
-403.514
-0.140
0.891
-0.087
-0.910
0.374
-0.029
-0.032
-10.268
-0.240
0.813
-0.170
-0.191
DBI
0.111
1.100
0.283
4.117
4.613
PB
-0.032
-0.300
0.771
-2.283
-2.557
LSBT
-0.966C
-1.690
0.106
-1.778
-1.992
LJIBI
0.107
0.510
0.618
DHMBIRR PERTARIFR
Intersep HMBIRRLHMBIRR Persentase Tarifr Jumlah Konsumsi Beras Untuk Pangan Indonesia Produksi Beras Stok Beras Akhir Tahun T-1 Jumlah Impor Beras Indonesia T-1
2
R =0.227 F-hit=1.030 Dw=1.739 Dh=0.688
Stok beras awal tahun berhubungan nyata dan negatif terhadap jumlah impor beras Indonesia dengan elastisitas yang elastis yakni 1.77 dalam jangka pendek dan 1.99 dalam jangka panjang. Artinya apabila terjadi kenaikan satu persen stok bulog pada awal tahun, ceteris paribus, maka jumlah impor beras akan menurun 1.77 persen dalam jangka pendek dan 1.99 persen dalam jangka panjang. Respon yang besar tersebut menunjukkan bahwa impor juga digunakan oleh Bulog untuk mengatur kondisi stok beras dalam negeri. Variabel lag jumlah impor beras tidak berpengaruh nyata secara statistik dengan jumlah impor beras, kondisi ini menunjukkan bahwa impor beras yang dilakukan tidak memerlukan tenggang waktu yang lambat untuk menyesuaikan jumlah impor beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.2.4. Stok Beras Stok beras yang dikaji pada penelitian ini merupakan stok beras yang ada di Bulog. Hal tersebut dilakukan karena terkait dengan kelengkapan data dan melihat fungsi Bulog dalam menjaga kestabilan ketersediaan beras. Jumlah beras yang ada di masyarakat tidak diperhitungkan. Hasil estimasi stok beras dapat dilihat pada Tabel 11. Tabel 11. Hasil Estimasi Parameter Stok Beras Indonesia Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah
LR
Intersep
1482.922
2.210
0.038
Intersep
HBER
-0.184D
-1.400
0.176
-0.752
-0.795
Harga Beras Eceran Riil
PGBB
0.292C
1.690
0.106
0.869
0.918
Pengadaan Beras Bulog
DOPS
-0.129
-0.700
0.490
0.038
0.040
OPS-LOPS
DJIBI
0.143D
1.610
0.121
-0.058
-0.062
JIBI-LJIBI
LSBT
0.054
0.220
0.829
Stok Beras Akhir Tahun T-1
2
R =0.20673 F-hit=1.15 Dw=1.985836 Dh= 0.038062
Berdasarkan pada Tabel 11 stok berhubungan nyata dan negatif dengan harga beras eceran. Hal tersebut mengindikasikan adanya peran Bulog dalam mengendalikan harga. Ketika harga beras meningkat, Bulog mengeluarkan stoknya ke pasar meskipun dengan respon yang inelastis baik dalam jangka pendek (-0.752) maupun jangka panjang (-0.795). Artinya ketika harga meningkat satu persen maka Bulog mengeluarkan stoknya sehingga stok akhir tahun berkurang 0.752 persen dalam jangka pendek dan 0.795 persen dalam jangka panjang. Operasi pasar beras juga berhubungan negatif dan inelastis terhadap stok beras akhir tahun artinya semakin banyak operasi pasar yang dilakukan maka semakin berkurang stok beras Bulog namun pengaruh operasi pasar terhadap jumlah stok beras tidak nyata secara statistik. Hal tersebut karena sering kali
operasi pasar yang dilakukan Bulog bersumber dari impor dan bulog berusaha untuk terus mempertahankan jumlah stok beras. Jumlah pengadaan gabah oleh Bulog berhubungan nyata dan positif dengan stok beras. Respon stok terhadap jumlah pengadaan beras oleh Bulog adalah inelastis dalam jangka pendek (0.819) dan dalam jangka panjang (0.918). Artinya peningkatan satu persen pengadaan beras oleh Bulog meningkatkan jumlah stok beras 0.819 persen dalam jangka pendek dan 0.918 persen dalam jangka panjang. Stok juga berhubungan nyata dan positif terhadap jumlah impor beras Indonesia meskipun dengan respon yang inelastis baik dalam jangka pendek (0.11) maupun jangka panjang (0.12). Artinya setiap peningkatan satu persen jumlah impor beras Indonesia akan meningkatkan stok akhir tahun 0.11 persen dalam jangka pendek dan 0.12 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut berarti bahwa impor bersama dengan produksi beras domestik merupakan salah satu sumber dari pengadaan stok beras Indonesia. Lag stok tidak berpengaruh nyata terhadap stok beras akhir tahun, kondisi ini menunjukkan bahwa stok beras tidak memerlukan tenggang waktu yang lambat untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia. 6.2.5. Penawaran Beras Indonesia Total penawaran beras di Indonesia merupakan persamaan identitas dari penjumlahan produksi beras Indonesia, ditambah stok awal tahun, dan jumlah impor beras Indonesia. Secara matematis persamaan identitas dari total penawaran beras dapat dilihat pada persamaan:
Hal tersebut menunjukkan bahwa setiap perubahan kebijakan atau gangguan pada produksi beras domestik, stok awal tahun yang tersedia, serta jumlah impor beras akan memberi pengaruh dan efek balik kepada peubah endogen baik secara langsung maupun tidak langsung. 6.2.6. Permintaan Beras Indonesia Hasil dari estimasi parameter permintaan beras untuk konsumsi dapat dilihat pada Tabel 12. Berdasarkan Tabel 12 dapat dilihat bahwa permintaan beras Indonesia berhubungan negatif dengan harga beras eceran dan berhubungan positif dengan harga jagung eceran, pendapatan perkapita dan permintaan beras tahun sebelumnya. Tabel 12. Hasil Estimasi Parameter Permintaan Beras Indonesia Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah
LR
Intersep
2706.798
1.600
0.122
HBER
-1.424A
-2.620
0.015
-0.197
-1.109
Harga Beras Eceran Riil
HJER
3.770A
3.290
0.003
0.244
1.370
Harga Jagung Eceran Riil
0.038
0.350
0.728
0.019
0.109
Pendapatan Riil Perkapita
0.822A
13.040
<.0001
IRCAP LDBI
Intersep
Lag Permintaan Beras
2
R =0.963 F-hit=147.830 Dw=1.986 Dh=0.038
Permintaan beras berhubungan nyata dan negatif dengan harga beras eceran. Respon permintaan beras terhadap perubahan harga beras eceran adalah inelastis dalam jangka pendek (-0.197), akan tetapi elastis dalam jangka panjang (1.109). Artinya, kenaikan harga eceran beras sebesar satu persen akan mengurangi permintaan beras untuk konsumsi sebesar 0.197 persen dalam jangka pendek dan 1.109 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan harga beras ditingkat konsumen memberikan dampak yang kecil terhadap permintaan beras itu sendiri dalam jangka pendek, namun dalam jangka panjang,
konsumen mulai untuk menyesuaikan diri, konsumen memulai untuk mencari alternatif makanan pokok lain. Respon permintaan beras terhadap harga jagung, sebagai komoditas substitusinya, adalah inelastis dalam jangka pendek akan tetapi elastis dalam jangka panjang. Kondisi tersebut menggambarkan bahwa komoditas beras merupakan komoditas pangan utama dalam jangka pendek namun dalam jangka panjang ketika harga jagung jauh lebih rendah dibandingkan dengan harga beras, komoditas jagung dapat menjadi komoditas pangan alternatif selain beras. Pendapatan perkapita masyarakat tidak berpengaruh nyata terhadap permintaan beras. Kondisi tersebut mengindikasikan bahwa beras merupakan kebutuhan pokok masyarakat Indonesia. Permintaan beras dipengaruhi secara nyata oleh lag permintaan beras Indonesia. Hal tersebut berarti bahwa permintaan beras untuk konsumsi memerlukan waktu yang relatif lambat untuk menyesuaikan diri kembali pada tingkat keseimbangan, dengan kata lain, permintaan beras relatif tidak stabil. Di samping itu, koefisien determinasi dari persamaan permintaan beras Indonesia yaitu 96.3 persen. Artinya bahwa peubah penjelas mampu menjelaskan peubah endogennya sebesar 96.3 persen, sedangkan sisanya 3.7 persen dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan. Nilai statistik F hitung adalah 147.830 atau memiliki probability F adalah 0.001, artinya bahwa persamaan secara bersamasama berpengaruh terhadap peubah endogennya. 6.2.7. Harga Impor Beras Hasil dari estimasi parameter harga impor beras dapat dilihat pada Tabel 13. Berdasarkan Tabel 13, harga beras impor berhubungan positif dengan harga
beras dunia dalam rupiah, lag harga dunia dalam rupiah, dan lag harga impor beras. Artinya, semakin tinggi harga dunia, lag harga dunia, dan lag harga impor beras maka harga impor beras semakin tinggi. Tabel 13. Hasil Estimasi Parameter Harga Impor Beras Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah
LR
Intersep
-0.02531
-0.330
0.746
HBDRR
0.000031B
1.840
0.078
0.266
0.584
HBDR*ERR
0.000021
1.240
0.226
0.111
0.243
LAG (HBDRR)
0.545A
4.950
<.0001
LHBDRR LHMBIR
Intersep
Lag harga impor beras Indonesia
R2= 0.953 F-hit=161.090 Dw=2.335 Dh= -7.143
Harga beras dunia dalam rupiah dan lag harga impor berpengaruh nyata secara statistik sedangkan lag harga beras dunia tidak berpengaruh nyata secara statistik. Keterkaitan harga dunia dan harga impor akan dipaparkan lebih dalam ketika membahas integrasi pasar beras. Meskipun begitu, koefisien determinasi dari persamaan permintaan beras Indonesia yaitu 95.26 persen. Artinya bahwa peubah penjelas mampu menjelaskan peubah endogennya sebesar 95.26 persen, sedangkan sisanya 4.74 persen dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan dengan nilai statistik F hitung adalah 161.69 atau memiliki probability F adalah 0.001, artinya bahwa persamaan secara bersama-sama berpengaruh terhadap peubah endogennya. 6.2.8. Harga Beras Eceran Hasil dari estimasi harga beras eceran dapat dilihat pada Tabel 14. Berdasarkan Tabel 14, harga eceran beras berhubungan positif dengan harga gabah di tingkat petani, perubahan impor beras, trend waktu, dan harga eceran
beras tahun sebelumnya sedangkan penawaran beras berhubungan negatif dengan harga beras eceran. Tabel 14. Hasil Estimasi Parameter Harga Beras Eceran Parameter Dugaan
Peubah
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah LR
Intersep
-788.406
-1.140
0.268
HGTPR
1.876A
5.090
<.0001
0.924
1.366
0.003
0.170
0.867
3.0654E-08
4.53E-08
-0.013
-0.460
0.648
-0.120
-0.178
3.730
0.220
0.830
0.025
0.036
0.323A
2.600
0.016
DHMBIRR SPB T LHBER
Intersep Harga Gabah Tingkat Petani Riil HMBIRRLHMBIRR Penawaran Beras Indonesia Trend Lag HBER
2
R =0.923 F-hit=52.520 Dw=1.089 Dh= 2.433
Harga beras eceran berhubungan nyata dan positif dengan harga gabah tingkat petani namun dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.924) sedangkan dalam jangka panjang respon harga eceran beras adalah elatis (1,366). Artinya bahwa peningkatan satu persen harga gabah di tingkat petani meningkatkan harga eceran beras 0.924 persen dalam jangka pendek dan 1.366 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa terdapat transmisi harga yang cukup tinggi pada perubahan harga ditingkat petani terhadap harga ditingkat konsumen, bahkan dalam jangka panjang respon perubahan harga ditingkat konsumen lebih tinggi dibandingkan dengan perubahan ditingkat petani sendiri. Perubahan harga impor beras rill Indonesia juga berhubungan positif namun tidak nyata secara statistik. Hal tersebut karena transmisi harga beras Indonesia yang lemah sehingga perubahan harga impor tidak nyata berpengaruh terhadap perubahan harga eceran beras Indonesia. Penawaran beras Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap harga eceran beras Indonesia. Hal tersebut menunjukkan bahwa Bulog mampu menstabilkan
harga beras ditingkat konsumen dari fluktuasi produksi melalui mekanisme stok dan impor beras. Lag harga beras eceran berpengaruh nyata terhadap harga eceran beras. Hal tersebut berarti bahwa terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi harga eceran beras itu kembali pada tingkat keseimbangannya, atau dengan kata lain harga eceran relatif tidak stabil. Koefisien determinasi dari persamaan harga eceran beras Indonesia yaitu 92.3 persen. Artinya bahwa peubah penjelas mampu menjelaskan peubah endogennya sebesar 92.3 persen, sedangkan sisanya 7.7 persen dijelaskan oleh faktor lain di luar persamaan dengan nilai statistik F hitung adalah 52.52 atau memiliki probability F adalah 0.001, artinya bahwa persamaan secara bersamasama berpengaruh terhadap peubah endogennya. 6.2.9. Harga Gabah Tingkat Petani Estimasi parameter dari persamaan harga gabah tingkat petani dapat dilihat pada Tabel 16. Berdasarkan Tabel 16, diperoleh bahwa harga gabah di tingkat petani berhubungan positif dengan harga pokok pembelian pemerintah. Ketika pemerintah menetapkan harga pembelian pemerintah yang lebih tinggi maka harga gabah di tingkat petani juga meningkat, namun dengan respon yang inelastis baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang. Elastisitas harga gabah ditingkat petani terhadap harga pembelian pemerintah adalah 0.09 dalam jangka pendek dan 0.48 dalam jangka panjang. Artinya, ketika harga pembelian pemerintah meningkat satu persen, ceteris paribus, maka harga ditingkat petani meningkat 0.09 persen dalam jangka pendek dan 0.048 dalam jangka panjang. Meskipun pengaruh harga pembelian pemerintah tidak nyata secara statistik,
namun harga pembelian pemerintah dapat dijadikan salah satu instrumen Bulog untuk menstabilkan harga gabah di tingkat petani. Tabel 15. Hasil Estimasi Parameter Harga Gabah Tingkat Petani Peubah
Parameter Dugaan
Intersep
1017.132
1.780
0.088
0.094
0.800
0.433
0.092
0.354A -819.520C
6.020 -1.500
<.0001 0.147
-0.073 -0.398
HPPR DHBER PPD2
t-hitung
prob-t
LHGTPR 0.810A 5.250 <.0001 2 R =0.886 F-hit=44.890 Dw=2.507 Dh= -1.349
Elastisitas SR LR
Nama Peubah
Intersep Harga Pokok 0.483 Pembelian Riil 0.017 HBER-LHBER -2.100 PPD/LPPD Harga Gabah Tingkat Petani Riil T-1
Harga beras eceran berpengaruh nyata dan positif terhadap harga gabah ditingkat petani. Perubahan harga gabah ditingkat petani tidak responsif terhadap perubahan harga beras eceran dalam jangka pendek dengan elastisitas 0.72, artinya peningkatan satu persen harga beras eceran meningkatkan harga gabah ditingkat petani sebesar 0.72 persen. Dalam jangka panjang, harga gabah ditingkat petani responsif terhadap perubahan harga eceran beras dengan elastisitas 3.79, artinya peningkatan harga eceran beras satu persen meningkatkan harga gabah ditingkat petani sebesar 3.79 persen. Hal tersebut menunjukkan bahwa terdapat lag waktu dalam mentransmisikan perubahan harga eceran beras terhadap perubahan harga gabah ditingkat petani. Di samping itu, rasio produksi padi dengan lag nya berhubungan nyata dan negatif terhadap harga gabah di tingkat petani dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.398) dan elatis dalam jangka panjang (2.100). Artinya peningkatan satu persen rasio harga produksi padi dengan lag nya akan meningkatkan harga gabah di tingkat petani 0.398 persen dalam jangka pendek dan 2.100 persen dalam jangka panjang. Hal tersebut
menunjukkan bahwa dalam jangka panjang, harga gabah di tingkat petani masih tergantung dari produksi padi ketika produksi padi meningkat (panen raya), harga gabah menurun, sebaliknya ketika produksi padi menurun (paceklik), harga gabah di tingkat petani meningkat dengan sangat tajam. Oleh sebab itu, peran serta dari pemerintah melalui Bulog memiliki peran penting untuk menstabilkan harga di tingkat petani. Lag harga gabah di tingkat petani berpengaruh nyata terhadap harga gabah di tingkat petani. Hal tersebut berarti bahwa terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi harga gabah di tingkat petani itu kembali pada tingkat keseimbangannya, atau dengan kata lain harga gabah di tingkat petani relatif tidak stabil. 6.3. Keragaan Pasar Beras Dunia Dalam menganalisis integrasi pasar beras domestik terhadap dunia, model dibagi kedalam dua blok, blok pasar domestik dan blok pasar dunia. Pada blok pasar dunia dipelajari perilaku ekspor impor negara pengimpor dan pengekspor utama beras. Negara pengekspor yang dipelajari pada penelitian ini yaitu Thailand, Vietnam dan Pakistan sedangkan negara pengimpor meliputi Indonesia, Filipina, Nigeria dan Bangladesh. 6.3.1. Jumlah Impor Beras Filipina Estimasi parameter jumlah impor Filipina dapat dilihat pada Tabel 16. Berdasarkan pada Tabel 16, dikemukakan bahwa jumlah impor beras Filipina berhubungan negatif dengan pertumbuhan harga dunia, nilai tukar Filipina, dan perubahan produksi beras Filipina, namun berhubungan positif dengan GDP perkapita dan jumlah impor beras Filipina tahun sebelumnya.
Respon jumlah impor beras terhadap pertumbuhan harga dunia dan nilai tukar Filipina berhubungan negatif, tidak nyata dan inelastis baik jangka pendek maupun jangka panjang. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahan jumlah impor Filipina tidak responsif terhadap perubahan pertumbuhan harga beras dunia dan nilai tukar Filipina. Hal tersebut menunjukkan bahwa beras juga merupakan kebutuhan utama masyarakat Filipina sehingga harga tidak menjadi faktor utama yang menentukan volume impor beras Filipina melainkan kondisi produksi beras domestik Filipina. Tabel 16. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Filipina Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah
LR
Intersep
191.527
0.280
0.784
Intersep
PHBDR
-190.484
-0.960
0.347
-0.011
-0.021
(HBDR-LHBDR)/LHBDR
ERFR
-5.677
-0.650
0.524
-0.076
-0.148
DPBF
-0.287A
-3.100
0.005
-0.059
-0.116
Nilai tukar Filipina riil Perubahan jumlah produksi beras Filipina
TGDPFRCAP
0.713A
2.430
0.024
0.508
0.995
LJIBF
0.489A
2.250
0.035
T*GDPRCAP Lag jumlah impor beras Filipina
2
R = 0.783 F-hit=15.860 Dw=2.072 Dh=-0.190
Produksi beras Filipina berhubungan nyata dan negatif dengan jumlah impor beras Filipina. Respon jumlah impor beras Filipina terhadap perubahan produksi beras adalah inelastis baik jangka pendek maupun jangka panjang. Elastisitas jangka pendek jumlah impor beras terhadap perubahan produksi beras Filipina adalah -0.059 sedangkan elastisitas jangka panjang adalah -0.116. Artinya, jika perubahan produksi beras Filipina meningkat satu persen maka jumlah impor beras Filipina akan menurun 0.059 persen dalam jangka pendek dan 0.116 persen dalam jangka panjang.
Variabel trend GDP perkapita Filipina berhubungan positif dan berpengaruh nyata secara statistik serta tidak responsif terhadap jumlah impor Filipina dalam jangka pendek (0.508) dan jangka panjang (0.995). Artinya peningkatan satu persen GDP per kapita Filipina dalam trend nya akan meningkatkan jumlah impor beras 0.508 persen dalam jangka pendek dan 0.995 persen dalam jangka panjang. Lag jumlah impor beras juga berpengaruh nyata terhadap jumlah impor beras Filipina artinya bahwa terdapat ternggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah impor beras untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia. 6.3.2. Jumlah Impor Beras Nigeria Hasil estimasi parameter jumlah impor beras Nigeria dapat dilihat pada Tabel 17. Berdasarkan Tabel 17, ditunjukkan bahwa jumlah impor beras Nigeria berhubungan negatif dengan harga beras dunia dan berhubungan positif dengan GDP per kapita Nigeria dan jumlah impor beras Nigeria tahun sebelumnya. Respon jumlah impor Nigeria terhadap harga beras dunia adalah inelastis baik dalam jangka pendek (-0.023) maupun jangka panjang (-0.047). Artinya, peningkatan satu persen harga beras dunia, ceteris paribus, menurunkan jumlah impor beras Nigeria 0.023 persen dalam jangka pendek dan 0.047 persen dalam jangka panjang. Tabel 17. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Nigeria Peubah Intersep HBDRN GDPNRCAP
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
158.376 -1.040C
0.530 -1.590
0.598 0.125
-0.023
-0.047
4.281
1.220
0.235
0.341
0.702
LJIBN 0.514C 2.630 0.015 2 R =0.592 F-hit=11.590 Dw=2.145 Dh=-0.383
Elastisitas SR LR
Nama Peubah Intersep HBDR*ERN Gross Domestik Product Nigeria Riil Per Kapita Jumlah Impor Beras Nigeria T-1
GDP perkapita Nigeria tidak berpengaruh nyata dan berhubungan positif terhadap jumlah impor beras Nigeria. Hal tersebut menunjukkan bahwa beras masih merupakan makanan pokok masyarakat Nigeria. Lag jumlah impor beras Nigeria berpengaruh nyata terhadap jumlah impor beras Nigeria artinya bahwa terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah impor beras untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia. 6.3.3. Jumlah impor Beras Bangladesh Hasil estimasi parameter jumlah impor beras Bangladesh dapat dilihat pada Tabel 18. Berdasarkan Tabel 18 diperoleh bahwa jumlah impor beras Bangladesh berhubungan tidak nyata dan negatif dengan harga beras dunia namun berhubungan nyata dengan nilai tukar. Tabel 18. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Impor Beras Bangladesh Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep
1553.465
2.720
0.012
HBDR
-61.507
-0.400
0.691
-0.034
ERBR
-4.443A
-2.110
0.046
-0.329
5.76E-10
0.660
0.518
-5.10E-01
DGDPBRCAP
Nama Peubah LR Intersep Harga Beras Dunia Riil Nilai tukar riil Bangladesh Perubahan GDP perkapita Bangladesh
2
R =0.349 F-hit=4.280 Dw=1.879
GDP perkapita Bangladesh tidak nyata berpengaruh terhadap jumlah impor beras Bangladesh dan berhubungan positif. Jumlah impor Bangladesh tidak responsif terhadap perubahan harga beras dunia, nilai tukar, dan perubahan GDP perkapita Bangladesh. Berdasarkan pada kondisi tersebut, dapat dikemukakan bahwa nilai tukar merupakan faktor utama yang menentukan jumlah permintaan
impor Bangladesh sedangkan harga beras dunia dan perubahan pendapatan bukan merupakan faktor utama penentu jumlah impor beras di Bangladesh. 6.3.4. Jumlah Ekspor Beras Thailand Hasil estimasi parameter jumlah ekspor beras Thailand dapat dilihat pada Tabel 19. Berdasarkan Tabel 19, diperoleh bahwa jumlah ekspor beras Thailand dipengaruhi secara nyata oleh produksi beras Thailand dengan respon inelatis baik dalam jangka pendek (0.79) maupun jangka panjang (0.97). Artinya peningkatan satu persen produksi beras Thailand, ceteris paribus, akan meningkatkan jumlah ekspor beras Thailand sebesar 0.79 persen dalam jangka pendek, dan 0.97 persen dalam jangka panjang. Tabel 19. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Thailand Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep DHBDRB PBT LJEBT
Nama Peubah LR
-2206.390
-2.260
0.033
Intersep
1.635
0.210
0.833
0.00074
0.00091
0.309A
4.470
0.0002
0.795
0.971
0.182
1.090
0.288
HBDRB-LHBDRB Produksi Beras Thailand Jumlah Ekspor Beras Thailand T-1
2
R =0.847 F-hit=44.510 Dw=2.256 Dh=-0.679
Meskipun tidak nyata secara statistik, harga dunia berhubungan positif terhadap jumlah ekspor beras Thailand. Respon jumlah ekspor beras Thailand adalah inelastis baik dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang terhadap perubahan harga beras dunia. Lag jumlah ekspor beras Thailand tidak berpengaruh nyata secara statistik, artinya bahwa ekspor beras Thailand relatif cepat melakukan penyesuaian jumlah ekspornya dalam merespon situasi perubahan ekonomi yang terkait dengan perberasan domestik dan dunia.
6.3.5. Jumlah Ekspor Beras Vietnam Hasil estimasi parameter jumlah ekspor Vietnam dapat dilihat pada Tabel 20. Berdasarkan pada Tabel 20 terlihat bahwa jumlah ekspor Vietnam dipengaruhi secara nyata dan positif oleh harga beras dunia, produksi beras Vietnam, dan lag jumlah ekspor beras Vietnam. Tabel 20. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Vietnam Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Nama Peubah
LR
Intersep
-2278.880
-3.600
0.002
Intersep
HBDRD
0.006D
1.320
0.199
0.005
0.007
PBV
0.148A
3.900
0.0007
1.108
1.596
LJEBV
0.306C
1.690
0.104
HBDR*ERVR Produksi Beras Vietnam Jumlah Ekspor Beras Vietnam T-1
2
R =0.948 F-hit=144.830 Dw=2.070 Dh=-0.185
Respon jumlah ekspor beras Vietnam terhadap harga beras dunia adalah inelastis, baik dalam jangka pendek (0.005) maupun jangka panjang (0.007). Artinya, peningkatan harga beras dunia sebesar satu persen, ceteris paribus, meningkatkan jumlah beras ekspor Vietnam 0.005 persen dalam jangka pendek dan 0.007 persen dalam jangka panjang. Respon produksi beras Vietnam elastis dalam jangka pendek dengan elastisitas 1.108 dan elastis dalam jangka panjang dengan elastisitas 1.596. Artinya, peningkatan satu persen produksi beras Vietnam, ceteris paribus, meningkatkan jumlah ekspor beras 1.108 persen dalam jangka pendek dan 1.596 persen dalam jangka panjang. Lag jumlah ekspor beras Vietnam juga berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Vietnam artinya bahwa terdapat ternggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah ekspor beras Vietnam untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.3.6. Jumlah Ekspor Beras Pakistan Hasil estimasi parameter jumlah ekspor beras Pakistan dapat dilihat pada Tabel 21. Berdasarkan Tabel 21 terlihat bahwa perubahan harga beras dunia tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Pakistan. Perubahan harga beras dunia berhubungan positif dan inelastis baik dalam jangka pendek (0.0037) maupun jangka panjang (0.0059) terhadap perubahan harga dunia. Perubahan jumlah impor beras Pakistan tidak responsif terhadap perubahan harga dunia. Tabel 21. Hasil Estimasi Parameter Jumlah Ekspor Beras Pakistan Parameter Dugaan
Peubah
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep
LR
-993.351
-2.660
0.014
1.969
0.540
0.592
0.0037
0.0059
PBP
0.341A
3.780
0.0009
0.889
1.428
LJEBP
0.377B
2.020
0.055
DHBDRK
Nama Peubah Intersep HBDRK-LHBDRK Produksi Beras Pakistan Jumlah Ekspor Beras Pakistan T-1
2
R =0.815 F-hit=35.300 Dw=2.212 Dh=-0.562
Produksi beras Pakistan berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Pakistan dengan respon yang inelastis dalam jangka pendek (0.89) dan elastis dalam jangka panjang (1.43). Artinya peningkatan satu persen produksi beras Pakistan meningkatkan jumlah ekspor Pakistan sebesar 0.89 dalam jangka pendek dan 1.43 dalam jangka panjang. Lag jumlah ekspor beras Pakistan juga berpengaruh nyata terhadap jumlah ekspor beras Pakistan artinya bahwa terdapat tenggang waktu yang relatif lambat bagi jumlah ekspor beras Pakistan untuk menyesuaikan stok beras dalam merespon perkembangan situasi ekonomi beras domestik dan dunia.
6.3.7. Harga Beras Dunia Hasil estimasi parameter harga beras dunia dapat dilihat pada Tabel 22. Berdasarkan Tabel 22 dapat ditunjukkan bahwa harga beras dunia berhubungan negatif dengan jumlah ekspor beras dunia dan berhubungan positif dengan jumlah impor beras dunia serta harga minyak mentah dunia. Jumlah ekspor beras dunia berpengaruh nyata secara statistik terhadap harga beras dunia dengan respon yang elastis (-6.211). Artinya peningkatan satu persen jumlah penawaran ekspor dunia, ceteris paribus, menurunkan harga beras dunia 6.211 persen. Jumlah impor beras berhubungan positif dengan harga beras dunia. Respon jumlah impor beras dunia adalah elastis terhadap harga beras dunia. Tabel 22. Hasil Estimasi Parameter Harga Beras Dunia Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Elastisitas SR
Intersep
1.497786
4.60
0.0001
JXW
-0.00009B
-1.810
0.083
-6.211
JMW
0.000035
0.860
0.398
2.556
0.003A
8.620
<.0001
0.542
HODR
Nama Peubah
LR Intersep Jumlah Ekspor Beras Dunia Jumlah Impor Beras Dunia Harga Minyak Mentah Dunia Riil
2
R =0.902 F-hit=73.870 Dw=1.416
Harga minyak mentah dunia berpengaruh nyata dan positif terhadap harga beras dunia. Elastisitas harga beras dunia terhadap harga minyak mentah adalah 0.542, artinya peningkatan satu persen harga minyak mentah dunia meningkatkan harga beras dunia sebesar 0.542 persen. Berdasarkan pada kondisi-kondisi diatas dapat ditunjukkan bahwa harga beras dunia berfluktuatif cukup tinggi disebabkan oleh perubahan jumlah ekspor dan impor beras dunia sebagai konsekuensi dari sifat pasar beras yang tipis (thin market) dan merupakan pasar sisa (residual market). Hubungan positif dan nyata antara harga minyak mentah dunia dengan
harga beras dunia disebabkan oleh adanya kompetisi penggunaan komoditas serealia untuk kebutuhan pangan dan bahan bakar. Tingginya harga minyak mentah dunia menyebabkan permintaan minyak mentah berkurang dan permintaan minyak nabati meningkat. Hal tersebut menyebabkan harga pangan dunia meningkat sebagai akibat dari meningkatnya permintaan bahan bakar nabati. 6.4.
Integrasi Pasar Beras Indonesia dengan Pasar Beras Dunia Integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras dunia dilihat dengan
mengestimasi model Ravallion. Berdasarkan Ravallion (1986), harga domestik ditentukan oleh lag harga impor itu sendiri, harga dunia dan lag harga dunia. Hasil estimasi menunjukkan bahwa harga impor beras dipengaruhi secara nyata oleh harga beras dunia dan lag harga impor nya sedangkan lag harga dunia tidak berpengaruh nyata, hasil estimasi dapat dilihat pada Tabel 23. Tabel 23. Hasil Estimasi Parameter Harga Impor Beras Peubah
Parameter Dugaan
t-hitung
prob-t
Intersep
-0.02531
-0.33
0.7463
HBDRR
0.000031
1.84
0.0783
LHBDRR
0.000021
1.24
0.2257
LHMBIR
0.544509
4.95
<.0001
R2= 0.95269 F-hit=161.09 Dw=2.334534 Dh=-7.14302 Integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras dunia ditunjukkan oleh nilai Market Integration Index (MII). Indeks integrasi pasar yang merupakan rasio parameter dugaan lag impor beras Indonesia (LHMBIR) dan lag harga beras dunia (LHBDRR). Nilai Market Integration Index (MII) komoditas beras di Indonesia adalah 25929. Nilai MII menunjukkan nilai yang jauh lebih besar dari satu. Oleh
sebab itu, berdasarkan kriteria MII dapat disimpulkan bahwa meskipun dapat dikatakan terintegrasi, derajat integrasi pasar beras Indonesia dengan pasar beras dunia, terintegrasi dengan sangat lemah. Lemahnya derajat integrasi pasar beras Indonesia disebabkan oleh tingginya derajat intervensi pemerintah terhadap komoditas beras. Hal ini ditunjukkan dengan adanya kebijakan Harga Pembelian Pemerintah (HPP) dan tarif impor meskipun nilainya secara riil menurun serta kebijakan kuota impor beras.
