Ktpada SEKOLAH PASCASARJANA

UNIVERSITAS GADJAH MADA 2006

diajU..oleh: S11pani

1728SIPSIMEP/06

Program Studi Magister EkoaorUca Pembangunan Bidan& lhu Sosial

Tesi.1 untuk memenulai .m.gi•n peny11rata11

mencapai derajllt Sarjan• S-2

PENGARUB PENDAPATAN TERHADAP KONSUMSI DAHAN MAKANAN DI JAWA TENGAH

TAHUN1983-2004

n Ph.D. cfi : Magister Ekonomika Pembangunen

......... -· . •·~•••••••••••••••••••••••••-.•u•

Pembimlling Pelldemping 11

Art Sudannan, 111.Ec. ..................................... - tfi.1'~ - - - -

Alcltmld Makhflrdh, Ph.D.

Pembimlllng Pend11mplng I

4z?) 8oe111tno, Ph.D.

, ••• ,,.,Diwan Penmjl

telah d~hankan di depan Dewan Penguj pada tanggel 21 ~2006

dipersiapkan dan disusun oleh Suputl

l 72&5/PS/MEP.!05

PENGAAUB PENDAPATANTERBADAP KONSUMSJ BABAH MA.KANAN DIJAWA TENGABTA&m! 1983-2004

Tesls

'l(;qlmern6a~an ~rya ini untu{ ora"l}-orana ter{asili k.§pa4a siapa seya 6isa 6erfuei ,.,_,,,,..A . . L . .

'J:Jeif~ .... am.4.tt••••tttj um mi. t • t It t t 6 • • • t t t •I••,

'l'eririnlJ do 'a . Snto9a i,jta t.erma.su(orang-orang yano aicintai

'l(jta perfu merasa titfa{~ apa-apa }f9ar ~ta tida~perfu merasa ~liifangan apa-apa

Yogyakarta. Agustus 2006

A:~r~n r - Supani

naskah ini <Ian disebutkan dalarn daftar pustaka.

ditulis atau diterbitkan oleh orang Jain. kecuali yang secara tertulis diacu dalam

scpanjang pengetahuan saya j uga Lidak terdapat karya atau pendapat yang pcrnah

pcrnah diajukan untuk memperoleh gelar kesarjenaan suaru Perguruau Tinggi, dan

Dengan ini saya mcnyatakan bahwa dalam tesis ini tidak terdapat karya yang

PERNYATAAN

u A

PETAJAWA TENGAH

v

Penulis memanjaikan puji dan syulrur kehadirat Allah SWT atas berkat,

rahmat sena hidayah-NY A sehingga penulis dapat. menyelesaiklln penulisan tesis

yang berjudul "Peng1.111Jh Pendapatan dan Krfais Ekonomi Terhadap Konsumsi

Bahan Makanan Pi Jawn Tcngeh Tahun 1983 - 2004", sebagai tugas akhlr untuk

memenuhi persyaratan meocapai dersjat Sarjana S-2, Program Pascasarjana

Magister Ekonomika Pcm.bangunan Universitas Gadjah Mada Yogyakana.

Dalam penullsan tests ini tidak terlepas dari bantuan berbagai pihak, untuk

Im pada kesernpatan ini venulis menyampa.i.lcan rasa UC8J)an tcrima ka.~ih terutama

kepada :

1. Bapak Ak.hroad Mnkbfitti.h, Pb.D sebagai pembi.mbing ut:ama dalam

penulisan tesis ini;

2. Bnpak Linoolin Arsyod, Ph.D. selaku Kctua Peogelol» Program Magister

Ekonomika rembangwian beserta staf dan do~tn pengajllr;

3. lbu Hj. Rina lriani, S.Pd. M.Hum, sclaku Bupati Karanganyar yang

memberikan kesempatan kepada penulis untuk meugikuti pendidikan S-2;

4. Bapak Ors. Sukismiyadi, MM Selaku K.epala BAPPEOA ICahupaten

Karanganyar;

5. Kepala Biro Pusat Stalistik, Provinl>i Jawa Tengah dan Kabupaten

Karanganyar yang telah mernbantu memberikan data;

6. Suami teecinta, terimakasib untuk ijinnya; serta seluruh keluarga Yllll8 telah

memberi kasih sayang, semangat, motivasi dan doa kepada penulis;

7. Reksn-rekan mahasiswa MEP-UOM kelas 13 bulan Bappenas;

l'RAKATA

vi

Yogyakarta, AgLL<>tus 2006

Supani

8. semua pihak yang telan membantu dalam peaulisan tcsis ini yang tidak dapat

penuis sebutkan satu per 33lll.

Akhimya dengan kcrenclahan hati penulis mengharapkan kritik dan saran demi

kesempumaan penulisan resis ini.

vii

16 20 20 2() 21 22 26 26 26

9 13 12 12 12

9

l I 5 7 7 7

xiii

xii

xi

x IX

v

vii

IV

iii ii I

Halaman

BAB I PE~GANT AR J • I Latar Belakang _ . 1.2 Keaslian Penelitiaa .. ·-·-· .. ·--·-·-·-···· .. ··············•···•········ l.3 Tujuan Penelitian . 1.4 Manfaat Penelitian - . 1.5 Sistematilca Peaulisan .

BAB II 11NJA1.:M PUSl'AKA DAN ALA T ANALISIS 2.J Tinjauan Pustaka ········------- ..

2.1.1 Pembangunan ekonomi dan konsumsi behan makanan - .

2.1.2 Konsumsi bahan makanan pada masa krisis . 2.2 Landasaan Teori .

2.2.1 Pengertian Konsumsi .. 2.2.2 Hubungan Antara KmtSU11tsi dan Pcndapatan . 2.2.3 Fungsi kollSUillSi Uiktor-faktor yq mernpeagaruhi

pennintaan _ . 2. 3 Hipozesis - - , . 2.4 Alat Analisls - .

2.4.1 Regresi berganda metode kuadrat terkecil . 2.4.2 Uji statistik . 2.4.3 Uji diagnosdk, - .

BAB III ANALISIS DATA 3.1 Cara Penclitian ..

3. I. I Metode pcngumpulan data ..

HALAMAN JUDUL -- .. -- .

HALAMAN PENG.ESAHAN . HALAMAN PER.NY AT AAN .. HALAMAN MOTTO DAN PERSEMBAHAN .

PRAKA TA. _ .. ~~·· .

DAFT AR JSI - .

DAFTAR TABEL .

DAfTAR LAM1'1RAN .

DAFT AR GAMBAR - - .

INTISARI .

AB~TRAet - .

DAYfARlb1

viii

3.1.2 Definisi operasional 26 3.2 Analisis DeskriptiL.............................................. 27

3.2.1 Pola konsumsi mayarakat Jawa Tengah 27 3.2.2 PDRD Propinsi Jawa Tengah........................................ 28

3 .3 Hesil Analisa Data dan Pembaha&w 29 3.'.1.1 Hasil estimasi model regresi 29 3 .3.2 Uji sllitliitik 30 3.3.3 Uji diagnostik........................... 33 3.3.4 Hasil analisaekooomi 36

BAB IV KESIMPULAN DAN SARAN 4 l 4.1 Kesimpulan............................................................................ 41 4.2 Saran.................................................................................. 42

DAFTAR PUST.AKA 43 LAMPI RAN . 45

ix

label I. I Pengeluaran Rata-rata per kapita Scbulan Menurut Status O,,,,n1h <Ii J11w-J Tengah Tahun 1993, 1996 den 2003.............. 4

label 1.2 Penelitian-penelitian Terdahulu 5

T abel 3. l llji S1atistik l:>uroin-Watson d.................................................. 25

Tabel 3.2 Nilai Kccfisicu dan Parameter H<1Sil Rcgrcsi........................... 30 label ::!.:I Statistik Durbin Wnlqlln........................................................... 35

Tabel 3.4 Uji )Aullikolinierila.~................................................................ 36 Tabel 3 .5 Persentase Jeais MW..aoan Yang Dikonsumsi Menurut Status

Dacrah Iii Jawa Tcngah, 1990 - 2002........................... 39

Halaman

DAFT AR TAB.EL

x

Halaman

45 46 47

Tlji Stati~tik - .

Uji Diagnostik - .

Dal3 Dasar ·-·····························································

DA~TAR. LAMPIRAN

Lampiran 1

Lampiran 2 Lampiran 3

xi

G<1IT1bar l. l JJistribusi Komponen GDP Meaurut Pengeluaran di Indonesia, 1997 2004............................................. 2

Gambar 2.1 Celah Produksi - Suplai Bahan Makmaa........................... 11 Gambar 2.2 Kurva Engel......................................................................... l 3 Gambar 2.3 Fungsi Konswnsi Keynes..................................................... 14 Gambar 2.4 Pungsi K.onsuwsi Kuznels.................................................... 15 Gambar 2.5 Kritcria Uji Statistik........................................................... 21 Gambar' 2.6 Uji Durbin-Watson............................................................... 25 Gambar 3. I Pola Konsumsi Jawa Tengah Menurui Status Daerah Kota 27 Gamhar J.2 Pola Konsumsi Jawa Tenpah Menurut Status Daerah Desa 28 Gambar ].3 Perkembangan Produk Domosnk Regionaal Brute (PDRB)

Provinsi Jawa Tenguh, 1983-2004...................................... 29 Gamba! 3.4 Kriteria Lji-t dengan Derajat Signifikans! (1~) :'io/. 11

Halaiuan

DAJrf AR OAMBAR

xii

Risct ini mcnguji dampak pendapatan, harga bahan makanan, harga non bahan makansn dan krisis ekonomi terh.adap konsumsi bahan makanan di Jawa Tengah. Data yang digunakan adalah data rumun wakiu atau time series. Alat analisis yang digunakan adalah Regrcsi dengan mctode Ordinary Least Squares. Untuk menghindari tcrjadinya rcgresi lancung maka di pilih model penyesuaian parsial atau Partial Adjustment Model {PAM)

Hasil cstimasi mcnunjukkan bahwa pendapaian rnempunyai pengaruh yang signifikan positif terhadap pcngeluaraa konsumsi bahan makanan, Harga barang non bahan rnakanan mcmpnnyai pcngaruh yang signifikan ncgatif, akan tetapi pengaruh terscbut sangar kecil mendekati nol, Harga bahan rnakanan ti<lak berpengaruh secara signifikan terhadap konsumsi bahan rnakanan .l::arena mempakan keburuhan pokok sehiogga berapapun harga bahan makanan akan tetap dibeli olch rnasynrukat. Krisis ekonomi tidak berpengaruh secara signifikan terhadap konsumsi bahan rnakanan. K11t11 kuoci : Konsumsi Bnban M3kru!an. pendapatan, harga, krisis ckonomi.

JNTlSAR1

xiii

This research examines the impact of income, food and non food price, economics crisls period to study twenty two year:i dala which have been ended by food consumption in Central Java Province from 1983 to 2004. The twenty two years data of 1983 to 2004 111C used for estimate the result by using The Ordinary Least Square Method. To avoid the happening of suporious regression, Partial Adjustment Model (PAM)) is used.

The result revealed that there is a positive functional relationship and significant between income on food consumption. Foods price doesn't influence food consumption. On the contrary non food price influence 1.1ega1.ively signiflcant toward food consumption. However, the influence is very low and almost zero. Food price have no effect to food eonsumpuon because of the requirement of basic needs. Therefore food price will remain static o consume by the society. Ecouomics crisis have no significant effect to the food consumption. Keyword : 1-'ood consumption, income, price. economic crisis.

ABSTRACT

1.1 Latar Belakang

Dalam pcrekonomian, konswnsi mcmpunyai pcranan yang sangat pcnting.

llal ini dapat dilibat dari peranannya dalam menentukan bcsamya pendapatan

uasional (Gross Domestic Product atau GDP). Tinggi rcndahnya pendapatan

nasional sangat tergantung pada besamya konsumsi karcna konsumsi merupakan

salah satu komponen dari pcrmintaaa agregat. Tingkat konsumsi semakin unggi

berarti pcrmintaan agregat semakin tinggi sehingga sernakin tinggi pula pendapatan

nasional, dan ha! ini berlaku pula sebaliknya (Ismail et al, 2005: 158).

Selain ha! tersebut di atas konsumsi juga mempunyai peran pcnting dalam

perekonornian jangka paniung. Hal ini dapat dilihat dari pcrilaku rumah tangga

untuk mengurangi konsumsi saat ini (.vang berarti bahwa rumah tangga terse but akan

rneningkatkan tabungan), akan memberilan dampak yang sangat pcnting terhadap

berbagai bcntuk dan berbagai tingkat investasi. Baik investasi yang berbenruk

pembangunan fisik maupun investasi untuk meningkatkan sumber daya manusia.

Jika ti ngkat tabungan tinggi, perekonomian akan mempunyai persediaan modal yang

besar dan tingkat output yang tinggL Jika tingkat labungan rendah, perekonomian

akan rnemiliki persediaan modal yang kecil sehingga tingkat output yang dibasill:.an

juga rendah (Maokiw, 2003: 51-65).

Pada saat perekonomian mengalami depresi yang ditandai dengan

rnerosotnya GDP beserta kompoeee-kcmponennva, konsumsi jUSJi mengalami

pcnurunan. Akan tetapi yang perlu menjadi catatan bahwa penurunan konsumsi

tidak sebesar penurunan lomponen yang lain, sehingga konsumsi menjadi

BARI

PENGANTAR

pendekatan pengeluaran, pada garnbar I. I diperlihatkan distribusi komponen-

Gambar 1.1 Distribusi Komponen GDP Menurut Pengeluaran di Indonesia Tahun 1997-2004

Untuk melihat sokongan konsumsi terhadap besarnya GDP menurut

Sumber : BPS Pusat, Statistik Indonesia, beberapa penerbitan ( diolah)

lnvestasi ............ Net Ekspor - - or' 1 1- t• - - •10 ....,_ Konsurnsi .... Peng. Pemerintah

to

hanya 6,40%.

pemerintah sebesar 20, 16%, investasi sebesar 7 ,0 J % dan nilai rat.a-rat.a ekspor

dibandingkan sokongan komponen lain terhadap GDP. Rata-rata pengeluaran

rentang waktu tersebut sebesar 66,43%. Angka ini tentu saja cukup besar

rentang waktu antara tahun 1997 - 2004. Rata-rata konsumsi ru:mah tangga pad.a

mencapai 73 % pada tahun 1999. Angka ini merupakan angka yang tertinggi pad.a

terjadi krisis, hal ini dapat dilihat dari sokongan konsumsi terhadap GDP yang

Pertumbuhan perekonomian Indonesia tergantung pada konsumsi pada saat

ekonomi Indonesia (Ismail et al, 2005: 160).

terjadi krisis pada tahun 1997 konsumsi menjadi sumber utama pertumbuhan

Adalah merupakan suatu hal yang wajar apabila pada masa-masa pemulihan setelah

dominan maka konsumsi memiliki peran penting dalam perturnbuhan ekonomi.

penyokong yang paling dominan terhadap GDP. Karena perannya yang sangat

2

kornponen GDP menurut pengeluaran. Pada gambar 1.1 jelas terlihat bahwa sejak

tahun 1997 hingga tahun 2004 konsumsi rumah tangga membcrikan kontribusi

terbesar terhadap GDP menurut komponen pengeluaran.

Dcngan laju pertumbuhan ekonomi yang culcnp signifilcan dari tahun ke

tahun telah mengubah pola masyarakst Indonesia dalam berkonsumsi. Perubahan

ini ditunjang dengan tingkat pendidiken dan tingkat pendapatan yang semakin

tinggi. Perubahan pola konsumsi ini teotu saja berbeda antara masyarakar yang

tinggal di perkotaan dengan masyamkat yang tinggal di pedesaan,

Konsumsi rumah tangga pada dasarnya dibedakan menjadi dua, yaitu

pengeluaran untuk haha.n malum<111 dan pengeluaran untuk bahan non makanan.

Dalarn kondts] keadaan cl:onomi yang tetbatas orang akan cenderung untuk

mendahulukan kebutuhan untuk konsumsi makanan.

Seiring dengan peningkatan pendapatan alcan terjadl pergeseran terhadap

proporsi pengeluaran umuk baban malcanan le peneeluaran wituk konsumsi non

bahan makanan. Pergeseran ini ttltjadi karena adanya betas kejenuhan dalam

penggunaan pendapatan untuk konsums] bahan makanan. Dengan demikian pola

pengeluaran rumah tangga tersebut secara umurn dapat menjadi gambaran tingkat

kesejaateraan penduduk amarwilayah walaupun harga-harga barang di ma.~ing-

masing wilayah berbeda, Proporsi konsumsi rwnah tangga dapat menggambarkan

bagaimana pola penduduk dalam mengalokasikan pendapatan untuk mencukopi

kebutuhan rumah tangganya,

Pada label I. I dapat dilihat pengeluaran rata-rata per kapita wtluk sub

golongan makanan dan bukan makanan menunn status daerah di Jawa Tengah tahu.n

1996, 1999, dan 2003.

3

bahan makanan.

Sebagian besar perulapatannya dipcrgimakzm untuk merncnuhi kebutuhan dasar yaitu

penunman. Masyarakat merespon bal itu dengan mengubah pola konsumsinye,

penurunan yang berarti bahwa tingkat kesejahteraan masyarakat juga mecgalam.i

jumlah penduduk (Ariningsih. 2004: 3). Pendapatan riil mssyarakat mengalami

Indonesia. Penganggunm mencapai 40 juta orang dan kemiskinan menimpa separuh

Krisis ekonomi yang terjadi sejak tahun 1997 berdampak buruk bagi bangsa

konsnrnsi bahan makanan telall mulai meaurun.

kesejahtcraan yang relatif lebih baik, presentase penggunaan pendapatan untuk

UDluk memenuhi kebutuhan babM umbman Pada daerah kota dengan tingkat

menunjukkan bahwa sebagiaa besar penghasilan masyeraker masih dlpergunekao

konsumsi masyarakat dengan status desa masih terns meningkat. Hal ini

Dari tabel I . 1 tampak dalam rentang waktu enarn tahun, pengeluaran

--Dea St.DI• llAtl'llb kou Jf'Jlllt Pcnp"IG1n11

1'196 '"' 200) 19'16 1"9 ?au

I. S-.b GoL Mtbna• ~JJ04 - Sl,181 Js,.C:lll 90..'182 84.555

Pfti(ota1e "' 67 ~ 52 59 51

II. SGh Got. 1'108 Mabnm 11,ltl l4.632 4S,S'2 :i;.on 61.93.'I Jlfl.9i0t

Prnr.ntMt 31 JJ 35 48 41 ., J-T-ITfl - lllS,'IS IU.723 ':JA.42 IS2,Sl7 1'5,5e.l

l"r-.-e JOO 190 ICNI 110 110 100

Tabet 1.1 Pengeluaran Rata-Rata pu- Kapita Sebulan Menurut Status Daerah di Jawa Tetlgllh 1996, 1999 clan 2003

,, __ ..__ _

Survey dila.kukan terha.dap rumahtangga yang mcncrima bantuan untuk orang-orang miskin dan anak-anak yang keurangan gizi akibat krisis ekonomi . dari jaring pengaman sosial. Analisis yang digunakan adalah deskriptif dengan tabulasi silang dan ,gratis.

2001

Tahun

2000 Oainpak perubahan pendapatan terhadap pola

i koasums: bahoo makana» d1 Cina yang ditunjukkan oleh . adanya kejadian kegemukan j (obesitas) di Cina dengan menggunakan d.ala dari The China IJealth and Nutrition Swvey (CHNS) dengan alat l!Judisis Ordinary Least Square (OLS) f----·----+---~---+----+---1---=---.:.__:. ___,

Lokasi

Stru£·1ural Changf! Cina in 1'11f Impact of Income 011 Food Consumptton in Chma.1989-- 1993

Temporary Jakarta Sta.~ililJi of Urban Timur l-'n<1d and Nutrition Security

The Easr Jakaana Study

l'ol<us Penelitian Judul

Tabcl 1.2 Pcnelitian · · Peneluian Tcrdahulu

Gross. et al

Mroz, ct al

J Pencliti ., ""·---

bahan makanan yang telah dilaksanakan seperti yang terlihat pada tabcl 2.1 ;

penelitian sebelumnya maka akan ditarnpilkan bcbcrapa penelitian tentang konsumsi

di dalam negeri maupun di luar negeri, Untuk membedakan penelitian ini dengan

Penelitian temang konsumsi bahan makanan sudah banyak ditakukan, baik

1.2 Keasliao J'enelldan

adaaya krisis ekonomi yang mclanda Indonesia sejak tahun l 9<r7.

masyarakat Provinsi Jawa Tengah terhadap bahan makannn yang menurun akibat

clilab1k.an penelitian, Pokok permasalahan di dalam penelitian ini adalah daya beli

Berdasarkan pada Iatar belakang tersebut tentunya sangat menarik untuk

5

fokus penelitian yaitu mengenai konsumsi bahan makanan. Perbedaan penelitian ini

Persamaan penelitian ini dengan penelinan-penelitian terdabulu adalah pada

Hubungan an tar a pembangunan ekonorni yang ditunjukkatt ok\1 peningkatsn pendapatan dcngan konsumsi bahan makanan dan kemampuan sektor pertanian untuk mencukupi kebutuhan konsumsi makanan dalam kanannya dengan pertumbuhan pcnduduk. Dara yang dipergunakan dalam penelitilln ini adalah data dari FAOSTAT- Agriculture 1961-2002. Al81 actalisis yang dignnakan adalah Ordinal)' Least Square (OLS).

2005 Economic Devetopment and Food Demand Changes Produaion and Ma,,ageme.111 ln1µ/1;;u1ions

Rask & Rask

Kojum Konsums! Pr11teb1 Ilewani Pada Maso Krius

, }:;konomi di Jawa

Ariningsih

Keterkaitan antara tingkat konsumsi bahan makanan dengan berbagai tingkat pendapaten (tinggi, scdang, . rendah] yang ditunjukkan oleh PDRB di tiap-tsap KabupaterrKota di Jawa Teugah dengan alal analisis Chi-Sqt1are dan llJi Tndepcndcnsi ···-·---

159 Negara Anggota t'AO

Jawa

-+ Propinsi- i 2004 Propinsi di l'ulau

Andriani dim Fanmah

· Perubahan oota konsurnsi penduduk tcrhadap protein hcwani di Pulau Jawa setelah tctjadi krisis ckonomi, Data yang :

· diguuakau adalah hasil · Survei Sosial Ekonomi Nasional (Susenas) tahun 1999 dengan alat analisis ' desknpnf deagan tabulasi silang, --+------; ---+..---"----- --· -

Analisi» J/ubungan Jawa 2002 Proporst Tengah Konsumsi makanan Dengan Berbag,1i Srratifikas1 Pemlapaitm Per Kapita di Propins:

1 Jawa Tengah Poda Tahun 2003

1.5 SWqgptik! Penaliu.n

T esis ini di susun deagan sistematika penulisan sebagai berikut, Bab I

Peagantar, berisi latar belakang, keaslian p:melitian, tujuan dan manfaat penelitisn

serta sistematika penulisan. Rab II Tiujaaan hstaka dan AJat Analisn, pada bab

i ni di uraikan mengenai cinj auan pustaka yang berhubungan dcngan pengertian

konsumsi bahan makanan, pcmbagunan ekooomi dan pcndapatan, Landaslm Teori,

1.3 Tujuu Peoelitian

Berdasarkan latar belakang dan perwnusan masalah yang telah di urai lean

maka tujuan penelitian ini adalah untu.k:

I. rnengkaji secara empiris pengaruh tinglcat pendapatsn terhadap konsums.i bahan

rnakanan di Jawa Tcngah;

2. mengkaji secara empiris pengaruh harga terhadap konsumsi bahan mokanan;

3. menganalisis berapa besar pengaruh periode krisis ekonomi terhadap pola

konsumsi bahan makanan masyarolrot Jawa. Tengah,

1.4 Mufaat Penditian

I. Pemcrinlah Daerah Jawa Tengsh dapat merencanakan kebijakan untuk

penyediaan bahan makanan guna mencukupi kebutuhan bahan makanan pada

masa yang akan lhwmg.

2. Dapat dimaofaatkan sebagai acuan bagi peneliti selanjutnya yang mengambil

LOpik yang sama aiau hampir sarna,

tcrutama pada lokasi, tahun pene!itian dan alat analisis yang diguuakan. P..d21

penelitiaa ini digunakan alat analisis Regresi Kuadrat Terkecil (Ordinary Least

Squar«, OLS), lokasi penelitian adalab Propinsi Jawa Tengah sedangkan tahun

penelitian adalah 1983-2004.

7

Alat Analisis dan Hipotesa, Bab lll Analim Oata, berisi Jenis dan Sumber Data,

Definisi Operasional, Cara Penghitungan Masing-masing Variabel, Gambaran Pola

Konsumsi di Jawa Tcngah dan Ilubnngao antara Variabel dan Hasil Penelitio.n . .Bab

IV Kesimpulan dan Saran, pada bab ioi berisi uraian mengenai kcsimpulan dan

saran berdasarkan hasil analisis dan pembahasan.

8

9

2.1 Tiojauan l"Usta"l<a

2.1.l P(:mbaogunan ekonomi dau kon8umsi bahan makanan

Peningkatan kebutuhan bahan makanan suaru negara dengan dimensi ncgara

secara individu maupun secara agregat di dunia dikendalikan oleh dua kekuatan

dasar yaitu pcningkatan populasi dan peningkatan mutu pola makan. Pada proses

pembangunan ekonomi yiang ditandai oleh penmgkatan pendapatan. terjadi

pemngkatan pcngcluaran unmk konsumsi bahan makanan.

Mroz et al (2000) mencliti tentaag pengaruh pembaagunan ekonomi yang

dituniukkan olch pcningkatan pendapatan tcrhadap pola konsumsi penduduk Cina

pada tahun 1989-1993 dari delapan provinsi terpilih. Hasil penelltian menuniukkan

bahwa Cina sebagai negara dcngan perekonomian yang sedang lumbuh cepat,

masyarakatnya rnengalami peruhahan konsumsi golongan makanan. Perubahan ini

dituniukkan oleh adanya peningkatan kejadian kegemukan ( obcsitas) dan juga

peningkatan prevalensi pcnyakit yang bcrhubungan dengan pola rnakan sepeni,

penyakit jantung, penyakit hati, diabetes d!lll beberapa jenis kanker. Pola makan

pcnduduk Cina telah mengalami pergeseran dari protein nabati ke protein hewani

terutama peningkatan konsnmsi daging babi dan telur, Akan tetapi tidak dapat

dikatakan pergeseran pola konsumsi bahan makanan karena peningkatan pendapatan

ini tcrjadi di scluruh penduduk Cina karena pat!:J. kenyataanya ditemukan adanya

beberapa prevalensi penyakit-penyakit yang berkaitan dengan kekurangan gizi di

daerah berstatus pedesaan.

BAH lJ

TINJAUAN .PUSTAKA DA:.'J ALAT ANALISIS

Andriani dan .t'atimah (2002) mcncliti keterkaitan antara tingkat pengelnasn

konsumsi bahan makanan (sedang, rendah, tinggi) dengan berbcgei stratillkasi

pendapatan perkapira di Provinsi Jawa Tengah pada tahun 200 I. Hasil penelitian

menunjukkan bahwa terdapar keterkaitan yang cukup kuat araara pendapatan

(rendah, sedang, tinggi) dcngan tingkat konsumsi pangan. Pada tingkat pendapatan

yang tinggi konsumsi terhadap bahan makanan akan tinggi demikian pula sebaliknya

pada tingkat pendapatan rendah konsumsi terhadup bahan makanan juga ada pada

tingkat rendah,

Negara-negara di dunia mcmpunyai kemampuan yang berbeda-beda dalam

memproduksi bahan mak.anan untuk mencukupi kcburuhan bahan makanan ini.

Dalarn k.unlcks ini muncul dilema bagaimana mcmpertemukan .kebutuhan konsumsi

yang meningkat dengan kernampuan produksi bahan makanan pada kondisi sumber

daya lahan yang terbaras.

Rask dan Rlt5k (2005) meneliti hubungan antara kemampuan produksi dan

kcbumhan bahan makanan sebagai fungsi dari pembangunan ekonoml yang

ditunjukkan oleh peningkaran pendapatan dibedakan menjadi empat ungkatan,

( 1) Neg-.ira dengan dcngan nilai ekuivalen kepemilikan sumber daya lahan perkapira

rendah (kw'ang dari 0.15). (2) Negara dengan nilai ekuivalen kcpemilikan sumbcr

daya lahan perkapita sedaug (antara 0,15-0,5). (3) Negara dcngan nilai ckuvalen

kepemilikan sumber daya lahan perkapita tinggi (antara 0,5-1,0). (4) Negara dengaa

nilai ekuivalen kopemilikan sumber daya lahan per kapita sangat tinggi (>1,0).

Hubungan tersebut dapar dilihal pada gambar 2.1.

10

II

dengan oepat berubah menjadi krisls kesehatan dan gi7.i. Hal ini disebabkan

Krisis ckonomi yang melanda Indonesia sejak pertengahan taltun 1997 telah

2.1.2 Kon.,umsi bahan makanan Mda masa krisis

negara dcngan kepemilikan lahan yang rendah.

lahan yang tinggi celah antara suplai dan produksi akan lebih cepar tertutup daripada

tingkal pcndapatan yang tinggi. Pada negara-negara dengan tingkat kepem.ilikan

daripada kurva produksi yang mengikuti garis linier hingga mcndckati stabil pada

dalam negeri merespon peningkatan rnutu pola makan dan meningkat lehih ccpat

da'am negeri relati f seim hang. Scpanjang proses pembangunaan ekonomi suplai

Pada lahap awal pembangunan ckonomi produksi dan suplai hahan makanan

Gambar 2. l Celah Produksi - Suplai Bahan Makanan

S11mher: lol/PfP' nft'he ffoll:;f'r""· Poper No 05-14

(3)

·~'--~-~------~ I $Mil tOM 1>llf• '°°" ~ ,._

~-.L..-;;;.;;; --·-· -

_,, _ '" .... '" ... ... ... ...

5ff

(2) \I)

u•<---~-~-~-~- ' $#t 1fOM 1$,M ZION 2Utia HUI

....

... .... •• -- ... ...

para ahli, di amaranya adalah.

Ilubungan antara konsumsi dan pendapalan telah banyak dikembangkan oleh

2.2.2 Hubu.ogan antan konsumsi dan oendapat..n

rurunnya pendapatan keluarga (BPS, PDRll Jawa Teagah 2003:94)

hidupnya. Dalam praktek, besamya konswnsi ini berubah-ubah sesuai dengan nail:

untuk memenuhi kebutuhan dalam nwgka mempertahankan kelangsungan

diguna.kan untuk mernbiayai pembelian aneka jasa dan bcrbagai macam barang lain

Konsumsi dapat diartlkan sebagai bagian pendapatan rumah lllngga yang

2.2.1 Peugertian konsumsJ

2.2 Landasao Teori

tingkal konsumsi hewani,

scmakin tinggi tingka; pengeluaran (sebagai proksi pendapatan) semakia tinl!!li

konsumsi hcwani pada masa krisis dipengarnh.i oleb faktor daya bcli, di ma.na

lebih rendah daripada angka kecukupan protein hewani yang disyaratkan; (2) tingkat '

masyarakat di Jawa rnengalami ;:~geseran. Tingkat konsumsi protein hewani jauh

Dari hasil penelirisn disimpul.l:an bahwa {I) pada mesa krisis polu konsums]

unit contoh, Penelitian menggunakan metode analisls dcskriptif dan tabulasi silang.

dikelompokkan dalam suatu Primay Sampling Unit (PSU) dan dianggap scbagei satu

Jawa. Rumah tangga-rumah tangga yang tcrmasuk dalam satu hlok senses

Ekonomi Nasional mclakukan pcoelitien tcnlllng tingkat konsurnsi protein hcwani di

Arining.~ih (20(14) dengan menggunakan data nrentah dari Survd SO$ial

kualitas kcschatan dan status gizi masyarakat ..

terhadap pangan, Semua ini berdarnpak P3f1a kekurangan pangnn ynng menurunkan

rurnah tangga atau bahkan mengakibatkan tcrjadinya penurunan daya jangkau

pendapatan riil rumahtangga yang menumn sehingga terjadi penwunan daya beli

12

2000: 146-149).

menurut Keynes bcrbentuk lengkung seperti paada gambar 2.3 (Reksoprayitno,

ini tidak sesuai dengan yang diasumsikan olcb Keynes. Bentuk fungsi konsumsi

dibahas sclalu menggunekan fungsi konsumsi yang bcrbentuk garis lurus. Hal

2. Fungsi konsumsi menurut Keynes. Model enalisis fungsi konsumsi yang

C ram bar 2. 2 Kurva Engel

Sorok · • .....,.., , 1996:9J r r Pandapalon

I Wfl'IAENGEL

x: ---y- ..... x· -· . - .. ' : x ,._____ : :

: .

dengan kunntiras barang psda sumbu Y.

l'ada gambar 2.2 mcnunjukkan hubungan antara pcndapatan pada surnbu X

keluarga 13elgia (Arsyad, 1996:92)

rnakanan, Kesimpulan Engel tersebut bcrdasarkan pada studinya terhadap 153

semakin besar proporsi dari pendapatan tersebut yang dibelanjakan untuk

yang menyatakan bahwa semskin rcndah tingkat pendapatan keluarga , maka

Kurva Inge! atau 1£ngel Curve Selain Kurva Engel, ada juga Hukum Engel

paribus. llubuugan tcrscbut dig;mibarlum pada kurva yang dikenal dengan

kuantitas barang yong diminta dari bcrbagai barang yang berbeda, ceteris

yang pertamakali mcmpelajari hubungan antara bcrbagai tingkat pendapatan dan

I. .l!:mts Engel (1821-1986) adalah seorang ahli statistik Jerman rnerupakan orang

13

consumption function karena dari hasil studi empiriknya mempunyni bentuk

yang berbcda.

consumption function dan fungsi konsurnsi jangka pcndck atau short run

Amerika dengan tingkat peudapataonya

Kesimpulan-kesimpulan penting yang diperuleh adalah sebagai berikut,

a. Perl u di bedakaa antara fungsi konsumsi j angka panjang atau long run

saudara" unruk mengetahut hubungan antara pengeiuaran konsumsi masyarakst

statistik pcrekonornian Amerika Serikat yang terkumpnl semenjak "pcrang

scorang ahli ekonomi Amerika, pada tahun 1948 mencoba mengolah data

3. Penemuan cmpirik Ku-mets mengenai fungsi konsumsi. Simon Kuznets adalah

dengan meningkatnya pendapatan nasional.

b. Fungsi konsumsi bcrbentuk lengkung dcngan nilai MPC y<mg mcnurun

Iurus maupun berben Luk garis lenglrung meningkatnye pcndapatan nasional

mengakibarkan nilai APC menurun dan berlaku pula MPC <: APC.

rnelamkan mcmotong sumbu vertika1 pada nila Co yang positif. Hal ini

mcmbawa konsekuensi bahwa dalam ha! fnngsi konsumsi berbentuk garis

a. Fungsi konsumsi mcnurut Keynes tidak mclclui titik silang sumbu 0,

Dua ha! yang perlu men<lapat perhatian dari fungsi konsumsi Keynes :

So1nhu R~ ,190 147

Gambar ? .. 3 Fungsi Konsumsi Keynes

0

c

c

c-- -- 14

ratio C/Y (Reksoprayitno. 2000:149-151)

rnaka rneningkatnya tingkat peodapatan nasional akan disertai oleh mcnurunnya

jangka pendek mcmpunyai nilai positif pada tingkat pendapatan sebesar nol,

pengeluaran konsumsi yang positif. Hal ini berarti nilai rasio C!Y berubah

dengan berubahnya tingkar pcndapatan nasionaJ. Oleb. karena fungsi konsumsi

Fungsi konsurnsi jangka pendek memotong sumbu venikal pada jumlah

oleh kurva SCi. SC2, SC3 dan SC., angak 1.2,3 dan 4 mc:nunjukkan kurun waktu.

yang satu ke tingkat yang lain. Fungsi konsumsi jangka pendek digambarkan

marginal propensity to consume tidak berubah dari tingkat pendapatan nasional

mercpakan garis lurus dan mclcwati titik sileng sumbu 0 berarti puia bahwa nilai

tidak banyak bcrubah, Dentuk pengeluaran konsumsi jangka pcniang

nilai ai:eruge propensity to consume, y11Dg kadang-kadang disebut ratio C/Y,

Fungsi konsumsi jaagka panjang tergambar scbagai garis -l.C, mcnurut Kuznets

Sllmbtr: R<bopny.too. 2(()(1 !SO

Gambar 2.4 Fungsi Konsumsi Kuznets

Y1tah11n 0

s s s s

LC c /talvm

ke wektu,

b. fungsi konsumsi jangka pendek ternyata mengalarni pergeseren ke atas.

Kesimpulan ini, apabila diungkapkan dengan bentuk standar fungsi

konsumsi C = CQ + c Y, dapat dikatakan Q tcndensinya meningkat dari wakru

15

2.2.2 Fuogsi Konsumsi faktor-faklor yang mempengarubi permint&an

Arsyad (1995:91), mcnyebutkan bahwa konsumsi akaa suatu barang bcrubah-

ubah sesuai dcngan pendapatan. Hubunga» antara konsumsi dan pendapatan

tersebut tidak sama untuk semua barang atau semua tingkat pendapatan.

Faktor utama yang mernpcagaruhi pcnnintaan suatu barang adalah harga

barang itu sendiri, Hukum dasar permmtaan mcnyatakan bahwa semakin tingg!

harga suatu barang, jumlah barang yang diminta sernekin scdikit. Sebaliknya

semakin rendah harga suatu barang, jumlah barang yang diminta semakin banyak.

Faktor- faktor yane mempengaruhl perrnintaan suatu berang, antara loin:

I. Pendapatan konsumen

Pendapatan konsurnen berpeogaruh posiuf terhadap permintaan akan barang

tersebut, tetapi pengaruh itu tergantung pads jenis barang yang diminta, Pada

barang normal, kenaikan pendapatan akan meniagkatkan permintaan barang

tersebut, Untuk barang-barang inferior, pendapatan akan berpengaruh negatif

terhadap permintaan harang tersebut. Apabila pendapatan naik, pennintaan alcan

barang inferior ini akan turun.

2. Harga barang itu sendiri

Harga barang berpcngaruh negauf terhadap permintaan, Permintaan akan naik

bila harga turun dan pennintaan akan turun apabila harga naik. Unhlk barang.

barang kebutehan pokok hat ini tidal berlaku, Barang-barang kebutuhan pokok

bersifat inelastis terhadap harga, ~hin~ra berapapun barga barang permintaan

tidak berubah. Misal Bahan Bakar Minyak.

3. Barga barang lain

Pcngaruh harga barang lain lerhadap permintan suatu barang tergantung pada

hubungan fungsi barang tersebut, Hubungan komplementer bearti hubungan

16

Indeks Harga bahan makanan =

yang saling mclengkapi, Harga harang kompiememer berpengaruh negatif

terhadap permintaan suatu barang, Hubungan substitusi adalah hubungan yang

saling menggantlkan. Kcnaikan harga pada barang subsmusi akan berpengamh

positif terhadap permintaan suatu barang.

4. Selera konsumcn

Konsumsi masing-masing individu alum berbeda mcskipun individu tersebut

mcrnpunyai umur dan pcndapatan yllJlg Sama. llal ini ini disebabkan rnasing-

pmasing individu mcmpunyai selera yang bcrbeda. Pengaruh sclcra konsumsen

tcrhadap perubahan jumlah barang, yang diminta pada dasamya merupakan

bekerjanya dua efek, yaitu cfek pendapaian atau Income effect dan efek.

substitusi substttution e.1Jec1. Efok suhstitusi toriadi karena harga suaru baraog

meningkat, sehingga konsumen cenderung mengganti dcngan barang lain untuk

mcmuaskan keinginanya secara lebih murah. Elek pendepstan tcrjadi karena

perubahan harga suatu barang yang menyebablum "pendapaUUl nil" berunah,

sehinggajumlah barang yang diminta juga berubah, ceterls paribus (Samuelson

dan Nordhaus, 2003: 103).

Dcngan meoggunakan kaio:Uth fungsi konsumsi makan model yang

dipergunakan dalam penelitian ini adalah :

Cena= f (V, Pr, P.r, T)

Keterangan :

Cons Pengeluaran rumah tangga untuk konsumsi bahao makanan

Y Pendapatan Domestik Regional Bruto (PDRB)

17

Presentase Pengeluaran rumah 181\gga untuk konsumsi bahan

makanan dalam bentuk Jog

Presentase Pendapatan Oomestik Regional Bruto (PDR8) dalarn

benluk log

Harga bahan mak.anan

Harga b11111ng lain

Dummy Krisis, tahun I 98J - 1997 menggunakan nilai 0,

tahun 1997 - 2004 menggunakan nilai J

DK =

Pn, =

Pr =

Cons -=

Di dalam penclitian ini variabel yang digunakan ke dalam model adalah

pcngcluaran rumah tangga untuk bahan makanan scbagai variabcl tcrikat dan

variabel-variabel sepcrti pcndapatan, harga bahan makanau, harga barang 11011 bahan

mak1111m1 scbagai variabel bebas. V ariahel selera tidak dimasukkan ke dalam model

karena tidak mudah uutuk mcngkuanutanfkan selera. Selain menggunakan variabel

ckonomi, dalam peneutian lni juga digunakan vanabel dummy untuk mcmbedakan

konsurnsi terhadap bahan makanan sebelum terjadi krisis pada tahun 1997 dan

setelah tcrjadi krisis.

SelaJtjutnya agar dapat dilakukan estimasi secsra statisti.k mengenai pcngaruh

harga dan pcndapntan terhadap konsumsi bahan makanan mt\ka fungsi konsumsi

torsebut di atas dapat dinirunkan persamaan permiataan konsumsi dalam bcntuk

logliracr. sehingga fungsi koasumsi bahan mak.a.nan adalah :icbagai berikut :

l,n Coos - po+ P1 LnY,+ Pi Pn + PJP.n + p4DK, + c, (2.1)

Keterangan :

lndek Harga barang lain

Sciera

18

T

P.,.

po adalah koastanta, f\i. rh, f\3, f\4 adalah kocfisien dan r-, adalah faktor gangguan

(disturbance).

Pcrsamaan dinamis permintaan bahan makanan dibuat dengan mengacu pada

model dinamis Parsiol Adjustment Model (PAM), y1mg memaaukkan variabcl undur

wakm (lag rnriah/e) dalam persamaan staus. Dengan dcmikian model dinamisnya

adalah sebagai berikut :

Ln C.-.n~ - f~o + llr LnY,+ Pi Pn + f\31',.n + ~.nK, +!ls Ln Cons,.!+ t1 (~.2)

Aliman (2001. 5&-59) menyebutkan bahwa koelisien f\i. f\l. p3 dan ~.

menunjuklron koeflsien nilai jangka pcndck dari variabel LnY1, Ptt. Pna Jan l)K1

Dapat dikemukukan bahwa ciri khas dari model PAM adalah koeflsien kelambanan

variabel tak bebas (Ln C,. ,> adalah terlctak 0 <Ps < I dan barus signifikan secara

s1atistiJc dengan tanda koefisicn pcnyesuaiau adalah pu~ilif. Apablla syarar rcrsebui

terpcnuhi, maka model PAM dapat digunakan dan sukses dalam mengestimasi

model konsumsi bahan rnakanan di Jawa Tengah.

Widarjono (2005) menyatakan bahwa penggunaan model dinamik PAM selain

dapat mengbindari tcrjadinya regresi lanceng juga memungkinkan memperoleh

besaran simpangan baku koefisien regresi jangka panjang. Koefcsien penycsuaian

(o) dari persamaan di atas adalah sebesar I - lh Konsumsi bahan rnakanan dalam

jangka panjang dicari dengan cara membagi konsumsi bahan makanan jangka

pcndck dengan nilai S dan tanpa memasukkan variabel Ln Cons (-1), sehingga

persamaan regresi konsumsi bahan makanan dalam jangk.a panjang adalah :

Lo Cens > f\o/S + P11SLn\'1 + fh/orn 1- pJ~r.n + 13..0DK. + Et (2.3)

19

memasukkan unsw: kelambanan (lag) di dal:im model.

rendahnya nilai Durbin-Watson. Penggunaan model ini dilakukan dengan cara

regression atau regresi lancung yang ditandai dnegan tingginya niali R2 dan

Adjustmen Model yang disingkat PAM ULILul menghimlari terjadinya suporious

time series maka digumbn peudekatan Model Penyesuaian ?arsial atau Parsial

Disebabkan oleh kelemahan model Of$ kelemahan dalam menganalisis data

adalah sering terjadi regresi lancung pada data runtun waktu atau time series.

bersifar BLUE (Be.11 Linear Unbtas Estimutory; Kekurangan dalam metode ini

keuuggulan sifat-sifat seperti, 9CC3ra teknis akurst, mudah diinrepretasikan <Ian

Least Square) de11)9U1 data runtun waklu (Time Serles). Metode ini mempunyai

bcrganda yang diestiruasi dengan me11gguuakan rootode 'k.uadrat tcrkecil (Ord/11ary

Alat analisis yang digunakan datam penclitian ini- adalah regresi linier

2.4.l RegrcRi lhlier bergancb wetode kuadrat tedsesil {Ordin11ry Least Squ(ltt.) •

2.4 Alat Ana!isjs

4. l>idug11 krisis ekonomi berpengaruh negatif terbadap konsumsi bahan mak.anan.

makcnan.

3. Diduga harga baritng fain berpengaruh ncgatif terhadap konsumsi bahan

makanan.

adalah :;ebagai berikui.

I. Diduga pendapatan bcrpengaruh posirif terhadap konsumsi bahan makanan di

dalam jangka panjang danjangka pendek.

2. Diduga harga bahan makaoan berpcngaruh negatif tcrhadap konsumsi bahan

Berdasarkan uraian tersebnt di atas maka hipotesis dalam penelitian ini

2.3 Hiootesis

20

mempunyai pengaruh sccara bersama-sama terha.dap variabel terikat yaitu konsumsi,

makanan, dummy krisis dan unsur kelambanan yang dimasuklcan ke dalam model

semua variabel penielas seperti pendapatsn, harga bahan makanan, harga non bahan

2.4.2.2 Uii F (F - testl. Uji statistik F pada dasamya menunjukkan apakah

Gambar 2.5 Kriteria Uji - Statistik

• tt1bel - t U>bel

HO ditolok

Im ditcrirua

110 dolt>lllk

dcngan kntena pengujien seprti tampak p..Uu gambar .

t - statistik dsri suatu variabel penjelas dapat dirurnuskan : t s~tistik • j} I I Sc: (131)

konsumsi secara pllNlial ;

Artinya : variabel bebas betpeugaruh signifikan terha.dap variabcl terilutl yaitu

yaitu konsumsi secara parsial

variabel bebas, tidak berpengaruh signifikan tcrhadap vartabcl terikar Artinya :

110 ; p I = ~2 ~ f:lk = 0

Hipotesis yang dignnakan adalah :

secara parsial atau sendlri-sendiri.

menguji signifikasi dari pengaruh variabel-variabel bebas terhadap variabel terikat

2.4.2.1 Uji t (t - tcd). Uji t mcrupakon uji statisiik yang bcrtujuan uniuk

2.4.2 U ii Statistik

21

HO ; ~I ¢ 1}2 '/ ...... ~k ;! 0

Artinya : sernua variabel penjclas seperti pendapatan, harga bahan makanan, harga

non bahan makanan, vriabel dummy krisis dan unsur kclarnbanan secara

bersama-sama, merupakan variabel penjelas yans signifikan teehadap

variabel terikat yaitu lconsumsi;

2.4.l,3 W (Goodnoss of Pit). R1 (koefisien determinasi} digunakan untuk

mengukur proporsi '"Jri<LSi veriabcl terikat yang l"Orunpu <literangk1111 oleh berbagai

variasi variabe bebas. R2 menjelask.an mampu tidaknya suaru model untuk

me11jclic1kan data yang ada. Besamya nilal koefisicn determinasi antara O -c Rz -c 1.

Niai R yang semakin besar mmunjukan bahwa variabel-variabel bebas marnpu

menjelaskan variabcl terikat dengan baik. Akan tetapi nilai koefisien detenn.inasi

yang tinggi juga dapat menjadi indikas] terjadinya regresi lancung (.wpnrinuv

regression}.

2-4. 2 ll ji d i11gnos1i.k

2.4.2.1 Uji multikoliuieri«a~ Multikolinieritas sdelah adanya suatu

hubungan Iinier yang sernpuma (mendekati sempuma) antara bebcrapa atau semua

variabel beoas, Untuk mcndeteksi ada tidaknya mclrikolinieritas dalam model

Artinya : scmua variabel penjclas seperti pendapatsn, harga bahan makanan, harga

non bahan makanan, vriabel dummy krisis dan unsur kelcmbenan sccara

bersama-sama, bukan merupakan variabcl pcnjelas yang signifikan

terhadap variabel terikat yaitu konsumsi:

Dengan kata lain uji F dapat digunakan untuk menguji hipotesis nul bahwa sernua

variabel indcpenden ti dak berpengaruh terhadap vari ahe 1 depend en.

1{0; ~I= ~2 = ~k = 0

22

dari model yang diamaii tidak memiliki varian yang konstan dari satu observasi ke

2.4.2.4 Uii heterokeda,tisitu. Heteroskedastisitas muncul apabila residual

tersebut adalah fungsi llnier.

Sebnlimya jika hasil F hi twig dengan Ramsey RESET Test < F' tabel, maka fungsi

dengan Ramsey RESET Test > F label, maka Jungsi tersebut bukan fungsi tinier,

berasumsi bahwa fungsi yang benar adala h !Ungsi tinier. Apa bi la basil F hi rung

penelitian ini diguuakan uji Ramsey RESET Test Untuk menerapkan uji ini harus

digunakan dalam peneli!ian sebaiknya berbentuk li.u.ier, kwtdi:atik atau kubik, Pada

2.4.2-~ Uji lini~ritas. Uji ini digunakan untuk rnelihat apakoh. fungsi yang

l nilai chi square fa tabcl), maka variahel pengsnggn berdistribusi normal.

tsbel), maka variabel pcnganQSU. tidak beedistribusi normal. Apabila JB hitung <.

- 2 lJji Jarque-Bera atau Jarque - Bera Test. Apabila JB hitung > nitai chi square 6:

· Untuk mcnguji normal atau tidaknya variabel peng~ggu dilllkukan dengan

berkorelasi dan mcmpunyai varian yang konstlln.

nilai rata-rata yang diharapkan sama dengan no! (herdistribusi normal), tidak

klaslk, diasumsikan bahwa distribusi probabilitas variabel pengganggu mempunyai

2.4.Z.2 Uji normalitas. Untuk pcnerapan OLS dengan model regcsi hnier

dalarn model tidak ditemukan adauya multikolinieritas.

rcgresi model pcrtama lebih tinggi dari R' pada regresi aatarvariabel bebas maka

bcbas lainnya. Rule of thumb yang digunakan scbagai pedoman adalah bila nilai R2

dibandingkan dengan R' pada regresi antara variabel bebas satu dcngan variabcl

Untuk rnenerapkan metodc ini dengan membandingkan R2 podo regresi model

adalah dengan menggunakan korelasi parsial (examination of partial correlationsv

23

positif Penentuan ada tidaknya korelasi dapat dilihat pada tabel 2.1.

diketahui apakeh terjadi autokorelasi atau tidak, baik autokorelasi negatif rnaupun

kritis batas bawah (d,,) dan betas alas (du) schingga jika nilai d dihitung maka dapat

mengembangkan uji statistik yang disebut uji statistik d dcngan menurunkan nilai

Durbin W11tson teloh dilakuken dengan uji st.atistik Durbin - Watson.

Widarjono (2005:180) mcnyebutkan bahwa deteksi masalah autokorelasi

yang berbeda berasal dari individu atau kelompok yang beebeda.

sectiom. rnasalah autokorelasi relatif jarang terjadi karena gangguan pada observasi

kita menggunakan data runtut waktu, akan tetapi pada data kerat silang (ems.~

observasi lainnya. Dengan kata lainnya, bahwa rnasalsh ini sering mu.neut apabila

Masalah ini rnuncul karena residual tidak bebas dari satu ohservasi ke

bersamu-sama mengalami keuaikan,

yang llMll:I misalnya data pendapatan dan konsumsi dari !M1w1 kc tahun relatif

dun variabel yMg berbeda akan rncngalami perubahah yaang S!lllla dalam waktu

berurutan sepanjang waktu berkaitan satu S1:1111n lain. Masing-masing observosi dari

2..4.2.4 U ji autukorelasi. Autokorelasi muncul karena observasi yang

2 dam (n) dcngan degree of freedom (n.R2 = x. -hitung(dt)) lebih besar dihandingkan

2 dcngan x. tahel maka terdapat bcreroskedastisitas.

1 hetercskcdastlsitas. Apaoila Nilai R hasil regresi bantuan dikalikan dcngan jumlah

' ' (n.R2 = x:- hitung(dl)) lebih kccil dibandingkan dcngan x," tabel mah t.itlak terilapat

hasil regresi bantuan dikalikan dengan j umlah data (n) dengan degree of freedom

2 dilakukan dengan Uji White. Uji ini menggunakan regresi bantuan. Jik11 Nilai R

observasi lainnya. I Jntuk mendeteksi rnasalah hcteroskedastisitas dalam model

24

Gambar 2.6 Uj i Durbin WatSQll d

4 L 0 --'d';-t-

!'i11mbcr W1\&at10CIO. 200' l41 2

A utokorclasi positil'

I Ragu-ragu Tidak ada Autokorclasi

A urokorclas i ncgatif

pada tabel 2.1.

Gambar 2.6 menunjukkan posisi maslng-maasing nilai d; sepcrti yang dimaksudkan

4-du ~d< ./ - dt . ·-....,..,.------

4 -_d_t_s_d_s_4_~_Ada aurokorclasi negatif __J

----+--· -----~ Dacrah ragu-ragu; tidak ada keputusan

Daerah ragu-fll!.'ll; tidak ada kcputusan -d-~ Sd·-<'-. -.f---d-u-+-.-,.-,dak-ada autokorelasi ,;-;;silif I negatif

d1,<d<du

Tabel 2.1 · i Statistik Durbin - Watson d

j.'f~tatistik d Has ii ;;,;.._ :~ f-- () < d <ai Ada autokorclasi positif

25

26

3.1 Cara Poelitian

3.1.1 MdodS) peogu111pu•n Ii.ta

Data yang digunakan dalam penelitian adalab dala runtun waktu (time

series) yang dihimpun se\oma 22 tahun mulai dari 1Ahun l 983 sampai dengan tahun

2004. Data dalam penelitian ini t.erdiri dari Produk Dornestik Hrul:o, Jconsu111Si

bahan mak8.!lan, indeks harga makanan dan indck.s harga non bahan makanan.

Data sekunder tersebut d1peroleh mclaiui studi doknmemer clengan

melakukan pencatatan te.rhadap data yang tclah ada dan dipublikasikan melalui sn1cli

kepustakaan. Analisis dilalcukan dengan cara mem)'lelajari dari bukD-buku, karengan

ilmiah dan dokumen-doknmen lain )'ail¥ berkaitan d.engA11 masalah yang sedang

diteliti. Sumber data diperoleh melalui lemlmga. resmi pemerintah, yaitu Badaa Pusat

Statistik Kabupareu l<.ardllganyar, Jawa Tengeh dsn Daereh Istirnewa Yogyakarta.

J.1.1 VeJiai9' operasio•1I

Dalam pembahasan ini disusun beberapa pengertiaa dasar atau definisi

operesioual terhadap vatiahel-variabel yang diamati, sebagai berikut,

I. Pendap111<1n. Pcodupatan yang digunakan dalam penelitian ini ada.!ah Produk

Domestik Regionel Bruto dengari barge konstan tlhun 1983.

2. Konsumsi. Variabel konsumsi yang digunalc1111 dalam penclitian ini ada.lah

pengeluaran rumah tangga yang dipetgunakan untuk meng)consumsi baheo

makanan berdasarkan harga konstan lahun 19S3.

3. Bahan Makanan. Bahan makooan yang dimaksud dalam pc:oelitian ini adalah

pedi-padian, ubi-ubian, ikan., daging, telur den susu, sayur-seyuran, kacaog-

BAB ID

ANAUSIS DATA

tercukupi. Akan tetapi dengan adanya krisis yang melanda Indonesia sejak tahun

makanan. Hal ini menunjukkan bahwa kebutuhan akan bahan makanan telah

Tahun 1996 konsumsi non bahan makanan lebih tinggi dari komsumsi bahan

Garn bar 3. l Pola Konsurnsi Jawa Tengah Menurut Status Daerah Kota

Sumber: BPS Jawa Tengan, Jawa Tengah dalam angka, beberapa penerbitan (diolah)

c Bahan Makanan • Non Bahan Makanan

30. 20 10 0

60

menurun.

tahun 1987 persentase pengeluaran untuk bahan makanan menunjukkan trend yang

konsumsi antara bahan makanan dan non bahan makanan relatif seimbang. Sejak

desa. Pada daerah status kota dengan tingkat kesejahteraan yang lebih tinggi,

Pola konsumsi masyarakat Jawa Tengah berbeda antara status daerah kota dan

(3.1)

3.2.1 Pola konsumsi masyarakat Jawa Tengab

3.2 Analisis Deskriptif

Harga Nominal Indek Harga = -------------------- Xl 00

Harga riil

penelitian ini adalah indeks harga yang dirumuskan dengan (Widodo, 2006: 44).

4. Harga. Harga bahan makanan dan non bahan makanan yang dipergunakan dalam

makananjadi, minuman beralkohol, tembakau dan sirih.

kacangan, buah-buahan, minyak dan lemak, bahan minuman, bumbu-bumbuan,

27

tahun 1983 terus meningkat. PDRB Provinsi Jawa tengah berdasarkan harga

Perkembangan Produk Domestik Reguonal Bruto Provinsi Jawa Tengah sejak

3.2.1 PDRB Provinsi Jawa Tengah

makanan.

ekonomi pada tahun 1997 tidak nampak berpengaruh terhadap pola konsumsi bahan

persentase pengeluaran konsumsi untuk bahan mengalami kenaikan, dan krisis

pada status daerah desa trend ini terhenti pada tahun 1993. Pada tahun 1996

Kalau pada status daerah kota trend menurun ini terhenti pada tahun 1996,

Gambar 3.2 Pola Konsumsi Jawa Tengah Menurut Status Daerah Desa

Sumber : BPS Jawa Tengah, Jawa Tengah dalam angka, beberapa penerbitan (diolah)

j a Bahan Makanan • Non Bahan Makan~

adalah terns menurun.

pendapatannya untuk memenuhi kebutuhan bahan makanan. Seperti juga pada

daerah dengan status kota, trend yang terjadi dalam pola konsumsi bahan makanan

kesejahteraan yang lebih rendah, lebih banyak mempergunakan sebagian besar

Pola konsumsi masyarakat di daerah yang berstatus desa dengan tingkat

konsumsinya sehingga terjadi pergeseran pola konsumsi masyarakat.

mengantisipasi k:risis yang terjadi masyarakat Jawa Tengah mengubah pola

Untuk 1997 trend konsumsi bahan makanan ini mengalami perubahan.

28

diperoleh nilai koefisien dan parameter tiap variabe seperti pada tabel 3.1

Hasil estimasi terhadap model regresi dengan menggunakan program e-views

4.2.1 Hasil estimasi model regresi

4.2 Basil Aoalisis Data dan Pembahasan

12,5%.

2004 mengalami peningkatan dengan rata-rata pertumbuhan pertahun sebesar

perlambatan sebesar 11, 73% pada tahun 1998, tetapi pada tahun 1999 hingga tahun

Krisis ekonomi menyebabkan pertumbuhan rata-rata mendekati 11,34%.

konstan sejak tahun 1983 mengalami peningkatan hingga tahun 1997 dengan

Produk Domestik Regional Bruto Provinsi Jawa Tengah berdasarkan harga

Gambar 3.3 Perkembangan Produk Domestik: Regional Bruto (PDRB) Provinsi Jawa Tengah, 1983 -2004

Sumber : BPS Jawa Tengah, Jawa Tengah dalam angka, beberapa penerbitan (diolah)

#~

,pr~

§-

i ,.,,~ l

~ <S>'~ ~

<:f' .p·

konstan, hal ini menunjukkan tingkat inflasi yang cukup tinggi.

PDRB berdasarkan harga berlaku ini tidak diikuti oleh peningkatan PDRB harga

berlaku meningkat tajam sejak tahun 1988 hingga tahun 2004. Peningkatan tajam

29

H0: 131 = 0 bersrti variabel bebes tidak berpengaruh terhadap variabel terikat.

dengan ketentuan sebegai berikut.

kcberartian masing-masing variabel be:bas secara terpisah terhadap variabel terikat,

3.3.2.1 Uji siguif"ibn•i paoial Wji-0 pcngujian ini benujuan untuk melihat

penycsuaian parsial atau Partial Adjustment Model (PAM).

2 signifikansi secara bcrsama-sama dan uji kcefisien determines] (R ) dan uji model

selaojutnya diadakan pengujien secara :>tttli~. meliputi; uji signifikansl parsial, l!ii

Basil estimasi model yang dipakai dengw:i ruenggunakan metode OLS

3.3.l Uji stotistik

(3.2) 0,541 Ln Cons (-l) + c

Ln Con•= -t.081+0-~0l Lu Y + 0.9002 P, - 0.001 P.r + 0,049 DK+

penelitian ini adalah sebagai bcriku; :

Bcrdasarkan Jiasil cstimasi P<ld.1 tabel 3. J maJca persamaan model regres! dalam

No

32.22070 1.861647

Log Likebood Durbin - Watson Test

·--· ' Variahel Koefisien t - stati stik Probabilitas c -1.081940 --0.811666 0.4297_.=J

LnY 0..S0.5611 2.566879 0.0215 -- pf 0.000244 0. 739556 0.4710 Pnf -0.0009R8 -2.310234 0.0355

·-·· - -· 0.62858ct~.539l-- DK 0.049182

Ln Cons ( 1) 0.540519 2.534065 0.0229 - -· ·- ·- R-Squared o.9n&74 Adjusted R-Squarod 0.970499 S.E of regression 0.061728 Sum Squared resid 0.057155

Tabcl 3.1 Nilai Kocfisien dan Parameter Hasil Regresi

30

derajad kepercayaan a:lau signifikan.si sebesar 0,05. Dnlam hal ini hipotesis

2. Variabel Pr mcmiliki t sebesar 0,739556 < dari t sebesar 1,721 dengan h1tuns t.abc•

signifikan terhadap besamya nilai variabel tenkat, Konsumsi bahan makanan.;

0 (Nul) ditolak, yang berarti bahwa variabel bebas p¬ ndapatao berpengaruh

deraiad kcpercayaan sebesar 0,0215 masih di bawab 0,05. Dalam ha! ini hipotesis

I. Vanabel Ln Y memiliki t sebesar 2,566879 > dari t sebesar 1.721 dengan h1tung tallcl

yang tcrtcra di bawah ini,

Berdasarkan estimasi pada model yang dilakukan, diperoleh ha.~il !!ii t· seperti t>l.atl$\1k

derajat kcbebasan (dt) = 21 rnaka dipcroleh 'iabel scbcsar 1,721.

t < t maka H ditenma. Dcngan tiogk.at kcpcrcayaan 95% (a • 0,05) dan hnWlg lahol 0

Penguiian dilakukan dengan membandingkan nilai t yang dihu.~ilkun dari

perhiningen dengan nilai t tabel, Jika t > t maka H ditQlak, sebaliknya jika hlOl•S t>bct o .

Gambar 3.4 Kriteria Uji-t dengan Ocrajat Signifikansi (n) .'i%

l.7ll

110 d11oltlk

111• lltol&l:

1,721, scdangkan kriteria pengujian ukan ditunjukkan pada gambar J.4.

untuk menolak Ho dengan degree of freedom atau derejar kebebasan 21 mlalah

Dcrajat signifikansi (a) dalam uji t ini sebcsar 5%, sehingga t- tabel yang digunakan

H : ~ -I 0 berarti variabel bebas berpengaruh terhadapvsnsbel teriket. 0 I

31

derajat kebebasan 6:17 maka diperoleh F sebesar 2,61 redangklln F tab<I httwig

F < F rnaka H diterima. Dengan tingkat kepercayaan 95% (u - 0,05) serta hlllmg label 0

perhnungan dengan nilai 11 label. Jika F > F maka H ditolak, sebaliknyajika hdtJI\\! tobtl 0

Pengujian dilakukan dcngan membandingkan nilai F yang dihasilkan dari

sarna 11ta11 seremak terhadap variabel terikat.

bersama-sama atau serentak terhadap vanabel terikat.

kctentuan scbagai berikut.

same atau scrcntak lcrbadap variabel terikat. Jlipote~is yun!! <liuji meatlli.ki

bertujuan untuk mengetahui Clda tidaknya pcranan variabel bebas secara bersama-

3.3,l.1 Uji signifikansi ~e~11n1 bcrs11ma11@me (Ui!-D. Pcngujim ini

terhadap besarnya nilai variahel tenkat, Pmduk Domestik Regional Brute.

diterima, yang bernrti hahwa variabel dummy krisis tidak berpengarub signifikan

deraiad kepcrcayaen sebesar 05J91 di atas 0,05. Dalam Ital ini Hipotesis 0 (N11I)

4. Variabel DK memiliki t sebesar 0.628580> dari t sebcsar 1,721 dengan htlwtJt ' 1~,tl

konsumsi bahan mksnan.;

makanan berpengaruh ncgstif secsra siguifikan terhadap besamya variabel tcrikat

0 (Nut) rlitnlllk. yang bcrarti bahwa Vl!l'iabel bebas hRrga barang non bahan

dcrajad kepcrcayaan sebesar 0,0355 rnasih di bawah 0,05. Dalam hal ini Hipotesis

3. Vanabel Pnf memiliki t sebesar -2,31023'1 < dari t sebesar 1,721 dcngan hllun~ habd

berpengaruh secara signifikan tcrbadap variabcl terikat ..

0 (Nul) ditcrima, yang berarti bahwa variabel behas harga bahan makanan lidak.

32

unmk mengelllhui apakah model estimasi telah memenuhi asumsi klasik dari anaiisis

Maksud dilakukannya pengujian ekonometnka atau asumsl klasik ini adalah

3.~.2 Vii diagnostik

Ln Cons= -l.35S + 1.1LnY+0.0004 Pr· 0.002 P01+ 0.107 DK+ e (3.3)

sehingga model jangka panjangnya adalah :

penyesuaian parsial o sebesar 0.4595 dan tanpa memasukkan vanabel penyesuaian,

dalam jangka pnnjang dcngan mcmbagi semua koefisien dengan nilai koefisien

pcnycsuaian ini dapat disusun model konsumsi bahan makanan di Jawa Tengah

sckirar 45,95% dari Ln Y yang aktual dengan yang diinginlan. Dari nilai koeflsien

tcoeficiem of adjustment) o, yaitu sebesar (I - P5) = I - 0.5405 = 0.4595 atau

makanaa di Jawa Tengah selama periodc pcnclitian. Nilai koefisien penyesuaiau

PAM sukses dan dapat digunakan untuk mengcstimasl fungsi konsumsi bahan

koefisien 13s signifikan dan mempunyai tanda positif, hal ini berarti bahwa model

3.3.2.4 ll ji model ptoytsuaian parsiaL Dari basil estimasi pads larnpiran

sebesar 2.22% dijelaskan oleh variasi variabel lain di luar model.

harga bahan makanan. harga barang non bahan makanan dan dummy krisis, Sisanya

konsumsi bahan makanan dapat dijelaskan oleh variabel heha.~ yaitu pendaparan,

.. estitnasi rnenuniukkan nilai Adjusted R ~ 0,9778 artinya bahwa 97,78% variasi

proporsi variasi variabel bebas mampu menielaskan variPSi variabel terikat, Hasil

mempunyai pengaruh terhadap konsumsi bahan makanan.

3.3.2.J Uji koefi8ien determ.inasi (R•}. IJj i ini menunjukkllll sebcrapa besar

non bahan makanan dan dummy krisis sccara bersama-sama atau simuhan

Dcngan kata lain, variabel bebas seperti pendapatan, barga makanan, harga barang

scbesar 132.586 7 jadi nilai F > F ini berarti H duolak dan menerima H . hllung blbel u •

33

regresi, sehingga dapat digunakan untuk melalrukan pengujian sclanjutnya.

3.3.3.1 Uji Jinieritas. Uji linieriras dimaksudkan untuk mcngetahui

kebenaran dari spesifikasi model yang akaa digunukun. Pengujiao asumsi Iinioritas

dilakukan dcngan Ramsey Reset Test. l'engujinn ini bcrkaitan dcngan masalah

spesifikasi kesalahan, dengan asumsi atau keyakinan fungsi yang bcnar ailalah

fungsi linicr. Asumsi linieritls.s tereapai hila nilai Rumsey RESET tess (F-sta1istilc)

tidak signlfikan atau nilai probabilitas » 0.05. Dari hasil analisis diperoleh F-

Stati~tik sebesar 0,009698 dengan probabilitas sebesar 0,922947. Karena nilai

probabilitas > iJ,U5, maka hipotesis nol yan~ menyatakan bahwa fungsi yang

digunakan adalnb fungsi tinier ditcrima.

3,,~,3.2 llji normttlit11s. llji normalita, dilakuka.n untuk mengetanui apakah

nilai residual basil estirnasi berdistribusi normal atau tidal. ~engujian ncrmalitas

dilakukan dengan statistik Jarque-Beru (JB ). Asumsi normalit.as nilai residual

tercapai bila niloi Jarque-Bera (JB) tidak signiflken atau probabllitas > 0.05. Dari

hasil uji normalltas pada tabel diperoleh nilai Jarque-Bera (JB) sebesar 0,.507121

dengan probabilltas sebesar 0,776033 sedangkan nilal i" at..i = 11,0705, hal ini

berani bahwa nilai hitung Jargue - Berra (JB) lebih kecil dari nilai ·l _, sehingga

dapat disimpulkan bahwa residual dari model mi berdistribus.i normal. Dcngan

demikian, basil cstimasi model yang digunakan telah memenuhi kriteria ekonometri

dan statistika, sehingga model dapst digunakan untuk mcngenahsis pengaruh

pendapatan dan krisis ckonomi tcrhadap pcngaruh nilai pengeluaran untuk konsumsi

bahan makannn,

3.3.3.3 Vji he«eroskedatisitas. Untuk mendetelcsi ada atau tidaknya geiala

heteroskedastisitas dapat dilaku.kaD dengan While 's general heteroskedasticity test.

34

multikolinleritas adalah dengan metode korelasi partial (examination of partial

3.3.3.S t'ii multikolinlerltas. Salah satu uji untuk mendeteksi ada tidaknya

mengandung masalah autokotelasi

dengan nilai Durbin - Wetson sebesar 1,&62 berarti bahwa model tidal

Dari hasil estimasi dengao nilai Durbin - Watson dikctuhui nilai statistiknya,

Autokorelasi Ragu-Ragu Be bas Ragu-Ragu Autokorelasi Negatif Autokorelast Positif

I 0 0,958 l,797 2,203 3,042 4

Tabel 3.2 Statistik Durbin - Watson

- 4 dan n ""22 berada pada daerah yang bebas dari masulah auiokorelasi.

scbcser l .862. Nilai ini berdasarkan pada nilai du dan d;_ Durbin Watson dengan df

Wr:il.s(Ju dari basil cstimasi. Nilai Durbin Wa.tSC>n model yahg digunakan adalah

3.3.3.4 Uji aulokordatsl. Uji autokurelasi dapat diketahu! dari nilai Durbin

model tidak tcrdapa; gtjala heteroskedestisitas,

nilai probabilitcs ynng lebih bcsar dari 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa dalam

23.6848 yang berarti lebih besar dari Ob.t•R-squared, atau [uga dapat diihat dari

pada degrl'I? of freedom I.~ <lengan ringkar signifikasi n = 5% Karena nilai x.2 lllt><!

yang dicantumkan pada tabel diperoleh nilai Obs" R-squared sebesar 19,5977 dan

nilai probabilltas sebesar 0,187912. Nilai tersebut dibandingkan dengan nilai t2 tJlhol

signifikan ateu nilai probabilitas > 0,05. Dari hasil pengujian hetercskedastisitas

Asumsi tidak adanya heteroskedastisltas teecepai bila nilai Obs*R-squarcd tidak

lebih mudah diimplementasikan dan tidak tergnntung pada asumsi normalitas.

IJji beteroskcdastisitas menggunaksn Whitl' general heteroskedasticity test rclatif

35

ma.k.anan sebcsar 0.5056%. Hal ini sudah sesuai dengan teori bahwa setiap kenaikan

bahwa setiap kcnaikan satu persen pendapatan akan meningkatkan konsurnsi bahan

berper.garuh signifikan terbadap koosumsi bahan makanan yang juga dapat diartikan

hasi estimasi diperoleh koefislen pendapatan bernilai positif sebesar 0.5056 dan

3.3.4.1 Peng11.ruh ocndaoatao terhadap konsumsi bahan makanao. Dari

Jawa Tengah,

diindikasikan scbagai variabel yang mempengaruhi konsumsi bahan makanan di

dari penelitian ini maka diakukan analisis ekonomi terhadap variabel bebas yang

Sctclah dilakukan analisis statistik dan ekonomenika, sesuai dengan tujuan

3.3.4 H11Sil analisis ekonomi

muhikolinieritas.

parslal, sehingga dapat dikatakan bahwa model lidali: rnengandung masalah

Dini hasil estimasi tampak bahwa R2 Model lebih bcsar darl masing-masmg R2

I R2 Model R 1 •• v l:l ! 0.9778 0.934754 0.9 ~----

,, P! R~ Pnf R" ui> 1 ..

R C'O• 51456 0.917213 0.869126 0.969

Tabcl 3.3 Uji Multikolincaritas

perhitungan estimasi antarvariabel dalam model :

squared sebesar 0,970499. Tabel 3.3 berikut di bawah ini merupakan hasil

diketahui k-squored dari model regresi yang dipakai yaitu 0,977874 dan Adjusted R-

model dengan nilai R1 dari masing-masing variahcl bebas. Dari basil regrcsi

dcngan R-squared model,

llji mnltikolinicritas dilakukan dengan membandingkan nilai R2 basil estimasi

antar variabel penielas, schingga dipcrolch ha•il R~yqu(lfed dan membandinglcannya

correlations). Metodc ini diperoleh dengan cara melakukan estimasi atau rcgresi

36

pendapatan akan mcningkatkan pengeluaran untuk konsnmsi. Akan tcrapi yang

perlu mendapat catalan adalah tidak bcrarti bahwa setiap kenaikan pcndapatan

sebesar lima kaii lipat akan rneningkatkan konsumsi hahan rnakanan scbenysk

limakali lipat juga, akan rctapi kcnaikan pendapatan akan meningkatkan mutu pola

makan sebesar limakali sesuai dengan pcningkatan pendapataan. Sampai pada

batas-batas tertentu, setiap kenaikan pendapataa akan dipergunakan untuk

memperbaiki mutu pola makan masyarakat hingga tercnpai betas kcjcnuhan. Kctika

telah melewati batas jenuh ini. kenaikan pendapalan tidak lagi dipergunakan untuk

meningkatkan mum pola makan tctapi dipergunakan untuk mcncukupi kebutuhan

Y!l118 lain misalnya sandang dan papan.

Hasil penelitian ini scsuai dengan peuclitian yang dilakukan oleh Mroz et. al.

2003, yang menganalisis perubahan struktural dalam pola makan di Cina sebagai

akibat peningkataan pendapatan. Perubahen struktural ini ditunjukkan olch

ditemukannya kejadiaan k.egemukan atau obesitas dan pcningkatan prevalensi

pcnyakit-pcn)'llkit yang discbabkan oleh pola ma.kan seperti, penyakit jantung,

diabetes dan berbagai jenis kanker. Perubahan pola makan itu terutama pergeseran

dari protein nabati ke protein hewani yang dalarn ha! ini adalah peningkatan

konsiensi daging h~bi.

Dalam jangka pendek elastisitas variabel pendapaian terhadap konsumsi

baltan rnakanan sebesar 0.5056% terhadap konsumsi bahan makanan, sedangkan

dalam jangka panjang elastisitas pendapatan terhadap konsumsi bahan makanan

sebesar l ,1%. Hal ini berarti bahwa perubahan pendapatan dalam jangka paniang

lebih elastis tcrhadap konsnmsi bahan makanan daripada dalam jangka pcndck.

J7

3.3.4.2 Pcnl!Jlruh harga terhadap koositmsi bahlui makaoan. Koefisien

variabel harga bahan makanan sebesar 0,0002 clan tidak signifikan berpenguruh

tcrhadap konsumsi baban makanan. Hal ini bcrarti bahwa berepapun harga bahan

makanan akan tt•tap dibeli oleh masyarakat karena makanan merupakan kcbutuhan

pokok untuk dapat mclangsungkan hidupnya. Hal ini scsuai dengan teori bahwa

bahan-hahan k.ebutuhan pokok mcrnpunyai sifat yang mendekati inclastis scmpuma,

sehingga. berapapun harga barang tersebut permintaannya akan tctap.

3.3.4.3 l'eng3rah bare.a barang lain t.:rhadap konsun1si bithao makaoan.

Koefisicn variahel harga non bahan makanan sebesar 0,0009 dan berpcngaruh

ncgatif secara s.iginifikan hal ini berarti setiap kenaikan harga pada barang non

bahan makanan akan menurunkan konsurnsi bahan makanan, akan tetapi pengaruh

tersebut sangat kccil bahkan mendekati no!. Hal ini telah sesuai. dengan tcori karena

kedua jcnis barang berefek komplernenter. Setiap kenaikan harga baeang non bahan

makanan sebesar 1000 rupiah akan mcngurangi konsumsi bahan makanan sebesar

0,9% sehingga dapa: dikatakan bahwa perubahan harga pada barang non bahan

makanan tidak berpengaruh terhadap perubahan konsumsi bahan makanan.

3.3.4.4 Pengarub kri~is ekonomi terbadap konsumsi bah.an maboim.

Kondisi krisis yang melanda Indonesia sejak tahun 1997 tidak bcrpengaruh secara

signifikan terhadap pengeluaraan untuk konsumsi bahan makanan di Jawa Tcngah,

Hasil penelitian ini rnwtgkin berbedn dengan hasil penelitian yang telaf1 dihtkukan

oleh Ariningsih (2004) yang rnenyebutkan bahwa krisis ekonomi berpengaruh

tcrhadap perubahan perilaku penduduk yang tinggal di Pulau Jawa dalam hal pola

konsumsi tcrhadap bahan makanan, dimana pada masa krisis penduduk di Pulau

Jawa rnengurangi konsumsi terhadap protein hewani.

38

masyarakat yang t.inggal di pedesaan dan yang t.inggal di perkotaan hampir samn.

mcningkatkan konsumsi terhadap sayur-sayuran, Pola perubehan konsumsi pada

di konsurnsi, misalnya dengan mengurangi konsumsi daging dan buah tetapi

mengantisipasi k.risis ekonomi de.ogan cara merubah persemase jenis makanan yang

Krisis ckonomi tidak mcngurangi pengeluaran koosumsl tetapi masyerakat

-- lcn1s p,,,.. l<'vu1

" ·-·· IWO 1'193 1"96 1m 20~.~. 1 llYO I 1)91 19% 1999 2002

I rad•·Padtitn JU 28 0 2H 221 2H 27 4 2A) 4 87 205 182 2 l,;b1<1boM IR It 1.2 I I 11 I 0 u 07 07 06 ~ l~on 43 4 I 39 44 41) 18 47 S2 41 H

• ll•~··~ B ~I H 2.7 32 64 '-65 77 3S 54 i

5 T clur dan ~ti.O>u 33 J~ 44 I 40 H 57 60 so H 63 ~ S:l)U'"'"')"r"n 103 IOE 96 IJY 9• 90 90 10 I ' 102 771 I 7 K.c1ng·kAct11gtJn 63 6.1 S8 69 SY 62 6 I 62 " 46· 8 Duall·ooW>"" i6 4l 47 3.1 47 H 5~ 15 41 HI 9 Mmyal< dan l.<RUlk 4Y S3 SI 64 47 42 40 41 •$ 35

10 .Oahan MmumUA SJ s s SJ H 4R s s s s H 48 ; 44

11 tJumhu·b«lmbUIJ'I •2 4J JU 3S )1 J.7 )8 H Z6 J 26 12 K :mf.Uffl~l la:.nnya I 7 I~ 21 20 13 z o u ).J 2 7 28

n M,Jc1111Ul JGd• 6 I IZ 9 l .. IS! lS.9 96 179 "4.1 2A 5 :tJ6

14 Mu1u111U1 be11dk11t1ol 0 I 0 I 00 0.0 00 OJ 0 I OJ 00 U I

15 'l'cml>Gk1M. d•1 '"''• 73 0 84 84 11.0 " g I 79 69 I 96 " ..

Taht:I 3.:'i Perscntasc Jcnis Makanan yaug Dikonsurnsi Mcnurut Status Daerah

di Jawa Tengah, 1990 - 2002

masyarakat di Jawa T cngah mengalami perubahan.

tcrapi dari tsbcl 3.5 berikut terlihat bahwa pola konsumsi bahan makanan

schingga tidak tampak perubahan dalam hal pola konsumsi bahan makanan. Akan

peugeluaran konsumsi b11lu111 rnakanan liWik dipisahkan per jenis hahan rnakanan

di Jawa Tengah lidak dipengaruhi oleh krisis ekouomi karena dalam peneuian ini

Hal ini dapat dijelaskan bahwa pcngoluaran untuk konsumsi bahan makanan

39

Lcbih lanjut berdasarkan hasi estimasi model PAM dapat diuraikan bahwa

baik dalam jengka pcndck IIlllUpUll jangka panjang konsumsi bahan makanan di

Jawa Tengah hanya dipengaruhi oleh tingkat pcndapatan. Ini berarti bahwa apabila

dalam jangka pendek PDRB .lawa Tengan naik scbesar 1% maka konsurnsi bahan

makanan akan naik sebesar 0.5065 % clan akan meningkat sebesar 1,1 % (0.50.5611/

( l • 0.5405l9) dalam jangka panjang. Dengan dernikian basil estimasi model .PAM

mernbuktikan eksistensi dari model yang mengatakan bahwa konsumsi rncrupakan

Iungsi dari pendapatan (Ali man, 2001 :59).

40

41

4.l ~paJan

Dari hasi! analisis data dan pembahasannya diperoleh kesirnpuan sebagi hasit

pceclitian ini.

1. Dari scrnua variabel yang dipergonalcan dalam penelitian ini, variabel

pcrxllll)Qtan secara signifikan beipengaruh dsn bertanda positif ierhadap

konsumsi bahan makananan, Variabel ini berperan besar karena konsumsi

merupalcan fungsi pendapetan. Untuk konsumsi bahan makaoan fung:si

konsumsi mcrupaken funQ3i kuadratik, sehi.n8ga suatu saat akan tercapai titik

jenuh, Kuefisicn yang bertanda posltif mcnunjukkan babwa lingkat konsumsi

belurn mencapai titik jenuh sehingga peningkaun pendapatan masih

dipergunalwi untuk mcmcnuhi kebutuhan bahan makanan.

2. Pengaruh vruiabel hsrga bahan malc8J18.0 memiliki tanda positi{ tecapi tidak

signifilutn karena bahan nl4kanan mcrupakan kebuluhan J)Okok yaug harus

dipcnuhi sehingga harga tidak bcrpenganJh tcdwlap konsumsi bahan makanan.

'.I. Variahel harga barang non bahan mak&na11 berpengllluh secara signiftkan dan

bertanda negatlf terhadap konsumsi bahan mekaaan sehingga dapat dikirtalwl

bahwa bolnJQg non bahan makanan ini berefek komplementcr tcrhad.ap bah.en

makanan. V ariabel harga pada harang 1100 bahan makaean ini tidak peka

terhadap konsumsi bahan maJcanan kannoinelostis atau e!astisitasoya Jebih kecil

dari satu.

BABIV

KESIMPULAN DAI'\ SARAN

42

makanaa diperinci menurut jenis bahan makenan,

~runakan data penel dari kabupaten-kabllf)lltro di Jawa Tengah dan bahao

4.2 Sarao Berdasarlcan basil penclitian ini, ierdapa1 beherapa implilwi kebijakm yang

penting bagi pemerintah daerah terkait dengan pengarub pendapatan dWI krisis

terhad.ap knn$urosi bahan malceo.an Kebijakan yang dapat dilakukan oleh pcmcrintah

daerah di tiap kabupaten di Jawa Tengllh adoloh sebagi berikut,

I. Terkait dcngan kenyataan h&hwa rata-rata peudwluk di Jawa TCllgah yang maslh

mempergunakan sebagian besar proxi pendapatannya untuk memenuhi

kebutuhwt akan konsumsl baban mabnao yang dit\lltjukkao oleh tingkat

pendapaian yang berpeogarnh secara signifikon positi f lerhadap konsumsi bahan

makaaan perlu diambil 8U81ll kcbijakan uotuk dapat mc.ningl<atlran pendapatan.

2. Bagi para akademisi, dapat <filab1kan penelitian lebih lanjut dengan

pergeseran terutama Jronsumsi terhadap protein bewani plda mas a krisi s,

pcnelitian ini menunjukkan bahwa pola konsumsi bahan makanan mengalami

bahan makanan tidak oampok sccaro nyata. Tetapi dari data peOOukung dalam

dan tidak terperinci per j enis bahan makanao sehi ngga pola perubahan konsumsi

karena variabel konsumsi bahan m.akanan yang digunakan bersifal. menyeluruh

4. Varibel dummy krisis tidak herpengaruh terhadap konsumsi bahan makanan

42

Rask. Norman dan Rask, Kollen, 2005, "Economics Development and Food Demand Changes : Production and Management Implication" College of Inc Holly Cross, Departement of Economic« Faculty Research Servis, Paper No. 05-14, Massachusets 01610, 2005.

Ramaningsih, Prita Yasminda, 2006, "Pengaruh Subsidi BBM Terhadap Konswnsi Beras Masyarakat Indonesia Tamm Im - 2004", Skripsi FE UGM. Tidak di pu bli kasikan.

Mank.iw, Gregory N, 2003. Teori Mukro Ehmomi, Havard University, Terjemahan, Penerbi r ErlangbTS.

Mroz, Thomas A., Popkin, Barry M, dan Guo, Xuguang, "Structural Change in The Impact of Income 011 Food Consumption in China, 1989-1993", Economic Development und Cultural Change,July, 2000, 737-760.

Kimin. Basir, 2002, "Pola Konsumsi Petani Sawah Ditinjau Dari Hlpotesis Pendapatan Relatif Tahun 1991, dan Tahun 1999", Jumal Ekonomi don Btsnts Indonesia, Vol. 17, No. 3, 277-287.

Gross, Rainer, Schultink, Werner, Wasito, Erika, Susilowati, Dwi dan Wasito, Erika · "Temporary Stahility of Urban Food and Nutrition Security : The East

Jakarta Study". Asia Postftc J Cltn NUJr: 29-33 •

Ismail, M .. Kalirge, David dan Wllhyurirui, \1., 2005, "Uji Hipotesis "Jalan Acak" Dalam Fungsi Konsurnsi Di Indonesia", Jurnal Ekonomi do» Bisnis Indonesia, Vol. 20, No. 2, 158-174.

Ariningsih, Eming, 2004. "Kajian Protein Hewani Pada Masa Krisis Bkonomi di Jawa", Jcaserd Working Paper No. 28, Badan Penelitian dan Peagembangan Pertani an, Departemen Pertanian : l -13

Arsyad, Lincolin. 1996. Ekanom! Mikro, Universitas Gajah Mada, Badan Penerbit Fakultas Ekonomi, Edisi kedua.

Andriani, Atik dan Fatimah, Siti, 2002, "Analisis Hubungan Proporsi Konsurnsi rnakanan Dengan Berbagai Stratifik.asi Pcndapatan Per Kapita di Propinsi Jawa Tcngah f>ada Tahun 20(13-. J11Tnai Ekonomt Pembangunan, Vol. 5, No. l. 98-[08.

Alirnan, 200 l, Elwnom.::trika 'f erapan, Analisis Runtun Waktu, Modul Pelatihan, Program Pasca Sariana, UGM.

Alexandratos, Nixes, 2003. "General Features, World Agriculture: Towards 2015130",Agrn-Chemical reports, Vol. Ill No. 3, July-September: 1-15

UAFT AR PUST AKA

43

............. "Jawa Tengah Dalar» Angka", lkbcrapa Penerbitan, Biro Pusat Statistik Propinsi Jawa T eugau,

Wijnya, Faricd, 1999, Ekonomikamikro, Universaas Gajah Mada. Badan Penerbit Fakultas Ekonomi.

Widodo, Suseno Triyanto, 2006, Indikato: Ekonomi, Penerbit Kanisius, Yogyakarta, Cetak.an ke 14, 2006.

Widarjono, Agus, 2005, Eko110~1rWJ, Teori dan Aplikasi, Fakutas Ekonomi Universitas Islam Indonesia, 200S.

Suryantoro, Agustiuus, 1997, "Model-Model Ekonometri Untuk Analisis Ekonomi", Perspeksif. No. 06, Edisi April-Juni 1997: 39-45

Saepudin, T., 2000, "!lubungan Konsumsi dengan Pendapatan Pendekatan Teori Permanent Iocomc Hypotesis dari Milton Friedman)", Jurnal Trikonometri Vol. 2, No. 2, 93 - 106.

Samuelson, Paul A. dan No!dhaus, William D., 2003, I/mu Mikro Ekonomi. Tcrjemahan, PT Media Global Edukasi

Rcksoprayitno, Soediyouo. 2000, Ekonomi Makro, Anal/sis IS - LM dun Permintaan-Penawaran Agregatif, Universitas Gajah Mada, Badan Penerbit Fakultas Ekonomi, Edisi Milenium.

44

45

fstllt > F label ~ Signiflkan

lJji- F

t "" > l tabd atau - t..., < · t '*' _, signifikan

l,,2,df = 1,721

df =n-k-1=22-S-l=15

u -5%-0.05

Uii I

Deperdent Vanablc: LNCONS Method. Least Squares Date· 0&'08/00 Time 11 · 12 Sample(adjlJStecl) 1984 2004 Included observanons 21 after adjust1n9 endE:i!lllts

Van able Cceflicient Std. Error I-Statistic Prcb. c -1 081940 1.332987 -0 811666 0.4297

LNY 0 505611 0.196975 2 565879 0.0215 Pl' o oa0244 0.000330 0739556 0 4710

PNF ·0.000988 0.000428 -2 310234 0.0355 OK 0049182 0078242 0628580 0.5391 LNCONS/-1) 0.54(-519 02~3301 2 534065 0.0229

R-squared o.9ns74 Mean dependent var 15 42183 Ad1usted R~uared 0.970499 S. 0. depelldellt var 0.359384 S E of regression 0.081728 Ak<iike info cn11ffion ·2.497209 Sum squared resid 0.057155 ScllWliVZ crrterion ·2 198774 Log likelihood 32.22070 F·stalistic 132.5867 Ourb1n-Watson stat 1 861647 f>rob(F-slallsbc) 0000000

•

UJI STATISTIK

LAMPIRAN 1

45

46

ll ji Linierims -

Ramse~ RESET Test F-stabsbc 0 009698 Probability 0922947 Loa like·inood ratio 0014542 Probabdi~ 0.904014 Test EqJat1on: Dependert Vanable LNCONS Method: Least Squares Date: 08/08106 Trne: 11:51 Sample 1984 2004 Included ebservanons 21

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. c -5407995 43.94986 -0.123049 09038

LNY 0743082 2 419951 0 307065 0.7633 PF 0000365 0 001268 0287383 0.7780 PNF ·0001472 0.004928 -0.298672 07696 DK 0073586 0 :>60700 0282263 07819

LNCONS(-1) 0 819153 2 837945 (j 288643 07771 FITTED'2 -0 015984 a 1e2311 -0 096480 09229

R-squared 0.977889 Mean dependent var 15.42183 Adjusted R-squarecl 0.966413 S.D. dependent var 0.359384 S.E. of regressiOll 0063872 Al<.aike info crifarion -2 402684 Sum squared resid 0 057115 Schwarz criterion -2 054489 log ltkel1hood 32.22797 F-stati1;tic 1031960 Durbtn-W8!SOll stat 1.857818 ProblF-statisticJ 0000000

Mean z 82f.\.15 ~d•an -0 003621 M.axemum U 11l41U Muumum -0 094743 $0 Cllv a 053456 Stew.es\ 0 325189 14.Htos•s 2 6{M3{M

JaiqLJ~"' a SOT121 Prob:ribtlity 0 716013

I Sedes· ~s1dl.e(s Sample 1984' 200<4 Cl>&•l'Y&ti61\$ 21

Uji Normalitas (1.,2 (0.115, 4J ~ 9.4377)

t;JI DIAGNOSTIK

LAMl:'IRAN 2

47

Durbin- Watson tabel, du= 0,958; rll = 1,7971

0 97787 4 Mean dependent var 15.42183 0 970t-99 S D dependent var 0.359384 0.061728 Aka1ke Into cntenon -2.497209 o 057155 Schwarz critenon -2 198774 32 22010 F~taust1c 132.5867 1 861647 Prob(F-<>tatistic) 0.000000 ·~--~~..;..,~="==~~

R-squared Adjusted R-squarod S E. uf r egress1on Sum squared resid tog hkelthood Durbin-Walson slat

0.4297 0.0215 04710 0.0355 0 5391 0.0229

c -1 081!140 1 332987 -0 811666 LNY 0.505611 C 196975 2.566879 PF 0 000244 0 000330 0 739556

PNF -0 000988 0 000428 -2 J10234 DK o 049182 o 078242 o 628580

LNCONS(-1) 0 5'10519 o 213301 2 534065

Prob. Variable Coefficient Std. Ermr t-Stalistic

Dependent Vari<lblA. LNCONS Method: least Squares Date: 08i08/06 Time· 11 12 Sample(adJUSted): 1984 2004 Included observations 21 after 8djU$tina endpoints

lJ ji Aotokorclasi

47

48

Uji Hctcrokedastisitas f.x.2 (<>.os, ~ = 24.7356)

IMlite HeteroskedasllCtty Test

F-stabstic 4 658701 Probability O.Ool9131 Obs•R-$quared 19.5Q777 Ptobabdity 0.187912

Test Equation Dependent Vanable: RESID"2 Method least Sc:iuares Date: 0810SJ06 Time. 11 ·59 Sample· 1984 2004 Included observations 21

Vari11ble Coeffioent std Enor t-stat1stic Prob c 4000669 1859521 2 410531 00608

LNY -5.146753 2.173274 -2.368202 00641 LNY'2 0 166711 0065246 2.516566 00534 LN'l'.PF ooeosss 0000445 0.892984 0 4128

LNY'PNF -0 001691 0 000748 -2 2$0526 0.0733 LNY"DI< 0 005411 0.003554 1.522681 0.1883

LNY•LNCONS(-1) -0 001219 0.007801 -0 156218 0882·) PF 0004042 0.004268 0 947162 0 3870

PF"2 2 59E-07 8 11E-07 0 318715 0.7628 PPPNF 9 83E-08 8.83E--07 0.111329 09157 PF.DK -6 84E-05 0000261 -0.262444 08034

PPLNCONS(-1) -0 000706 0000200 -2.361571 0.0630 PNF 0 015522 0 013543 1146146 o.3036

PNFA2 2 33F-06 1~ 1 382490 0.2254 PNF*DK -0 000168 0.000323 -0 519546 06256

PNF.LNCONS!-1l 0.000735 0.000627 1171569 0 2942 R squ;:ircd 0 933227 Mean dependenl var 0.002722 Ad1usted R-sQuared 0 732908 S.D. dependent var 0 003532 S E. of regression 0.001826 At.aike Info Clltenon -9.685109 Sum squared resld 1.67E 05 SchwaR cntenon -S.$89282 log likelihood 117.6936 F-sta1Jslic 4 658701 Dumm-Watson slat 2.654406 - Pfob(F-stalistic) 0 049131

4&

49

324.1324 187.7506 1C.73097 1097967 76.70752 0 000000

0.8797 0.4453 0 0002 00010 04916

R-squa~ 0.950438 Mean dependeJ>t var AdJuste:I R-squared 0.936048 SD. depemlent var SE. of regression 46 73147 Akaike ilfo crilarion Sum squared resJd 34941 28 SchwaJZ crtetion Log likelihood -107 .6752 F-slabti<.: Durbin-Watson stat 2.286524 Prob(F-statistic)

c -155 0583 1006.403 -0.153766 LNY 114 52/1 146.3470 0.782572 PNF 0 990740 0.208741 4.746267 DK 167.9712 41 77646 4 020714

LNCONS(-11 -1119518 159.0371 -0 703935

Prob

16.50192 0.391597 -2 051142 ·1.8024'46 120.9193 0.000000

0 4879 0.4453 0.3126 0.0522 0.0000

Vanal>le Coefficient Std Error t-StallS!ic

Dependent Variable· PF Method Least Squares Data. 08/08106 Time 12 11 Sample(ad1usted). 1984 2004 lnCluded observations 21 after adjusting endpoints

Mean dependent var S.O. dependent var Akadce info criterion Scltwin cntenon F-sfal!Stic Prob(F-statisti)

0.967979 0.959974 0 0783'15 009l3206 26 53699 1.539157 _

n-squared Ao'JUSted R-squared S E of regression Sum squared res1d Log l1kel1hood Durbin-Watson stat

c 1.182815 1.665778 0 ~10007 PF 0.00Q32:i 0.000411 0.782572

PNF 0 000548 0 000525 1.042175 DI< -0.184436 O.oe7951 ·2.097C19

LNCONS(-1) 0 985632 0.112128 8.790220

Prob Vanable CcelflCieot Sid . .EJmr t-Statisbc

49

Dependent Variable: LNY Method Least Squares Date: 08106/06 Time· 12 10 Sample(aCi1usted) 1984 2004 lnduded ol:>servaltons: 21 after adjusting endpom!5

![j j Mu ltik-OlineJ1ritas

so

0.380952 0.497613

-0.204611 0Jl44085 27 82713 0 000000

Mean dependent var S.D.dependentvar Akaike iflfo criteriDn Schwaiz critenon F-stat1st1c Prob(F·stat1stic)

0 8T4321 0 842901 0 197232 0.622410 7.148418 2106164

R·squarud AdJtsted R-squared S.E of reg~ssion Sum $Clllared resid Log llkelillOCd Durbin-Watson stlt

02047 00522 0.0010 0.0889 00104

c -5 347156 4 ll43933 -1 322269 LNY -1168915 0 557418 -2 097019 PF 0 002992 0.000744 4. 020714

PNF -0.002255 0.001245 -1.811063 LNCONS(-11 1601026 0 551624 2.902384

Prob Variable Coefficient Std Error I-Statistic

Dependent Variable DK Met~od; Least Squares Date. 08108106 Time. 12 13 Sample(a<IJUStedJ 1964 2004 Included observations· 21 after adJust1ng enop0ints

248.2714 112.4875 1021293 10.46163 44.63404 0000000

0.1599 0.3128 0 0002 0.0889 0.6982

Mean dependent var S.D.dependentvar Aka1ke info aitenan Schwarz. clllerion F~tatisbc Prob(F-stabstic)

0 917753 0 897191 3606776 2081413

-102 2358 2 165674

R-sqwued A1JUsted R-tquared S E. of regression Sum $Q~ared resid Log llkeltnood Dur.iin-Wiitson s~f

C -1077.161 730.8348 -1.4/3Hf7 LNY 116 0723 111 3751 1.04:> 175 PF 0 59D173 0 124345 4 7 46267 DK -7542606 41.64740 -1 811063

lNCONS(-1) -48.96224 124.0300 --0.394761

Prob. Variable Coefficient Std. Error I-Statistic::

50

Dependent Variable PNF Method: Least Squares Date 08IOSI06 Time: 12 12. Sample(adjusted) 1984 2004 l!lcluded observations: 21 after ad1ust1ng enapoinl$

5,000,000.00

10,000,000.00

15,000,000.00

20,000,000.00

25,000,000.00

30,000,000.00

35,000,000.00

Pendapatan

1,000,000.00

2,000,000.00

3,000,000.00

4,000,000.00

5,000,000.00 -

6,000,000.00

7,000,000.00

8,000,000.00

9,000,000.00

Konsumsi Dahan Makanan

DATADASAR

LAMPIRAN3

51

-- --- --- ---

--------- 100.00

200.00

300.00

400.00

500.00

1------ ---- 1 600.00

Ha.rga Barang Non Dahan Makanan

100.00

300.00

400.00

500.00

600.00

700.00

800.00

200.00

Barga Bahan Makanan

52