V. HASIL DAN PEMBAHASAN
5.3. Faktor-faktor yang Mempengaruhi Harga Gula Domestik
5.3.2. Hasil Estimasi Model Struktural
5.3.2.2. Hasil Estimasi Model
Hasil estimasi model dari parameter persamaan harga gula domestik di tingkat eceran dapat dilihat pada Tabel 5.9.
Tabel 5.9. Hasil Estimasi Parameter Persamaan Harga Gula Domestik di Tingkat Eceran
Variabel Coefficient t-Statistik Probabilitas
Intersep 0,656260 3,197805 0,0040 LNHTP 0,522736 5,055291 0,0000 LNHRIG 0,100934 1,780178 0,0883 LNIMG -0,074934 -1,650502 0,0952 LNER -0,051890 -1,579028 0,0992 LNLAGPNE 0,437467 5,028510 0,0000 D2 0,041941 1,338070 0,1001 R-squared 0,994734 Adjusted R-squared 0,993360 Durbin-Watson stat 2,398121 Prob(F-statistic) 0,000000 Keterangan: Nyata pada taraf nyata 10%(α =10%)
Berdasarkan hasil pendugaan parameter pada Tabel 5.9, persamaan memiliki koefisien determinasi (R-squared) sebesar 0,994734, artinya bahwa
Independent di dalam persamaan sebesar 99,47 persen dan sisanya sebesar 0,53 persen dijelaskan oleh faktor-faktor lain di luar persamaan.
Hasil uji F didapatkan bahwa variabel-variabel independent secara
bersama-sama mampu menerangkan variabel dependent. Hal ini ditunjukkan oleh
nilai P-Value = 0,000000 yang lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan sebesar
10 persen. Nilai ini menunjukkan bahwa persamaan telah mendukung keabsahan model. Dengan kata lain, pengaruh yang ditimbulkan oleh keseluruhan variabel
independent terhadap variabel dependent adalah baik.
Uji t menunjukkan bahwa semua variabel independent berpengaruh nyata
atau signifikan terhadap variabel dependent (harga gula domestik di tingkat
eceran), dengan taraf nyata 10 persen. Variabel-variabel independent dalam
persamaan ini adalah harga gula di tingkat petani, harga impor gula, impor gula,
nilai tukar, harga gula domestik di tingkat eceran tahun sebelumnya dan Dummy
kebijakan proteksi dan promosi. Hasil empiris menunjukkan bahwa semua
variabel independent ini sesuai dengan teori.
Berdasarkan Tabel 5.9, dapat diketahui bahwa harga gula di tingkat petani
yang terdiri dari harga provenue dan harga minimal berpengaruh positif terhadap
harga gula domestik di tingkat eceran dengan koefisien sebesar 0,522736, artinya jika harga gula di tingkat petani meningkat sebesar satu persen maka harga gula
domestik di tingkat eceran akan naik sebesar 0,522736 persen, ceteris paribus.
Dengan kata lain, perubahan harga gula di tingkat petani sebesar satu persen akan menyebabkan perubahan harga gula domestik di tingkat eceran sebesar 0,522736 persen. Kondisi ini menunjukkan bahwa kenaikan harga gula di tingkat petani,
baik ditetapkan oleh pemerintah maupun ditetapkan oleh pelaku bisnis akan meningkatkan harga gula domestik di tingkat eceran. Menurut Sekretariat Dewan Gula Indonesia (2005), harga gula di tingkat petani dari tahun ke tahun mengalami peningkatan sehingga mendorong harga gula domestik di tingkat eceran meningkat.
Harga impor gula berpengaruh positif terhadap harga gula domestik di tingkat eceran dengan koefisien sebesar 0,100934, artinya jika harga impor gula meningkat sebesar satu persen maka harga gula domestik di tingkat eceran akan
naik sebesar 0,100934 persen, ceteris paribus. Dengan kata lain, perubahan harga
impor gula sebesar satu persen akan menyebabkan perubahan harga gula domestik di tingkat eceran sebesar 0,100934 persen. Hal ini menunjukkan bahwa harga gula internasional mempunyai keterkaitan dengan harga gula domestik dengan koefisien transmisi harga relatif kecil yaitu sekitar 0,1 persen. Walaupun pemerintah menerapkan kebijakan baik monopoli Bulog pada tahun 1975 hingga 1997 sebagai importir tunggal maupun kebijakan proteksi dan promosi berupa bea masuk tetap harga gula internasional mempengaruhi harga gula domesik. Hal ini disebabkan karena bea masuk merupakan komponen harga impor gula.
Impor gula mempunyai pengaruh negatif terhadap harga gula domestik di tingkat eceran dengan koefisien sebesar -0,074934, artinya jika impor gula menurun sebesar satu persen maka harga gula domestik di tingkat eceran akan
naik sebesar 0,074934 persen, ceteris paribus. Kondisi ini sesuai dengan teori
ekonomi, dimana jika impor gula menurun maka akan menyebabkan permintaan akan gula domestik meningkat sehingga akan meningkatkan harga gula domestik. Mengingat, gula impor merupakan komoditas substitusi dari gula domestik.
Nilai tukar (nominal exchange rate) mempunyai pengaruh negatif terhadap harga gula domestik dengan koefisien sebesar -0,051890, artinya jika nilai tukar turun atau dollar terapresiasi sebesar satu persen maka harga gula domestik di
tingkat eceran akan naik sebesar 0,051890 persen, ceteris paribus. Hal ini
disebabkan karena ketika dollar terapresiasi maka harga impor gula mahal sehingga impor gula menurun. Penurunan impor gula menyebabkan permintaan akan gula domestik mengalami peningkatan sehingga meningkatkan harga gula domestik. Mengingat, gula impor merupakan komoditas substitusi dari gula
domestik. Menurut Sudana et al. (2000), fluktuasi harga gula domestik juga
dipengaruhi oleh kebijaksanan nilai tukar yang fleksibel yang dianut Indonesia mulai tahun 1997. Kondisi ini sesuai dengan teori ekonomi makro, jika kurs nominal turun (terapresiasi) maka akan menyebabkan harga barang domestik juga naik.
Harga gula domestik di tingkat eceran tahun sebelumya berpengaruh positif terhadap harga gula domestik di tingkat eceran pada tahun tertentu dengan koefisien sebesar 0,437467, artinya kenaikan harga gula domestik di tingkat eceran tahun sebelumnya sebesar satu persen akan meningkatkan harga gula
domestik di tingkat eceran sebesar 0,437467 persen, ceteris paribus. Hal ini
menunjukkan bahwa naik atau turunnya harga gula domestik di tingkat eceran dipengaruhi oleh harga gula domestik tahun sebelumnya. Dengan kata lain, perubahan harga gula domestik tahun sebelumnya sebesar satu persen akan menyebabkan perubahan harga gula domestik di tingkat eceran sebesar 0,437467 persen.
Variabel Dummy kebijakan proteksi dan promosi mempunyai pengaruh positif terhadap harga gula domestik di tingkat eceran sebesar 0,041941, artinya jika pemerintah menerapkan kebijakan proteksi dan promosi berupa tarif impor maupun pengaturan impor maka akan menaikkan harga gula domestik di tingkat eceran 0,041941 kali dibandingkan pada saat pemerintah menerapkan kebijakan
monopoli Bulog, ceteris paribus. Hal ini disebabkan karena kebijakan proteksi
dan promosi merupakan alat untuk mengendalikan impor, baik dalam hal kuantitas maupun penetapan harga impor gula dengan tarif sehingga akan meningkatkan harga gula domestik di tingkat eceran.
5.3.3. Hasil Estimasi Model Struktural Harga Gula di Tingkat Petani 5.3.3.1. Uji Ekonometrika
Pengujian multikolinearitas dengan menggunakan Correlation Matrix
pada E-views 4.1 terjadi jika nilai korelasi antar variabel bebas lebih dari ׀0,8׀.
Hasil pengujian menunjukkan bahwa nilai korelasi antar variabel bebas lebih kecil
dari ׀0,8׀ (Lampiran 10). Pengujian autokorelasi dilakukan dengan menggunakan
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test melalui perangkat E-views 4.1. Nilai
probabilitas Obs*Squared dari persamaan harga gula di tingkat petani adalah
0,107239 lebih besar dari taraf nyata yang digunakan sebesar 10 persen (α =
10%), artinya persamaan ini bebas autokorelasi.
Pengujian heteroskedastisitas dilakukan dengan menggunakan White
Heteroskedasticity Test. Nilai probabilitas Obs*Squared dari persamaan harga gula di tingkat petani adalah 0,113039 lebih besar dari taraf nyata yang digunakan
sebesar 10 persen (α = 10%), artinya persamaan ini tidak memiliki masalah heteroskedastisitas.
5.3.3.2. Hasil Estimasi Model
Hasil estimasi model dari parameter persamaan harga gula di tingkat petani dapat dilihat pada Tabel 5.10.
Tabel 5.10. Hasil Estimasi Parameter Persamaan Harga Gula di Tingkat Petani
Variabel Coefficient t-Statistik Probabilitas
Intersep -0,723979 -4.191395 0,0004 LNPNE 0,800646 10.06613 0,0000 LNHRIG 0,027012 0.478063 0,6373 LNRR 0,541054 4.083669 0,0005 LNHP 0,192260 1.908682 0,0694 TIN 0,003395 1.959557 0,0628 D1 0,163989 1.918987 0,0681 D2 0,144340 1.894727 0,0713 R-squared 0,995760 Adjusted R-squared 0,994411 Durbin-Watson stat 1,424252 Prob(F-statistic) 0,000000 Keterangan: Nyata pada taraf nyata 10%(α =10%)
Berdasarkan hasil pendugaan parameter pada Tabel 5.10, persamaan memiliki koefisien determinasi (R-squared) sebesar 0,995760, artinya bahwa
keragaman dari variabel dependent mampu diterangkan oleh variabel-variabel
independent di dalam persamaan sebesar 99,57 persen dan sisanya sebesar 0,43 persen dijelaskan oleh faktor-faktor lain di luar persamaan.
Hasil uji F didapatkan bahwa variabel independent secara bersama-sama
mampu menerangkan variabel dependent. Hal ini ditunjukkan oleh nilai P-Value
= 0,000000 yang lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan sebesar 10 persen. Nilai ini menunjukkan bahwa persamaan telah mendukung keabsahan model. Dengan kata lain, pengaruh yang ditimbulkan oleh keseluruhan variabel
Uji t menunjukkan bahwa variabel harga impor gula tidak berpengaruh nyata atau tidak signifikan terhadap harga gula di tingkat petani dengan taraf nyata 10 persen sedangkan variabel lainnya berpengaruh nyata atau signifikan terhadap harga gula di tingkat petani dengan taraf nyata 10 persen.
Variabel-variabel independent yang berpengaruh nyata dalam persamaan ini adalah harga
gula domestik di tingkat eceran, rasio harga gula di tingkat petani terhadap harga
dasar gabah, harga pupuk, tingkat inflasi, Dummy kebijakan bebas dan transisi dan
Dummy kebijakan proteksi dan promosi.
Berdasarkan Tabel 5.10, dapat diketahui bahwa harga gula domestik di tingkat eceran berpengaruh positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien sebesar 0,800646, artinya jika harga gula domestik di tingkat eceran meningkat sebesar satu persen maka akan menyebabkan kenaikan harga gula di
tingkat petani sebesar 0,800646 persen, ceteris paribus. Hal ini menunjukkan
bahwa keuntungan petani tebu ditentukan oleh harga gula domestik di tingkat eceran karena setiap perubahan pada harga gula domestik di tingkat eceran sebesar satu persen akan menyebabkan perubahan harga gula di tingkat petani sebesar 0,800646 persen.
Harga impor gula tidak berpengaruh nyata terhadap harga gula di tingkat petani. Kondisi ini tidak sesuai dengan teori dan konsep yang ada. Hal ini diduga disebabkan karena harga impor gula tidak termasuk dalam perhitungan dalam menentukan harga gula di tingkat petani. Walaupun secara tidak langsung salah satu penentuan harga gula di tingkat petani menggunakan perspektif pasar global. Pendekatan perspektif pasar global ini digunakan agar industri gula Indonesia
dapat bersaing pada pasar gula dunia yang kompetitif. Harga gula pada pasar dunia yang kompetitif akan mendekati rata-rata biaya produksi gula dunia.
Rasio harga gula di tingkat petani terhadap harga dasar gabah mempunyai pengaruh positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien sebesar 0,541054, artinya kenaikan rasio sebesar satu persen maka akan menyebabkan
kenaikan harga gula di tingkat petani sebesar 0,541054 persen, ceteris paribus.
Hal ini menunjukkan bahwa harga gula di tingkat petani dapat menciptakan persaingan yang sehat antara tanaman tebu dan padi khususnya di lahan sawah adalah sebesar ratio harga gula di tingkat petani terhadap harga dasar gabah misalnya, 2,4 kali, artinya ketika harga dasar gabah sekitar Rp 1.740/kg maka harga gula di tingkat petani dapat ditetapkan menjadi 2,4 kali harga dasar gabah (Sekretariat Dewan Gula Indonesia, 2006).
Harga pupuk mempunyai pengaruh positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien sebesar 0,192260, artinya kenaikan harga pupuk sebesar satu persen maka akan menyebabkan kenaikan harga gula di tingkat petani sebesar
0,192260 persen, ceteris paribus. Hal ini disebabkan karena harga pupuk
merupakan salah satu komponen yang mewakili biaya produksi yang menentukan harga gula di tingkat petani.
Tingkat inflasi sebagai representasi biaya produksi berpengaruh positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien sebesar 0,003395, artinya jika terjadi kenaikan inflasi sebesar satu persen maka akan menyebabkan kenaikan
harga gula di tingkat petani sebesar 0,003395 persen, ceteris paribus. Tingkat
perhitungan harga gula di tingkat petani baik yang ditetapkan oleh pemerintah maupun disepakati oleh pelaku bisnis. Tingkat inflasi yang merupakan representasi biaya produksi mempunyai keterkaitan dengan penentuan harga gula di tingkat petani dengan nilai koefisien yang relatif kecil sebesar 0,003 persen. Hal ini disebabkan karena indikator-indikator penentuan harga gula di tingkat petani masih dikendalikan oleh pemerintah dan penyediaan bibit selama ini dilakukan oleh pabrik gula.
Menurut Direktorat Jenderal Bina Produksi Perkebunan dan Lembaga
Penelitian IPB (2002), dalam subsistem hulu dari sistem agribisnis gula, agroinput
yang paling menentukan adalah penyediaan bibit dan pupuk. Selama ini pemberian subsidi pupuk untuk sektor pertanian telah ditetapkan sejak tahun 1969 melalui Keputusan Presiden RI No. 3 Tahun 1969 tentang kebijaksanaan pengadaaan dan penyaluran pupuk buatan dan obat-obatan pemberantas hama. Walaupun dalam pelaksanaannya terjadi distorsi pada pasar pupuk, dimana petani terikat pada perdagangan pupuk karena membeli pupuk dengan sistem pembayaran setelah panen sehingga harga yang ditetapkan pedagang pupuk lebih besar dari harga seharusnya (Widyastutik, 2005). Namun, petani tebu sendiri selama ini mendapatkan dana penyangga dari pemegang modal dengan perjanjian yang telah disepakati. Menurut wawancara informal secara langsung dengan instansi terkait, adanya dana penyangga tersebut meringankan beban yang ditanggung petani dalam menanam tebu. Terlebih, sejak pemerintah menerapkan kebijakan pupuk Desember 1998 terjadi perbaikan pada distribusi pupuk. Hal ini mengakibatkan tidak ada lagi perbedaan pupuk yang dialokasikan untuk tanaman
pangan ataupun tanaman perkebunan. Kondisi ini menunjukkan dibebaskan tataniaga pupuk yang mendorong persaingan lebih sehat antar pelaku bisnis pupuk dan harga pupuk lebih ditentukan oleh mekanisme pasar. Hal ini terlihat dari tersediannya pupuk dalam jumlah yang cukup di tingkat kios-kios (Lini IV) (Direktorat Jenderal Bina Produksi Perkebunan dan Lembaga Penelitian IPB, 2002). Keadaan ini menunjukkan bahwa seharusnya petani tebu tidak mengalami kesulitan dalam memperoleh pupuk bagi usahatani tebu. Selama ini penyediaan bibit dibebankan kepada pabrik gula sehingga kurangnya keterlibatan petani dalam penyediaan bibit, baik dari proses penyediaan pupuk maupun biaya yang diperlukan dalam penyediaan pupuk tersebut. Terlebih adanya fasilitas pemerintah dalam penyediaan Kredit Ketahanan Pangan (KKP) bagi petani tebu.
Kebijakan bebas dan transisi mempunyai pengaruh positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien sebesar 0,163989, artinya ketika kebijakan bebas dan transisi diterapkan maka akan menyebabkan kenaikan harga gula di tingkat petani sebesar 0,163989 kali dibandingkan pada saat penerapan kebijakan
monopoli Bulog, ceteris paribus. Kondisi ini tidak sesuai dengan teori dan
konsep, dimana penerapan periode bebas dan transisi seharusnya berpengaruh negatif terhadap harga gula di tingkat petani. Terlebih hasil analisis menunjukkan bahwa nilai koefisien penerapan kebijakan bebas dan transisi lebih besar dibandingkan koefisien penerapan kebijakan proteksi dan promosi. Hal ini diduga penerapan kebijakan bebas dilakukan dalam waktu singkat sehingga pengaruh kebijakan transisi lebih terlihat jelas pada periode 1999 hingga 2002. Ketidaktepatan pada persamaan ini memerlukan adanya re-estimasi dengan
periode transisi yang dimasukan dalam selang waktu yang sama dengan periode proteksi dan promosi menjadi tahun 1999 hingga 2005.
Perubahan periode bebas dan transisi tahun 1999 hingga 2002 menjadi periode proteksi dan promosi pada tahun 1999 hingga 2005 menyebabkan
perubahan pada dummy dinamika kebijakan pergulaan nasional untuk melihat
pengaruh kebijakan terhadap harga gula domestik. Periode proteksi dan promosi tahun 1999 hingga 2005 dilambangkan dengan satu sedangkan periode Bulog
tahun 1975 hingga 1998 dilambangkan dengan nol. Keterangan dummy ini dapat
dilihat sebagai berikut.
Dummy dinamika kebijakan pergulaan:
a. 0 = Periode Bulog (1975-1998)
b. 1 = Periode proteksi dan promosi (1999-2005)
Dengan adanya perubahan dummy ini maka persamaan struktural harga gula
domestik juga mengalami perubahan, sebagai berikut.
Ln PNEt = a0 + a1 Ln HTPt + a2 Ln HRIGt + a3 Ln IMGt + a4 Ln
ERt + a5 Ln PNEt-1 + a6 D1* + e7...(3.9)
Ln HTPt = b0 + b1 Ln PNEt + b2 Ln HRIGt + b3 Ln RRt + b4 Ln HPt
+ b5 TINt + b6 D1* + e7...(3.10) 1. Hasil estimasi model struktural harga gula domestik di tingkat eceran
a. Uji ekonometrika
Pengujian autokorelasi menunjukkan bahwa nilai probabilitas
Obs*Squared dari persamaan harga gula domestik di tingkat eceran adalah
10%), artinya persamaan ini bebas autokorelasi. Pengujian
heteroskedastisitas memperlihatkan bahwa nilai probabilitas Obs*Squared
dari persamaan harga gula domestik di tingkat eceran adalah 0,269702 lebih
besar dari taraf nyata yang digunakan sebesar 10 persen (α = 10%), artinya
persamaan ini tidak memiliki masalah heteroskedastisitas.
b. Hasil estimasi
Perubahan hasil estimasi model dari parameter persamaan harga gula domestik di tingkat eceran dapat dilihat pada Tabel 5.11.
Tabel 5.11. Perubahan Hasil Estimasi Parameter Persamaan Harga Gula Domestik di Tingkat Eceran
Variabel Coefficient t-Statistik Probabilitas
Intersep 0,682382 3,245813 0,0056 LNHTP 0,560131 6,188010 0,0000 LNHRIG 0,108330 1,849700 0,0772 LNIMG -0,109345 -1,435909 0,0670 LNER -0,091010 -1,399047 0,0751 LNLAGPNE 0,442302 5,471714 0,0000 D1* 0,127799 2,295086 0,0312 R-squared 0,995699 Adjusted R-squared 0,994577 Durbin-Watson stat 2,319652 Prob(F-statistic) 0,000000
Keterangan: Nyata pada taraf nyata 10%(α =10%)
Berdasarkan Tabel 5.11, interpretasi baik pada uji kriteria statistik
maupun hasil setiap variabel independent terhadap variabel dependent
menunjukkan kesamaan dengan hasil estimasi persamaan harga gula domestik di tingkat eceran sebelumnya.
2. Hasil estimasi model struktural harga gula di tingkat petani
a. Uji ekonometrika
Pengujian autokorelasi menunjukkan bahwa nilai probabilitas
lebih besar dari taraf nyata yang digunakan sebesar 10 persen (α = 10%), artinya persamaan ini bebas autokorelasi. Pengujian heteroskedastisitas
memperlihatkan bahwa nilai probabilitas Obs*Squared dari persamaan
harga gula di tingkat petani adalah 0,272602 lebih besar dari taraf nyata
yang digunakan sebesar 10 persen (α = 10%), artinya persamaan ini tidak
memiliki masalah heteroskedastisitas. b. Hasil estimasi
Perubahan hasil estimasi model dari parameter persamaan harga gula di tingkat petani dapat dilihat pada Tabel 5.12.
Tabel 5.12. Perubahan Hasil Estimasi Parameter Persamaan Harga Gula di Tingkat Petani
Variabel Coefficient t-Statistik Probabilitas
Intersep -0,747258 -4,494371 0,0002 LNPNE 0,797668 11,20921 0,0000 LNHRIG 0,003973 0,067034 0,9471 LNRR 0,572628 4,814737 0,0001 LNHP 0,222292 2,524682 0,0189 TIN 0,003731 2,269419 0,0329 D1* 0,147078 2,269419 0,0512 R-squared 0,995700 Adjusted R-squared 0,994578 Durbin-Watson stat 1,420142 Prob(F-statistic) 0,000000
Keterangan: Nyata pada taraf nyata 10%(α =10%)
Berdasarkan Tabel 5.12, interpretasi baik pada uji kriteria statistik
maupun hasil setiap variabel independent terhadap variabel dependent
menunjukkan kesamaan dengan hasil estimasi persamaan harga gula di
tingkat petani sebelumnya. Pada dummy kebijakan pergulaan nasional periode
proteksi dan promosi tahun 1999 hingga 2005 menunjukkan pengaruh yang positif terhadap harga gula di tingkat petani dengan koefisien 0,147078, artinya jika pemerintah menerapkan kebijakan proteksi dan promosi maka
akan menaikkan harga gula di tingkat petani sebesar 0,147078 kali dibandingkan kebijakan monopoli Bulog. Interpretasi ini menimbulkan dugaan bahwa penerapan periode proteksi dan promosi telah dimulai pada periode transisi meskipun secara bertahap.