Dalam membangun model permintaan untuk pupuk Urea diduga dipengaruhi oleh faktor-faktor antara lain ; harga pupuk Urea, harga pupuk SP-36, harga gabah, jumlah produksi padi, dan luas lahan panen padi. Model dibuat dengan menggunakan fungsi Cobb-Douglas. Persamaan Cobb-Douglas ini diperoleh dari transformasi fungsi penawaran dan permintaan ke dalam bentuk logaritma natural. Kemudian model tersebut diolah dengan menggunakan program komputer microsoft excel dan Minitab 14.
Pada mulanya model permintaan pupuk Urea yang dibentuk dengan menggunakan variabel bebas; harga pupuk Urea, harga SP-36, harga gabah, jumlah produksi padi, dan luas lahan panen padi. Setelah dilakukan analisis regresi dengan menggunakan variabel bebas tersebut diperoleh hasil yang tidak memenuhi syarat uji ekonometrik. Hasil yang diperoleh terdapat multikolinearitas, dimana pada model tersebut terdapat kolerasi yang kuat antara variabel bebas yang ada.(Lampiran 1). Nilai VIF yang menandakan adanya multikolinearitas
melebihi ketentuan nilai yang bisa diterima, dimana terdapat nilai VIF yang lebih dari sepuluh. Semua variabel bebas yang digunakan mempunyai nilai VIF yang lebih dari sepuluh.
Untuk mengatasi masalah multikolinearitas yang terjadi maka dilakukan pengurangan salah satu variabel bebas (Lampiran 2), sehingga variabel bebas yang digunakan sebanyak empat varibel bebas karena variabel luas lahan dikeluarkan dari model. Akan tetapi hasil yang diperoleh masih belum memenuhi syarat. Kemudian dilanjutkan pengurangan variabel lainnya secara bergantian, akan tetapi hasil yang diperoleh masih belum memenuhi syarat (Lampiran 3). Pada akhirnya variabel bebas yang digunakan adalah harga Urea, harga SP-36 dan harga gabah (Lampiran 4). Pada model dengan menggunakan hanya tiga variabel bebas masih belum memenuhi syarat ekonometrika.
Setelah diketahui bahwa model di atas tidak memenuhi syarat uji ekonometrik ,maka untuk mengatasi terjadinya multikolinieritas pada hasil regresi tersebut maka hasil regresi awal dengan menggunakan variabel bebas; harga Urea, harga SP-36, harga gabah, jumlah produksi padi dan luas lahan panen padi dilanjutkan dengan melakukan regresi komponen utama. Pada regresi ini ada beberapa langkah yang harus dilakukan sehingga ditemukan hasil regresi yang baik, dimana pada hasil regresi tersebut dianggap sudah tidak terdapat masalah multikolinearitas. Setelah melanjutkan dengan menggunakan dengan regresi komponen utama, maka diperoleh hasil yang sudah memenuhi syarat ekonometrika (Lampiran 6)
Permintaan pupuk Urea diduga dipengaruhi oleh harga pupuk Urea itu sendiri, harga pupuk SP-36, harga gabah, jumlah produksi padi dan luas lahan panen padi. Untuk menganalisis faktor-faktor yang mempengaruhi permintaan pupuk Urea, dipilih model fungsi regresi Cobb-Douglas.
Tabel 5.Hasil Analisis Model Regresi Permintaan Pupuk Urea
Variabel Koefisien T Hitung P-Value VIF
Konstanta 16,32 - -
Harga Urea -0,0873 -1,85 0,0747** 1,0
Harga SP-36 -0,1023 -2,63 0,0134* 1,0
Harga Gabah 0,1815 2,11 0,0441* 1,0
Luas Lahan Padi -1,9956 -0,95 0,3486 1,0
Produksi Padi 3,0080 4,61 0,0001* 1,0
R-Sq = 90,90% R-Sq (adj) = 89,01% F Hitung = 47,976 P-Value = 0.000 Keterangan : * = signifikan pada taraf nyata 5 %
** = signifikan pada taraf nyata 10 %
Ada beberapa evaluasi model untuk permintaan pupuk Urea. Pertama, untuk mengetahui uji normalitas dapat dilihat dari grafik Kolmogorof-Smirnov
(Lampiran 1). Titik-titik residual yang tergambar dalam grafik tersebut segaris dan P-value >0,15 lebih besar dari taraf nyata lima persen, yang berarti residual model permintaan pupuk Urea terdistribusi normal. Kedua, asumsi homoskedastisitas atau masalah heteroskedastisitas diperiksa menggunakan uji Breusch Pagan
(Lampiran 1). Ketiga, masalah multikolinearitas dapat dilihat dari nilai VIF. Pada Tabel 5 terlihat bahwa semua variabel bebas (penjelas) mempunyai nilai VIF lebih kecil dari 10, sehingga tidak terjadi masalah multikolinearitas. Keempat, untuk mengetahui adanya masalah autokorelasi maka dilakukan uji Durbin-Watson. Uji Durbin-Watson menghasilkan nilai sebesar 1,29 dan berada pada selang dU < d < 4 – dU (dL = 1,07 dan dU = 1,83). Berdasarkan hipotesa awal, hal ini berarti tidak ada autokorelasi positif maupun negatif (tidak menolak H0).
Nilai R2 sebesar 90,90 persen menunjukkan nilai koefisien determinasi yang berarti bahwa variabel-variabel bebas yang digunakan dalam model dapat menerangkan keragaman permintaan pupuk Urea sebesar 90,90 persen. Sisanya yaitu 9,1 persen dijelaskan oleh variabel-variabel lain yang tidak terdapat dalam model. Nilai P-value pada uji F sebesar 0,000 lebih kecil dari taraf nyata yang dikehendaki yaitu 0,05 sehingga model yang dihasilkan cukup baik. Ini menunjukkan bahwa secara keseluruhan peubah-peubah bebas dalam model secara signifikan berpengaruh terhadap permintaan pupuk Urea.
Untuk mengetahui apakah secara statistik peubah-peubah bebas yang terpilih berpengaruh nyata atau tidak secara individu terhadap peubah tak bebas maka dilihat dari nilai P-value pada uji t. Dari hasil analisis data (Tabel 5), variabel yang berpengaruh nyata terhadap permintaan pupuk Urea adalah harga Urea, harga SP-36, harga gabah dan produksi padi, sedangkan variabel sisanya yaitu luas lahan tidak berpengaruh secara uji statistik, karena nilai P-valuenya melebihi taraf nyata yang digunakan.
1. Harga Urea
Nilai koefisien regresi variabel tingkat harga Urea memiliki nilai negatif sebesar -0,0873. Artinya, setiap kenaikan harga pupuk Urea sebesar satu persen akan mengurangi jumlah permintaan pupuk Urea sebesar 0,0873 persen, ceteris paribus. Berdasarkan uji t yang ditunjukkan oleh P-valuenya sebesar 0,0873, variabel harga urea berpengaruh nyata terhadap permintaan pupuk Urea karena lebih kecil dari taraf nyata 10
persen. Hasil uji ini telah sesuai dengan teori dimana permintaan suatu produk berbanding terbalik dengan harga barang itu sendiri. Apabila harga mengalami kenaikan, maka permintaan akan mengalami penurunan. Perubahan harga suatu barang akan mengakibatkan perubahan terhadap tingkat permintaan barang tersebut. Harga Urea yang meningkat mengakibatkan menurunnya permintaan terhadap pupuk Urea itu sendiri. 2. Harga SP-36
Nilai koefisien regresi variabel tingkat harga SP-36 bernilai negatif sebesar -0,1023. Artinya, jika terjadi kenaikan harga SP-36 sebesar satu persen maka akan menyebabkan penurunan Pupuk Urea sebesar 0,1023 persen, ceteris paribus. Pada selang kepercayaan 90 persen, variabel tingkat harga pupuk SP-36 berpengaruh nyata terhadap tingkat permintaan pupuk Urea. Ini ditunjukkan oleh nilai P-value nya sebesar 0,0134 pada uji t yang lebih besar dari taraf nyata 10 persen. Harga SP-36 juga mempunyai pengaruh yang nyata terhadap permintaan pupuk Urea, dimana kedua jenis pupuk ini merupakan jenis pupuk yang bersifat saling melengkapi (barang komplementer), dapat dilihat dari koefisien yang bertanda negatif. Yakni apabila terjadi kenaikan harga pupuk SP-36 dan menyebabkan penurunan permintaan pupuk SP-36 itu sendiri dan akan berpengaruh kepada tingkat permintaan pupuk Urea.
3. Harga Gabah
Nilai koefisien regresi variabel harga gabah menunjukkan nilai sebesar 0,1815. Artinya, jika terjadi kenaikan harga gabah sebesar satu persen maka akan meningkatkan permintaan pupuk Urea sebesar 0,1815
persen, ceteri paribus. Pada taraf nyata 10 persen variabel harga gabah ini berpengaruh nyata terhadap perubahan tingkat permintaan pupuk Urea. Dimana gabah merupakan hasil dari suatu usahatani yang menggunakan pupuk. Kenaikan harga pupuk yang diimbangi dengan kenaikan harga gabah yang sesuai akan mempengaruhi petani dalam membeli pupuk. Ini disebabkan oleh pertimbangan harga input dan harga output, dimana dalam hal ini pupuk merupakan salah satu input dan gabah merupakana
outputnya 4. Luas Lahan
Nilai koefisien regresi luas lahan memiliki nilai sebesar -1,9956. Artinya setiap peningkatan luas lahan sebesar satu persen akan menyebabkan penurunan permintaan pupuk Urea sebesar 1,9956 persen. Pada selang kepercayaan 90 persen, variabel luas lahan tidak berpengaruh nyata terhadap tingkat permintaan pupuk Urea. Ini ditunjukkan oleh nilai
P-valuenya sebesar 0,3486 pada uji t yang lebih besar dari taraf nyata 10 persen. Pengaruh yang tidak signifikan ini dipengaruhi oleh perkembangan luas lahan yang cenderung kecil dan bahkan ada yang menurun dari tahun ke tahun selama kurun waktu 30 tahun tidak seimbang dengan kenaikan permintaan terhadap pupuk Urea. Ini bisa juga disebabkan oleh bentuk data permintaan pupuk Urea yang digunakan, dimana data permintaan pupuk Urea merupakan permintaan pupuk untuk sektor pertanian secara umum, sedangkan luas lahan yang digunakan merupakan luas lahan panen padi saja, sehingga luas lahan tidak memiliki pengaruh yang signifikan terhadap tingkat permintaan pupuk.
5. Produksi Padi
Berdasarkan hasil analisis regesi yang dilakukan, terlihat bahwa nilai koefisien regresi variabel jumlah produksi padi bernilai positif sebesar 3,0080. Artinya, setiap kenaikan produksi padi sebesar satu persen maka akan menyebabkan kenaikan permintaan pupuk Urea sebesar 3,0080 persen. Pada uji t dengan taraf nyata 10 persen, variabel produksi padi berpengaruh nyata terhadap perubahan tingkat permintaan pupuk Urea. Ini ditunjukkan oleh nilai P-valuenya yang lebih kecil dari taraf nyata 10 persen. Jumlah produksi padi yang meningkat dianggap dapat menyebabkan peningkatan permintaan terhadap pupuk Urea, karena sebagai pupuk sebagai salah satu faktor produksi yang digunakan untuk meningkatkan produktivitas hasil usahatani. Pengaruh nyata variabel ini menunjukkan bahwa petani mempertimbangkan pembelian pupuk Urea apabila jumlah produksi usahataninya dapat meningkat dengan lebih baik apabila menggunakan pupuk Urea.
6.2 Analisis Permintaan Pupuk SP-36 di Indonesia