V. FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PERMINTAAN DAN PENAWARAN BERAS DI INDONESIA

V. FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PERMINTAAN DAN PENAWARAN BERAS DI INDONESIA 5.1.

Hasil Estimasi Model Hasil estimasi model dalam penelitian ini ditunjukkan secara lengkap pada

Lampiran 4 sampai Lampiran 10, dapat dijelaskan bahwa secara umum variabel penjelas yang dimasukkan ke dalam persamaan struktural mempunyai besaran dan tanda parameter estimasi yang sesuai dengan harapan dari sudut pandang teori ekonomi. Kriteria-kriteria statistika yang umum digunakan dalam mengevaluasi hasil estimasi model cukup menyakinkan. Nilai koefisien determinasi (R2) dari masing-masing persamaan struktural berkisar antara 0.26 sampai 0.96. Sebagian besar persamaan memilik nilai R2 di atas 0.7 dan hanya persamaan jumlah impor beras Indonesia (JIMB) yang memiliki nilai R2 di bawah 0.5. Berdasarkan nilai R2 tersebut menunjukan bahwa secara umum variabel endogen dapat dijelaskan dengan baik oleh variabel-variabel eksogen dalam persamaan struktural. Berdasarkan P-value uji F yang berkisar antara 0.0001 sampai 0.1970, yang berarti variabel eksogen dalam setiap persamaan struktural dapat menjelaskan dengan baik variabel endogennya pada taraf α = 0.01 sampai 0.20. Berdasarkan hasil uji statistik durbin-w (dw) didapatkan nilai sebesar 0.542 dan hasil uji statistik durbin-h (dh) didapatkan kisaran nilai -1.90 sampai 1.80. Dari hasil tersebut diperoleh empat persamaan yang tidak mengalami masalah serial korelasi, juga terdapat dua persamaan yang tidak terdeteksi serial korelasinya yaitu persamaan jumlah impor beras Indonesia (JIMB) dan permintaan beras (QDBR). Selain itu terdapat satu persamaan mengalami masalah serial korelasi yaitu harga riil beras Indonesia (HRBER). Menurut Pindyck dan Rubinfeld (1991), masalah serial korelasi mengurangi efisiensi estimasi parameter dan serial

korelasi tidak menimbulkan bias parameter regresi, maka hasil dalam estimasi model dalam penelitian ini cukup representatif dalam menggambarkan fenomena ekonomi beras di Indonesia. P-value uji t, digunakan untuk menguji masing-masing variabel eksogen dalam penelitian ini apakah berpengaruh nyata terhadap variabel endogen. Hasil P-value uji t yang diperoleh menunjukan bahwa sebanyak 43.75 persen variabel eksogen yang tidak berpengaruh nyata terhadap variabel endogennya pada taraf α = 0.20. Adapun variabel eksogen yang berpengaruh nyata sebanyak 56.25 persen. 5.1.1. Luas Areal Panen Padi Hasil estimasi parameter persamaan luas areal panen padi secara lengkap disajikan pada Lampiran 4. Adapun secara ringkas, terlihat pada Tabel 13 sebagai berikut : Tabel 13. Hasil Estimasi Persamaan Luas Areal Panen Padi Variabel

Parameter Estimate

Elastisitas SR LR

Intercept

1036.86200

HRGTP

21.12838

0.03

HRJTP

-20.29070

Variabel

Pr > |t|

Label

0.23660

Intercept

0.30

0.30220

Harga Riil Gabah Tingkat Petani

-0.03

-0.28

0.31795

Harga Riil Jagung Tingkat Petani

0.00699

0.02

0.22

0.17735

Total Kredit Usahatani

-7.89445

-0.01

-0.10

0.31190

Harga Riil Pupuk Urea t-1

CRAH

0.07094

0.01

0.13

0.35000

Curah Hujan

LLAP

0.89247

0.00005

Luas Areal Panen Padi t-1

0.00010

Durbin-h stat -1.900576

TKU LHRPUK

R-Square 0.90731 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

Berdasarkan Tabel 13 dapat diketahui bahwa variabel yang secara nyata mempengaruhi luas areal panen padi pada taraf α = 0.05 adalah luas areal panen padi t-1 (LLAP), sedangkan total kredit usahatani berpengaruh nyata pada taraf α = 0.20 Adapun variabel yang tidak berpengaruh nyata adalah harga riil gabah

56

tingkat petani, harga riil jagung tingkat petani, harga riil pupuk urea t-1, dan curah hujan. Hal ini berarti harga input maupun output bukan merupakan faktor utama untuk mendorong peningkatan luas areal panen padi. Variabel total kredit usahatani berpengaruh positif sebesar 0.00699. Artinya peningkatan total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal panen padi akan bertambah sebesar 6,99 hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal panen padi akan menurun sebesar 6,99 hektar, ceteris paribus. Respon luas areal panen padi terhadap total kredit usahatani inelastis untuk jangka pendek (0.02) dan jangka panjang (0.22). Hal ini berarti kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya akan meningkatkan luas areal panen padi sebesar 0.02 persen untuk jangka pendek dan 0.22 persen untuk jangka panjang. Variabel luas areal panen padi t-1 berpengaruh nyata terhadap luas areal panen padi. Artinya luas areal panen padi pada tahun sebelumnya mempengaruhi besarnya luas areal panen padi yang digunakan petani pada masa sekarang. Hal ini berarti luas areal panen padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi, karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.2. Produktivitas Padi Hasil estimasi persamaan produktivitas padi secara lengkap disajikan pada Lampiran 5. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 14 sebagai berikut :

57

Tabel 14. Hasil Estimasi Persamaan Produktivitas Padi Variabel

Parameter

Elastisitas

Estimate

SR

Intercept

0.738218

HRGTP

0.004071

0.02

STPPUK

0.000180

LAI TKU LPRDV

0.812015

LR

Variabel

Pr > |t|

Label

0.01680

Intercept

0.09

0.19120

Harga Riil Gabah Tingkat Petani

0.00

0.00

0.46335

Perubahan Penggunaan Pupuk Urea

0.000009

0.01

0.04

0.40495

Luas Areal Irigasi Sawah

0.000002

0.01

0.07

0.10165

Total Kredit Usahatani

0.00005

Produktivitas Padi t-1

0.00010

Durbin-h stat 0.635044

R-Square 0.963680 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

Jika dilihat pada Tabel 14 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas padi pada taraf α = 0.05 adalah produktivitas padi t-1 sedangkan total kredit usahatani dan harga riil gabah tingkat petani berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15 dan α = 0.20. Sementara variabel perubahaan penggunaan pupuk urea dan luas areal irigasi tidak berpengaruh nyata terhadap produktivitas padi. Variabel yang tidak berpengaruh nyata tersebut hanya menyebabkan perubahan yang kecil dibandingkan dengan variabel eksogen yang berpengaruh secara nyata. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahaan penggunaan pupuk urea dan luas areal irigasi tidak mengubah produktivitas padi. Variabel harga riil gabah tingkat petani berpengaruh positif terhadap produktivitas padi sebesar 0.004071. Artinya jika terjadi kenaikan harga riil gabah tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka produktivitas padi akan bertambah sebesar 4.071 kilogram per hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan harga riil gabah tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka produktivitas padi akan menurun 4.071 kilogram per hektar, ceteris paribus. Respon produktivitas padi terhadap perubahan harga riil gabah tingkat petani inelastis baik jangka pendek (0.02) jangka panjang (0.09). Hal ini berarti kenaikan

58

harga riil gabah tingkat petani satu persen hanya akan meningkatkan produktivitas padi kurang dari satu persen untuk jangka pendek dan jangka panjang. Total kredit usahatani berpengaruh positif terhadap produktivitas padi sebesar 0.000002. Hal ini berarti jika total kredit usahatani naik sebesar satu juta rupiah maka produktivitas padi akan bertambah sebesar 0.002 kilogram per hektar, ceteris paribus. Kondisi ini sesuai dengan tabulasi data historis dari tahun 1980 sampai dengan 2009, diketahui bahwa laju pertumbuhan rata-rata total kredit usahatani (114 persen) lebih besar daripada laju pertumbuhan rata-rata produktivitas padi (1.47 persen). Respon produktivitas padi terhadap perubahan total kredit usahatani inelastis baik jangka pendek (0.01) maupun jangka panjang (0.07). Artinya kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.01 persen untuk jangka pendek dan 0.07 persen untuk jangka panjang. Variabel produktivitas padi t-1 berpengaruh nyata terhadap produktivitas padi. Artinya produktivitas padi pada tahun sebelumnnya mempengaruhi besarnya produktivitas padi yang dihasilkan pada tahun sekarang. Hal ini berarti produktivitas padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.3. Produksi Padi Pada penelitian ini, total produksi padi dalam bentuk gabah di Indonesia merupakan persamaan identitas yaitu perkalian antara luas areal panen padi dengan produktivitasnya, sebagai berikut : TPPt = LAPt * PRDVt

59

Hal ini menunjukan bahwa semakin tinggi luas areal panen padi, ceteris paribus maka total produksi padi akan semakin besar. Begitu pula jika produktivitas padi semakin meningkat ceteris paribus maka total produksi padi juga akan semakin meningkat. 5.1.4. Produksi Beras Produksi beras diperoleh dengan menentukan terlebih dahulu faktor konversi gabah kering giling (GKG) menjadi beras. Ada beberapa pendapat tentang angka konversi gabah kering giling yaitu, IRRI (1995) menggunakan angka konversi 0.68, sedangkan BPS menggunakan angka konversi tahun 19831988 sebesar 0.68, tahun 1989-1996 sebesar 0.65 dan tahun 1997-1999 sebesar 0.632. Adapun penelitian ini menggunakan faktor konversi gabah kering giling dari badan pusat statistik tahun 1997-1999 yaitu sebesar 0.632, maka jumlah produksi beras di Indonesia diperoleh persamaan sebagai berikut : PBt = TPPt * 0.632

PBt = TPPt * FKt

5.1.5. Harga Riil Gabah Tingkat Petani Hasil estimasi persamaan harga riil gabah di tingkat petani disajikan secara lengkap pada Lampiran 6. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 15 sebagai berikut : Tabel 15. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Gabah Tingkat Petani Variabel Intercept HRPP

Parameter Estimate

Elastisitas SR LR

-0.88770

Variabel

Pr > |t|

Label 0.39170

Intercept

0.64932

0.81

1.09

0.00005

Harga Riil Pembelian Pemerintah

-0.00009

-0.27

-0.36

0.10245

Total Produksi Padi

HRIMB

1.85099

0.27

0.37

0.00005

Harga Riil Beras Impor Indonesia

LHRGTP

0.26073

0.01840

Harga Riil Gabah Tingkat Petani t-1

0.00010

Durbin-h stat 1.40446

TPP

R-Square 0.93999 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

60

Jika dilihat pada Tabel 15 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap harga riil gabah tingkat petani adalah harga riil pembelian pemerintah, harga riil beras impor Indonesia, dan harga riil gabah tingkat petani t-1. Adapun variabel total produksi padi berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15. Variabel harga riil pembelian pemerintah berpengaruh positif terhadap harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.64932. Artinya peningkatan harga riil pembelian pemerintah sebesar satu rupiah per kilogram, dapat menyebabkan harga riil gabah di tingkat petani naik sebesar 0.64932 rupiah per kilogram. Jika harga riil pembelian pemerintah turun sebesar satu rupiah per kilogram, maka harga riil gabah tingkat petani turun sebesar 0.64932 rupiah per kilogram, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil pembelian pemerintah inelastis untuk jangka pendek (0.81) tetapi elastis untuk jangka panjang (1.09). Hal ini berarti dalam jangka panjang kenaikan harga riil pembelian pemerintah sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 1.09 persen. Variabel total produksi padi berpengaruh negatif terhadap harga riil gabah di tingkat petani sebesar 0.00009. Artinya apabila terjadi peningkatan total produksi padi sebesar seribu ton akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani turun sebesar 0.09 rupiah per ton. Sebaliknya jika ada penurunan total produksi padi sebesar seribu ton, maka harga riil gabah tingkat petani naik sebesar 0.09 rupiah per ton, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan total produksi padi inelastis baik jangka pendek (-0.27) maupun jangka panjang (-0.36). Hal ini berarti kenaikan total produksi padi sebesar satu persen

61

akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka pendek dan 0.36 persen untuk jangka panjang. Variabel harga riil beras impor Indonesia berpengaruh positif terhadap harga riil gabah tingkat petani sebesar 1.85099. Hal ini berarti jika harga riil beras impor Indonesia naik sebesar satu US$ per ton (Rp 9,700/ ton), maka harga riil gabah tingkat petani naik sebesar 1,850.99 rupiah per ton, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil beras impor Indonesia inelastis baik jangka pendek (0.27) maupun jangka panjang (0.37). Hal ini berarti kenaikan harga riil beras impor Indonesia sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka pendek dan 0.37 persen untuk jangka panjang. Variabel harga riil gabah di tingkat petani t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil gabah di tingkat petani. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil gabah di tingkat petani relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.6. Permintaan Beras Hasil estimasi persamaan permintaan beras disajikan secara lengkap pada Lampiran 7. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 16 sebagai berikut : Tabel 16. Hasil Estimasi Persamaan Permintaan Beras Variabel Intercept RHBRGD

Parameter Estimate

Elastisitas SR

LR

-1872.9900 -12.8002

-0.01

-0.02

Variabel

Pr > |t|

Label 0.3150

Intercept

0.3740

Rasio Harga Riil Beras Indonesia dengan Harga Riil Gandum

PPRI

1.3059

0.00

0.00

0.4839

Pendapatan Riil perkapita Indonesia

JPI

0.0879

0.61

1.14

0.0497

Jumlah penduduk Indonesia

LQDBR

0.4634

0.0306

Permintaan Beras t-1

0.0001

Durbin-h stat tidak terdefinisi

R-Square 0.9322 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

62

Berdasarkan Tabel 16 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap permintaan beras adalah jumlah penduduk Indonesia dan permintaan beras t-1. Adapun variabel rasio harga riil beras Indonesia dengan harga riil gandum dan pendapatan riil perkapita Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap permintaan beras. Pengaruh rasio harga beras Indonesia dengan harga gandum terhadap permintaan beras tidak berpengaruh nyata. Hal tersebut mengindikasikan komoditas subtitusi beras yaitu gandum tidak dapat mengubah permintaan beras. Variabel jumlah penduduk Indonesia berpengaruh positif terhadap permintaan beras sebesar 0.0879. Artinya peningkatan jumlah penduduk Indonesia sebesar satu juta jiwa, maka permintaan beras akan meningkat sebesar 87.9 ton. Sebaliknya jika ada penurunan jumlah penduduk sebesar satu juta jiwa, maka permintaan beras naik sebesar 87.9 ton, ceteris paribus. Respon permintaan beras Indonesia terhadap perubahan jumlah penduduk Indonesia inelastis untuk jangka pendek (0.61), sedangkan untuk jangka panjang elastis (1.14). Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang komoditas beras masih merupakan makanan pokok untuk sebagian besar penduduk Indonesia. Variabel permintaan beras t-1 berpengaruh nyata terhadap permintaan beras. Hal ini berarti tenggang waktu permintaan beras relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.7. Penawaran Beras Penawaran beras di Indonesia merupakan persamaan identitas dari produksi beras Indonesia ditambah dengan jumlah impor beras, stok beras tahun sebelumnya, dan selanjutnya dikurangi stok beras tahun sekarang. Secara

63

matematis persamaan identitas dari total penawaran beras dirumuskan sebagai berikut : QSBRt = PBt + JIMBt + STBt-1 – STBt Dari persamaan tersebut menunujukkan bahwa setiap perubahan kebijakan atau perubahan faktor lain yang mempengaruhi produksi beras domestik atau stok beras yang tersedia atau jumlah impor beras pada akhirnya akan mempengaruhi jumlah penawaran beras di pasar domestik. Selanjutnya perubahan penawaran beras akan memberikan pengaruh kepada peubah endogen yang lain baik secara langsung maupun tidak langsung. 5.1.8. Harga Riil Beras Indonesia Hasil estimasi persamaan harga riil beras Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 8. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 17 sebagai berikut : Tabel 17. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Indonesia Parameter Elastisitas Variabel Variabel Pr > |t| Estimate SR LR Label Intercept 22.4064 0.1631 Intercept QSBR -0.0011 -1.01 0.1420 Penawaran Beras TREN 2.2828 1.47 0.0006 Tren Waktu R-Square 0.7630 Pr > F 0.0001 Durbin-w 0.542043 Sumber : Data diolah (2011)

Berdasarkan Tabel 17 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap harga riil beras Indonesia adalah tren waktu, sedangkan variabel penawaran beras berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.15. Variabel penawaran beras berpengaruh negatif terhadap harga riil beras Indonesia sebesar 0.0011. Artinya jika penawaran beras naik satu ton, maka harga riil beras Indonesia akan turun sebesar 1.1 rupiah per ton. Adapun jika penawaran beras turun satu ton, maka harga riil beras Indonesia akan naik sebesar 1.1 rupiah 64

per ton, ceteris paribus. Respon harga riil beras Indonesia terhadap perubahan penawaran beras elastis sebesar (-1.01). Hal ini berarti kenaikan penawaran beras sebesar satu persen akan menurunkan harga riil beras Indonesia lebih dari satu persen. Adapun harga riil beras Indonesia sebagai akibat tren adalah elastis (1.47). Hal ini berarti terjadi peningkatan harga riil beras Indonesia yang semakin besar dari tahun ke tahun selama periode pengamatan. 5.1.9. Harga Riil Beras Impor Indonesia Hasil estimasi harga riil beras impor Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 9. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 18 sebagai berikut : Tabel 18. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Impor Indonesia Variabel

Parameter Estimate

Elastisitas SR LR

Variabel

Pr > |t|

Label

Intercept

0.30399

0.25880

Intercept

HRBRD

0.72815

0.98

0.00005

Harga Riil Beras Dunia

TRIF

0.00070

0.86

0.19580

Tarif Impor

EXCT

-0.00001

-0.02

-0.02

0.45635

Nilai Tukar Riil

TREN

-0.01764

-0.16

-0.16

0.23360

Tren Waktu

0.13815

Harga Riil Beras Impor Indonesia t-1

0.00010

Durbin-h stat 1.81491

LHRIMB

0.83 0.11

0.15005

R-Square 0.87022 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

Berdasarkan Tabel 18 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 adalah harga riil beras dunia, sedangkan variabel harga riil beras impor Indonesia t-1 berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15 dan tarif impor berpengaruh nyata pada taraf α = 0.20. Adapun variabel nilai tukar riil dan tren waktu terhadap harga riil beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata. Hal ini menunjukkan variabel nilai tukar riil dan tren waktu hanya menyebabkan perubahan kecil terhadap harga riil beras impor.

65

Variabel harga riil beras dunia berpengaruh positif terhadap harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.72815. Artinya peningkatan harga riil beras dunia sebesar satu US$ per ton, maka harga riil beras impor Indonesia naik sebesar 0.72815 US$ per ton. Sebaliknya jika harga riil beras dunia turun sebesar satu US$ per ton, maka harga riil impor beras Indonesia turun sebesar 0.72815 US$ dollar per ton, ceteris paribus. Variabel tarif impor berpengaruh positif terhadap harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.0007. Hal ini berarti peningkatan tarif impor sebesar satu rupiah per kilogram, maka akan menyebabkan kenaikan harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.007 rupiah per kilogram. Respon harga riil beras impor Indonesia terhadap perubahan tarif impor inelastis jangka pendek (0.11) maupun jangka panjang (0.86). Hal ini berarti kenaikan tarif impor sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil beras impor Indonesia lebih rendah dari satu persen untuk jangka pendek maupun jangka panjang. Variabel harga riil beras impor Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.10. Jumlah Impor Beras Indonesia Hasil estimasi jumlah impor beras Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 10. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 19 sebagai berikut :

66

Tabel 19. Hasil Estimasi Persamaan Jumlah Impor Beras Indonesia Variabel

Parameter Estimate

Intercept

-1253.4000

HRIMB

-134.3540

Elastisitas SR -0.28

LR

Variabel

Pr > |t|

Label Intercept

-0.50

0.3686 0.3141

-1.09

0.2685

Nilai Tukar Riil Stok Beras t-1

Harga Riil Beras Impor Indonesia

EXCT

-0.0837

LSTOK

-0.2401

-0.28

-0.50

0.2779

JPI

0.0153

2.57

4.58

0.2245

Jumlah Penduduk Indonesia

LJIMB

0.4393

0.0181

Jumlah Impor Beras Indonesia t-1

0.1970

Durbin-h stat tidak terdefinisi

-0.61

R-Square 0.2594 Sumber : Data diolah (2011)

Pr > |F|

Jika dilihat pada Tabel 18 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas padi pada taraf α = 0.05 adalah jumlah impor beras Indonesia t-1. Sementara variabel harga riil beras impor Indonesia, nilai tukar rupiah terhadap dollar, stok beras t-1, dan jumlah penduduk Indonesia tidak berpengaruh nyata. Variabel harga riil beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah impor beras Indonesia karena Indonesia melakukan impor beras berdasarkan kebutuhan beras dalam negeri bukan berdasarkan faktor harga. Variabel jumlah impor beras Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.11. Marjin Pemasaran Beras Marjin pemasaran beras dalam penelitian ini merupakan persamaan identitas yaitu selisih harga riil beras Indonesia dengan harga riil gabah di tingkat petani. Persamaan marjin pemasaran beras adalah sebagai berikut : MPBt = HRBERt – HRGTPt Dari persamaan tersebut, jadi yang dimaksud dengan marjin pemasaran beras ini adalah biaya penyimpanan, transportasi dan biaya lainnya yang berkaitan dengan

67

penyaluran beras dari produsen ke konsumen, serta keuntungan yang diterima lembaga pemasaran yang terlibat dalam tataniaga beras. Marjin pemasaran beras yang semakin kecil mengindikasikan harga gabah (bagian yang diterima petani) semakin besar.

68