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

2

i

3

ii

4

iii

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.