BAB III
METODE PENELITIAN
3. 1 Metode Penentuan Daerah Penelitian
Metode penentuan daerah penelitian dilaksanakan di Kabupaten Karo. Daerah
penelitian ditentukan secara sengaja atau purposive dengan mempertimbangkan
bahwa daerah ini merupakan daerah yang prosfektif untuk mengetahui
ketersediaan padi dan jagung. Adapun yang menjadi pertimbangan di dalam
penentuan lokasi/wilayah adalah atas terjadinya fluktuasi dari luas areal
pertanaman, produktifitas dan produksi dari tanaman padi dan jagung di
Kabupaten Karo. Selain itu didukung oleh domisili peneliti yang berada di
Kabupaten Karo.
3. 2 Metode Pengumpulan Data
Data yang dikumpulkan dalam penelitian adalah menggunakan data sekunder,
yang diperoleh peneliti dari Badan Pusat Statistik (BPS), Departemen dan Dinas
Pertanian, Badan Ketahanan Pangan (BKP), serta berbagai literatur-literatur yang
berhubungan dengan penelitian ini. Data yang digunakan yaitu time series dengan
range tahun 2001-2015 yang dianalisis dengan alat bantu program SPSS
(Statistical Package for Social Science). Adapun jenis data yang telah
Tabel 3.1 Jenis Data Yang Digunakan.
Jenis Data Sumber Data Keterangan
Luas Panen, Produksi danProduktivitas, Padi dan Jagung
BPS (Badan Pusat Statistik) Sumatera Utara
Data Tahun 2001-2015
Jumlah Penduduk BPS (Badan Pusat Statistik) Sumatera Utara
Harga Domestik Padi dan Jagung
BPS (Badan Pusat Statistik) Kabupaten Karo
Data Tahun 2001-2015
3. 3 Metode Analisis Data
Untuk menganalisis data mengenai faktor-faktor yang mempengaruhi ketersediaan
padi dan jagung di Kabupaten Karo digunakan analisis deskriptif. Dalam
penelitian ini analisis dilakukan dengan metode Ordinary Least Square (OLS).
Untuk membuktikan hipotesis (1) dan (2), dalam penelitian ini metode analisis
data yang digunakan adalah regresi linier berganda (multiple linear regression
method) dengan pengolahan data melalui SPSS versi 18.0. Dengan demikian
model analisis adalah sebagai berikut:
• Ketersediaan Padi
Y = a0 + b1X1 + b2X2 + b3X3 + b4X4 + e
Dimana:
Y = Ketersediaan Padi (Ton)
a0 = Konstanta /Koefisien intersep
b1,b2…b4 = Koefisien Regresi
X2 = Konsumsi Beras (ton/Kab)
X3 = Harga Domestik Beras (Rp/ton)
X4 = Harga Impor Beras (Rp/ton)
a0 = Konstanta /Koefisien intersep
b1,b2.. b4 = Koefisien Regresi
X1 = Pendapatan (Rp/Kab)
(independent variable), positifataunegatif.Koefisienregresi b
akanbernilaipositifjikamenunjukkanhubungansearahantarvariabel bebas
(independent variable) denganvariabel terikat (dependent variable).
Artinyakenaikanvariabel bebasakanmengakibatkankenaikanvariabel
terikatdansebaliknya,penuruanvariabel bebasakanmenurunkanvariabel terikat.
Koefisienregresi b akanbernilainegativejikamenunjukkanhubungan yang
berlawananarahantaravariabel bebasdenganvariabel terikat.
variableterikatdansebaliknya, penurunanvariabel bebasakanmenaikkanvariabel
terikat.Secaraserempakhipotesisyangdigunakanadalah :
• KetersediaanPadi
H0= luaspanen,konsumsiberas, harga domestik beras dan harga impor beras
secaraserempaktidakberpengaruhterhadapketersediaanPadi.
H1= luaspanen, konsumsiberas, harga domestik beras dan harga impor beras
secaraserempakberpengaruhterhadapketersediaanPadi.
Jikath ≤ t tabel, tolak H 1 ;terima H0
Jikath ≥ t tabel, tolakH0 ;terima H1
• KetersediaanJagung
H0= pendapatan, luaspanendan harga domestik jagung secara serempak
tidakberpengaruhterhadapketersediaanjagung.
H1= pendapatan, luaspanendan harga domestik jagung secara serempak
berpengaruhterhadapketersediaanjagung.
Jikath ≤ t tabel, tolak H 1 ;terima H0
Jikath≥ t tabel, tolakH0 ;terima H1
UjiAsumsiKlasik
Ujiasumsiklasikmerupakanpersyaratanstatistik yang
harusdipenuhipadaanalisisregresi linier berganda yang berbasisordinary least
square (OLS).Jadianalisisregresi yang tidakberdasarkan OLS
tidakmemerlukanpersyaratanasumsiklasik, misalnyaregresilogisticatauregresi
ordinal.Ujiasumsiklasik yang digunakanyaituujimultikolinearitas,
tidakadaketentuanpastitentangurutanujimanadulu yang
1. UjiMultikolinearitas
Salah satudariasumsi model regresi linier
klasikadalahbahwatidakterdapatmultikolinearitasdiantaravariaelbebas yang
dimasukkankedalammodel.Ujimultikolinearitasinibertujuanuntukmengujiapakahdi
temukanadanyakorelasiatauhubunganantara variabel bebasdalam modelregresi.
Interprestasidaripersamaanregresi linier
bargandasecaraimplicitbergantungpadaasumsibahwa
variable-variabelbebasdalampersamaantersebuttidaksalingberkorelasi.Koefisienregresibias
anya diinterprestasikansebagaiukuranperubahan variable terikatjikasalahsatu
variable bebasnyanaiksebesarsatu unit sementaraseluruh variable
bebaslainnyadianggaptetap.Namun, interprestasiini,
menjaditidakbenarapabilaterdapathubunganlinierantara variable bebas.
Adapun kriteria ujisebagaiberikut,
• Jikatoleransi≤ 0,1 danVIF≥ 10: terjadimultikolinieritas
• Jikatoleransi> 0,1 danVIF< 10: tidakterjadimultikolinieritas
2. UjiHeteroskedastisitas
UjiHeteroskedastisitasinibertujuanuntukmengujiapakahterjadiketidaksamaanvaria
nsdari residual satupengamatankepengamatan yang lain dalam model regresi.
Jikavariansdari residual satupengamatankepengamatanlaintetap,
makadisebuthomoskedastisitasdanjikaberbedadisebutheteroskedastisitas.
• Jikaadapolatertentu, sepertititik-titik yang adamembentukpolatertentu yang
teratur (bergelombang, melebar, kemudianmenyempit) :
terjadiHeteroskedastisitas
• Jikatidakadapola yang jelas, sertatitik-titikmenyebardiatasdandibawahangka 0
padasumbu Y:tidakterjadiHeteroskedastisitas
3. UjiNormalitas
Ujinormalitasinibertujuanuntukmengujiapakahdalam model regresi,
veriabelpenggangguatau residual memilikidistribusi normal.Sepertidiketahui,
bahwauji t dan F mengasumsikanbahwanilai residual mengikutidistribusi
normal.Kalauasumsiinidilanggarmakaujistatistik
menjaditidakvaliduntukjumlahsampelkecil.
4. Uji t-statistik / Pengujianparsial
Menurut Gujarati (2003),Uji
t-statistikdigunakanuntukmengujipengaruhparsialdarivariabel – variabel
independenterhadapvariabel
dependennyaataupengujianinidilakukanuntukmengujitingkatsignifikansisetiapvari
abel bebas (independent) dalammempengaruhivariabel takbebas (dependent).
Hipotesisdariujiiniadalah :
H0 : β = 0, Variabelbebastidakmempengaruhivariabel tidakbebasnya.
H1 : β ≠ 0, Variabelbebasmempengaruhivariabel tidakbebasnya.
KriteriaPengujian :
a. Jika: (t-tabel) ≤ (t-stat) ≤ (t-tabel), makahipotesisnoltidakditolak
5. Uji F-statistik /Pengujiankeseluruhan
MenurutGujarati (2003),uji F-statistikdigunakanuntukmengukurgoodness of
X2 = Konsumsi Beras (ton/Kapita)
X3 = Harga Domestik Beras (Rp/ton)
X4 = Harga Impor Beras (Rp/ton)
a0 = Konstanta /Koefisien intersep
b1,b2.. b4 = Koefisien Regresi
X1 = Pendapatan (Rp/Kab)
(independent variable), positifataunegatif.Koefisienregresi b
akanbernilaipositifjikamenunjukkanhubungansearahantarvariabel bebas
(independent variable) denganvariabel terikat (dependent variable).
Artinyakenaikanvariabel bebasakanmengakibatkankenaikanvariabel
terikatdansebaliknya, penuruanvariabel bebasakanmenurunkanvariabel terikat.
Koefisienregresi b akanbernilainegativejikamenunjukkanhubungan yang
berlawananarahantaravariabel bebasdenganvariabel terikat.
terikatdansebaliknya, penurunanvariabel bebasakanmenaikkanvariabel
terikat.Secaraserempakhipotesisyangdigunakanadalah :
• KetersediaanPadi
H0= luaspanen,konsumsiberas, harga domestik beras dan harga impor beras
secaraserempaktidakberpengaruhterhadapketersediaanPadi.
H1= luaspanen, konsumsiberas, harga domestik beras dan harga impor beras
secaraserempakberpengaruhterhadapketersediaanPadi.
Jikath ≤ t tabel, tolak H 1 ;terima H0
Jikath ≥ t tabel, tolakH0 ;terima H1
• KetersediaanJagung
H0= pendapatan, luaspanendan harga domestik jagung secara serempak
tidakberpengaruhterhadapketersediaanjagung.
H1= pendapatan, luaspanendan harga domestik jagung secara serempak
berpengaruhterhadapketersediaanjagung.
Jikath ≤ t tabel, tolak H 1 ;terima H0
Jikath≥ t tabel, tolakH0 ;terima H1
UjiAsumsiKlasik
Ujiasumsiklasikmerupakanpersyaratanstatistik yang
harusdipenuhipadaanalisisregresi linier berganda yang berbasisordinary least
square (OLS).Jadianalisisregresi yang tidakberdasarkan OLS
tidakmemerlukanpersyaratanasumsiklasik, misalnyaregresilogisticatauregresi
ordinal.Ujiasumsiklasik yang digunakanyaituujimultikolinearitas,
tidakadaketentuanpastitentangurutanujimanadulu yang
harusdipenuhi.Analisisdapatdilakukan tergantungpada data yang ada.
6. UjiMultikolinearitas
Salah satudariasumsi model regresi linier
klasikadalahbahwatidakterdapatmultikolinearitasdiantaravariaelbebas yang
dimasukkankedalammodel.Ujimultikolinearitasinibertujuanuntukmengujiapakahdi
temukanadanyakorelasiatauhubunganantara variabel bebasdalam modelregresi.
Interprestasidaripersamaanregresi linier
bargandasecaraimplicitbergantungpadaasumsibahwa
variable-variabelbebasdalampersamaantersebuttidaksalingberkorelasi.Koefisienregresibias
anya diinterprestasikansebagaiukuranperubahan variable terikatjikasalahsatu
variable bebasnyanaiksebesarsatu unit sementaraseluruh variable
bebaslainnyadianggaptetap.Namun, interprestasiini,
menjaditidakbenarapabilaterdapathubunganlinierantara variable bebas.
Adapun kriteria ujisebagaiberikut,
• Jikatoleransi≤ 0,1 danVIF≥ 10: terjadimultikolinieritas
• Jikatoleransi> 0,1 danVIF< 10: tidakterjadimultikolinieritas
7. UjiHeteroskedastisitas
UjiHeteroskedastisitasinibertujuanuntukmengujiapakahterjadiketidaksamaanvaria
nsdari residual satupengamatankepengamatan yang lain dalam model regresi.
Jikavariansdari residual satupengamatankepengamatanlaintetap,
makadisebuthomoskedastisitasdanjikaberbedadisebutheteroskedastisitas.
• Jikaadapolatertentu, sepertititik-titik yang adamembentukpolatertentu yang
teratur (bergelombang, melebar, kemudianmenyempit) :
terjadiHeteroskedastisitas
• Jikatidakadapola yang jelas, sertatitik-titikmenyebardiatasdandibawahangka 0
padasumbu Y:tidakterjadiHeteroskedastisitas
8. UjiNormalitas
Ujinormalitasinibertujuanuntukmengujiapakahdalam model regresi,
veriabelpenggangguatau residual memilikidistribusi normal.Sepertidiketahui,
bahwauji t dan F mengasumsikanbahwanilai residual mengikutidistribusi
normal.Kalauasumsiinidilanggarmakaujistatistik
menjaditidakvaliduntukjumlahsampelkecil.
9. Uji t-statistik / Pengujianparsial
Menurut Gujarati (2003),Uji
t-statistikdigunakanuntukmengujipengaruhparsialdarivariabel – variabel
independenterhadapvariabel
dependennyaataupengujianinidilakukanuntukmengujitingkatsignifikansisetiapvari
abel bebas (independent) dalammempengaruhivariabel takbebas (dependent).
Hipotesisdariujiiniadalah :
H0 : β = 0, Variabelbebastidakmempengaruhivariabel tidakbebasnya.
H1 : β ≠ 0, Variabelbebasmempengaruhivariabel tidakbebasnya.
KriteriaPengujian :
a. Jika: (t-tabel) ≤ (t-stat) ≤ (t-tabel), makahipotesisnoltidakditolak
10. Uji F-statistik /Pengujiankeseluruhan
MenurutGujarati (2003),uji F-statistikdigunakanuntukmengukurgoodness of
yang terdapatdalampersamaansecarabersama-samamempengaruhivariabel
• H0 tidakditolakjika F-stat < F tabel
• H0 ditolakjika F-stat > F-tabel
3. 4DefenisidanBatasanOperasional
Untukmenghindarikesalahanmengenaiistilah-istilah yang
terdapatdalampenelitianini,
makadibuatdefenisidanbatasanoperasionalsebagaiberikut :
3.4.1 Defenisi
1) Ketersediaanadalahjumlahpangan (padidanjagung) yang tersediauntuk
dikonsumsimasyarakatdalamsatuan ton pertahun.
2) Jumlahproduksiadalahjumlahdarihasilkegiatanbudidayaatauusahatani
berasdanjagungdalamsatuan ton pertahun.
3) Luaspanenadalahluasantanaman padi dan jagung yang
dipunguthasilnyasetelahtanamantersebutcukupumurdalam satuan hektar
4) Jumlahpendudukadalahjumlahmanusia yang
bertempattinggal/berdomisilipadasuatuwilayahataudaerahdanmemilikimatape
ncahariantetap di daerahitusertatercatatsecarasahberdasarkanperaturan yang
berlaku di daerahtersebut.
5) Konsumsiadalahsuatukegiatanmanusiamengurangiataumenghabiskannilaigun
asuatubarangataujasauntukmemenuhikebutuhan,
baiksecaraberangsur-angsurmaupunsekaligus.
6) Pendapatanmerupakanjumlahuang yang diterimaoleh masyarakat
dariaktivitasnya, kebanyaandaripenjualprodukdan/ataujasakepadapelanggan.
7) Harga domestik adalah harga yang berlaku didaerah penelitian sering juga
disebut dengan harga eceran.
8) Harga impor beras adalah harga impor beras yang berlaku Indonesia.
3.4.2 BatasanOperasional
1) Data yang diambil adalah data sekunder dalam kurun waktu 2001 sampai
2015 meliputiketersediaanpadidanjagungdi KabupatenKaro.
2) PenelitiandilakukandalamwilayahKabupatenKaro.
BAB IV
DESKRIPSI DAERAH PENELITIAN
4. 1Lokasi dan Keadaan Geografis Kabupaten Karo
Secara Geografis letak Kabupaten Karo berada diantara 2º50’–3º19’ Lintang
Utara dan 97º55’–98º38’ Bujur Timur dengan luas 2.127,25 Km2 atau 2,97% dari
luas Provinsi Sumatera Utara. Adapun batas-batas wilayahnya, yaitu:
• Sebelah utara berbatasan dengan Kabupaten Langkat dan Kabupaten Deli
Serdang
• Sebelah selatan dengan Kabupaten Dairi dan Kabupaten Samosir
• Sebelah timur dengan Kabupaten Deli Serdang dan Kabupaten Simalungun
• Sebelah barat dengan Provinsi Nangroe Aceh Darusalam
Wilayah Kabupaten Karo berada pada ketinggian 200-1.500m diatas permukaan
laut. Kabupaten Karo terletak pada jajaran Bukit Barisan dan sebagian besar
wilayahnya merupakan dataran tinggi. Dua gunung berapi aktif terletak di wilayah
ini sehingga rawan gempa vulkanik.
4. 2Iklim
Kabupaten Karo beriklim tropis dan mempunyai dua musim yaitu musim hujan
dan musim kemarau. Musim hujan pertama mulai bulan Agustus sampai dengan
bulan Januari dan musim kedua pada bulan Maret sampai dengan bulan Mei,
Curah hujan di Kabupaten Karo tahun 2015 tertinggi pada bulan Oktober sebesar
345 MM dan terendah pada bulan Maret sebesar 20 MM sedangkan jumlah hari
hujan tertinggi pada bulan Oktober dan November sebanyak 22 hari dan terendah
pada bulan Maret sebanyak 4 hari. Suhu udara berkisar antara 15,50C sampai
dengan 23,20C dengan kelembapan udara rata-rata setinggi 89,92%.
4. 3Keadaan Penduduk
Hasil sensus tahun 2010, penduduk Kabupaten Karo berjumlah 350.960 jiwa.
Pada pertengahan tahun 2015, menurut proyeksi penduduk sebesar 89.591 yang
mendiami wilayah seluas 2.127,25 km2. Kepadatan penduduk diperkirakan
sebesar 180 jiwa/km2.
Laju pertumbuhan penduduk Karo tahun 2011-2015 adalah sebesar 2,18%/tahun,
tahun 2015 di Kabupaten Karo penduduk laki-laki lebih sedikit dari perempuan.
Laki-laki berjumlah 193.397 jiwa dan perempuan berjumlah 196.194 jiwa. Sex
rationya sebesar 98,57.
Selanjutnya dengan melihat jumlah penduduk yang berusia dibawah 15 tahun dan
65 tahun keatas maka diperoleh rasio ketergantungan sebesar 58,15 yang berarti
setiap seratus orang usia produktif menanggung 58 orang dari usia diawah 15
tahun dan 65 tahun keatas. Beban tanggungan anak bagi usia produktif sebesar 5
dan beban tanggungan lanjut usia bagi penduduk produktif sebesar 8. Berdasarkan
hasil SUSENAS, jumlah angkatan tenaga kerja di Kabupaten Karo mencapai
228.207 orang dengan tingkat partisipatif angkatan kerja sebesar 82,25% dan
Tabel 4.1 Perkembangan Jumlah Penduduk Menurut Kecamatan Di Kabupaten Karo Tahun 2010-2015
Kecamatan 2010 2011 2012 2013 2014 2015
Sumbe : BPS Kabupaten Karo, 2016
Dari tabel 4.1, dapat dilihat bahwa jumlah penduduk menurut kecamatan di
Kabupaten Karo semakin meningkat dari tahun ke tahun dalam kurun waktu lima
tahun (2010-2015). Jumlah penduduk terbanyak pada tahun 2015 begitu juga
ditahun-tahun sebelumnya berada di Kecamatan Kabanjahe, yakni sebesar 72.246
jiwa.
4. 4Deskripsi Variabel
Adapun ketersediaan Padi dan jagung di Kabupaten Karo dapat diperoleh dari
jumlah produksi dan stok, karena padi dan jagung di kabupaten karo tidak ada
impor dan ekspor. Jumlah ketersedian padi dan jagung mengalami fluktuasi.
Tabel 4.2 Ketersediaan Padi dan Jagung di Kabupaten Karo Tahun 2001-2015
Tahun KetersediaanPadi
(Ton)
Ketersediaan Jagung (Ton)
2001 84.386,81 56.637,94
2002 114.804,35 85.415,23
2003 154.235,55 119.420,96
2004 171.699,71 141.207,29
2005 172.117,10 161.493,72
2006 190.447,46 199.714,94
2007 244.339,33 246.060,16
2008 268.793,59 289.291,22
2009 334.770,32 332.293,75
2010 343.063,76 382.712,09
2011 377.448,21 408.407,00
2012 438.108,38 467.652,72
2013 471.937,72 503.198,19
2014 484.345,39 542.171,63
2015 542.335,71 615.387,50
Sumber : BPS dan BKP, Kabupaten Karo
Dari tabel 4.2, diatas dapat dilihat bahwa ketersediaan padi paling tinggi yakni
542.335,71 ton pada tahun 2015 dan terendah pada tahun 2001 yakni 84.386,81
ton. Adapun ketersediaan jagung tertinggi pada tahun 2015 sebesar 615.387,50ton
4. 4. 2 Luas Panen Padi dan Jagung
Luas panen padi dan jagung di Kabupaten Karo mengalami fluktuasi selama 15
tahun dari tahun 2001 sampai dengan tahun 2015. Adapun luas panen padi dan
jagung adalah sebagai berikut:
Tabel 4.3 Luas Panen tanaman Padi dan Jagung di Kabupaten Karo Tahun 2001-2015
Tahun Luas Panen Padi
(Ha)
Sumber : BPS Kabupaten Karo, 2016
Dari tabel 4.4, diatas dapat dilihat bahwa luas panen padi tertinggi berada pada
tahun 2012 yakni sebesar 25,553 Ha dan luas panen padi terendah pada tahun
2005 yaitu sebesar 17,965 Ha. Adapun luas panen jagung tertinggi berada pada
tahun 2010 yakni sebesar 90,605 Ha dan luas panen jagung terendah yaitu pada
4. 4. 3 Pendapatan
Adapun pendapatan penduduk di Kabupaten Karo mengalami peningkatan dari
tahun ke tahun selama 15 tahun, mulai dari tahun 2001 sampai 2015. Pendapatan
penduduk tersebut diperoleh dari pendapatan regional (PDRB) menurut harga
berlaku Kabupaten Karo. Adapun pendapatan penduduk paling tinggi yakni pada
tahun 2015 yakni sebesar Rp. 15.150.364,48 dan terendah berada pada tahun 2001
yakni sebesar Rp. 1.911.508,05.
Tabel 4.4 Pendapatan Penduduk di KabupatenKarotahun 2001-2015
Tahun Pendapatan
4. 4. 4 Konsumsi Beras
Konsumsi beras di Kabupaten Karo juga mengalami fluktuasi. Adapun jumlah
konsumsi tertinggi berada pada tahun 2015 yakni sebesar44.413,37ton/kab/tahun
dan yang terendah pada tahun 2005 yakni sebesar 32.815,70ton/kab/tahun.
Tabel 4.5 Konsumsi Beras di KabupatenKarotahun 2001-2015
Tahun Konsumsi Beras
(Ton/Kab/Tahun)
4. 4. 5 Harga Domestik Beras dan Jagung
Adapun harga domestik beras dan jagung mengalami fluktuasi. Harga domestik
berasyang paling tinggi yakni pada tahun 2015 sebesar Rp.11.198.000/ton dan
yang terendah pada tahun 2001 yakni sebesar Rp. 3.740.000/ton.
Harga domestik jagung yang paling tinggi yakni pada tahun 2013 sebesar
Rp.2.812.000/ton dan yang terendah pada tahun 2001 dan 2003 yang mempunyai
nilai yang sama yakni sebesar Rp. 844.000/ton.
Tabel 4.6 Harga Domestik Beras dan Jagung di Kabupaten Karo tahun 2001-2015
Tahun Harga Domestik Beras (Rp/ton)
2004 4.060.000 1.023.000
2005 4.800.000 1.398.000
2006 4.900.000 1.200.000
2007 6.500.000 1.552.000
2008 6.750.000 2.075.000
2009 6.600.000 1.776.000
2010 7.713.000 2.052.000
2011 9.214.000 2.363.000
2012 9.988.000 2.102.000
2013 10.422.000 2.812.000
2014 10.651.000 2.738.000
2015 11.198.000 2.725.000
4. 4. 6 Harga Impor Beras
Adapun harga impor beras mengalami fluktuasi. Harga impor beras yang paling
tinggi yakni pada tahun 2013 sebesar Rp.6.376.401,33/ton dan yang terendah pada
tahun 2003 yakni sebesar Rp. 1.755.705,14/ton.
Tabel 4.7 Harga Impor Beras tahun 2001-2015
Tahun Harga Impor Beras
(Rp/ton)
BAB V
HASIL DAN PEMBAHASAN
5. 1Ketersediaan Padi dan Jagung di Kabupaten Karo
Ketersediaan padi dan jagung di Kabupaten Karo selama 15 tahun mengalami
peningkatan. Ketersediaan padi dan jagung diperoleh dari jumlah produksi dan
stok. Berikut jumlah ketersediaan padi dan jagung di Kabupaten Karo.
Tabel 5.1 Ketersediaan Padi dan Jagung di Kabupaten Karo selama 15 tahun
Tahun KetersediaanPadi
(Ton)
Ketersediaan Jagung
(Ton)
2001 84.386,81 56.637,94
2002 114.804,35 85.415,23
2003 154.235,55 119.420,96
2004 171.699,71 141.207,29
2005 172.117,10 161.493,72
2006 190.447,46 199.714,94
2007 244.339,33 246.060,16
2008 268.793,59 289.291,22
2009 334.770,32 332.293,75
2010 343.063,76 382.712,09
2011 377.448,21 408.407,00
2012 438.108,38 467.652,72
2013 471.937,72 503.198,19
2014 484.345,39 542.171,63
2015 542.335,71 615.387,50
Adapun kondisi ketersediaan padi dan jagung di Kabupaten Karo dapat dilihat
dari grafik berikut.
Gambar 5.1 Grafik Ketersediaan Padi dan Jagungdi Kabupaten Karo Tahun
2001-2015
Pada gambar 5.1, dapat dilihat bahwa ketersedian padi dan jagung di kabupaten
karo mengalami peningkatan dari tahun ke tahun.
5.2Hasil Analisis Fakor-faktor yang Mempengaruhi Ketersediaan Padi di
Kabupaten Karo
Dari metode analisis data diketahui bahwa faktor-faktor (variabel-variabel) yang
dapat mempengaruhi ketersediaan padi adalah luas panen padi (X1), konsumsi
beras (X2), harga domestik beras (X3) dan harga impor beras (X4). Dari
variabel-0,00
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015
Ketersediaan Jagung (Ton)
variabel bebas tersebut dapat dilihat seberapa besar pengaruhnya terhadap
ketersediaan padi sebagai variabel terikat atau dependen.
5.2.1 Uji Asumsi Klasik
1. Uji Normalitas
Uji normalitas dapat dilihat dari grafik scatterplot hasil pengolahan dengan SPSS
seperti berikut:
Gambar 5.2 Grafik Normal Plot Ketersediaan Padi
Berdasarkan gambar 5.2, dapat dilihat tampilan grafik normal plot titik-titik yang
diagonal tersebut. Hal ini menunjukkan bahwa model persamaan layak dipakai
karena telah memenuhi asumsi normalitas.
2. Uji Heterokedastisitas
Uji heterokedastisitas dapat dilihat dari grafik scatterplot hasil pengolahan dengan
SPSS seperti berikut:
Gambar 5.3 ScatterplotUji Heterokedastisitas Ketersediaan Padi
Dari gambar 5.3, grafik scatterplot diatas dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi
gejala heterokedastisitas dikarenakan pada gambar 5.3 terlihat bahwa titik-titik
menyebar secara acak dan tidak membentuk sebuah pola tertentu yang jelas serta
3. Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas dapat dilihat dari nilai toleransi yang lebih kecil dari 0,1 atau
nilai VIF yang lebih besar dari nilai 10 dari masing-masing variabel seperti
berikut:
Tabel 5.2 Nilai Tolerance dan VIF Ketersediaan Padi
Varibel Tolerance VIF
Luas Panen Padi 0,579 1,726
Konsumsi Beras 0,232 4,301
Harga Domestik Beras 0,056 17,779
Harga Impor Beras 0,061 16,323
Sumber : Analisis data sekunder dari lampiran 4
Adapun kriteria uji sebagai berikut,
• Jika toleransi ≤ 0,1 dan VIF ≥ 10: terjadi multikolinieritas
• Jika toleransi > 0,1 dan VIF < 10: tidak terjadi multikolinieritas
Berdasarkan tabel 5.2, dapat dilihat bahwa faktor atau variabel harga domestik
beras (X3) dan harga impor beras (X4) memiliki nilai VIF sebesar 17,779 dan
16,323, lebih besar dari 10 (>10) dan variabel luas panen padi (X1) dan variabel
konsumsi beras (X2) memiliki nilai VIF sebesar 1,726 dan 4,301, lebih kecil dari
10 (<10). Sedangkan nilai tolerance-nya yakni sebesar 0,056; 0,061 lebih kecil
dari 0,1 (<0,1) dan 0,579; 0,232 lebih besar dari 0,1 (>0,1).
Dari hasil perhitungan di atas dan berdasarkan kriteria uji dapat dilihat bahwa
beras. Gejala multikolinearitas dapat diatasi dengan tidak mengikutsertakan kedua
variabel yang mengalami gejala multikolinearitas atau meregresikannya secara
terpisah.
5.2.2 Analisis Regresi Linier Berganda
Ketersediaan padi dipengaruhi oleh variabel atau faktor-faktor sebagai berikut
yakni luas panen padi, konsumsi beras, harga domestik beras dan harga impor
beras. Untuk menguji pengaruh variabel beas tersebut terhadap variabel terikat
maka dilakukan pengujian dengan metode regresi linier berganda dengan
menggunakan SPSS 18.0 baik secara serempak maupun secara parsial. Adapun
hasil regresi linier berganda ketersediaan padi dapat dilihat pada tabel 5.3 berikut:
Tabel 5.3 Hasil Analisis Ketersediaan Padi
Variabel Koefisien Regresi T Hitung Signifikan
(Constant) -406143,409 -2,894 0,016
Luas Panen Padi (X1) 3,328 0,888 0,395
Sumber: Analisis data sekunder dari lampiran 4
Dari tabel 5.3, diperoleh persamaan regresi sebagai berikut:
Dimana:
Y = Ketersediaan Padi (Ton)
X1 = Luas Panen Padi (Ha)
X2 = Konsumsi Beras (Ton)
X3 = Harga Domestik Beras (Rp/ton)
X4 = Harga Impor Beras (Rp/ton)
1. Koefisien Determinasi (R2)
Dari tabel 5.3, dapat dilihat bahwa koefisien determinasi R2 (R Square) yang
diperoleh adalah sebesar 0,980. Hal ini menunjukkan bahwa sebesar 98% variasi
variabel terikat yaitu ketersediaan padi telah dapat dijelaskan oleh variabel bebas
luas panen padi (X1), konsumsi beras (X2), harga domestik beras (X3) dan harga
impor beras (X4) atau dengan kata lain sebesar 98% variabel bebas tersebut
berpengaruh terhadap variabel terikat yakni ketersediaan padi. Sedangkan sisanya
2% dipengaruhi oleh variabel bebas atau faktor lain yang belum dimasukkan ke
dalam model.
2. Uji Serempak (Uji F)
Dari hasil analisis regresi linier berganda diperolehlan F hitung sebesar 123,210
dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000 sedangkan nilai F tabel sebesar 5,99
pada tingkat signifikansi sebesar 0,01. Dengan demikian F hitung > F tabel dan
sig. F (0,000) ≤ 0,01, maka H0 ditolak dan H1 diterima yang artinya luas panen
serempak berpengaruh nyata terhadap variabel terikat yakni ketersediaan padi di
Kabupaten Karo.
3. Uji Parsial (Uji T)
Berdasarkan tabel 5.3, dapat diinterprestasikan pengaruh variabel bebas luas
panen padi, konsumsi beras, harga domestik beras dan harga impor beras dengan
variabel terikat ketersediaan padi, yakni sebagai berikut:
1) Pengaruh Luas Panen Padi Terhadap Ketersediaan Padi
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor luas panen padi yakni sebesar 3,328
menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara luas panen padi dengan
ketersediaan padi. Jika luas panen padi naik sebesar 1 ha, maka ketersediaan padi
akan bertambah sebesar 3,328 ton.
Luas panen padi sangat berpengaruh terhadap produksi, dan produksi berpengaruh
terhadap ketersediaan. Sehingga luas panen padi berpengaruh terhadap
ketersediaan padi. Namun, ketersediaan bukan hanya di pengaruhi oleh produksi
namun dipengaruhi oleh impor dan juga cadangan pangan atau stok akhir.
Menurut UU No 18 (2012), ketersediaan pangan adalah kondisi tersedianya
pangan dari hasil produksi dalam negeri dan cadangan pangan nasional serta
impor apabila kedua sumber utama tidak dapat memenuhi kebutuhan.
Dengan kata lain luas panen padi tidak terlalu berpengaruh terhadap ketersediaan
beras untuk memenuhi kebutuhan. Namun, hal ini tentu saja akan berdampak pada
perekonomian masyarakat, terutama masyarakat Karo. Di Kabupaten Karo sendiri
dalam sekali masa panen dapat menghasilkan 3 sampai 4 ton padi dalam 1 hektar
sawah.
Adapun nilai T hitung variabel luas panen padi yakni 0,888 dan nilai T tabel
sebesar 2,201 maka T hitung < T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
0,395 maka sig T (0,395) > 0,05, sehingga dapat disimpulkan bahwa H0 diterima
dan H1 ditolak yang artinya variabel luas panen padi secara parsial tidak
berpengaruh nyata terhadap ketersediaan padi.
2) Pengaruh Konsumsi Beras Terhadap Ketersediaan Padi
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor konsumsi beras yakni sebesar 8,595
menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara konsumsi beras dengan
ketersediaan padi. Jika konsumsi beras naik sebesar 1 ton, maka ketersediaan padi
akan bertambah sebesar 8,595 ton.
Keterkaitan konsumsi dengan ketersediaan yakni, ketika konsumsi masyarakat
akan beras naik maka ketersediaan akan beras itu sendiri juga harus naik untuk
memenuhi kebutuhan masyarakat akan beras tersebut. Di Kabupaten Karo sendiri
ketersediaan padi dan konsumsi beras berbanding lurus, yaitu ketersediaan padi
naik ketika konsumsi masyarakat akan beras naik.
Adapun nilai T hitung variabel konsumsi berasyakni 2,237 dan nilai T tabel
sebesar 2,201 maka T hitung > T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
dan H1 diterima yang artinya variabel konsumsi beras secara parsial berpengaruh
nyata terhadap ketersediaan padi.
3) Pengaruh Harga Domestik Beras Terhadap Ketersediaan Padi
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor harga domestik beras yakni sebesar
0,036 menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara harga domestik beras
dengan ketersediaan padi. Jika harga domestik beras naik sebesar Rp 1000/ton,
maka ketersediaan padi akan bertambah sebesar 36 ton.
Hal ini bertolak belakang dengan hukum permintaan. Adapun hukum permintan
(demand) yakni, jumlah yang akan dibeli perunit, menjadi semakin besar apabila
harga semakin rendah (Bilas, 1982).
Artinya jika harga beras naik maka permintaan akan beras akan menurun. Namun,
apabila penaikan harga diikuti dengan penaikan pendapatan maka, permintaan
akan beras tidak akan bermasalah, sehingga ketersediaan padi akan stabil.
Hubungan positif ini tidak mempunyai keterkaitan langsung, tetapi dikarenakan
peningkatan harga domestik akan meningkatkan pendapatan masyarakat, melalui
peningkatan pendapatan masyarakat maka jumlah produksi juga akan meningkat,
yang mana pada seiring peningkatan produksi akan bertambah pada peningkatan
jumlah ketersediaan. Dengan kata lain harga juga mempengaruhi ketersediaan,
tetapi tidak secara langsung.
Adapun nilai T hitung variabel konsumsi beras yakni 3,568 dan nilai T tabel
sebesar 2,201 maka T hitung > T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
dan H1 diterima yang artinya variabel harga domestik beras secara parsial
berpengaruh nyata terhadap ketersediaan padi.
4) Pengaruh Harga Impor Beras Terhadap Ketersediaan Padi
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor harga impor beras yakni sebesar 0,010
menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara harga impor beras dengan
ketersediaan padi. Jika harga impor beras naik sebesar Rp 1.000, maka
ketersediaan padi akan bertamah sebesar 10 ton.
Keterkaitan harga impor dengan ketersediaan padi yakni, apabila harga impor
beras lebih rendah dari harga domestik beras maka, masyarakat cendrung memilih
beras impor dari pada beras domestik. Namun hal ini dapat berdampak buruk bagi
petani padi di Indonesia terutama petani di Kabupaten Karo.
Adapun nilai T hitung variabel harga impor beras yakni 0,566 dan nilai T tabel
sebesar 2,201 maka T hitung < T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
0,584 maka sig T (0,584) > 0,05, sehingga dapat disimpulkan bahwa H0 diterima
dan H1 ditolak yang artinya variabel harga impor berassecara parsial tidak
berpengaruh nyata terhadap ketersediaan padi.
5.3Hasil Analisis Fakor-faktor yang Mempengaruhi Ketersediaan Jagung di
Kabupaten Karo
Dari metode analisis data diketahui bahwa faktor-faktor (variabel-variabel) yang
dapat mempengaruhi ketersediaan jagung adalah luas panen jagung (X1),
pendapatan (X2) dan harga domestik jagung (X3). Dari faktor-faktor
(variabel-variabel) bebas tersebut dapat dilihat seberapa besar pengaruhnya terhadap
5.3.1 Uji Asumsi Klasik
1. Uji Normalitas
Uji normalitas dapat dilihat dari grafik scatterplot hasil pengolahan dengan SPSS
seperti berikut:
Gambar 5.4 Grafik Normal Plot Ketersediaan Jagung
Berdasarkan gambar 5.4, dapat dilihat tampilan grafik normal plot titik-titik yang
menyebar disekitar garis diagonal serta penyebarannya mengikuti arah garis
diagonal tersebut. Hal ini menunjukkan bahwa model persamaan layak dipakai
2. Uji Heterokedastisitas
Uji heterokedastisitas dapat dilihat dari grafik scatterplot hasil pengolahan dengan
SPSS seperti berikut:
Gambar 5.5 ScatterplotUji Heterokedastisitas Ketersediaan Jagung
Dari gambar grafik scatterplot diatas dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi gejala
heterokedastisitas dikarenakan pada gambar 5.5 terlihat bahwa titik-titik menyebar
secara acak dan tidak membentuk sebuah pola tertentu yang jelas serta tersebar
3. Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas dapat dilihat dari nilai toleransi yang lebih kecil dari 0,1 atau
nilai VIF yang lebih besar dari nilai 10 dari masing-masing variabel seperti
berikut:
Tabel 5.4 Nilai Tolerance dan VIF Ketersediaan Jagung
Varibel Tolerance VIF
Pendapatan 0,140 7,158
Luas Panen Jagung 0,482 2,075
Harga Domestik Jagung 0,118 8,504
Sumber : Analisis data sekunder dari lampiran 5
Adapun kriteria uji sebagai berikut,
• Jika toleransi ≤ 0,1 dan VIF ≥ 10: terjadi multikolinieritas
• Jika toleransi > 0,1 dan VIF < 10: tidak terjadi multikolinieritas
Berdasarkan tabel 5.4, dapat dilihat bahwa faktor atau variabel pendapatan (X1),
luas panen padi (X2) dan harga Jagung (X3) masing-masing memiliki nilai VIF
yang lebih kecil dari 10 (<10) yakni sebesar 7,158; 2,075 dan 8,504. Begitu juga
dengan nilai masing-masing tolerance-nya yang lebih besar dengan 0,1 (>0,1)
yakni sebesar 0,140; 0,482 dan 0,118. Dari hasil perhitungan di atas dan
berdasarkan kriteria uji dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi gejala
multikoliniearitas.
5.3.2 Analisis Regresi Liner Berganda
Ketersediaan jagung dipengaruhi oleh variabel atau faktor-faktor sebagai berikut
pengaruh variabel bebas tersebut terhadap variabel terikat maka dilakukan
pengujian dengan metode regresi linier berganda dengan menggunakan SPSS 18.0
baik secara serempak maupun secara parsial. Adapun hasil regresi linier berganda
ketersediaan jagung dapat dilihat pada tabel 5.5 berikut:
Tabel 5.5. Hasil Analisis Ketersediaan Jagung
Variabel Koefisien Regresi T Hitung Signifikan
(Constant) -146060,124 -3,995 0,002
Pendapatan (X1) 0,020 4,281 0,001
Luas Panen Jagung (X2) 2,663 3,567 0,004
Harga Domestik Jagung (X3) 0,087 2,811 0,017
R2 0,980
Uji F
F Hitung 178,773 0,000
F Tabel 6,22
T Tabel 2,179
Sumber: Analisis data sekunder dari lampiran 5
Dari tabel 5.5, diperoleh persamaan regresi sebagai berikut:
Y= (-146060,124) + 0,020X1 + 2,663X2+ 0,087X3
Dimana:
Y = Ketersediaan Jagung (Ton)
X1 = Pendapatan (Rp/Kab)
X2 = Luas Panen Jagung (Ha)
X3 = Harga Domestik Jagung (Rp/Ton)
Dari tabel 5.5, dapat dilihat bahwa koefisien determinasi R2 (R Square) yang
diperoleh adalah sebesar 0,980. Hal ini menunjukkan bahwa sebesar 98% variasi
variabel terikat yaitu ketersediaan jagung telah dapat dijelaskan oleh variabel
bebas pendapatan, luas panen jagung dan harga domestik jagung atau dengan kata
lain sebesar 98% variabel bebas tersebut berpengaruh terhadap variabel terikat
yakni ketersediaan jagung. Sedangkan sisanya 2% dipengaruhi oleh variabel
bebas atau faktor lain yang belum dimasukkan ke dalam model.
2. Uji Serempak (Uji F)
Dari hasil analisis regresi linier berganda diperolehlan F hitung sebesar 178,773
dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000 sedangkan nilai F tabel sebesar 6,22
pada tingkat signifikansi sebesar 0,01%. Dengan demikian F hitung > F tabel dan
sig. F (0,000) ≤ 0,01, maka H0 ditolak dan H1 diterima yang artinya pendapatan,
luas panen jagungdan harga domestik jagung secara serempak berpengaruh nyata
terhadap variabel terikat yakni ketersediaan jagung di Kabupaten Karo.
3. Uji Parsial (Uji T)
Berdasarkan tabel 5.5, dapat diinterprestasikan pengaruh variabel bebas
pendapatan, luas panen jagung dan harga domestik jagung dengan variabel terikat
ketersediaan jagung, yakni sebagai berikut:
1) Pengaruh Pendapatan Terhadap Ketersediaan Jagung
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor pendapatan yakni sebesar 0,02
menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara pendapatan dengan
ketersediaan jagung. Jika pendapatan naik sebesar Rp.1.000, maka ketersediaan
Hubungan positif ini tidak mempunyai keterkaitan langsung, tetapi dikarenakan
peningkatan pendapatan masyarakat akan meningkatkan jumlah produksi, yang
mana pada seiring peningkatan produksi akan bertambah pada peningkatan jumlah
ketersediaan. Dengan kata lain pendapatan mempengaruhi produksi dan produksi
mempengaruhi ketersediaan. Oleh sebab itu, pendapatan mempengaruhi
ketersediaan tetapi tidak secara langsung.
Adapun nilai T hitung variabel pendapatan yakni 4,281 dan nilai T tabel sebesar
2,179 maka T hitung > T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar 0,001 maka
sig T (0,001) < 0,05, sehingga dapat disimpulkan bahwa H0 ditolak dan H1
diterima yang artinya variabel pendapatan secara parsial berpengaruh nyata
terhadap ketersediaan jagung.
2) Pengaruh Luas Panen Jagung Terhadap Ketersediaan Jagung
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor luas panen jagung yakni sebesar 2,663
menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara jumlah penduduk dengan
ketersediaan jagung. Jika luas panen jagung naik sebesar 1 ha, maka ketersediaan
jagung akan bertambah sebesar 2,663 ton.
Luas panen jagung sangat berpengaruh terhadap produksi, dan produksi
berpengaruh terhadap ketersediaan. Sehingga luas panen jagung berpengaruh
terhadap ketersediaan jagung. Namun, ketersediaan bukan hanya di pengaruhi
oleh produksi namun dipengaruhi oleh impor dan juga cadangan pangan atau stok
Menurut UU No 18 (2012), ketersediaan pangan adalah kondisi tersedianya
pangan dari hasil produksi dalam negeri dan cadangan pangan nasional serta
impor apabila kedua sumber utama tidak dapat memenuhi kebutuhan.
Berbeda halnya dengan padi, luas panen jagung di Kabupaten Karo lebih luas
dibanding luas panen padi, sehingga produksi jagung di Kabupaten Karo lebih
tinggi. Dalam 1 ha dapat menghasilkan 8 sampai 9 ton jagung permusim tanam.
Oleh sebab itu ketersediaan jagung di Kabupaten Karo lebih tinggi dari pada
ketersediaan padi.
Adapun nilai T hitung variabel luas panen jagung yakni 3,567 dan nilai T tabel
sebesar 2,179 maka T hitung > T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
0,004 maka sig T (0,004) < 0,05, sehingga dapat disimpulkan bahwa H0 ditolak
dan H1 diterima yang artinya variabel luas panen jagung secara parsial
berpengaruh nyata terhadap ketersediaan jagung.
3) Pengaruh Harga Domestik Jagung Terhadap Ketersediaan Jagung
Nilai koefisien regresi variabel atau faktor harga domestik jagung yakni sebesar
0,087 menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif antara harga domestik
jagung dengan ketersediaan jagung. Jika harga domestik jagung naik sebesar Rp.
1.000, maka ketersediaan jagung akan bertambah sebesar 81 ton.
Hubungan positif ini tidak mempunyai keterkaitan langsung, tetapi dikarenakan
peningkatan harga domestik akan meningkatkan pendapatan masyarakat, melalui
peningkatan pendapatan masyarakat maka jumlah produksi juga akan meningkat,
jumlah ketersediaan. Dengan kata lain harga juga mempengaruhi ketersediaan,
tetapi tidak secara langsung.
Adapun nilai T hitung variabel harga domestik jagungyakni 2,881dan nilai T tabel
sebesar 2,179 maka T hitung > T tabel. Tingkat signifikansi T hitung sebesar
0,017maka sig T (0,017) < 0,05, sehingga dapat disimpulkan bahwa H0 ditolak
dan H1 diterima yang artinya variabel harga domestik jagung secara parsial
BAB VI
KESIMPULAN DAN SARAN
6.1 Kesimpulan
Berdasarkan hasil penelitian dan pembahasan yang telah diuraikan, maka dapat
ditarik kesimpulan sebagai berikut,
1. Ketersediaan padi dan jagung di Kabupaten Karo mengalami peningkatan
dalam 15 tahun terakhir yakni dari tahun 2001 sam pai pada tahun 2015.
2. Ketersediaan padi secara serempak dipengaruhi oleh luas panen padi,
konsumsi beras, harga domestik beras dan harga impor beras di Kabupaten
Karo. Adapun ketersediaan jagung secara serempak dipengaruhi oleh
pendapatan, luas panen jagung dan harga domestik jagung di Kabupaten
Karo.
3. Ketersediaan padi secara parsial dipengaruhi oleh konsumsi beras dan harga
domestik beras di Kabupaten Karo. Ketersediaan jagung secara parsial
dipengaruhi oleh semua variabel yaitu variabel pendapatan, luas panen jagung
6.2 Saran
1. Ketersediaan sangat erat hubungannya dengan produksi. Oleh sebab itu
diperlukan peran pemerintah dalam peningkatan produksi padi dan jagung
agar dapat meningkatkan ketersediaan padi dan jagung khususnya di
Kabupaten Karo.
2. Kepada Pemerintah, agar lebih memperhatikan peningkatan harga domestik,
sehingga dapat mendorong para petani untuk meningkatkan produksi padi dan
jagung sehingga ketersediaan padi dan jagung di Kabupaten Karo dapat
bertambah, begitu juga dengan pendapatan para petaninya.
3. Kepada Peneliti Selanjutnya, disarankan untuk melanjutkan penelitian
mengenai faktor-faktor yang mempengaruhi ketersediaan untuk komoditi
lainnya serta diharapkan variabel dan data yang digunakan lebih banyak