ELASTISITAS PENAWARAN OUTPUT DAN PERMINTAAN INPUT

22 

Loading....

Loading....

Loading....

Loading....

Loading....

Teks penuh

(1)

HASIL PENDUGAAN lRJNGSI KEUNTUNGAN

ELASTISITAS PENAWARAN OUTPUT DAN PERMINTAAN INPUT

Pendugaan Fungsi Keuntungan

Oleh karena jumlah parameter yang diduga jauh lebih banyak dari jumlah pengamatannya maka fungsi keuntungan tidak dapat dilakukan pendugaan secara langsung. Pendugaan fungsi keuntungan dilakukan melalui fungsi pangsa (share) penerimaan dan pangsa biaya variabel. Kemudian, setelah parameter-parameter fungsi pangsa penerirnaan dan pangsa biaya variabel diketahui, maka dapat dilakukan pendugaan fungsi keuntungan dengan memasukkan parameter dari fungsi pangsa penerimaan dan biaya. Dalam sub-bab ini diuraikan mengenai pengujian statistik, penguj ian persyar'atan produksi, pengujian non-jointnes teknologi, dan pendugaan fungsi keuntungan.

Pengujian Statistika

Pendugaan fungsi penerimaan dan fungsi biaya dilakukan dengan model persamaan (69) dan (70). Pendugaan parameter dengan metode kuadrat terkecil (Ordinary Least Square = OLS) disajikan pada Lainpiran Tabel 3. Pendugaan dengan metode OLS menghasilkan koefisien determinasi antara 0.75 sampai dengan 0.99 (Tabel 16). Hal ini berarti bahwa peubah-peubah yang dimasukkan sebagai peubah penjelas dapat menjelaskan variasi pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel sekitar 75 sampai 99 persen.

Untuk menguji kenormalan digunakan uji Chi Square Goodness of Fit. Dari perhitungan diperoleh nilai chi kuadrat antara 2.28 sampai dengan 8.80 (Tabel 16). Sedangkan nilai chi kuadrat tabel pada taraf 5 persen dengan derajat bebas 4 adalali 9.487. Oleh karena chi kuadrat hitung lebih kecil dari tabel maka hipotesis no1 dite- rima. Ini menunjukkan bahwa persamaan-persamaan yang diduga dengan metode OLS memenuhi syarat kenormalan.

(2)

Tabel 16. Nilai Koefisien Determinasi dan Chi Kuadrat Persamaan R2 X2 Padi Jagung Kedele Kacang Tanah Ubikayu Ubijalar Urea TSP 'Tenaga Kerja

Untuk mengetahui adanya multikolinier digunakan metode Glauber dan Farrar. Dari hasil perhitungan diperoleh nilai chi kuadrat X2 =152.893, yang lebih kecil dari Xo.05~,,, = 163.23. Hal ini berarti hipotesis yang mengatakan bahwa determinant korelasi ortogonal dapat diterima. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa multikolinier yang terjadi tidak menyebabkan masalah yang serius.

Pengujian ekonometrika selanjutnya adalah pengujian korelasi kontemporane- ous untuk melihat keterkaitan antara peubah tak bebas yang satu dengan yang lain- nya. Pengujian ini dilakukan dengan metode yang disarankan Breusch dan Pagan (1980). Dari perhitungan diperoleh nilai = 66.59, yang lebih besar dari nilai

X20.0,pq =

4

1.34, yang berarti hipotesis no1 ditolak, sehingga dapat disimpulkan bahwa dalam pendugaan model terdapat korelasi kontemporaneous. Dengan terjadi-

(3)

nya korelasi ini maka pendugaan dengan OLS tidak efisien. Oleh karena itu untuk menghindari adanya korelasi kontemporaneous digunakan metode Seemingly Unre- lated Regression (SUK)

Dengan metode SUR, koefisien pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel disajikan dalam Tabel 17. Dari model ini diperoleh nilai koefisien determinasi sistem sebesar 0.98 dan nilai Durbin Watson antara 1.678 sampai dengan 2.508. Batas penerimaan hipotesis nol, yang menyatakaii tidak terdapat autokorelasi adalah antara 1.226 sampai dengan 2.774. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa dugaan persamaan pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel tidak terdapat autokorelasi.

Pengujian Persyaratan Produksi

Dalam pendugaan fungsi pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel pada Tabel 17 telah dimasukkan pembatasan homogenitas dan simetris. Pengujiaii terha- dap pembatasan homogenitas dilakukan dengan uji F. Dari perhitungan diperoleh nilai F hitung sebesar 0.025, yang tidak nyata pada taraf 5 persen. Hal ini berarti bahwa pendugaan parameter pangsa penerimaan dan biaya memenuhi persyaratan homogen. Sementera itu dari hasil pengujian terhadap pembatasan simetris dipero- leh nilai F sebesar 1.30. Nilai ini lebih kecil dari nilai Fo.oras, lw, Dengan demikian

dapat disimpulkan bahwa fungsi pangsa penerimaan dan biaya tersebut memenuhi persyaratan simetris.

Pengujian selanjutnya adalah pengujian terhadap persyaratan monotonicity dan convexity. Weaver (1983) menyatakan bahwa syarat monotonicity dapat dipe- nuhi jika dugaan pangsa penerimaan mempunyai tanda positif dan dugaan pangsa biaya variabel mempunyai tanda yang negatif. Dari Lampiran 4. dapat ditunjukkan bahwa semua dugaan pangsa penerimaan hasil untuk semua tanaman mempunyai tanda yang positif, sedangkan untuk pangsa biaya mempunyai tanda yang negatif.

(4)

Tabel 17. Koefisien Fungsi Pangsa Penerimaan dan Biaya Tanaman Pangan di Jawa, Tahun 1980-1991

Peubaha) Padi Jagung Kedelc Kacang Ubikayu Ubijalar Pupuk Pupuk ~ctiag;#"'

Tanah Urea TSP Kerja

Konstanta 9.859 -3.979 -1.452 8.528c)-8.010 -3.521

(5)

Lanjutan Tab1 17.

Peubah Padi Jagung Kedele Kacang Ubikayu Ubijalar Pupuk Pupuk ~enaga')

Tanah Urea TSP Kerja

a)Simbul-simbul peubah dapat dilihat pada halamanan 64.

b)Koefisien dari pangsa tenaga kerja dan upah buruh diduga dengan pembatasan homogenitas

')Angka yang di bawah adalah nilai t hitung

Keadaan ini menuiijukkan bahwa persamaan pangsa penerimaan dan biaya memenuhi persyaratan monotonic.

Untuk melihat persyaratan convexity, digunakan syarat kecukupan, yaitu dengan melihat koefisien harga sendiri dari dugaan pangsa penerimaan dan pangsa biaya. Dari Tabel 17 dapat ditunjukan bahwa koefisien harga sendiri untuk output mempunyai tanda positif dan untuk input mempunyai tanda negatif. Dengan syarat kecukupan ini dapat dikatakan bahwa persamaan pangsa tersebut memenuhi persya- ratan convexity.

Dengan terpenuhi persyaratan simetri

,

linier homogen dalam harga, monoto- nicity dan convexity, maka hipotesis maksimisasi keuntungan harapan dapat dipe- nuhi. Dengan demikian model fungsi keuntungan yang diduga melalui fungsi pangsa penerimaan dan biaya dapat digunakan untuk analisis selanjutnya.

(6)

Pengujian Teknologi Non-Jointness

Pengujian ini dilakukan untuk melihat apakah keputusan berproduksi tananian yang satu dipengaruhi oleh keputusan berproduksi tanaman yang lainnya. Jika suatu tanaman dihasilkan dengan teknolog i nonjoint, maka keputusan mengenai produks i tanaman tersebut tidak dipengaru hi oleh kepu tusan berproduksi tanarnan lainn ya. Dalam fungsi keuntungan translog, pengujian teknologi nonjoint tersebut dilakukan dengan menilai apakah koefisien

Rij

untuk i+j berbeda nyata dengan no1 atau tidak. Pengujian ini dilakukan untuk setiap tanaman terhadap harga tanaman lainnya. Hasil pengujian disajikan dalam Tabel 18. Dari tabel ini dapat ditunjukan bahwa nilai I;

hitung untuk semua tanaman lebih besar dari nilai F tabel. Oleh karena itu hipotesis no1 ditolak, yang berarti bahwa teknologi produksinya jointness. Dengan kata lain terdapat keterkaitan keputusan berproduksi tanaman yang satu dengan keputusan berproduksi tanaman yang lainnya. Oleh karena itu dalam analisis penawaran tanaman pangan dengan melalui fungsi keuntungan tidak dapat dilakukan secara terpisah-pisah untuk masing-masing tanaman, tetapi harus dilakukan secara simultan

melalui pendekatan multi-output, multi-input.

Tabel 18. Pengujian Teknologi Nonjointness

Tanaman Nilai

F

Padi 14.120 2.21 Jagung Kedele Kacang tanah Ubikayu Ubijalar

(7)

Setelah semua persyaratan, baik persyaratan ekonometrika maupun persya- ratan produksi terpenuh i maka dapat dilakukan anal isis selanjutnya. Dar i 153 parameter pangsa penerimaan dan parlgsa biaya yang diduga, 91 buah alau 59 pcrscn berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10 persen atau kurang. Diantara peubali-peubali yang dimasukkan dalam model, yang baiiyak berpengaruh terhadap pangsa tersebut adalah harga padi, harga ubikayu dan panjang jalan. Sedangkan untuk peubah curah hujan hanya berpengaruh pada pangsa penerimaan jagung dan kedele saja.

Harga output sendiri untuk masing-masing tanaman mempunyai pengaruh yang sangat nyata pada taraf 1 persen atau kurang terhadap pangsa penerimaan output masing-masing. Koefisien harga output terhadap pangsa peiieriman output bersangkutan semuanya mempunyai tanda positif. Ini berarti jika harga output me- ningkat maka akan menyebabkaii pangsa penerimaan output bersangkutan meningkat. Hal yang sama juga terlihat pada harga input, pengaruh harga input terhadap pangsa biaya input masing-masing mempunyai tanda negatif dan nyata pada taraf 5 persen atau kurang. Ini berarti jika harga input meningkat akan menyebabkan pangsa biaya input bersangkutan meningkat.

Perubahan pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel yaiig disebabkan oleh perubahan harga sendiri dapat diakibatkan oleh dua faktor. Yang pertama, perubahan pangsa tersebut hanya semata-mata disebabkan oleh meningkatnya harga. Kedua perubahan pangsa dapat disebabkan selain oleh harga yang berubah juga oleh output atau input yang berubah pula. Sehingga pengaruh harga terhadap pangsa yang sangat nyata belum tentu diikuti oleh perubahan output atau input yang nyata pula. Berdasarkan ha1 tersebut maka perubahan harga output yang satu terhadap pangsa penerimaan output yang lainnya tidak dapat diramalkan hanya dari tanda koefisien fungsi pangsanya. Oleh karena itu untuk dapat mengetahui pengaruh harga terhadap perubahan output dan input, perlu dihitung angka elastisitasnya.

(8)

Pengaruh lahan dan infrastruktur, seperti jalan, irigasi dan riset terhadap penawaran output dan permintaan input belum dapat ditentukan dari tanda fuiigsi pangsa penerimaan atau pangsa biaya var iabel. Sebagai contoh, koefisien lahan total terhadap pangsa penerimaan padi meinpunyai tanda negatif. Ini tidak berarti bahwa pengaruh kenaikan lahan total menyebabkan output padi yang dihasilkan menurun. Sebab, mungkin saja padi yang dihasilkan meningkat, tetapi kenaikan penerimaan yang disebabkan kenaikan produksi masih lebih kecil dibandingkan kenaikan penerimaan tanaman lainnya, sehingga pangsanya menjadi menurun. Ole11 karena itu, untuk dapat melihat dengan jelas pengaruh faktor tetap terhadap peru-

'

bahan output juga perlu dihitung elastisitasnya. Di samping itu, pengaruh lahan dan infrastruktur terhadap perubahan output dan input tidak dapat dihitung hanya dari fungsi pangsa saja, tetapi harus dihitung melalui fungsi keuntungan.

Fungsi Keuntungan

Pendugaan fungsi keuntungan dilakukan dengan inetode OLS, dengan meman- faatkan koefisien fungsi pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel sebagai informasi utama. Oleh karena itu dalam fungsi keuntungan, koefisien-koefisien fuiigsi keunlung- an yang telah diduga dalam fungsi pangsa tidak diduga lagi. Hasil pendugaan tersebut disajikan pada Tabel 19.

Pendugaan koefisien fungsi keuntungan yang belum diketahui dari fungsi pangsa dilakukan dengan tiga alternatif model. Koefisien determinasi terkoreksi model-1 , model-2 dan model-3 berturut-turut adalah 0.88 1, 0.909 dan 0.802. Walaupun model- 1 dan model-2 mempun yai koefisien determinasi yang leb ih tingg i dari model-3, namun jika diperhatikan jumlah peubali yang berbeda nyata dengaii no1 ternyata lebih sedikit. Dari 22 peubah yang masuk dalaln model-1, ternyata yang berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10 persen atau kurang hanya 3 buah. Demikian pula untuk model-2, dari 12 peubah, yang berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10

(9)

Tabel 19. Pendugaan Koefisien Fungsi Keuntungan Thnaman Pangan di Jawa, 1980-1991.

Koefisien Peubaha)

Model 1 Model 2 Model3

Konstanta InZ, lnZ, InZ, lnZ, lnZ, O.SlnZ,*lnZ, O.SlnZ,*lnZ, O.5lnZ3*lnZ, 0.51llZ4*ll1Z4

(10)

Lanjutan Tabel 19.

Peubah Model 1 Model 2 Model3

a)Simbul-simbul peubah dapat dilihat pada halamars 64 b)Angka yang dibawah adalah nilai t-hitung

persen atau kurang hanya 3 buah. Koefisien determinasi yang tinggi tetapi jumlah peubah yang berbeda nyata dengan no1 sedikit menunjukkan adanya multikolinier (Gujarati, 1978). Walaupun koefisien determinasi Model-3 sedikit lebih kecil , tetapi dari 7 peubah, 5 diantaranya nyata. Oleh karena itu untuk analisis selanjutnya digunakan model-3. Dari Model ini, interpretasi ekonomi juga belum dapat diketa- hui, oleh karenanya perlu dihitung elastisitasnya.

(11)

Elastisitas Penawaran Output dan Pemintaan Input Terhadap Harga-Harga Output dan Input

Dengan menggunakan rumus (53) sampai dengan (59) dan dengan menggu- nakan koefisien pada fungsi pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel pada Tabel 18 maka dapat dihitung nilai elastisitasnya. Untuk menguji apakah elastisitas penawaran dan permintaan tersebut berbeda nyata dengan no1 digunakan uji t. Dengan anggapan dugaan pangsa penerimaan dan pangsa biaya variabel pada tahun tertentu tetap, maka galat baku (standart error) untuk menguji elastisitas digunakan rumus sebagai berikut :

Di mana se(ei> adalah galat baku elastisitas penawaran atau permintaan komoditi i terhadap harga j, Si* adalah pangsa penerimaan atau pangsa biaya variabel i, dan se(Rii) adalah galat baku untuk koefisien fungsi pangsa penerimaan atau pangsa biaya i terhadap harga komoditi j. Oleh karena tujuan penelitian ini tidak untuk melihat perubahan nilai elastistas, tetapi untuk analisis kebijakan pada tahun-tahun yang akan datang, maka nilai elastisitas dihitung pada tahun terakhir, yaitu pada tahun 1991. Nilai elastisitas penawaran output dan permintaan input disajikan pada Tabel 20. Dari 81 nilai elastisitas yang diduga, baik elastisitas penawaran output maupun permintaan input ternyata hanya 27 buah ( 33 % ) yang berbeda nyata dengan nol. Ini berarti bahwa tidak semua peubah yang masuk dalam model mempunyai pengaruh terhadap penawaran output dan permintaan input.

Elastisitas Penawaran Output

Elastisitas penawaran output terhadap harga sendiri untuk semua tanaman mempunyai tanda yang sesuai, yaitu positif. Dari 6 tanaman yang elastisitasnya tidak berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10 persen atau kurang hanya kacang tanah. Ini

(12)

berarti bahwa harga kacang tanah tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah kacaiig tanah yang ditawarkan. Faktor resiko yang relatif tinggi dan kesulitan mencari benili yang memadai diduga menjadi penyebab tidak berpengaruhnya harga tcrliadap produksi kacang.

Elastisitas penawaran padi, jagung, kedele dan ubi kayu mempunyai ~iilai yang inelastis, yaitu berturut-turut sebesar 0.266, 0.91 1, 0.683 dan 0.281. Nilai- nilai tersebut berarti jika harga padi, jagung, kedele dan ubikayu meningkat (turun) satu persen maka jumlah yang ditawarkan akan meningkat (turun) berturut-turut sekitar 0.266 persen, 0.912 persen, 0.683 persen dan 0.28 1 persen. Sementara itu elastisitas ubijalar mempunyai nilai yang elastis, yaitu sekitar 3.071. Dari nilai elas- tisitas ini terlihat bahwa ubijalar sangat sensitif terhadap perubahan harga. Penurun- an harga satu persen akan menyebabkan produksi turun sekitar 3 persen. Oleh karena itu wajar jika luas areal ubijalar dari tahun ke tahun menurun dengan tajam, selama dua puluh tahun terakhir menurun sebesar 3.56 persen per tahun.

Dari 30 elastisitas silang penawaran output, ternyata yang mempunyai nilai yang berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10 persen atau kurang adalah scbanyak 10 buah (Tabel 20 ). Dari tanda elastisitas tersebut juga dapat ditentukan hubungan antara produk satu dengan yang lain. Hubungan substitusi, jika elastisitasnya mempunyai tanda negatif, yaitu hubungan antara padi dengan jagung, kedele dengan ubikayu dan antara ubikayu dengan ubijalar. Sebagai contoh, elastisitas penawaran padi terhadap harga jagung sebesar -0.218 berarti jika harga jagung meningkat (turun) sebesar satu persen maka jumlah padi yang ditawarkan akan turun (mening- kat) sekitar 22 persen. Sementara itu liubungan komplementer, jika elastisitasnya mempunyai tanda positif, yaitu hubungan antara jagung dengin kacang tanali dan ubikayu. Jika harga kacang tanah dan ubikayu masing-masing meningkat satu persen

(13)

Tabel 20. Dugaan Elastisitas Penawaran Output dan Permintaan Input Tanaman Pangan di Jawa Tahun 1991

- -

Peubah Padi Jagung Kedele Kacang Ubikayu Ubijalar Pupuk Pupuk Tcl~aga

Tanah Urea TSP Kerja

Harga Padi 0.266 2.632 Jagung -0.21 8 -4.505 Kedele 0.036 0.821 Kacang -0.029 tanah -1.057 Ubikayu 0.026 0.876 Ubi- -0.011 jalar -1.128 Urea -0.016 -1.003 TSP -0.017 -1.500 Upah -0.037 -0.747 Lahan 0.507 3.118 Irigasi 0.042 1.477 Panjang 0.323 jalan 3.315 Riset 0.141 2.774

Angka yang dibawah adalah nilai t hitung

t0.01(20) = 2.528 to.os(20) = 1.725 to. 1 O(20) = 1.325

(14)

maka jumlali jagung yang ditawarkan akan ineningkat berturut-turut sekitar 0.265 persen dan 0.56 persen. Hubungan yang komplementer dapat terjadi karena adanya sistem tanam yang dilakukan secara turnpangsari.

Elastisitas penawaran output terhadap harga input variabel, yang mempunyai nilai yang berbeda nyata dengan no1 sebanyak 5 buah dari 15 elastisitas ( Tabel 20 ). Perubahan harga pupuk urea ternyata tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah output yang ditawarkan. Hal ini disebabkan oleh biaya untuk pupuk urea yang rela- tif kecil proporsinya dibandingkan dengan seluruh biaya yang dikeluarkan untuk produksi padi (lihat Lampiran Tabel 1).

Perubahan harga pupuk TSP masih mempunyai pengaruh negatif yang nyata pada taraf 10 persen terhadap jumlah padi yang ditawarkan. Elastisitas penawaran padi terhadap perubahan harga pupuk TSP -0.017, yang berarti jika harga pupuk TSP meningkat sebesar satu persen maka jumlah padi yang ditawarkan akan menu- run sebesar 0.017 persen. Namun demikian, harga pupuk TSP tersebut mempunyai pengaruh positif terhadap jumlah kacang tanah yang ditawarkan. Faktor yang diduga

menjadi penyebabnya adalah karena biaya untuk pupuk yang sangat kecil proporsi- nya dibandingkan dengan seluruh biaya yang dikeluarkan untuk menghasilkan kacang tanah ( lihat Lampitan Tabel 1).

Upah buruh juga masih berpengaruh terhadap jumlah kedele, kacang tanah dan ubikayu yang ditawarkan. Jika upah buruh meningkat satu perseti maka akan menyebabkan jumlah kedele, kacang tanah dan ubikayu yang ditawarkan turun bertu- rut-turut sebesar 0.792 persen, 0.475 persen dan 0.471 persen.

Elastisitas Pennintaan Input

Dari Tabel 20. dapat ditunjukkan bahwa elastisitas permintaan pupuk urea terhadap harga sendiri dan harga output tidak berbeda nyata dengan noi. Dengan demikian permintaan pupuk urea tidak lagi respotisif terhadap perubahan harga

(15)

output. Faktor yang menyebabkan adalali proporsi biaya pupuk yang relatif kecil di- bandingkan dengan seluruh biaya produksi padi. Sementara itu, elastisitas silang permintaan pupuk urea terhadap harga pupuk TSP dan upah lcnaga kcrja tncnunjuk- kan hubungan substitusi.

Elastisit. permintaan pupuk TSP terhadap harga sendiri ternyata tidak berbeda nyata dengan no1 pada taraf 10 persen. Hal ini menunjukkan bahwa permin- taan pupuk tidak banyak terpengaruh oleh perubahan harga sendiri. Namun demiki- an, permintaan pupuk TSP ini dipengaruhi oleh perubahan harga pupuk urea. Elasti- sitas silang permintaan pupuk TSP adalah sekitar -0.457.

Permintaan pupuk TSP masih dipengaruhi oleh harga padi. Berbeda dengan pupuk urea, pupuk TSP relatif masih baru dalam penggunaanya, sehingga kenaikan harga padi sebesar satu persen akan menyebabkan jumlah pupuk TSP yang diminta meningkat sekitar 0.635 persen. Yang mengherankan adalah elastisitas permintaan pupuk TSP terhadap harga kacang tanah yang mempunyai tanda negatif dan nyata pada taraf 5 persen.

Elastisitas permintaan tenaga kerja terhadap upali buruli mempunyai nilai yang inelastis. Jika upah buruli meningkat sebesar satu persen akan menyebabkan jumlah tenaga kerja yang diminta turun sekitar 0.686 persen. Sementara itu penga- ruh harga pupuk urea dan pupuk TSP terhadap permintaan tenaga tidak menunjukkan hubungan yang nyata. Harga output yang mempunyai pengaruh yang sangat nyata pada taraf satu persen terhadap permintaan tenaga kerja adalah harga kedele, kacang tanah dan ubikayu. Peningkatan harga kedele, kacang tanah dan ubikayu sebesar satu persen akan menyebabkan jumlah tenaga kerja yang diminta meningkat berturut- turut sekitar 0.302 persen, 0.167 persen dan 0.187 persen.

(16)

Elastisitas Penawaran output dan Permintaan Input Terhadap Infrastruktur

Dalam sub bab ini, selain dibahas elastisitas penawaran output dan permin- taan input terhadap perubahan infrastruktur, juga dibahas elastisitas terhadap lahan. Elastisitas tersebut dihitung dengari menggunakan persamaan (60) dan (61), dan dengan menggunakan koefisien dari fungsi pangsa penerimaan dan fungsi pangsa biaya pada Tabel 18 serta koefisien fungsi keuntungan pada Tabel 19. Di samping itu nilai elastisitas tersebut hanya dihitung untuk tahun 1991, yang hasilnya disajikan dalam Tabel 20. Dari 24 elastisitas penawaran output dan 12 elastisitas permintaan input yang berbeda nyata pada taraf 10 persen atau kurang berturut turut sebanyak

16 elastisitas (66 %) dan 7 elastisitas ( 58 %).

Elastisitas Penawaran

Perubahan luas lahan total mempunyai pengaruh yang sangat nyata terhadap jumlah padi, jagung, kedele dan kacang tanah yang ditawarkan, sedangkan penga- ruhnya terhadap jumlah ubikayu dan ubijalar yang ditawarkan ternyata tidak nyata. Faktor yang menyebabkan adalah adanya kenyatan bahwa luas areal ubikayu dan ubijalar dari tahun ke tahun terus menurun, sebagai akibat turunnya harga ubijalar. Oleh karena itu, jika terjadi perubahan luas lahan maka tidak akan menyebabkan luas produksi ubikayu dan ubijalar berubah. Elastisitas penawaran padi (0.506) terhadap perubahan luas lahan mempunyai nilai yang inelastis, sedangkan elastisitas penawa- ran jagung (3.419), kedele (1.785), kacang tanah (1.510) terhadap luas areal mem- punyai nilai yang elastis.

Jumlah padi dan kacang tanah yang ditawarkan juga dipengaruhi oleh infra- struktur irigasi. Jika pengeluaran irigasi meningkat satu persen maka akan menye- babkan jumlah padi yang d itawarkan meningkat sekitar 0.042, sedangkan kacang tanah yang ditawarkan turun 0.109 persen. Seme~itara itu, jumlah jagung, kedele,

(17)

ubikayu dan ubijalar yang ditawarkan tidak dipengaruhi oleh pengeluaran irigasi. Hal ini dapat dimaklumi, sebab tanaman selain padi tidak banyak memerlukan air. Di samping itu usahatani padi juga merupakan usaha tani tanaman pangaii yang lebili menguntungkan daripada tanaman lainnya ( lihat Tabel 11). Oleh karena itu jika terjadi perbaikkan irigasi maka akan terjadi perubahan jenis tanaman yang diusaha- kan ke arah tanaman yang lebih menguntungkan, yaitu tanaman padi.

Peningkatan infrastruktur jalan ternyata mempunyai pengaruh positif yang sangat nyata terhadap peningkatan produksi atau penawaran output. Pengaruh yang sangat nyata ini terliliat untuk semua tanaman kecuali ubijalar. Tidak berpengaruh- nya infrastruktur jalan terhadap penawaran ubijalar dapat disebabkan karena permin- taan ubijalar yang makin kecil. Hal ini dapat ditunjukkan dengan makin rendahnya harga ubijalar walaupun produksi yang dihasilkan dari tahun ke tahun terus menurun (lihat Tabel 6 dan Tabel 9). Sementara itu, jika panjang jalan ~neningkat 1 persen maka akan menyebabkan jumlah padi, jagung, kedele, kacang tanah dan ubikayu berturut-turut meningkat sekitar 0.323 persen, 0.89 persen, 0.982 persen 0.934 persen dan 0.299 persen. Dari besarnya elastisi tas ini menunjukkan bahwa peniiig- katan kuantitas dan kualitas sarana transportasi mempunyai pengaruh yang besar dalam peningkatan produksi pertanian.

Teknologi yang selalu berubah merupakan salah satu syarat mutlak bagi pem- bangunan pertanian ( Mosher, 1966). Sebagai indikator perubahan teknologi digu- nakan pengeluaran penelitian tanaman pangan. Dengan makin besariiya pengeluaran penelitian maka dapat diharapkan makin besar peluang untuk meningkatkan teknolo- gi. Dari Tabel 20 dapat ditunjukkan bahwa pengeluaran penelitian mempunyai pengaruh positif yang nyata terhadap jumlah padi, kedele, kacang tanah dan ubikayu yang ditawarkan. Terhadap tanaman jagung, pengeluaran penelitian ternyata belum kelihatan pengaruhnya. Hal ini kemungkinan karena biaya penelitian untuk pengem-

(18)

bangan jagung yang relatif masih rendah jika dibandingkan dengan tanaman lainnya. Pada tahun 1990 anggaran Pusat Penelitian Tanaman Pangan untuk meneliti tanaman jagung dan tanaman sejenis adalah sekitar 17.3 persen, sedangkan untuk tanaman padi sekitar 22.2 persen, tanaman kacang-kacangan sebesar 20.5 persen dan untuk ubi-ubian hanya sekitar 3.6 persen (Evenson, 1992).

Sementara itu, pengeluaran penelitian mempunyai pengaruh yang negatif terhadap jumlah ubijalar yang ditawarkan. Jika penelitian tanaman pangan mening- kat sebesar satu persen maka akan menyebabkan jumlah ubijaiar yang ditawarkan menurun sebesar 0.425 persen. Seperti telah di kemukakan di atas bahwa faktor yang menyebabkan ha1 ini adalah adanya kenyataan adanya permintaan ubijalar yang tidak berkembang atau bahkan turun, yang dapat ditunjukkan oleh menurunnya harga ubijalar dan produksi dari tahun ke tahun.

Elastisitas Permintaan

Faktor lain yang berpengaruh nyata pada taraf 10 persen atau kurang terha- dap permintaan pupuk urea adalah luas lahan, pengeluaran irigasi dan panjang jalan. Elastisitas permintaan pupuk urea terhadap perubahan luas lahan, pengeluaran irigasi dan panjang jalan berturut-turut sekitar 0.786, 0.058 dan 0.492. Berarti kenaikan luas lahan, pengeluaran irigasi dan panjang jalan sebesar satu persen akan meyebab- kan jumlah pupuk urea yang diminta meningkat berturut-turut sekitar 0.786 persen, 0.056 persen dan 0.492 persen. Sedangkan pengeluaran riset tidak menunjukkan pengaruh yang nyata terhadap perubahan permintaan pupuk. Hal ini kemungkinan disebabkan oleh penelitian-penelitian untuk menghasiikan benih unggul pada tahun- tahun terakh ir tidak ditujukan untuk meningkatkan produksi inelalui peningkatan penggunaan pupuk, tetapi lebih banyak ditujukan untuk mengatasi hama-penyakit, di samping juga untuk mengatasi masalah kual itas.

(19)

Selain dipengaruhi harga input dan harga output, perrnintaan pupuk tsp juga dipengaruhi oleh luas lahan, pengeluaran irigasi dan panjang jalan. Perubahan luas lahan, pengeluaran irigasi dan panjang jalan sebesar satu persen akan menyebabkan jumlah pupuk yang diminta meningkat berturut-turut sekitar 1.125 persen, 0.083 persen dan 0.529 persen. Seperti halnya dengan pupuk urea, permintaan pupuk TSP ini juga tidak dipengaruhi oleh pengeluaran riset tanaman pangan.

Sementara itu, permintaan tenaga kerja, selain dipengaruhi oleh upah buruh, juga dipengaruhi oleh irigasi. Jika pengeluaran irigasi meningkat satu persen maka permintaan tenaga kerja akan meningkat sebesar 0.132 persen. Panjang jalan dan pengeluaran riset ternyata tidak banyak berpengaruh terhadap permintaan tenaga kerja. Faktor yang menyebabkannya adalah dengan makin baiknya jalan maka akan menyebabkan penggunaan alat mekanisasi seperti traktor, alat perontok dan lainnya lebih dimungkinkan. Sehingga tambahan kesempatan kerja yang terjadi lebih banyak dimanfaatkan oleh penggunakan alat-alat mekanisasi tersebut.

Tabel 21. Dugaan Elastisitas Harga Sendiri tlasil Per hektar Tanaman Pangan di Jawa, 199 1

Elastisitas Peubah

Areal HasilIHektar Output Total

Padi 0.155 Jagung 0.695 Kedele 0.511 Kacang tanah 0.094 ubikayu 0.044 Ubijalar 0.842

(20)

Elastisitas Hasil Per Hektar

Setelah diketahui elastisitas respon areal dan elastisitas penawaran output total maka dengan menggunakan rumus (66) dapat dihitung elastisitas hasil per hektarnya. Nilai elastisitas tersebut disajikan dalam Tabel 21. Dari Tabel 21 dapat ditunjukkan bahwa elastisitas hasil per hektar terhadap harga sendiri untuk semua tanaman masih mempunyai tanda yang positif. Hal ini rnenunjukan bahwa perubahan alokasi penggunaan lahan karena perubahan harga output untuk tanaman-tanaman tersebut masih dalam batas yang memenuhi persyaratan tanaman bersangkutan. Sebab, jika peningkatan areal tanaman sa~npai menggunakan lahan yang secara teknis kuraiig memenuhi persyaratan yang diperlukan bagi suatu tanaman, maka akan menyebab- kan produktivitas rata-rata menurun, sehingga elastisitas hasil per hektar akan mempunyai tanda yang negatif.

Bias Perubahan Rknologi

Perubahan teknologi akan mempunyai pengaruh terhadap alokasi relatif faktor-faktor produksi yang digunakan. Hicks membedakan pengaruh perubahan teknologi menjadi tiga, yaitu perubahan teknologi yang cenderung padat modal, padat tenaga dan netral. Faktor produksi yang dimasukkan dalam model dalam penelitian ini adalah pupuk urea, pupuk TSP dan tenaga kerja, oleh karena itu, bias perubahan teknologi yang akan dilihat adalah antara urea-TSP, urea-tenaga kerja, TSP-tenaga kerja, dan pupuk-tenaga kerja. Untuk melihat bias teknologi perlu diketahui koefisien atau para- meter teknologi. Dalam penelitian ini, perubahan teknologi digunakan indikator pengeluaran riset tanaman pangan dan irigasi. Untuk mengukur bias perubahan teknologi digunakan persamaan (74):

(21)

Di mana B,, adalah bias perubahan teknologi,

B,,,

adalah dugaan koefisien fungsi pangsa biaya variabel h terhadap pengeluaran riset atau irigasi, S , adalah dugaan pangsa biaya variabel h,

B,,

adalah dugaan koefisien fungsi pangsa biaya variabel k terhadap pengeluaran riset atau irigasi, S, adalah dugaan pangsa biaya variabel k.

Tabel 22. Bias Perubahan Teknologi Tanaman Pangan di Jawa, 1980-1991

Tahun U rea-TS P Urea- TSP- Pupu k-

Tenaga Kerja Tenaga Kerja Tenaga Kerja Indikator Pengeluaran Riset

1980 0.032 0.166 1983 0.012 0.065 1987 -0.019 -0.130 1991 -0.045 -0.356

Indikator Pengeluaran Irigasi

1980 -0.081 -0.795 1983 -0.070 -0.717 1987 -0.044 -0.562 1991 -0.025 -0.375

Angka yang dibawah adalah nilai t hitung

(22)

Hasil perhitungan bias perubahan teknologi dengan persamaan (74) disajikan pada Tabel 22. Dari tabel tersebut, baik menggunakan indikator pengeluaran riset

maupun pengeluaran irigasi, dapat ditunjukkan bahwa koefisiennya mendekati nilai nol. Setelah dilakukan pengujian dengan uji t, ternyata nilai t hitung untuk semua koefisien lebih kecil dari nilai tabel t pada taraf 5 persen. Hal ini berarti bahwa perubahan teknologi dalam tanaman pangan cenderung netral. Dengan demikian perubahan teknologi dalam tanaman pangan akan diikuti ole11 perybahan faktor produksi yang satu dengan yang lainnya dalam proporsi yang sama. I

Figur

Memperbarui...

Referensi

Memperbarui...

Related subjects :