JurnalAgribisnis dqn Industri Pertqnian vol.5 No 2 2006, 76-g2, Terakreditas Dikti No. 5j/Drcrylporroo,

ESTIMASI PERMINTAAN DAN PENAWARANEKSPOR KOPT INDONESIA

Staf pengajarr,*YXTJlJtff [1li;#"[:,]';HiillversitasBengkuru

Abstrqct

Indonesian cofee *port tlllesumgbb inJluenced by exehangs rate, domestic snd internqtionql ooffge pripes,Gross National Product (GNP) of impoirer *!",ry (us,g Tvei prijerei"" oii iriil*'i"if ,o^umer Thesefactors could stimuqlote qporler countries to increaseor decreasi their suppilies. This research was qimed:(l) to design and estimqte the supply qnd demand model of Indonesia coffee aeport, to analyze tevel ofrespowiveness of cofee qport on economic qnd no economic'stimulib, ond;'iZ1 t, irro^mend qn qlternativepoliqt fe7 decision mqker in order to loost export. Those obiectives w(ts answered by using two stage leastsquare (2sLS) method with unit root and cointegration tests. ihe result showed that ealh variable was suitableto prior expectation except domestic price and exporl lag. Indonesian coffee scport wqs respowive tointernqtional and usA GNP both in short and long tirms. Iithe long run the price elasticiry was larger thanelasticity in short run, so poliq' lo extend the coffee dport shouldie long ierm dimension as relevqnce asd?7aqnd, Indonesian qporler was priqe lqkcr rqite thanr priqe mqker iai"ti""ili i-iao"rtiq rqrge acporrercountry' Optimalbation -of

monetoring institution on world'mirket lrice could b,iirc oj siategic approachesin order to accelerate the transmission of price i4formation direcr io cofe producer/foi.Keywords : supply, demand, coffee,export

tir"{fi'

Vi

hti'

ri;

,,1,

I. PENDAIIULUAN

A. Latar Belakang

Konribusi produksi subsektor perkebunanberdasarkan data dari Direktorat JenderalPerkebunan (2000) menginformasikan adanyaperkembangan produksi yang cukup signifikan darilirna komoditi utama perkebunan, yakni karet,kelapa sawiq kakao, kopi dan teh. Komoditas kopimengalami peaingkaan volume ekspor yang cukuptinggi. Peningkatan volume ekspor ini-didugaterutama dipacu oleh peningkaran produksi. Faktor

lag fanS mempengaruhi meningkatnya ekspor kopiIndonesia adalah relatif stabilnya konsumsi kopi{:ydt, Peningkatan eksporkopi Indonesia jugadi95. dipengaruhi oleh faktor-faktor lain ,ep"rtinilai tukar, harga kopi di pasar domestik maupuninternasional, maupun preferensi dan pendapatankonsumen. Faktor-faktor ini baik secara lanssunsataupun tidak akan menstimuli eksportir ialarimeningkatkan produlsi 1.'ang pada gilirannya akanmeningkatkan penawarannya. Dalam kaitannyadengan ekspor, kinerja ekspor suatu negara tidaklepas dari kondisi daerah pemasaran. Artiny4peningkatan atau penurunan penawaran suafukomoditi sangat terkait juga dengan peningkatanataupun penurunan permintaan di daerahpemasarzm.

76

Eksppr mcmpunyei peranan penting dalampertumbuhan ekonomi suatu negara. Dalam kaitanini, mengetahui f?rktor-faktor yang mempengaruhipemrintaaa ekspor suatu komodiiti menjadi kajianITE gukup penting karena implikasinya terhadapkebijakan perdagaugan dan neraca perdagaugansuatu Degaxa. Dengan diketahuinya faktor-faklortersebut, maka besarnya elastisitas, khususnyaelastisitas pendapatan dan harga terhadap suatupermintaan ekspor dapat diukur. Senhadji andMqnfe4egro (!99e;, misalnye utgnqkankanpentingnya elastisitas permintaan ekspor sebagaiberikut. Elastisitas permintaan ,nengukursensitivitas permintaan terhadap perubahan hargadan pendapatan. Semakin tinggi elastisitaspendapatan terhadap permintaan ekspor, semakinkuat peranan ekspor sebagai mesin pertumbuhanekonomi suatu negara. Lebih lanjut, jugadinyatakan bah*a semakin tinggi elastisias hargapermintaan elspor. semakin kompetitif komoditastersebut di pasar internasional dan ini berartikebijakan devaluasi mata uang menjadi kebijakanyang tepat untuk meningkatkan ekspor, demikianpuld sebalikaya.

Pendekatan yang sering digunakan untukspesifikasi dan menduga persamailn atau modelpermintaan ekspor suatu kornoditas adalah modelpersamaan tunggal. Dalam persamaan tunggal,

Estimqsi Permintqqn dgn Penwaran Kopi Indonesia (M. Mustofa R dan Ketut S ) /SSN; /-l12-8888

{I

Koutsoyiannis (1977) mengatakan bahwa model,yang merupakan representasi fenomena aktual yangberupa sistem atau proses aktual, memandang suatusistem ekonomi secara parsial. Dalam hal ini,permintaan ekspor yang merepresentasikan jumlahvolume atau nilai ekspor yang diminta merupakanfimgsi tingkat pendapat real negara importir danharga relatif. Peneliti-peneliti yang menggunakanmodel persamaan tunggal unhrk menganalisapermintaan ekspor komoditi pertanian maupunindustri baik di negan berkembang maupun majuantara lain adalah Goldstein and Khan, (1978);Okonkwo (1989); Lukouga (199a); Giovannetti andSamieli (1995), serta Charnbers and Just (1981),Sukiyono dan Nusril (1997); selain penelitian yangdilalnrkan oleh Hassan and Tufte (1998), Bredin etal (2002), dan Cosar (2002)-

Meskipuu p-endef<atao rnodal Bersa.$aanarnggal telah dapat menjawab pertanyaan ataupermasalatran ekonomi yang diteliti, pendekatan inipunya kelemahan. Kelemahen mendasar daripenggunaan persamaan ttmggal adatah pengabaian

ftkta bahwa model ekonomi sebenamya terdiri darisatu set persamaan simtiltan yang secara bersama-sarna menentukan perilaku sekelompok variabelekonomi yang ada dalam suatu model (Thomas,1983). Untuk itu, suatu peudekatan yang dapat

dilakukau adglah dengan m-ellggunakan pendekg-terpersamaan simultan. Pendekatan model persalnaznsimultan memandang berbagai aspek yang salingterkait dan saling mempengaruhi dalam suatusistem pers{rmaan simultan (Koutsoyiannis, 1977).

Dugaan teoritis berdasarkan aplikasi modeltersebut bahwa penawaran ekspor kopi Indonesiasangat dipengaruhi secara positif oleh harga kopiyang dijual di pasar internasional atau pasar ekspor,

yang berarti Fr'\. Karena kopi juga dapat

dipasalcan di pasar domestik dan jika harga dipasar domestik naik, maka insentif eksporir untukmenjual kopi ke pasar domestik menjadi lebihbesar, yang berarti pula eksporir mengalihkan

penjualannya ke pasar domestik (0, <01. I-eUitr

lanjug meningkatnya konsumsi domestik juga akan

mempengaruhi. Jumlah yang dapat ditawarkan di

pasar internasional 1f; < 01. dan sebaliknya

untuk nilai tukar nrpiatr dimana nilai tukar seringdigunakan sebagi kebijakan untuk meudorong

peuingkatan ekspor (go> 0.1.nerueaa dengan

penawaran, naiknya harga ekspor riil justru akan

mendorong konsumen untuk mengurangi

konsumsinya (4, < 0 ), sedangkan naiknya

pendapatan perkapita justnr akan mendorong

peningkatan konsumsi kopi (4, > 0.1 Nilai tukarjuga mempunyai penganrh yang terbalik padapermintaan ekspor kopi oleh negara imporir

(a: <o).

B. Tujuan

Tujuan penelitian ini adalah:l. Mendesain dan mengestimasi model penawaran

dan pormintaan ekspor kopi Indonesia denganperdekatan persam&rn simultan, dan

2. Monganalisa tingkat responsivitas komoditiekspor kopi terhadap stimuli ekonomi maupunnon ekonomi di Indonesia.

II. METODOLOGI PENELTTIAN

Untuk menduga pararneter permintaan danpenawaran ekspor komoditi kopi Indonesia dapatdilakukan dengan berbagai teknik. Modelpersamarm dalam penelitian ini adalah:

EKT -tuo+^aiIT +tu2GDyr +turERT +(t-a),,EKTl+tusPDlT0+ tt,

Pertanyaan mendasar yang terkait denganmetode estirnasi adalah apakah sebaiknya modelestimasi penaw.ran dan permintaan ekspordiestimasi secam terpisatl atau dalam keadaan tidakkeseimbangan (disequilibrium) ataukah ke duamodel tersebut diestimasi dalam keadaankeseimbangan (equilibrium). Pertanyaan inimuncul karena banyak penelitian tentangpermintaan ekspor suatu komoditi diduga secara

terpisah dengan menggunakan metode OrdinoryLeast Squme (OLS) dengan asumsi fungsipenawaran ekspor mempunyai elastilitas tidakterbatas (infinetely) atau fungsi permintaan eksporstabil (lihat Goldstein and Khan (1978) dan Warrand Wallmer (2000)). Dalaur penelitian ini,pendetatan kedua, yakni pasar dalam kpadaaankesimbangan, akan digunakan. Alasan utamanyaadalah beberapa penelitian menunjulckan hasil yanglebih konsisten dibandingan dengan pendekatanpertama (lihat penelitian Warr and Wallmer (2000)dan $ahinbeyoglu and Ulagan (1999), dan Arize(1999)). Metode estimasi yang diguakan untukpedekatan equlibrium adalah metode two stageleast square (2SLS).

Penggunaan statistik inferensia terhadap

data time serie$ padq psrsanaan pgnawaran danpermintaan biasanya didasarkan atas asumsistasioner. Sebelum menggunakan ke dua persamaan

Terakrediatasi Dikti No. 55'DIKTIKEP'2005 - f i

Jurnal Agribisnis dan Industri Pertanian v'o\.5 No 2 2a06, z6-g2, Terqkreditqs Dikti No. Ji/DtKTI/KEp/200s

tersebut karakteristik data time series harusdiketahui dahulu melalui uji akar vrit (unit rootresr). Pengujian ini merupakan keharusan bagimodel yang meaggunakan data deret waktu (rirneseries'), karena data tersebut dicurigai ataudikhawatirkan bersifat non-stasioner dan diperolehmelalui proses random wal,t Persamaan regresiyarg menggrmakan peubah-peubatr yang non-stasioner akan mengarah ke hasil yang palsu(spurious) Qntriligatoa 1978; Thomas, 1983).Dalam penelitian ini, analisis unit toot dancointegration didasarkan atas kajian Dickey danFuller (1981), rmtuk X data time series uji Dickey-Fuller dilalcukan estimasi terhadap dua bennrkpersimuum Augmented Dickey-Fuller (ADF). Datayang digunakan dalam penelitian ini merupakanandata selarnder. Data sekunder diperoleh dari kantorBPS, kantor pemerintah lainnya serta hasanahliteratur yang ada hubungannya dengan penelitian.Data sekunder yang dikumpulkan berkaitanperniutaan dan penawaran ekspor kopi, pendapatandari perdagangan luar negeri, harga eksporkomoditi lndonesia, dan nilai tukar riil. Data inimerupakan data triwulanan yang dimulai tahun1995:1*2005:4.

III. HASILDAN PEMBAIIASAN

A. I{asil Estimasi Ekspor Kopi Iudonesia

Penggunaan statistik inferensia t€rhadapdala time series dalam penelitian ini didasarkan atasasumsi stasioner. Sebelum menggunakan ke duapersarn&m tersebut karakteristik data time seriesharus diketabui dahulu melalui uji akar unil (rnitroot test), karena data tersebut dicurigai bersifatnon-stasioner dan diperoleh melalui proses randomwalk. Persamaan regresi yarg menggunakanpeubatr.peubatr yang non-stasioner akan mengarahke hasil yang palsu (spurious) (Intiliguor, 1978;Thomas, l9E3). Dalam penelitian ini, analisis unirroor didasarkan atas kajian Dickey dan Fuller(1981), untuk X datz time series uji Dickey-Fullerdilakukn estimasi terhadap dua bentuk persamaan

Augnsnted Diskey-Fuller (ADF). Hasil unit rootdengan uji ADF disajikan pada Tabel l.Tabel I menjelaskan hasil uji unit root tanpa,tren.Hasil uji ADF mengindikasikan bahwa semuavariabel stasioner pada in /ryel kecuali GDP.(Pendapatan USA). Keseluruhan terintegrasi pada

first diference .

Ketika seluruh variabel telah terintegrasipada derajat yang sama (first diference)selanjutnya dilakukan uji kointegrasi. Uii in level

78

Tabel L Uji Unit Root Tanpa ?nrend

ADFVariabelln level Itrdifference

E 0.0000*EoI 0.0210+Er, 0.0000*Pir 0.0000*

0.0000**0.0000't,r0.0000r*0.0000**

Pdir 0.0000* 0.0000**GDPt 0.1991 0.0000**

*(*

menggunakan kriteria Johansen Jesulius yangmengembangkan penduga matrik vector errorcorrection. Uji Johansen menyarankan dua ujistatistik yaitu uji trace dan uji maximum eigenvalueuntuk menentukan derajat persamaan kointegrasi.Tabel 2. menunjukJ<an hasil uji johansen ma:rimumlikelihood untut kointegrasi ekspor kopi lndonesia.

Hasil analisis menuqiu}*an penolakanterhadap hipotesis dimana tidak terdapat hubungankointegrasi antar variabel pada tarafnyata 5% danl%o. Trace tes menunjulikan terdapat 3 persamaankointegrasi pada taraf tyata SYo dan 2 parsamaankointegrasi pada taraf nlate lq/o. Demikian pulaberdasarkan test maJ( - eigen value pada Tabel 3menuqiukkan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 5yo da\ I %. Hasil uji kointegrasi membuktikanbahwa terdapat hubungan jangla panjang ontariariabel daliam model perurintaau dan penawaranekspor kopi Indonesia. Selar$utnya pendugaanvaribel - variabel dalam model akan memberikannilai estimasi keterkaitan yang sesungguhnya bukanpalsu (sparions).

Selanjutnya untuk mengetahui hubunganantar variabel yang memkikan pengaruh terhadapekspor kopi Indouesia menggunakan pedekatankeseimbangan (equilibrium) adalah metode fwostage least square (2SLS). Namun model ini belummemasukan variabel konsumsi karena keterbatasandata dengan rentang waktu triwulan sementara datayang tersedia dalam rentang waktu tahunan.

Hasil pendugaan model dapat dilihat padapers:utraan berikut dimana derajat kesesuaian modelmencapai 47.34o/o dalam menjelaskan hubunganantar variabel-variabel. Berdasakan hasil estimasimasing-masing variabel menujukkan dua variabelyang belum sejalan dengan ekspektasi awal(teoritis) yaitu harga kopi di pasar domestik dan lagekspor . Sedangkan variabel lainnya memiliki tandayang sesuai secara teoritis atau dugaan awal (hargaintemasional, nilai tukar, dan GNP Amerikaserikat).

H

li

l'iIl;

t1r

fiil,fr&wm

Estimasi Permintaan dan Penswqran Kopi Indonesiq (M. Mustofo R dan tietut S )

Iabel 2. Uji Kointegrasi Berdasarkan Nilai Trace Tes

ISSN: I4l2-8888

Jumlah Persamaan yang Eigen Value Trace *Statistik

5 % criticalValuedihi

None **At most I **At most 2 *At most 3

At most 4At most 5 *

I 7o criticalValue

0.6135880-5r66360.3318630.1E14940.1489360.087093

154.559596-5575457.211482'r,61253r5.395785.558397

94.1568.5247.2t29-6815.413.76

103. l876-O754.4635.6s20.M6.65

1

I

+.

*(**) penolakan hipotesis pada taraf 57dl7o)Trace tes menunjukkan 3 persamaan kointegrasi pada taraf5%Tracc tes menunjulikan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 1%

l

Tabel 3, Uji Kointegr-asi Berdasarkan Nilai Eigerwalue

Jurnlah persamaan kointegrasiyang dibipotesiskan

Eigenvalue

Max eigenstatistik

5 % criticalValue

I % criticalValue

None ++

At most I **At most 2At most 3

At most 4At most 5 *

0.6135880.5166360.3318630.1814940.1489360-087093

58.0020044.3460s24-5989612.216759.8373785.558397

39.3733.4627.0720.97t4-073.76

45.1038.7732.2425.s218.636.6s

*(+*) penolakao hipotesis pada taraf 5%d17o) .

Ma:r-eigenvalue tes menrmju*kan 2 persamaan kointegrasi pada taraf 5% dalr- lYo

EKT : -L92,0U4 - 0,07J238 EKT!-1,?756{7 ERT + l?,74076 GDPT + 464,{291PDIT + 0,924!82 PIT

G289.r9t (0.199046) (0.s7rs54) (2238687) (r91.9s7s)

[{.m38E01 [{367e46l [-2.Br8erl [0.s691u1 [2.4194361

(0.146426)

[6.3116171

{0.e334} {0.7143} {0.02es} {0.s7ls} {0.0187} {0.m00}

R -squared A.473409 Mean dependent var 10365.94Adjusted R-squared 0.428013 S.D. dependent var 6107 337S.E. ofregression 4618.968 Sumsquaredresid 1.24E{O9F-sratistic 10.42847 Durbin-Watson s6t 1.934575Prob(F-statistic) 0,000000

Keterangan:(.--.) : StandarErrort....1 : T-Satistik{..-.} : Probability

Nilai tukar rupiah memiliki tanda negatif oleh Siregar dan Rajan (2002) volatilittas nilai tukardan secara statistik ny'ara pada tzraf 5o/o. Nilai tukar rupiah berpengaruh secara negatif terhadap kinerjarupiah sering digunakan sebagai instumen ekspor non-migas Indonesia. Hasil yang sama jugakebijakan untuk mendorong peningkatan ekspor ditunjul&an oleh hasil penelitian Sukiyono dankopi Indonesia. Jika nilai tukar rupiah menguar Nusril (1997) dimana nilai tukar rupiahterhadap mata uang negara pengimpor (Amerika berpengaruh negatif terhadap ekspor komoditasSerikat) yaitu dollar, maka volume ekspor kopi ke kelapa sawit Indonesia.negara tujuan tvrsebut akan menuruo Hasil PEndapatan pqnduduk n.egiara peitgimpoJpenelitian ini sejalan dengan riset yang dilakukan memiliki tanda positif namun tidak nyata baik taraf

Terakrediatasi Dik:ti No. 55/DIKTVKEP/2005 - 79

Jurnal Agribisnis dan Industri Pertanian tlati, No 2 2006, 76-82, Terakreditqs Dikti No. 5J/DIKTT/KE,/2005

kepercayaan 5?o. Hal ini berani batr*.a naikn;_aqlndanltan masyarakat Amerika Serikai patutdiharapkan akan mendorong peningkatan kocsumsikopi terutama asal tndonesia, d;il;

-nu.r:t ini

sesuai dengan hasil kajian Sahinbeyoglu O* Ut ru,(teee).

._.- - Ha.gu ekspor Internasional memiliki tandaposrtll dan sangat nyata seqra statistika pada taraf

]f:_I^.1:yr*" ekspor kopi Indonesia sargatlpengaruhi secara positif oleh harga kopi; yigdijual di pasar internasional atau pasir efsfior- Uat:_::tlt karena pasar kopi domestik'sangattenntegrasi lengan pasar kopi internasionan baikdalam jangka pende\ -aupuo ddam langka?:p^TC,:"_perri dilaporkan Sukiyono aan driyito(ZO!j)._!{ yang sama juga ditunjukkan or"U n*ilstudi Sahinbeyoglu dan-Ulasan' (199S), bahwapenawsran e.kspor riil komodiks kopi IndqEicsia dipengaruhi harga ekspor riil.

---_ Sedangkau harga kopi di pasar domestik

memiliki -tanda

positif yang tidak sesuai denganekspektasl teori _yang beranda negatif *""r"O".nyata pada taraf kepercayaaa 5%o. Arggmentasi{*C qpat diberikan lqluh ekspor kopi-oleh paraeks?ortir biasauya telah terkait Oafarn- tomaf<f,?$T j*q.u .puryTC (future conrraal, wtinyasetarn€- konhak berjalan- maka permintar* kopisesuai ku-ota yary dlsepakat! haru, a:pe;1q&i d"heksportir. Sehinggn kenaikan n*i" ai i.ri'o"r.r,negeri (pasar domestik) dalam i-ondiri l*l *ogutkecil dampalcrya terhadap pengatihan pLi""f*I:li:otry kopi ke pasar datamlr"g"ri kioLrnyuoaram jangka pendek. Ekspor kopi uiwulansebelumnya (lag) memiliki tanda ,.gutif Ou ,iOutnyata secara statistik pada taraf 5or,o. Ekspor kopiIndonesia ditentukan oieh nilai ekpor topiG".funsebelumnya. Hasil ini sejalan Aengan hasilpenelitian Houthaker dan Taylor (197d') dimanaperubahan volume ekspor tert<iit dengan jenrbahanpermintaan ekspor pada periode ke t_i-.

B. Daya Respon Ekspor Kopi

Hasil ananlisis menunjukkan bahwaelastisitas permintaan ekspor topi aahm jangkapendek lebih besar dari saru sebesar 7,64. Keinaikanharga sebesar saru unit akan meningkatkau rara-tztrapermintaan kopi Indonesia sebesar],64 unir datamjangka pendek. Siftt elastisitas aufu* i*gXupendek adalah elastis. Hasil ini berteda i*g_hasil penelitian yang dilakukan oleh Senhadji andMontenegro (1999) yang menduga etastisirasp"l"int3ao ekspor untuk selumtan negaraberkembang dan industi. Mereki meuyirrpulkan

80

bahu'a 9u13"

janglia pendek elastitas permintaan*Tn* dari satu (inetastis),"0*tf* Ou[*l*ek"panjang lebih dari saru atau elasiis. Oemitcia'n pulahasil temuan gahinbeyoglu a"" Ufulur,-'ifSSsl111:f. :ylsitas pendap-aol d; r,"["-l]r,"o"p!^":1r*3 dan.penawaran ekspor riil f,rang darisatu yang berarti inelastis.

Elastisitas jangka panjang lebih besar darisatu sebesar 39.09. Kenaikai., tirga ,uU"ri ,utulTj:}T ::liclTIT ltalrata permintaan rcopirnqonesla sebesar 39,09 unjt dalam jangka panjang.Sifat elastisitas dalam jangku rj-j7ng"laa*,:lTt,:;^p:1 i,i :."il11r a"n!* ti*i*'s"*ua.;iano Montenegro (1999) yang menduga elastisitas

fyl1T ekspor ,+uk ,u3u*Tur,-'l"g*uDerKembang dimana

- dalam jangka puqi*g

elasfisirasnya lebih dari *tu ut u;ilir.'i*u,berbeda_9llgun hasil qnalisis Setri"Uivsgfu OanUlagan (1999) dimana

"t*tiritu" pJn*Jp"f," a"oharga terhadap permintaan aao p"nu*uin-Ircp*riil kurang dari satu yang berarti inetastis. -- -

Secara keseluruhan baik dalam jangka

ljl*l^,^*"lpun jangka pqrjans "rrp"i- r.opi

:;.:::11 .Tocul* j":ponslf terhadap rrargamternasronal dan pDB Amerika Serikat ttastirG,larg.a koni-d_alam ja"gka p*.;*g iJn i"il, o*iJanCIa pendek, jika harga kopi naik maka kebiiakan

111 lllE'qn ekspor .kopi Inde;1es; a a"l. an : en gr,"

lf]Ii_ i"t"tui permintaan lebih besar diu;srryu:l:T::g*"i :,"1eY pendek. Artinya aaram janglapanJang produksi dan kuantitas barang yan! afcandiminta dapat ditambah atau dikurangi.- ' "

tV. SIMPULAN DAN IMPLIKASIKEBIJAKAN

Simpulan penelirian dan implikasiKeDuat<an yang direkomendasikan sebagai berikut :l. Model penawanrn aan permintuarieLpoi xopi

Indonesia _ dengan pendekatan p.'ro**

srmuttan Two Stage Least Sguaru (Z Sf_S)memberikan hasil estimasi yang sesuaidenganperrimbangan teoritis untuk tiap.tiap variabelkeciuali variabel harga domestik' dan /oSelcs[or.

2. lksqor kopi Indonesia dalarn jarrgta p-endgk

$ jlst u p"njang:angat responiif terhadapharga internasional dan Fpg emerika S*if,"r.Elastisitas harga kopi dalan jangka p_j*glebih besar dari.jangta p"ra"i., ,!tinggukebijakan memperbesar ekspor kopi beJimesi

w"'E

r(?|t

f*:

r:t,'

i

i

##

IiI

Estimqsi Permintaen dsn Penmsqran Kopi Indonesia (M. Mustofa R dan Kew s ) /SSN;1412-8888

jangka panjang dibandingkan jangka pendekselaras dengan semakin meningkatnyaperrrintaan di pasar. Disimpulkan bahwakebijakan ekspor kopi benifat demand driven

3. Ekspor kopi Indonesia sangat ditennrkan olehmekanisme harga di tingkat pasar eksporlnternasional karena pasar kopi domestiksangal terintegrasi dengan pasar kopiinternasional baik dalam jangka pendekmaupm dalam jangka panjang. MeskipunIndonesia termasuk sebagai salah satu negarapengekspor kopi terbesar di dunia" ekspotirlndonesia berkecenderungan sebaga.i pricetaker dibandingkan sebagai pricemaker/setter. Salah satu kebijakan yang dapatditempuh yaitu mengoptimalkan kelembagaanyang berperan dalam pemantaua[ dan

Bengawasar harga kopi di pasqr duliasehingga dapat ditransmisikan secarasempurna sampai ke tiugkat pro'dusen/petani.

Ucapau Terimakasih dituiukan kepada :

l. Manajemen PHK .{2 Jurusan Sosek FapertaUniversitas Bengkulu yang telah memberikandukuugan dana bagi penelitian ini

2- Kolega darl mahasiswa yang telahIn-emhrkan sumbang4 $arat dalam Brasesanalisa data dan penyusunan laporan ini serta

DAT"TARPUSTAKA

Arize, A. 1999. Modelling Export Price And

Quantities in Selected DevelopingCountries. Atlanlic Economic Journql. :19

-24.BPS. 2001. Statistik Indoensia. Biro Pusat

Statistik. Jakarta-Bredia Don, Stilianos Foun as and Eithne Murphy.

2002, An Empirical Analysis of Short-Runand Long-Run lrish Export Functions: DoesExchange Rate Volatility Motter?Technical Paper 0l/RT/02. Cenual Bank ofIreland.

Chambers- R.G. and R.E. Just. 1981. Effect ofExchange Rate Changes on US agriculture:a Dynamic Analysis. American Journal ofAgricaltural Economics. 63:32 - 46.

Cosar, Evren ErdoOan. 2002. Price and IncomeElasticities of Turkish Lxport Demand: A

Psnel Datq Application. Working Paper.

Department of Statistiks Central Bank of theRepublic of Turkey.

Dickey, David A and Wayne, A Fuller. 1981.Likelihood Ratio Statistiks for AutoRgeressive Time Series With A Unit Root.Journal of The American Stqtistil{sAss ociation, July: I 057- I 072

Direktorat Jenderol Perkebunan, 2000, StqtistikPerkebuncn Indonesia. Direktoral JenderalPerkebunan Indonesia. Jakarta.

Giovannetti, G. and H. Sarnieli. 1995. Hysteresis inExports, International Monetory Fund StafPaper,52.

Goldstein, Morris, alrd Mohsin Khan, 1982, Effectsof Slowdown in Industrial Countries on

! Growth in Non-Oil Developing Countries,. Occasional Paper No. 12 Washington:

Inrernatjone! Msneta.ry Fund,Hassan M Kabir and David R Tufte. 1998.

Exchange Rate Volatility and AgregateExport Growth in Bangladesh*4ppliedEeonomic. February 1998. 30 (2):lE9'202.

Houthakker, Henrik S. and Lester Taylor. 1970.Consumer Demand in the United States.Cambridge. Harvard University Prrss.

Intiligator, M.D. 1978. Econometric Models,Techniqaes, and Applicatiozu. Prentice-Hall,Ins. Englpwood Qliffs, Npw JerseyU.S.A.

Johnston, B.F. & Mellor, J.W., 1961, 'The role ofagriculture in economic development',American Economic Review, 5l: 566-93.

Koutsoyiannis. 1977. Theory of Econometrics.Second Edition" The Macmillan Press Ltd.United Kingdom.

Lukong4 I. 1994. Nigeria's Non-Oil Exports:Determinans of Supply and Deman{ 1970-90, Internotional Monetory Fund WorkingPaper,59.

Okonkwo, I.C. 1989. The Erosion of AgriculturalExports in an Oil Economy: The Case ofNigeria.' Journal of AgriculnralEconomics,40 (3):.

$ahinbeyo$r1 G., and Ulagan, 8., 1999. AnEmpirieal Examination of the StrucaralStabiliqv of kport Function: The Case ofTurkey, TCMB, Reseorch Department, No;9907.

Senhadji, A. S., and Montenegro, C. E., 1999. TimeSeries Analysis of Export DemandEquations: A Cross-Country Analysis, /MFStaf Papers,46,3.

Terakrediatasi Dikti No, 55TDIKTUKEP/2005 - st

Jurnal Agribisnis dan Industri Perranian Val.S No 2 2006, 76-g2,

Siregar, Reza and Ramkishen S. Rajan. 2002.Impact, of Exchange Rate Volatilin onIndonesia's Trade Performance i; rhe1990s. Discussioa Paper No. 0205- CIES.Adelaide Universiry. Ausn-alia

Sukiyono dan Sriyoto.2005. Analisa IntegrasiPasar Kopi dan Karet Indonesia. lurnalAgrisep Jurusan Sosek Faperta UnirersitasBengkulu.

Sukiyono, Keart dan Nusril.l997. AnalissPermintaan Ekspor Kelapa Sorwit Indonesia.Laporan Penelitian.Lembaga penelitianUniversitas Bengkulu

Thomas, J.J. 1983. An Introduction to StatistikalAnalysis for Economist. GeorgeWeidenfield & Nicolson Ltd. London.

War, Peter G. and Frances J. Y{ollmer. 20O0. TheInternqsionqJ D emand for Thails.nd's RieeExport. Working Paper-

Teralteditas Dikti No. i 5/DI KTI/KE1/Z005

82