Post on 24-Jul-2019
1
ANALISIS FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI DAYA SAING
EKSPOR JAGUNG INDONESIA KEPASAR SINGAPURA
PERIODE 1989-2016
Disusun sebagai salah satu syarat menyelesaikan Program Studi Strata I pada
Jurusan Studi Ekonomi Pembangunan Fakultas Ekonomi dan Bisnis
Oleh :
RINDU PUTRI KHINANTY
B 300 140 138
ILMUEKONOMISTUDI PEMBANGUNAN
FAKULTAS EKONOMI DAN BISNIS
UNIVERSITAS MUHAMMADIYAH SURAKARTA
2018
1
ANALISIS FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI DAYA SAING
EKSPOR JAGUNG INDONESIA KEPASAR SINGAPURA PERIODE 1989-2016
Abstrak
Indonesia sebagai salah satu produsen dan eksportir komoditi jagung di dunia,
memandang bahwa liberasi perdagangan dunia merupakan peluang yang cukup
terbuka bagi pertanian jagung. Di sisi lain hal ini dipandang sebagai tantangan
untuk meningkatkan daya saing agar dapat menghasilkan produk jagung yang
semakin kompetitif di pasar internasional. Penelitian ini bertujuan untuk
menganalisis pengaruh produksi, ekspor, konsumsi, dan nilai tukar terhadap daya
saing ekspor jagung indonesia ke pasar singapura. Alat analisis yang digunakan
dalam penelitian ini adalah ECM. Data yang digunakan adalah data time series
dari tahun 1989-2016 diperoleh dari BPS, Uncomtrade, Trademap, dan
FAOSTAT. variabel produksi jagung dan konsumsi jagung tidak berpengaruh
signifikan dalam jangka pendek dan jangka panjang serta variabel nilai tukar
tidak berpengaruh signifikan dalam jangka panjang terhadap daya saing ekspor
jagung Indonesia ke Singapura. Variabel ekspor jagung dalam jangka pendek dan
jangka panjang berpengaruh negatif serta variabel nila tukar berpengaruh positif
dalam jangka pendek terhadap daya saing ekspor jagung Indonesia ke Singapura.
Kata Kunci : Daya saing ekspor jagung, Produksi, Ekspor, Nilai Tukar,
konsumsi, ECM.
Abstract
Indonesia as one of the producers and exporters of corn commodities in the world,
sees that the liberation of world trade is an opportunity that is quite open to corn
farming. On the other hand this is seen as a challenge to improve competitiveness
in order to produce an increasingly competitive maize product in the international
market. This study aims to analyze the effects of production, exports,
consumption, and exchange rates on the competitiveness of Indonesian maize
exports to the Singapore market. Analyzer used in this research is ECM. The data
used are time series data from 1989-2016 obtained from BPS, Uncomtrade,
Trademap, and FAOSTAT. corn production and corn consumption variables have
no significant effect in the short run and long term and exchange rate variable
does not have a significant effect in the long term on the competitiveness of
Indonesian corn exports to Singapore. Maize and long term maize export variables
have a negative effect and exchange rate variables have a positive effect in the
short term on the competitiveness of Indonesian maize exports to Singapore.
Keywords : Keywords: Competitiveness of corn export, Production, Export,
Exchange Rate, consumption, ECM.
2
1. PENDAHULUAN
Indonesia sebagai negara yang menganut sistem perekonomian terbuka harus
dapat mengantisipasi dan memanfaatkan situasi sehingga mendapatkan
manfaat yang maksimal. Negara-negara di dunia dalam perekonomian terbuka
sangat mengandalkan ekspor dalam hal peningkatan perekonomian. Saat ini,
pemerintah Indonesia memfokuskan untuk meningkatkan ekspor di sektor non
migas yang termasuk didalamnya sektor pertanian. Rumusan Rencana Strategis
(Renstra) Kementrian Pertanian Negara Republik Indonesia tahun 2010-2014
menjadi dasar pembangunan pertanian. Berdasarkan Renstra 2010-2014 target
utama pembangunan pertanian di Indonesia meliputi: Pencapaian Swasembada
dan Swasembada Berkelanjutan, Peningkatan Diversifikasi Pangan,
Peningkatan Nilai tambah, Daya Saing, Ekspor, dan Peningkatan
Kesejahteraan Petani.
Daya saing merupakan kemampuan suatu produsen untuk memproduksi
suatu komoditi dengan biaya yang cukup rendah sehingga pada harga-harga
yang terjadi di pasar internasional kegiatan produksi tersebut dapat
menguntungkan dan efisien tidaknya produksi suatu komoditi yang bersifat
tradable tergantung pada daya saingnya di pasar dunia. Artinya, apakah biaya
produksi riil yang terdiri dari pemakaian sumber-sumber domestik cukup
rendah sehingga harga jualnya dalam rupiah tidak melebihi tingkat harga batas
yang relevan
2.METODE
2.1. Jenis dan Sumber Data
Jenis data yang digunakan dalam penelitian ini adalah menggunakan data
sekunder, data sekunder dalam hal ini data yang berkaitan dengan produksi
jagung, ekspor jagung, nilai tukar, dan konsumsi jagung. Sumber data
penelitian ini bersumber dari website resmi FAO (Food and Agricultural
Organitations), Badan Pusat Statistik, Un comtrade, dan trademap.
3
2.2. Metode Analisis Data
Alat analisis data yang digunakan dalm penelitian ini adalah ECM (Error
Correction Model). ECM merupakan analisis data time series yang digunakan
untuk variabel-variabel yang memiliki ketergantungan yang sering disebut
dengan kointegrasi.
Fungsi jangka panjang :
Log(Y)t = βo + β1log(X1)t + β2log(X2)t + β3log(X3)t +
β4log(X4)t+Ut.......(1)
Keterangan :
Yt = Indeks RCA periode t
X1t = Produksi jagung periode t
X2t = Ekspor jagung periode t
X3t = Nilai tukar periode t
X4t = Konsumsi jagung periode t
βo = Konstanta
β1 = Parameter
Ut = error correction term
jangka pendek standar sebagai berikut :
Δlog(Y)t = α1Δlog(X1)t + α2Δlog(X2)t + α3Δlog(X3)t – λ(log(Y)t-1 - β0 –
β1log(X1)t-1 - β2log(X2)t-1- β3log(X3)t-1 – β4log(X4)t-1) +
εt.................(2)
Keterangan :
γ0 = λ β0
γ1 = α1, γ2 = α2 , γ3 = α3, γ4 = α4 koefisien jangka pendek
γ5 = - λ(1- β1), γ6 = - λ (1- β2) , γ7 = - λ(1- β3) , γ8 = - λ(1- β4) untuk
mencari koefisien jangka panjang
γ9 = λ
3. HASIL DAN PEMBAHASAN
Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui pengaruh produksi jagung,
ekspor jagung Indonesia ke Singapura, konsumsi jagung, dan nilai tukar
4
terhadap daya saing ekspor jagung Indonesia ke Singapura dalam jangka
panjang digunakan alat analisis Error Correction Model (ECM) dengan model
ekonometrika jangka panjang sebagai berikut :
Log(Y)t = βo + β1log(X1)t + β2log(X2)t + β3log(X3)t + β4log(X4)t + Ut
Sementara model jangka pendeknya :
ΔLog(Y)t = γ0 + γ1 ΔLog(X1)t + γ2 ΔLog(X2)t + γ3 ΔLog(X3)t + γ4
ΔLog(X4)t + γ5 ΔLog(X1)t-1 + γ6 ΔLog(X2)t-1 + γ7 ΔLog(X3)t-1
+ γ8 ΔLog(X4)t-1 + γ9ECT + εt
di mana :
LogY = Logaritma Daya Saing Ekspor Jagung
LogX1 = Logaritma Produksi Jagung
LogX2 = Logaritma Ekspor Jagung
LogX3 = Logaritma Nilai Tukar
LogX4 = Logaritma Konsumsi Jagung
ECT = Error Correction Term ( =
λβ
…… = Koefisien regresi jangka pendek
λ( β )
λ( β )
λ( β )
λ( β )
= λ
= Konstanta jangka panjang
…… = Koefisien regresi jangka panjang
ε = Unsur kesalahan (error term)
t = Periode waktu
Hasil estimasi Error Correction Model (ECM) beserta uji
pelengkapnya terangkum dalam Tabel 4-1.
5
Tabel 1
Hasil Estimasi Model Error Correction Model (ECM)
t = 6.473044 – 0.114934∆X1t + 0.322298∆X2t
(0.4466) (0.9780) (0.0286)**
+ 3.434900 ∆LogX3t + 1.656243 ∆LogX4t
(0.0025) * (0.7740)
- 0.065734 Log X1t-1 – 0.701571 Log X2t-1 – 0.270018
LogX3t-1
(0.9922) (0.0023)* (0.5323)
–3.477143 LogX4t-1 + 0.971026ECT+ ut
(0.6405) (0.0031)*
R2 = 0.946288 F-Stat = 19.57542 DW-Stat =2.183945 Sig.F-stat =
0.000033
Uji Diagnosis
(1) Multikolinieritas (VIF)
DLog( X1 ) = 7.136808 D(X2) = 3.653961 DLog(X3) = 3.376227
DLog(X4) = 4.726266
L Log(X1(-1)) = 232.1439 Log(X2(-1)) = 7.163630 Log(X3(-1)) =
2.330244
L Log(X4(-1)) = 247.9531
(2) Autokorelasi (Uji Breusch Godfrey)
χ2(2) = 0.749337Sig(χ
2 ) = 0,8615
(3) Spesifikasi Model (Uji Ramsey Reset)
F (2;32) = 2.461943 Sig(χ2
)= 0.1468
(4) Normalitas (Uji Jarque Bera)
χ2( 2) = 0,205818 Sig(χ
2 ) = 0,902209
(5) Heteroskedastisitas (Uji White)
χ2
( 11 ) = 19.66774 Sig(χ2
) = 0.3518
Sumber: Un comtrade, Trademap, dan FAOstat (diolah)
Keterangan *signifikan pada α 0,01;**signifikan pada α 0,05; ***signifikan pada α 0,10.
Angka di dalam kurung merupakan probabilitas nilai t-statistik
Dari hasil regresi Error Correction Model (ECM) pada Tabel 4-1
terlihat bahwa koefisien adjustment sebesar 0.971026 (0 <0.971026< 1) yang
berarti terletak antara 0-1. Koefisien penyesuaian terlihat memiliki
probabilitas sebesar 0.0031 (<0,01) yang berarti signifikan pada α = 0,01.
Berdasarkan dua kondisi tersebut berarti model yang terestimasi adalah
benar-benar model ECM.
6
3.1 Uji Asumsi Klasik
3.1.1 Uji Multikolinieritas
Uji yang digunakan dalam penelitian ini adalah uji Variance
Inflation Factor (VIF). Multikolinearitas terjadi apabila nilai VIF > 10
sebaliknya apabila nilai VIF < 10 tidak terdapat masalah multikolinearitas
pada model. Hasil uji Multikolinearitas dapat dilihat pada Tabel 4-2.
Tabel 2
Hasil Uji Multikolinearitas
Variabel Centered
VIF Kriteria Keterangan
DLOG(X1) 7.136808 < 10 Bebas multikolinearitas
DLOG(X2) 3.653961 < 10 Bebas multikolinearitas
DLOG(X3) 3.376227 < 10 Bebas multikolinearitas
DLOG(X4) 4.726266 < 10 Bebas multikolinearitas
LOG(X1(-1)) 232.1439 > 10 Terdapat
multikolinearitas
LOG(X2(-1)) 7.163630 < 10 Bebas multikolinearitas
LOG(X3(-1)) 2.330244 < 10 Bebas multikolinearitas
LOG(X4(-1)) 247.9531 > 10 Terdapat
multikolinearitas
Sumber: Tabel 4-1 (diolah)
3.1.2 Uji Autokolerasi
Uji Autokerelasi dalam penelitian ini digunakan metode Breusch
Godfrey. Formulasi hipotesisnya yaitu : tidak terdapat masalah
autokorelasi dalam model, : terdapat masalah autokorelasi dalam model.
Kriteria pengujiannya diterima bila signifikansi χ2
hitung atau statistika
χ2
>α., ditolak bila signifikansi χ2
hitung atau statistika χ2 ≤ α.
Berdasarkan Tabel 4-1 terlihat signifikansi χ2 uji Breusch Godfrey
sebesar 0,8615 (>0,10), maka diterima. Kesimpulan tidak terdapat
masalah autokorelasi dalam model.
7
3.1.3 Uji Spesifikasi Model
Uji Spesifikasi Model dalam penelitian ini menggunakan metode
Ramsey Reset. Formulasi hipotesisnya yaitu : model linier (spesifikasi
model benar). : model tidak linier (spesifikasi model salah). Kriteria
pengujiannya diterima jika signifikansi F hitung atau statistik F > α, Ho
ditolak jika signifikansi F hitung atau F statistik ≤ α.
Berdasarkan Tabel 4-1. terlihat nilai signifikansi F uji Ramsey Reset
0.1468 (>0,10), maka diterima. Kesimpulan spesifikasi model benar (
model linier ).
3.1.4 Uji Normalitas
Uji Normalitas dalam penelitian ini menggunakan uji Jarque Bera.
Formulasi hipotesisnya yaitu : distribusi normal, HA: distribusi
tidak normal. Kriteria pengujiannya yaitu diterima jika signifikansi
statistik JB > α, ditolak jika signifikansi statistik JB ≤ α.
Berdasarkan Tabel 4-1. terlihat signifikansi χ2 uji Jarque Bera
0,902209 (>0,10), maka diterima. Kesimpulan distribusi normal.
3.1.5 Uji Heterokedastisitas
Uji Heteroskedastisitas dalam penelitian ini adalah uji White.
Formulasi hipotesis dalam uji heterokedastisitas yaitu : tidak
terdapat masalah heteroskedastisitas, :terdapat masalah
heteroskedastisitas dalam model. Kriteria pengujiannya diterima apabila
signifikansi χ2> α, ditolak jika signifikansi χ
2 ≤ α.
Berdasarkan Tabel 4-1. terlihat signifikansi χ2
uji White sebesar
0.3518 (>0,10), maka diterima. Kesimpulan tidak terdapat masalah
heteroskedastisitas dalam penelitian ini.
3.2 Uji Kebaikan Model
3.2.1 Uji Eksistensi Model (Uji F)
Uji F digunakan untuk menguji eksistensi model. H0: β1= β2 = β3 =....
β7 = 0 ; model yang dipakai tidak eksis, HA: β1 ≠ β2 ≠ β3 ≠....β7 ≠ 0 ; model
yang dipakai eksis. Apabila probabilitas atau signifikansi statistik F ≤ α,
8
maka H0 ditolak. Apabila probabilitas atau signifikansi statistik F > α,
maka H0 diterima.
Berdasarkan Tabel 4.3 terlihat nilai probabilitas statistic F sebesar
0.000033 (≤ 0,01), maka H0 ditolak. Kesimpulan model yang dipakai
dalam penelitian ini eksis untuk digunakan.
3.2.2 Interpretasi Koefisien Determinan (R2)
Koefisien R2
menunjukkan daya ramal dari model statistik yang
terpilih. Pada Tabel 4-1. terlihat nilai R2
sebesar 0.946288 atau 94,62%.
94,62% variasi daya saing ekspor jagung (Y) dapat dijelaskan oleh variasi
variabel Produksi jagung (X1), ekspor jagung (X2), nilai tukar (X3), dan
konsumsi jagung (X4). Sedangkan sisanya sebesar 5,38% dijelaskan oleh
variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model.
3.3 Uji Validitas Pengaruh (Uji t)
Pengujian validitas pengaruh digunakan untuk mengukur besarnya
pengaruh masing-masing variabel independen terhadap variabel dependen.
Ho: βi = 0 ; variabel independen ke i tidak memiliki pengaruh signifikan, HA:
βi ≠ 0 ; variabel independen ke i memiliki pengaruh signifikan. Ho ditolak bila
signifikansi statistik ti< α dan Ho diterima bila signifikansi statistik ti> α.
Tabel 3
Hasil Uji Validitas Pengaruh (Uji t)
Variabel Sig.t Kriteria Keterangan
DLOGX1 0.9780 > 0,10 X1 tidak berpengaruh signifikan dalam
jangka pendek
DLOGX2
0.0286 <0,05 X2 berpengaruh signifikan dalam
jangka pendek
DLOGX3 0.0025 <0,01 X3 berpengaruh signifikan dalam
jangka pendek
DLOGX4 0.7740 >0,10 X4 tidak berpengaruh signifikan dalam
jangka pendek
LOG(X1(-1)) 0.9922 >0,10 X1 tidak berpengaruh signifikan dalam
jangka panjang
LOG(X2(-1)) 0.0023 <0,01 X2 berpengaruh signifikan dalam
jangka panjang dengan α = 0,01
LOG(X3(-1)) 0.5323 >0,10 X3 tidak berpengaruh signifikan dalam
jangka panjang
LOG(X4(-1)) 0.6405 >0,10 X4 tidak berpengaruh signifikan dalam
jangka panjang
Sumber: tabel 4-1 (diolah)
9
4. PENUTUP
4.1. Kesimpulan
Berdasarkan penelitian dan hasil analisis data yang telah dilakukan dapat
diperoleh kesimpulan sebagai berikut :
a. Berdasarkan hasil pengujian asumsi klasik diketahui bahwa model regresi
mempunyai distribusi data normal dan tidak terdapat masalah
multikolinearitas, otokorelasi dan heteroskedastisitas, serta dalam
spesifikasi model (linearitas) Ho diterima sehingga spesifikasi model benar
(model linier).
b. Berdasarkan hasil uji eksistensi model (uji F) yang digunakan untuk
menguji eksistensi model dapat disimpulkan bahwa model yang dipakai
dalam penelitian ini eksis untuk digunakan.
c. Berdasarkan hasil uji validitas pengaruh (uji t) secara individual
menunjukkan bahwa variabel produksi jagung dan konsumsi jagung tidak
berpengaruh signifikan dalam jangka pendek dan jangka panjang serta
variabel nilai tukar tidak berpengaruh signifikan dalam jangka panjang
terhadap daya saing ekspor jagung Indonesia ke Singapura. Variabel
ekspor jagung dalam jangka pendek dan jangka panjang berpengaruh
negatif serta variabel nila tukar berpengaruh positif dalam jangka pendek
terhadap daya saing ekspor jagung Indonesia ke Singapura.
4.2. Saran
Berdasarkan kesimpulan yang diperoleh dari penelitian ini, maka saran
yang dapat disampaikan adalah :
a. Produsen jagung Indonesia diharapkan untuk lebih meningkatkan kualitas
dan kuantitas agar Indonesia dapat mengekspor jumlah hasil produksi
jagung lebih besar karena hasil penelitian menunjukkan ekspor jagung
berpengaruh pada daya saing ekspor ke pasar singapura dan diharapkan
agar bertahan dalam menghadapi persaingan lain sehingga Indonesia
menjadi negara pemasok jagung yang dapat di percaya oleh negara-negara
lainnya di dunia.
10
b. Pemerintah diharapkan mampu bekerja sama dalam merumuskan regulasi-
regulasi yang berkaitan dengan faktor pendukung aktivitas ekspor serta
produksi jagung agar kinerja ekspor dari segi volume maupun nilai dapat
ditingkatkan sehingga daya saing ekspor jagung Indonesia ke pasar
Internasional meningkat.
c. Dengan dilakukannya penelitian ini diharapkan pelaku ekspor agar dapat
membuat inovasi yang mengarah pada progresitas ekspor jagung agar
kestabilan ekonomi tetap terjaga.
DAFTAR PUSTAKA
Adeleye J.O, Adeleye O. S & Adewuyi M.O. 2015. Impact of International Trade
on Economic Growth in Nigeria (1988-2012).
Ari, Sudarman. 2004. Teori Ekonomi Mikro Edisi Keempat. Yogyakarta: BPFE
Departemen Perdagangan. 2008. Statistik Perdagangan, Bina Pasar dan
Distribusi. Direktorat Jenderal Perdagangan Dalam Negeri. Jakarta.
Elif Guneren Genc. 2014. The Effect of Exchange Rates on export and import of
Emerging Countrys.
Elisa, Lempira. 2015. Analisis Ekspor Kopi Indonesia ke Amerika Serikat.
EDAJ:4.
Fernando, Yosep. 2009. Analisis Daya Saing dan Faktor-Faktor yang
Mempengaruhi Ekspor Jagung Indonesia di Pasar Malaysia Pra dan
Pasca Krisis Ekonomi.Skripsi. Bogor. Fakultas Pertanian, Institut
Pertanian Bogor.
Food and Agricultural Organization,2018. FAOSTAT.
Ghozali, Imam.2009. Ekonometrika Teori, Konsep, dan Aplikasi dengan SPSS 17.
Semarang. Badan Penerbit Universitas Diponegoro.
Gujarati, Damodar.2003. Dasar-dasar Ekonometrika. Jakarta: Erlangga.
Kementrian perdagangan. 2013. Statistik : Indeks Perdagangan. Retrieved April
6, 2018. From Kementrian Perdagangan Republik Indonesia.
Kementrian Pertanian. 2017. Perkembangan Neraca Bahan Makanan. Jakarta
11
Kuncoro, Mudrajad. 2009. Metode Riset Untuk Bisnis dan Ekonomi Edisi 3.
Jakarta:Erlangga
Krugman, Paul R & Obsfeid Mauris. 2016. Ekonomi Internasional Teori dan
Kebijakan jilid kedua. Jakarta: PT. Raja Grafindo Persada.
Mankiw, N. Gregory. 2003. Teori Makroekonomi. Jakarta: Erlangga.
Nopirin. 2000. Ekonomi Moneter Edisi Kedua. Yogyakarta: BPFE.
Nopirin. 2010. Ekonomi internasional Edisi Ketiga. Yogyakarta : BPFE.
Porter, Michael E. (1990). The Competitive Advantage of Nations. New York: The
Free Press
Salvatore, Dominick. 2008. Ekonomi Internasional. Edisi kelima. Jakarta:
Erlangga
Suciany, Yany. 2007. Analisis Keunggulan Komparatif dan Kompetitif Usahatani
Jagung Dengan Analisis Sumberdaya Domestik (BSD): di Desa
Karyamukti, Kecamatan Banyuresmi, Kabupaten Garut, Jawa Barat.
Skripsi. Program Studi Ekonomi Pertanian dan Sumberdaya. Fakultas
Pertanian. Institut Pertanian Bogor. Bogor.
Tambunan, Tulus. 2001. Perekonomian Indonesia. Jakarta : Ghalia Indonesia.
Utomo, Yuni Prihadi. 2015. Eksplorasi Data dan Analisis Regresi dengan SPSS.
Surakarta : Muhammadiyah University Press.
Uncometrade. 2018. Comodity trade. www.cometrade.un.org
Willy, P & Sarwono. 2014. Analisis Daya Saing Kedelai Indonesia. JEJAK 100-
202.
World Economic Forum, Global Competitiveness Report 2012-2013, Jenewa,
Swiss, 2012.
Zuhdi, F & Suharno. 2015. Analisis Daya Saing Ekspor Kopi Indonesia dan
vietnam di Pasar ASEAN 5. Habitat 152-162.