## DAMPAK KEBIJAKAN HARGA GABAH DALAM MENINGKATKAN PRODUKSI PADI INDONESIA

## Laeli Sugiyono
Badan Pusat Statistik Provinsi Jawa Tengah e-mail: laeli @bps.go.id

## Abstrak
Penelitian ini bertujuan mengevaluasi elastisitas kebijakan harga dasar gabah terhadap produksi padi domestik. Analisis menggunakan regresi two stage least square . Penelitian menggunakan data sekunder runtun  waktu  1982-2013,  yang  berasal  dari:  BULOG,  Kementerian  Pertanian,  BPS,  dan  FAO.  Unit penelitian  wilayah  Indonesia.  Penelitian  menyimpulkan  harga  dasar  gabah  berpengaruh  positif signifikan terhadap produksi padi dengan elastisitas 0,034 dalam jangka pendek dan, 0,524 dalam jangka panjang.  Ini  berarti  bahwa  perubahan  harga  dasar  gabah  dalam  menjelaskan  produksi  padi  domestik tidak elastis dalam jangka pendek tetapi lebih elastis dalam jangka panjang.
Kata kunci : harga dasar gabah, produksi padi domestik, elastisitas, regresi two stage least square .

## Abstract
This study aims to evaluate the elasticity of the floor grain price policy on domestic rice production. The analysis  uses  two  stage  least  square  regression.  The  study  used  secondary  data  from  1982  to  2013, which  came  from:  BULOG,  Ministry  of  Agriculture,  BPS,  and  FAO.  Research  unit  is  Indonesian territory.  The  study  concluded  that  the  floor  grain  price  has  a  significant  positive  effect  on  rice production with an elasticity of 0.034 in the short term and, 0.524 in the long term. This means that changes in the floor grain price in explaining domestic rice production are not elastic in the short term but are more elastic in the long run.
Keywords : floor grain prices, domestic rice production, elasticity, two stage least square regression.

## PENDAHULUAN
Menurut  Gillis,  et.al,  (1996)  bahwa kebijakan  harga pertanian merupakan intervensi  pemerintah  dalam  menetapkan harga  komoditas  pertanian  yang  bertujuan untuk  meningkatkan  ketahanan  pangan  dan kesejahteraan  petani.  Timmer  (1991;  2004) beragumen  bahwa  kebijakan  harga  dalam jangka pendek bertujuan untuk meningkatkan
ketahanan pangan. Sedangkan dalam jangka panjang bertujuan untuk meningkatkan pertumbuhan ekonomi.
Secara  teoritis,  intervensi  pemerintah dalam  kebijakan  harga  telah  lahir  sejak tahun  1930-an  dalam  buku  Boeke :  The Evolution of the Nederlands Indies Economy .  Rahayu  (2011)  menyatakan bahwa  dalam  kerangka  pikir  pemerintah: harga  harus  dapat  terjangkau  dan  setabil sehingga  harga  yang  terbentuk  merupakan refleksi dari ketahanan pangan: (1) ketersediaan pangan, (2) kecukupan pangan, dan (3) keamanan pangan.
Kebijakan subsidi pupuk telah dihapus sejak  tahun  1998.  Sedangkan  selama  tahun 2002 hingga sekarang subsidi  pupuk hanya diberikan  terbatas  pada  subsidi  input produksi pupuk yaitu gas. Perubahan dalam pola subsidi menjadikan subsidi pupuk tidak diberikan  langsung  melainkan  diberikan dalam subsidi harga gas kepada industri.
Persoalan muncul  ketika  ketersediaan pupuk  di  pasar  domestik  sering  mengalami kelangkaan akibat harga pupuk internasional melonjak tinggi daripada harga pupuk dalam negeri,  yang  berpotensi  produksi  pupuk dialihkankan untuk tujuan ekspor.
Atas dasar itu, secara praktis intervensi pemerintah  yang  masih  bisa  diharapkan adalah kebijakan harga dasar gabah melalui mekanisme  instruksi  presiden.  Kebijakan kenaikan harga dasar gabah yang ditetapkan oleh  pemerintah  secara  teoritis  dapat mempengaruhi  kenaikan  harga  produsen gabah  yang  anjlog  pada  saat  panen  raya melalui mekanisme buffer stock oleh Bulog. Ini dapat mendongkrak pendapatan petani.
Dengan  meningkatnya  pendapatan petani  karena  kebijakan  harga  dasar  gabah diharapkan dapat mendorong petani meningkatkan  produksi  padi  sehingga
ketersediaan  pangan,  terutama  beras  tetap terjaga. Pada saat bersamaan dapat meningkatkan tidak hanya ketahanan pangan masyarakat, melainkan juga menegakkan kedaulatan pangan.
Mengingat strategisnya kebijakan harga  dasar  gabah  di  satu  sisi  dapat menopang  keberlanjutan  sistem  pasokan beras  yang  dapat  memperkuat    ketahanan pangan masyarakat. Di  sisi  lain pemerintah mampu meredam  dampak  yang timbul dari kenaikan  harga  eceran  beras  agar  tetap terjangkau  melalui  subsidi  beras  miskin (raskin) atau bantuan beras bagi kelurga pra sejahtera (rastra) sehingga tidak menimbulkan gejolak keresahan sosial.
Dari fenomena tersebut permasalahan yang  perlu  dikaji  lebih  mendalam  apakah kebijakan harga dasar gabah dapat mempengaruhi  petani  dalam  meningkatkan produksi padi?
Penelitian ini bertujuan untuk mengevaluasi  elastisitas  kebijakan  harga dasar  gabah  terhadap  produksi  padi domestik.  Ruang  lingkup  penelitian  adalah wilayah  Indonesia.  Manfaat  penelitian  ini diharapkan  dapat  memberikan  pemahaman teoritik  tentang  pengaruh  kebijakan  harga dasar  gabah  terhadap  respon  petani  dalam produksi  padi.  Hasil  penelitian  ini  juga diharapkan bisa digunakan untuk justifikasi penguatan  program  kebijakan  harga  dasar gabah  yang  telah  dilakukan  pemerintah selama ini.
Dalam  menelaah  elastisitas  harga dasar  gabah  terhadap  produksi  padi domestik  mengacu  pada  landasan  teori penawaran  dinamik  bukan  statik,  karena petani  dalam  merespon  perubahan  harga dasar  gabah  yang  mempengaruhi  harga produsen  gabah  bersifat  lambat  dalam penyesuaian  produksi.  Atas  dasar  landasan teori  tersebut  maka  alat  statistik  yang memadai  untuk  menganalisis  elastisitas harga dasar gabah menggunakan regresi two stage least square (2SLS) partial adjustment model (PAM)  dari  persamaan  simultan.  Ini dimaksudkan  untuk  menghindari  hasil estimasi  parameter  yang  bias  apabila menggunakan metode ordinary least square (OLS). Kondisi ini dinamakan bias persamaan  simultan,  karena  menghasilkan
estimator  yang  tidak  konsisten  (Gujarati, 2004; Pindyck and Rubinfeld, 1991).
Model  penawaran  atau  produksi  padi domestik  merujuk  fungsi  produksi  Cobb- Douglas, dalam hubungan non-linear. Untuk memudahkan  dalam  analisis  maka  fungsi model produksi dilinearisasi dengan transformasi log linear. Salah satu kegunaan linearisasi  tersebut  adalah  koefisien  regresi bisa  langsung  digunakan  sebagai  nilai elastisitas.

## METODE PENELITIAN
Model yang dikembangkan dalam penelitian ini  menggunakan  persamaan  simultan berdasarkan    fungsi  harga  domestik. pembentukan  harga  yang  terjadi  di  pasar domestik  ditetukan  oleh  keseimbangan permintaan  dan  penawaran  beras  domestik. Dengan  demikian  harga  beras  domestik terbetuk  dari  perilaku  permintaan  dan penawaran (Rahayu, 2008).
Dalam sektor pertanian dampak suatu kebijakan baru terlihat  beberapa bulan  atau bahkan  beberapa  tahun  setelah  kebijakan dikeluarkan (Rahayu, 2008). Oleh karena itu model  perilaku  penawaran  beras  (produksi padi)  domestik  lebih  sesuai  mengunakan model  penawaran  dinamis  daripada  model penawaran statis.

## 1. Sistem Penawaran Statik (Static

## Supply System)
Penawaran  statik  menunjukkan  banyaknya barang  yang  akan  ditawarkan  untuk  dijual per  satuan  unit  waktu  tergantung  dari berbagai harga, dengan faktor lain dianggap tetap  ( ceteris  paribus ).  Teori  fungsi penawaran  statik  dapat  diturunkan  dari hubungan amongs output dan input or fungsi biaya ( cost ) dan secara umum bentuk kurva penawaran  suatu  barang  ditentukan  oleh bentuk kurva biaya marginal ( marginal cost / MC curve )  dengan  anggapan  bahwa produsen berusaha pada keuntungan maksimum, sehingga produksi optimal akan dicapai  pada  waktu  biaya  marginal  sama dengan  pendapatan  marginal  ( marginal revenue )  atau  MC=MR  dan  keadaan  ini dicapai pada pasar persaingan sempurna dan dalam  jangka  pendek  (Tommek  and Robinson,  1972;  Labys,  1973;  Nicholson,
1978; Boediono, 1980). Hubungan penawaran statik dapat dirumuskan:
𝑞 𝑡 = 𝑓(𝑝 1𝑡 , 𝑝 2𝑡 , 𝑤 1𝑡 , … , 𝑤 𝑘𝑡 , 𝑢 𝑡 ) (1)
Dimana, 𝑞 𝑡 = Penawaran komoditas. 𝑝 1𝑡 = Harga komoditas bersangkutan.
𝑝 2𝑡 = Harga  input  yang  digunakan  dalam proses produksi.
𝑤 1𝑡 , … , 𝑤 𝑘𝑡 = Mewakili  determinan  non- ekonomi  seperti  teknologi,  faktorinstitusi, dll.
𝑢 𝑡 = gangguan stokastik.
Bentuk  khusus  hubungan  penawaran statik  berasal  dari  fungsi  Cobb-Douglas, dalam hubungan non-linear dengan bentuk:
𝑞 𝑡 = 𝑏 0 (𝑧 1𝑡 ) 𝑏 1 (𝑧 2𝑡 ) 𝑏 2 𝑢 𝑡 (2)
yang mana 𝑧 1𝑡 dan 𝑧 2𝑡 adalah tingkat input, harga atau variabel eksogen lain yang sesuai, atau menurut Tomek and Robinason (1972) merupakan faktor-faktor yang menyebabkan pergeseran  kurva  penawaran  akibat:  (1) perubahan  dalam  harga-harga  input;  (2) perubahan  tingkat  keuntungan  dari  barang pengganti/substitusi;
(3) perubahan
teknologi  yang  mempengaruhi  hasil  dan biaya  produksi;  (4)  perubahan  harga  dari produk-produk gabungan; (5) adanya kendala  dari  lembaga  (pemerintah  dengan adanya program pengawasan).
Beberapa  bentuk  variabel  biaya  atau harga  penting  berkaitan  dengan  penurunan respon penawaran ( supply respon ). Persamaan  (2)  kemudian  diubah  ke  dalam bentuk log linear untuk memfasilitasi dalam estimasi, sehingga bentuknya menjadi:
log 𝑞 𝑡 = 𝑏 0 + 𝑏 1 log 𝑧 1𝑡 + 𝑏 2 log 𝑧 2𝑡 + 𝑢 𝑡 (3)
Bentuk  akhir  dari  hubungan  fungsi penawaran  statik  merupakan  hubungan output  terhadap  perubahan  sejumlah  unit produksi atau perubahan output dalam setiap unit produksi. Oury mendiskusikan hubungan  umum  ini  dengan  mendasarkan hubungan identitas:
𝑞 𝑡 = 𝑑 𝑡 𝑦 𝑡 (4)
yang  mana 𝑑 𝑡 merupakan  jumlah  tanaman atau luas areal atau unit produksi lainnya dan y t adalah hasil rata-rata tiap tanaman atau per hektar  atau  unit  produksi  lainnya.  Secara umum  fakta  menunjukkan  bahwa  hasil panen  cenderung  mengikuti  tren  semilog, sehingga  komponen  hasil  panen  dari persamaan  identitas  atau  persamaan  (4) dapat dirubah menjadi:
log 𝑦 𝑡 = 𝑏 0 + ∑ 𝑏 𝑖 𝑧 𝑖𝑡 𝑛 𝑖=1 + 𝑢 𝑡 (5)
Jumlah  unit  produksi  akan  memiliki kesesuaian  yang  dapat  dijelaskan  dengan perangkat  linear  atau  inverse  tren  semilog, sehingga:
log 𝑑 𝑡 = 𝑏 0 + ∑ 𝑏 𝑖 𝑧 𝑖𝑡 𝑛 𝑖=1 + 𝑢 𝑡 (6)
Ketika  kedua  persamaan  (5)  dan  (6) ditentukan  secara  non-linear,  hal  tersebut terbukti  lebih  efisien  untuk  memperkirakan fungsi  penawaran  secara  langsung  dalam bentuk inverse semilog.
log 𝑞 𝑡 = 𝑏 0 + ∑ 𝑏 𝑖 𝑧 𝑖𝑡 𝑛 𝑖=1 + 𝑢 𝑡 (7)
Kedua  persamaan  tersebut  telah  banyak digunakan  pada  tataran  praktis  (Labys, 1973;  Simatupang,  1988).  Lebih  lanjut seperti  dikutip  oleh  Rahayu  (2008), Simatupang menjabarkan bahwa penurunan fungsi penawaran dengan model ekonometrika  dalam  analisis  ekonomi digunakan fungsi produksi, fungsi keuntungan,  dan  fungsi  biaya.  Ketiganya bersifat  dual  artinya  setiap  fungsi  produksi dapat diperoleh dari fungsi keuntungan dan fungsi biaya. Model fungsi produksi bernjak dari suatu anggapan bahwa jumlah produksi dapat  dijelaskan  dengan  baik  oleh  faktor- faktor  produksi  yang  digunakan  dengan suatu jenis fungsi tertentu.
Dalam  kasus  komoditas  padi/gabah, petani  padi  dalam  memilih  jenis  tanaman padi  yang  akan  diusahakan  disamping bergantung pada hasil yang diharapkan dari tanaman padi tersebut
juga memperhitungkan
biaya kesempatan ( opportunity cost )  yang ditimbulkan karena tidak menanam tanaman lain, misalnya: tebu dan  atau  jagung.  Sementara  itu,  hasil pendapatan  petani  padi  juga  merupakan persamaan  identitas  yang  diperoleh  dari
hasil  perkalian  antara  kuantitas  produksi padi dengan harga gabah.
𝑇𝑅 = 𝑄 𝐺𝐵 𝑃 𝐺𝐵 (8)
Dimana,
𝑇𝑅 = Total pendapatan ( revenue ) petani. 𝑄 𝐺𝐵 = Produksi padi.
𝑃 𝐺𝐵 = Harga gabah di tingkat petani. Luas areal tanam padi yang diusahakan  petani  bisa  saja  ditanami  tebu dan  atau  jagung  karena  kedua  komoditas yang  disebutkan  tadi  lebih  menguntungkan daripada menanam padi. Dengan mengasumsikan bahwa tanaman lain seperti: tebu  atau  jagung  merupakan  produk  yang bersaing,  maka  faktor  produksi  yang dimiliki  petani  mempunyai  alternatif  untuk memproduksi  kedua  komoditas  tersebut (padi  atau  tebu  dan  padi  atau  jagung). Keterkaitan  keduanya  dapat  digambarkan dalam kurva kemungkinan produksi ( production possibility curve ).
Dengan sejumlah faktor produksi yang dimilikinya,  maka  petani  padi  dapat memproduksi  berbagai  alternatif  produksi maksimal pada kurva kemungkinan produksi.  Kurva  kemungkinan  produksi tersebut dapat dirumuskan sebagai:
𝐴 0 = 𝑓(𝑄 𝐺𝐵 , 𝑄 𝑇𝐵 ) (9)
Dimana,
𝐴 0 = Faktor produksi yang diusahakan petani (luas areal).
𝑄 𝐺𝐵 = Produksi padi. 𝑄 𝑇𝐵 = Produksi tebu.
Debertin  (1986)  menyatakan  bahwa teori ekonomi produksi pertanian memfokuskan  pada  situasi  pengambilan keputusan yang dilakukan produsen pertanian,  yaitu menentukan berapa banyak produksi  yang  harus  dihasilkan  untuk memaksimumkan pendapatan usahatani.
Permintaan  faktor  produksi  dapat diturunkan  dari  fungsi  produksi.  Penentuan keputusan  produksi  dapat  didasarkan  atas pilihan:  (1)  meminimumkan  biaya  pada target produksi tertentu; dan (2)
memaksimumkan produksi pada
ketersediaan  biaya  tertentu.  Kedua  pilihan itu  ditujukan  untuk  mencapai  keuntungan maksimum, dan hasil pemecahan persoalannya akan sama, yang mana fungsi
keuntungan: (Handerson and Quandt, 1980: 74-80; Beattie and Taylor, 1985: 100-112).
Keuntungan akan
mencapai maksimum jika turunan pertama dari fungsi keuntungan  tersebut  sama  dengan  nol, sehingga:
𝜋 = 𝑃 𝐺𝐵 𝑄 𝐺𝐵 − 𝑃 𝑋 𝑋 𝜕𝜋 𝜕𝑋 ⁄ = 𝑃 𝐺𝐵 𝜕𝑄 𝐺𝐵 𝜕𝑋 ⁄ − 𝑃 𝑋 𝜕𝑋 𝜕𝑋 ⁄ = 0 𝑃 𝐺𝐵 𝜕𝑄 𝐺𝐵 𝜕𝑋 ⁄ = 𝑃 𝑋 𝑃 𝐺𝐵 𝑀𝑃 𝑋 = 𝑃 𝑋 (10)
Dimana,
𝑃 𝐺𝐵 = Harga gabah.
𝑀𝑃 𝑋 = Produk marginal ( marginal productivity ). 𝑃 𝑋 = Harga faktor produksi.
Ini  berarti  bahwa  produsen  akan mencapai  keseimbangan  yang  mana  nilai produk marginal dari input yang digunakan sama  dengan  harga  inputnya,  sehingga permintaan  faktor  produksi  atau  input (dalam hal ini areal) dapat direpresentasikan oleh  harga  input  dan  harga  output  dan dirumuskan sebagai berikut:
𝐴 𝑃𝐷 = 𝑓(𝑃 𝐺𝐵 , 𝑃 𝑇𝐵 , 𝑃 𝐽𝐺 , 𝑃 𝑋 ) (11)
Dimana,
𝐴 𝑃𝐷 =  Luas areal panen padi.
𝑃 𝐺𝐵
=  Harga gabah.
𝑃 𝑇𝐵 =  Harga tebu.
𝑃 𝐽𝐺 =  Harga jagung.
𝑃 𝑋
=  Harga faktor produksi.
Karena
𝑄 𝐺𝐵 = 𝐴 𝑃𝐷 𝑌 𝑃𝐷 , sedangkan produktivitas  ditentukan  oleh  faktor  input seperti:  ketersediaan  air,  pupuk  dan pesetisida,  dan  teknologi  serta  iklim  cuaca. Dengan demikian, produksi padi merupakan fungsi  dari  harga  gabah,  harga  tebu,  harga jagung, harga pupuk urea, dan jumlah pupuk urea,  rasio  luas  lahan  sawah  irigrasi  yang ditanami paditerhadap total luas panen yang dirumuskan sebagai berikut:
𝑄 𝐺𝐵 = 𝑓(𝑃 𝐺𝐵 , 𝑃 𝑇𝐵 , 𝑃 𝐽𝐺 , 𝑃 𝑈𝑅𝐸𝐴 , 𝑍 𝑈𝑅𝐸𝐴 , 𝑅 𝐴𝐼𝑅 ) (12)
Dimana,
𝑄 𝐺𝐵 =  Produksi padi.
𝑃 𝐺𝐵
=  Harga gabah.
𝑃 𝑇𝐵 =  Harga tebu.
𝑃 𝐽𝐺 =  Harga jagung.
𝑃 𝑈𝑅𝐸𝐴 =  Harga pupuk urea.
𝑍 𝑈𝑅𝐸𝐴 =  Jumlah penggunaan pupuk urea.
𝑅 𝐴𝐼𝑅 =  Rasio  luas  lahan  sawah  irigrasi yang ditanami padi terhadap total luas panen.
2. Sistem  Penawaran  Dinamik  (Dynamic

## Supply System)
Tommek  and  Robinson  (1972)  banyak menggunakan  konsep  penawaran  berkaitan dengan  kebijakan  harga.  Dalam  jangka waktu  yang sangat  pendek ( very short run ) hasil  pertanian  yang  diproduksi  mengalami masa  panen  dan  jika  diasumsikan  tidak terdapat  stok  atau  tidak  ada  impor  dan karena sifat hasil pertanian tidak tahan lama, maka fungsi penawarannya berbentuk  garis vertikal  ( in  elastis sempurna),  kenaikan harga  tidak  akan  menaikkan  jumlah penawaran sampai musim panen berikutnya tiba.
Dengan demikian
semakin bertambahnya faktor waktu memungkinkan petani  untuk  mengadakan  respon  terhadap perubahan  harga.  Salah  satu  sebab  dari fluktuasi tersebut adalah adanya reaksi yang “terlambat”  dari  produsen  terhadap  harga (Tommek and Robinson, 1972; Labys, 1973; Nicholson  1978;  Boediono,  1980).  Respon perubahan  penawaran  akibat  perubahan harga  produk  pertanian  tidak  dapat  terjadi seketika. Penyesuaiannya mengalami kelambanan sebab jumlah barang yang akan ditawarkan (sebagai akibat perubahan harga) baru  akan  betul-betul  direlisir  pada  musim panen yang akan datang.
Labys (1973) seperti yang dikutip oleh Rahayu (2008) menjelaskan bahwa perkembangan  pendekatan  ini  berawal  dari aplikasi  terhadap  tanaman  yang  ditanam secara tahunan dan Nerlove telah mengembangkan secara luas pada perluasan model  ini,  dilanjutkan  penelitian  oleh Behrman  (1971),  kemudian  Fischer  (1996) dan  Temin.  Penjelasan  respon  penawaran dalam  penyesuaian  dimulai  dari  ketentuan bahwa  produsen  mengantisipasi  apa  yang diharapkan dari perencanaan jangka panjang atau  tingkat  keseimbangan  penawaran. Keinginan  penawaran  dapat  dijelaskan dengan:
𝑞 𝑡 ∗ = 𝑎 0 + 𝑎 1 𝑝 𝑡 ∗ + 𝑎 2 𝑧 𝑡 (13)
yang  mana, 𝑞 𝑡 ∗ adalah  penawaran  yang diinginkan, 𝑝 𝑡 ∗ adalah harga komoditas yang
diharapkan mendatang, dan 𝑧 𝑡 adalah faktor eksogen.  Penyesuaian  dinamis  dikenalkan dengan asumsi bahwa penawaran tidak dapat menyesuaikan  seketika  dengan  kondisi ekonomi  baru  sampai  tingkat  perencanaan yang ingin dicapai untuk periode yang sama. Perubahan  aktual  penawaran  pada  waktu  t hanya sebuah δ dari perubahan keseimbangan penawaran yang
direncanakan, sehingga:
𝑞 𝑡 − 𝑞 𝑡−1 = 𝛿(𝑞 𝑡 ∗ − 𝑞 𝑡−1 ) (14)
yang mana, δ merupakan koefisien penyesuaian ( coefficient of adjustment ) yang mengukur  kecepatan  penyesuaian  antara penawaran  aktual  dengan  respon  terhadap faktor-faktor yang mempengaruhi penawaran  yang  direncanakan.  Seringkali faktor  yang  dimasukkan  secara  eksplisit dalam  persamaan  dinyatakan  dengan 𝑤 𝑡 yang  merefleksikan  ekologi,  teknologi  atau pengaruh  ekonomi  lainnya,  sehingga  dapat dituliskan:
𝑞 𝑡 − 𝑞 𝑡−1 = 𝛿(𝑞 𝑡 ∗ − 𝑞 𝑡−1 ) + 𝑎 3 𝑤 𝑡 (15)
Kombinasi  persamaan  (14)  dan  (15) menghasilkan  persamaan  yang  variabel- variabelnya  hanya  mencerminkan  bentuk aktualnya atau secara statistik dapat diamati:
𝑞 𝑡 = 𝛿𝑎 0 + 𝛿𝑎 1 𝑝 𝑡 ∗ + 𝛿𝑎 2 𝑧 𝑡 + 𝛿𝑎 3 𝑤 𝑡 +(1 − 𝛿)𝑞 𝑡−1 (16)
Dari persamaan diatas, untuk variabel harga harus berada di kiri, maka Nerlove membuat indikasi  bahwa  produsen  diasumsikan membuat  perkiraan  variabel  harga  yang ditunjukkan  dalam  model  perkiraan  atau equivalen  ketidakpastian  dan  model  yang sederhana  adalah  harga  perkiraan  sama dengan  harga  aktual  sebelumnya,  yang dirumuskan:
𝑞 𝑡 = 𝛿𝑎 0 + 𝛿𝑎 1 𝑝 𝑡−1 + 𝛿𝑎 2 𝑧 𝑡 + 𝛿𝑎 3 𝑤 𝑡 +(1 − 𝛿)𝑞 𝑡−1 (17)
Untuk estimasi bentuk diatas dapat disederhanakan menjadi:
𝑞 𝑡 = 𝑏 0 + 𝑏 1 𝑝 𝑡−1 + 𝑏 2 𝑧 𝑡 + 𝑏 3 𝑤 𝑡 + 𝑏 4 𝑞 𝑡−1 (18)
Selama  perbedaan 𝑞 𝑡 dan 𝑞 𝑡 ∗ dapat diinterpretasikan sebagai perbedaan penyesuaian  penawaran  jangka  pendek  dan
jangka  panjang,  hasil  yang  ditemukan  dari persamaan  (38) atau  versi  serupa  dapat diinterpretasikan  rumus  elastisitas  jangka pendek dan jangka panjang pada harga dan variabel lain:
𝑛 𝐸 𝑃 (𝑆𝑅) = 𝑏 1 (𝑝̅ 𝑡−1 𝑞̅ ⁄ ) (19)
𝐸 𝑃 (𝐿𝑅) = 𝐸 𝑃 (𝑆𝑅) 𝛿 ⁄ (20)
Analog dari persamaan (18) yang dimasukkan kedalam persamaan (12), maka bentuk  persamaan  tersebut  yang  sudah mengadopsi  sistem  penawaran  dinamis adalah:
𝑄 𝑡 𝐺𝐵 = 𝑏 0 + 𝑏 1 𝑃 𝑡−1 𝐺𝐵 + 𝑏 2 𝑃 𝑡 𝑇𝐵 + 𝑏 3 𝑃 𝑡 𝐽𝐺 +𝑏 4 𝑃 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 + 𝑏 5 𝑍 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 + 𝑏 6 𝑅 𝐴𝐼𝑅 +𝑏 7 𝑄 𝑡−1 𝐺𝐵 + 𝑈 𝑡 (21)
Dimana,
𝑄 𝑡 𝐺𝐵 =  Produksi padi pada tahun t.
𝑄 𝑡−1 𝐺𝐵 =  Produksi padi pada tahun t-1. 𝑃 𝑡−1 𝐺𝐵 =  Harga gabah pada tahun t-1.
𝑃 𝑡 𝑇𝐵 =  Harga tebu pada tahun t.
𝑃 𝑡 𝐽𝐺 =  Harga jagung pada tahun t.
𝑃 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 =  Harga pupuk urea pada tahun t.
𝑍 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 =  Jumlah  penggunaan  pupuk  urea pada tahun t.
𝑅 𝐴𝐼𝑅 =  Rasio  luas  lahan  sawah  irigrasi yang ditanami padi terhadap total luas panen.
Lebih lanjut model persamaan (21) dikategorikan  sebagai  model  PAM  ( Partial Adjustment Model).  Dalam  model  regresi persamaan (21) berubah menjadi:
𝑄 𝑡 𝐺𝐵 = 𝑏 0 + 𝑏 1 𝑃 𝑡−1 𝐺𝐵 + 𝑏 2 𝑃 𝑡 𝑃𝑇𝐵 + 𝑏 3 𝑃 𝑡 𝑃𝐽𝐺 +𝑏 4 𝑃 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 + 𝑏 5 𝑍 𝑡 𝑈𝑅𝐸𝐴 + 𝑏 6 𝑅 𝐴𝐼𝑅 (22)
Model analisis penelitian
menggunakan  model  perilaku  produsen yang menjelaskan  efek perubahan produksi padi  akibat  kebijakan  harga  dasar  gabah yang dinaikan oleh pemerintah.

## 3. Model Produksi Padi Domestik
Model perilaku produsen merupakan model penawaran  beras  domestik.  Aplikasinya diproksi  dengan  model  produksi  padi domestik karena petani sesungguhnya tidak langsung  menghasilkan  beras  melainkan padi sebagai bahan baku beras.
Rahayu  (2008)  menyatakan  bahwa perilaku produksi padi domestik dipengaruhi  oleh  kebijakan  harga  secara eksogen  antara  lain  oleh  kebijakan  harga dasar sebagai proksi kebijakan harga output. Harga  input  (pupuk)  sebagai  proksi kebijakan harga untuk subsidi input. Selain itu  juga  dipengaruhi  oleh  faktor-faktor produksi  yang  direpresentasikan  kedalam harga faktor produksi.
Faktor  produksi  tidak  semuanya diproksi dengan harga seperti teknologi dan iklim/cuaca  serta  ketersediaan  air  yang diproksi  dengan  luasan  lahan  irigasi  atau ratio  luas  lahan  irigasi  terhadap  total  lahan sawah  yang  ditanami  gabah  (Tsujii  dan Darwanto, 1993).
Produksi  padi  domestik  merupakan fungsi  dari  harga  produsen  gabah,  harga produsen jagung, harga produsen tebu harga pupuk  urea  dan  penggunaan  pupuk  urea serta persentasi lahan irigasi sebagai proksi dari faktor input produksi.
PGD = f ( HPG;HPJ;HPT;HPU;PPU;PLI )
Dimana: PGD =  produksi padi domestik. HPG = harga produsen gabah. HPT  = harga produsen tebu. HPU = harga pupuk urea. PPU  = penggunaa pupuk urea. PLI   =  proporsi lahan irigasi.
Model empirik produksi padi menggunakan model  regresi  2  SLS partial  adjustment model ( PAM )  log  linear  produksi  padi domestik:
ln 𝑃𝐺𝐷 𝑡 = 𝑎 10 + 𝑎 11 ln 𝐸𝑠𝑡(𝐻𝑃𝐺) 𝑡−1
+𝑎 12 ln 𝐻𝑃𝐽 𝑡 + 𝑎 13 ln 𝐻𝑃𝑇 𝑡
+𝑎 14 ln 𝐻𝑃𝑈 𝑡 + 𝑎 15 ln 𝑃𝑃𝑈 𝑡 +𝑎 16 ln 𝑃𝐿𝐼 𝑡 + 𝑎 17 ln 𝑃𝐺𝐷 𝑡−1 +𝑒 1𝑡
Regresi model produksi padi domestik tidak  bisa  diperoleh  langsung  dari  regresi OLS, melainkan dengan regresi 2SLS untuk memperoleh  parameter  yang  tidak  bias (unbiased estimator), ini dikarenakan variabel  endogen  harga  dasar  gabah  secara simultan  mempengaruhi  harga  produsen gabah  yang  juga  merupakan  variabel eksogen  dari  produksi  padi  domestik.  Pada model  persamaan  simultan,  penggunaan
metode OLS untuk mengestimasi persamaan simultan  akan  diperoleh  parameter  yang bias. Kondisi ini dinamakan bias persamaan simultan,  karena  menghasilkan  estimator yang  tidak  konsisten  (Gujarati,  2004; Pindyck and Rubinfeld, 1991).
Atas  dasar  itu,  maka  pertama  kali dilakukan  estimasi  regresi  OLS  PAM  log linier  harga  produsen  gabah,  Selanjutnya hasil  estimasi  dari  regresi  ini  digunakan sebagai  variable  eksogen  dalam  regresi model produksi padi domestik.

## 4. Model Harga Produsen Gabah
Model  empirik  harga  produsen  gabah merupakan  fungsi  dari  harga  dasar  gabah, produksi  padi  domestik,  harga  beras  dunia, dan marjin perdagangan beras.
HPG = f ( HDG;PGD;H BD ;MPB )
Dimana: HPG = harga produsen gabah. HDG = harga dasar gabah. PGD = produksi padi domestik. HBD = harga beras dunia. MPB = marjin perdagangan beras.
Model  Regresi  OLS partial  adjustment model ( PAM )  log  linear  harga  produsen gabah:
ln 𝐻𝑃𝐺 𝑡 = 𝑏 10 + 𝑏 11 ln 𝐻𝐷𝐺 + 𝑏 12 ln 𝑃𝐺𝐷 +𝑏 13 ln 𝐻𝐵𝐷 + 𝑏 14 ln 𝐻𝑃𝐺 𝑡−1 + 𝑒 2𝑡

## 5. Pengujian Validitas Model
Untuk  menjamin  validitas  regresi  2SLS PAM  log  linier  produksi  padi  domestik, selain diuji dengan nilai statistik F dan diuji dengan  statistik  student-t,  maka  perlu  diuji dengan uji endogenitas terhadap kebebasan variabel  endogen  harga  produsen  gabah terhadap  variabel  endogen  produksi  padi domestik.
Uji  endogenitas  dilakukan  dengan  uji Hausman yaitu uji signifikansi independensi residu dari variabel endogen harga produsen gabah  (Theta1)  dan  residu  dari  variabel endogen  produksi  padi  domestik  (Theta2) yang dinyatakan dalam pernyataan hipotesis sebagai berikut:
H 0 : Theta1 dan Theta2 tidak saling bebas H 1 : Theta1 dan Theta2 saling bebas
Dengan menggunakan statistik uji probabilitas  kesalahan  tingkat  1  (α)  pada tingkat kepercayaan (1-α), untuk memutuskan  apakah  Theta1  dan  Theta2 saling bebas, yaitu:
Jika  (α/2)  <  2,5%  maka H 0 ditolak  atau  H 1 diterima pada tingkat kepercayaan 95%.
Uji validitas model regresi persamaan simultan  juga  dilakukan  terhadap  kasus autokorelasi, yaitu menggunakan uji statistik d  dari  Durbin  Watson  dengan  kriteria:  (1) 1,65 < DW< 2,35 yang artinya tidak terjadi autokorelasi; (2) 1,21 < DW<  1,65 atau 2,35 <  DW  <  2,79  yang  artinya  tidak  dapat disimpulkan; dan (3) DW < 1,21 atau DW > 2,79  yang  artinya  terjadi  autokorelasi.  Jika terjadi  autokorelasi  maka  berimplikasi model  yang  dibentuk  tidak  handal  dalam
menjelaskan  hubungan  dampak  kebijakan harga terhadap produksi padi domestik.
Selain  uji  homoskedasitas,  kriteria statistik  yang  sering  digunakan  untuk validasi nilai pendugaan model ekonmetrika,  antara  lain  adalah  kesalahan rataan  kuadrat  terkecil  atau root  mean square percent error (RMSPE).

## PEMBAHASAN HASIL
A. Analisis  Dampak  Kebijakan  Harga Dasar  Gabah  terhadap  Perilaku Petani dalam Produksi Padi Domestik
Estimasi regresi OLS PAM log linier harga produsen  gabah  dapat  dilihat  pada  Tabel  1 berikut.
Table 1. Estimasi regresi OLS PAM log linear Harga Produsen Gabah.
Variabel Notasi Unstandardized Coefficients Student-t Probabilitas (α) B Std. Error (1) (2) (3) (4) (5) (6) Konstanta (Constant) -3.166 3.080 -1.028 0.313 Harga Dasar Gabah LNHDG 0.180 0.212 0.851 0.403 Harga Beras Dunia LNHBD 0.102 0.102 1.002 0.326 Produksi Padi Domestik LNPGD 0.262 0.219 1.198 0.242 Harga Produsen Gabah lag 1 tahun. LNHPGY-1 0.420* 0.218 1.925 0.065
Jumlah  sampel  observasi  =  31  tahun  periode  observasi.  Nilai  R- Square =  0.733  Nilai  Statistik  F  = 17.803 Nilai Durbin Waston (DW) =1.531  Nilai RMSPE  = .0216.Variabel bebas: LNHPG.
Sumber: Analisis Data 2018. Keterangan:
***) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 99%. **) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 95%. *) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 90%.
Dari informasi pada Tabel 1, diketahui bahwa  model  harga  produsen  gabah memiliki  koefisien  determinasi  (R- Square ) 0,733  dan  nilai  statistik  F  adalah  17,803 dengan  nilai  probabilitas  α  =  0,000.  Ini berarti  bahwa  tingkat  variasi  dari  variabel bebas secara bersama-sama dapat menjelaskan  variabel  tak  bebas  dari  harga
produsen gabah sebesar 73,3% pada tingkat kepercayaan 99%.
Uji  signifikansi  secara  parsial  dengan uji t-statistik terhadap variabel bebas sebagai faktor model harga produsen gabah dan arah koefisien regresi dapat dilihat pada Tabel 2.
Tabel 2. Uji signifikansi terhadap koefisien regresi dari model Harga Produsen Gabah.
Variabel Arah Koefisien Regresi Teoritis Pengujian Koefisien Regresi (1) (2) (3) 1. Harga Dasar Gabah Positif Tidak Signifikan Positif pada tingkat kesalahan α = 10% 2. Harga Beras Dunia Positif Tidak Signifikan Positif pada tingkat kesalahan  α = 10% 3. Produksi Padi Domestik Negatif Tidak Signifikan Positif pada tingkat kesalahan  α = 10% Sumber:Analisis Data 2018.
Oleh  karena  telah  terjadi  multi kolinearitas,  regresi  OLS  PAM  log  linier harga  produsen  gabah  dioperasikan  ulang dengan  melibatkan  hanya  satu  variabel bebas  harga  dasar  gabah  sesuai  tujuan
penelitian  untuk  melihat  dampak  kebijakan harga  dasar  gabah.  Estimasi  OLS  PAM regresi  log  linier  harga  produsen  dapat dilihat pada Tabel 3 di bawah ini:
Table 3. Estimasi regresi OLS PAM log linear Harga Produsen Gabah.
Variabel Notasi Unstandardized Coefficients Student- t Probabilitas (α) B Std. Error (1) (2) (3) (4) (5) (6) Konstanta (Constant) 0.546 0.555 0.984 0.333 Harga Dasar Gabah LNGFP 0.349 ** 0.167 2.094 0.045 Harga Produsen gabah lag 1 tahun. LNGPPY-1 0.546 * 0.198 2.754 0.010
Jumlah  sampel  observasi  =  31  tahun  periode  observasi.  Nilai  R- Square =  0.711  Nilai  Statistik  F  = 34.498 Nilai Durbin Waston (DW) =1.492  Nilai RMSPE  = 0,0216. Variabel bebas: LNHPG. Sumber: Analisis Data 2018. Keterangan: ***) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 99%. **) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 95%. *) Signifikansi pada tingkat kepercayaan 90%.
Dari informasi pada Tabel 3, diketahui bahwa  model  harga  produsen  gabah memiliki  koefisien  determinasi  (R- Square ) 0,711  dan  statistik  F  adalah  34,498  dengan nilai  probabilitas  α  =  0,000.  Ini  berarti bahwa  tingkat  variasi  dari  variabel  bebas secara  bersama-sama  dapat  menjelaskan variabel  tak  bebas  harga  produsen  gabah sebesar  71,1%  pada  tingkat  kepercayaan 99%.
Uji  validitas  model  harga  produsen gabah  selain  menggunakan  uji  statistik student-t  juga  perlu  diuji  korelasi  serial melalui  uji  statistik  Durbin  Waston  (DW). Model  ini  memiliki  nilai  statistik  DW  =
1,492 berada pada interval 1,21 <DW <1,65 yang berarti tidak dapat disimpulkan, tetapi karena  nilai  R- Square <  DW,  maka  tidak patut terjadi regresi palsu. Ini berarti bahwa kita tidak memiliki bukti yang cukup untuk menyatakan bahwa telah terjadi regresi palsu atau terdapat autokorelasi.
Selain  uji  validitas  model  juga  perlu diuji validitas nilai pendugaan model dengan nilai  uji  statistik root  mean  square  percent error ( RMSPE ). Dari informasi pada Tabel 5 diketahui  bahwa  regresi  OLS  PAM  log linear  harga  produsen  gabah  memiliki  nilai statistik RMSPE sebesar 0,0216 yang berarti persentase  deviasi  nilai  variabel  tak  bebas
hasil  estimasi  dari  aliran  nilai  aktualnya relatif  kecil  yaitu  sebesar  2,16  persen  atau dengan  kata  lain  tingkat  reliabilitas  regresi OLS PAM  log linier harga produsen gabah cukup bagus.
Dari  hasil  uji  validitas  model  harga produsen  gabah,  dapat  disimpulkan  bahwa
model analisis elastisitas harga dasar gabah terhadap  harga  produsen  gabah  valid  baik dalam  jangka  pendek  maupun  jangka panjang seperti yang tercantum pada Tabel 4 di bawah ini:
Table 4. Elastisitas Harga Dasar Gabah terhadap Harga Produsen Gabah.
Variabel Notasi Elastisitas Jangka Pendek Jangka Panjang (1) (2) (3) (4) 1. Harga Dasar Gabah HDG 0.349 0.349/0.454 *) = 0.769
Source: Data Analysis 2018. Information: *) nilai0.454 koefisien  kecepatan penyesuaian yang diperoleh dari (1- 0,546). Sedangkan nilai 0.546 adalah koefisien regresi dari variabel endogenus harga produsen gabah lag 1 tahun (lihat Tabel 3).
Dari  informasi  pada  Tabel  4 diketahui bahwa nilai elastisitas harga dasar gabah terhadap harga produsen gabah dalam jangka  pendek  adalah  0,349  dan  dalam jangka  panjang  tercatat  sebesar  0,769.  Ini berarti  bahwa  jika  variabel  bebas  lainnya yang  mempengaruhi  harga  produsen  gabah dianggap  konstan  dan  berlaku ceteris paribus maka  setiap  kenaikan  harga  dasar gabah sebesar 10% dapat memicu kenaikan harga produsen gabah dalam jangka pendek
sebesar  3,49%,  sementara  dalam  jangka panjang sebesar 7,69%. Secara umum dapat dikatakan  bahwa  perubahan  harga  dasar gabah  dalam  menjelaskan  harga  produsen gabah  cukup  elastis  dalam  jangka  pendek, dan  lebih  elastis  dalam  jangka  panjang. Selanjutnya estimasi regresi 2SLS PAM log linier  produksi  padi  domestik  dapat  dilihat pada Tabel 5 berikut.
Table 5. Estimation regresi 2SLS PAM log linear Produksi Padi Domestik.
Variabel Notasi Unstandardized Coeff. Student-t Probabilitas (α) B Std.Error (1) (2) (3) (4) (5) (6) Konstanta (Constant) -0.840 2.834 -0.296 0.770 Estimasi Harga Produsen gabah Lag 1 tahun LNESTHPGY1 0.098* 0.051 1.942 0.064 Harga Produsen Jagung LNHPJ 0.067 0.071 0.952 0.351 Harga Produsen Tebu LHPT -0.017 0.078 -0.219 0.829 Harga Pupuk Urea LNHPU -0.092** 0.041 -2.282 0.032 Pemakaian Pupuk Urea LNPPU 0.151 0.204 0.743 0.465 Persentase Lahan Irigasi LNPLI 0.197 0.142 1.385 0.179 Produksi padi Domestik lag 1 tahun LNPGDY1 0.856*** 0.068 12.566 0.000
Jumlah  sampel  observasi  =  31  tahun  periode  observasi.  Nilai  R- Square =  0.981  Nilai  Statistik  F  = 170.672 Nilai Durbin Waston (DW) =2.408  Nilai RMSPE  = 0,00161. Variabel bebas:LNPGD. Sumber:Analisis Data 2018. Keterangan: ***) Signifikansi pada taraf kepercayaan 99 %. **) Signifikansi pada taraf kepercayaan 95%.
*) Signifikansi pada taraf kepercayaan 90%.
Uji  signifikansi secara  parsial  dengan uji t- statistik  terhadap  variabel  bebassebagai faktor  model  produksi  padi  domestik  dan
arah  koefisien  regresi  dapat  dilihat  pada Tabel 6.
Table 6. Uji signifikansi terhadap koefisien regresi dari model Produksi Padi Domestik.
Variabel Arah Koefisien Regresi Teoritis Pengujian Koefisien Regresi (1) (2) (3) 1. Estimasi Harga Produsen gabah Positif Signifikan Positif pada tingkat kesalahan α = 10% 2. Harga Produsen Jagung Negatif Tidak Signifikan Negatif pada tingkat kesalahan α = 10% 3. Harga Produsen Tebu Negatif Tidak Signifikan Negatif pada tingkat kesalahan α = 10% 4. Harga Pupuk Urea Negatif Signifikan Negatif pada tingkat kesalahan α = 10% 5. Pemakaian Pupuk Urea Positif Tidak Signifikan Positif pada tingkat kesalahan α = 10% 6. Persentase Lahan Irigasi Positif Tidak Signifikan Positif pada tingkat kesalahan α = 10%
Sumber: Analisis Data 2018.
Untuk  menjamin  validitas  regresi 2SLS  PAM    log  linier  produksi  padi domestik, selain diuji dengan nilai statistik F dan  diuji  dengan  statistik  student-t,  maka perlu  diuji  dengan  pengujian  endogenitas terhadap kebebasan variabel endogen harga produsen  gabah  terhadap  variabel  endogen produksi padi domestik.
Pengujian endogenitas dilakukan untuk menentukan signifikansi independensi residual  dari  variabel  endogen  harga produsen  gabah  (Theta1)  dan  residual variabel  endogen  produksi  padi  domestik (Theta2).
Hasil uji endogeneity dengan statistik uji  Hausman  dapat  dilihat  pada  Tabel  7 berikut:
Table 7. Hasil uji korelasi residual variabel endogen  Harga  Produsen  Gabah  and Produksi Padi Domestik.
Correlations
Unstandard ized Residual Theta1 Unstandardized Residual Theta2 Unstand ardized Residual Theta1 Pearson Correlation 1 -0.049 Sig. (2- tailed) 0.794

## Sumber: Data Analysis 2018.
Dari informasi pada Tabel 7 diketahui bahwa meskipun ada korelasi antara Theta1 dan Theta2 -0,049 tetapi t probabilitas ingkat kesalahan  (α)  tercatat  sebesar  0,794.  Ini
berarti kita tidak memiliki cukup bukti yang cukup untuk menyatakan ada korelasi antara Theta1 dan Theta2 pada tingkat signifikansi (α) 2,5% dengan tingkat kepercayaan 95%. Dengan  demikian  Regresi  2  SLS  PAM  log linier  produksi  padi  domestik  selanjutnya dapat digunakan untuk menganalisis elastisitas  harga  produsen  gabah  terhadap produksi  padi  domestik  baik  untuk  jangka pendek dan panjang.
Validitas model produksi padi domestik  selain  diuji  dengan  uji  statistik  F dan  uji  statistik  student-t,  juga  perlu dilakukan pengujian serial korelasi  dengan uji statistik Durbin Waston (DW). Model ini memiliki nilai  statistik DW = 2,408 berada pada interval 2,35 <DW <2,79 yang berarti tidak dapat disimpulkan. Tetapi karena nilai statistik  R- Square <  DW  artinya  tidak seharusnya  mencurigai  terjadi  regresi  palsu atau serial korelasi  (autokorelasi). Ini berarti bahwa kita tidak memiliki bukti yang cukup untuk  menyatakan  bahwa  telah  terjadi regresi palsu atau autokorelasi.
Selain diuji validitas model juga perlu diuji validitas nilai pendugaan model dengan nilai  uji  statistik root  mean  square  percent error ( RMSPE ). Dari informasi pada Tabel 7 diketahui bahwa regresi 2SLS PAM regresi log  linier  produksi  padi  domestik  memiliki nilai  RMSPE  0,00161  yang  berarti  bahwa persentase  penyimpangan  dari  variabel  tak bebas  dari  hasil  estimasi  terhadap  nilai aktualnya  relatif  kecil  yaitu  sama  dengan 0,161  persen  atau  dengan  kata  lain  bahwa
reliabilitas  regresi  2SLS  PAM  log  linier produksi padi domestik sangat baik.
Dari hasil uji validitas dan reliabilitas model produksi padi domestik memberikan kesimpulan valid dan reliabel untuk analisis elastisitas harga produsen gabah lag 1 tahun,
harga  dasar  gabah  dan  harga  pupuk  urea terhadap produksi padi domestik baik dalam jangka  pendek  maupun  jangka  panjang seperti yang ditunjukkan pada Tabel 8:
Table 8. Elastisitas Harga Produsen Gabah lag 1 tahun, Harga Dasar Gabah dan Harga Pupuk Urea terhadap Produksi Padi Domestik.
Variabel Notasi Elastisitas Jangka Pendek Jangka Panjang (1) (2) (3) 1. Harga Produsen Gabah lag 1 tahun EST GPPY1 0.098 0.098/0.144 *) = 0.681 2. Harga Dasar Gabah GFP 0.349x0.098 =0.0342 0.769x0.681= 0.5237 3. Harga Pupuk Urea UFP - 0.092 - 0.092/0.144 *) = -0.6388
Sumber:AnalisisData 2018.
Keterangan: *) Nilai 0.144 adalah kecepatan koefisien penyesuaian yang diperoleh dari (1-0.856). Sedangkan nilai 0.856 adalah koefisien regresi dari variabel endogenus produksi padi domestic lag 1 tahun (lihat Tabel 5).
Dari informasi pada Tabel 8 diketahui bahwa nilai elastisitas harga produsen gabah lag 1 tahun terhadap produksi padi domestic dalam  jangka  pendek  adalah  0,098  dan dalam  jangka  panjang  sebesar  0,681.  Ini berarti  bahwa  jika  variabel  bebas  lainnya yang mempengaruhi produksi padi domestik dianggap  konstan  dan  berlaku ceteris paribus maka  setiap  kenaikan  harga produsen  gabah  lag  1  tahun  sebesar  10% dapat  memicu  kenaikan  produksi  padi domestik  dalam  jangka  pendek  sebesar 0,98%,  sementara  dalam  jangka  panjang sebesar  6,81%.  Secara  umum  dapat dikatakan bahwa perubahan harga produsen gabah lag 1 tahun  dalam menjelaskan harga padi  domestic  tidak  elastis,  tetapi  cukup elastis dalam jangka panjang.
Nilai  elastisitas  harga  pupuk  urea dalam  jangka  pendek  adalah  -  0,092  dalam jangka  panjang  sebesar  dan  -  0,6388.  Ini berarti  bahwa  jika  variabel  bebas  lainnya yang mempengaruhi produksi padi domestik dianggap  konstan  dan  berlaku ceteris paribus maka  kenaikan  harga  pupuk  urea sebesar  10%  dapat  memicu  penurunan produksi  padi  domestik  dalam  jangka pendek  sebesar  0,92%,  sementara  dalam jangka  panjang  sebesar  6,388%  .  Secara umum  dapat  dikatakan  bahwa  perubahan
harga  pupuk  urea  dalam  menjelaskan produksi pupuk domestik tidak elastis dalam jangka  pendek,  tetapi  cukup  elastis  dalam jangka panjang.
Elastisitas harga dasar gabah terhadap harga produsen gabah dalam jangka pendek adalah 0,349 (lihat Tabel 10). Atas dasar itu, dalam jangka pendek, elastisitas harga dasar gabah  terhadap  produksi  padi  domestik adalah (0,349 x 0,098 = 0,0342). Sedangkan dalam jangka panjang sebesar (0,769 x 0,681 =  0,5237).  Ini  berarti  bahwa  jika  variabel bebas lainnya yang mempengaruhi produksi padi domestik dianggap konstan dan berlaku ceteris paribus, maka setiap kenaikan harga dasar gabah sebesar 10% dapat menyebabkan  kenaikan  produksi  padi domestik  dalam  jangka  pendek  sebesar 0,342%  sementara  dalam  jangka  panjang sebesar  5,237%  .  Secara  umum  dapat dikatakan  bahwa  perubahan  harga  dasar gabah  dalam  menjelaskan  produksi  padi domestic tidak elastis dalam jangka pendek tetapi cukup elastis dalam jangka panjang.
Rendahnya  nilai  elastisitas  karena pemerintah kurang perhatian dalam meningkatkan pendapatan petani sebaliknya lebih  berpihak  kepada  konsumen  yang dipicu  pemerintah  melakukan  impor  beras dengan harga yang lebih murah.
Rendahnya peningkatan produksi padi ketika pendapatan petani meningkat dampak dari  kebijakan  harga,  karena  umumnya petani  Indonesia  adalah  petani  subsisten sehingga  alih-alih  melakukan  investasi perluasan  areal  tanam,  justeru  digunakan untuk memenuhi kebutuhan konsumsinya.
Rendahnya  elastisitas  harga  dasar gabah  terhadap    produksi  padi  domestik dalam jangka pendek (0,0342) tidak berbeda dengan temuan Baharumsyah (1991), dengan nilai elastisitas 0,03 akan tetapi tidak signifikan  pada  tingkat  kesalahan  5  persen. Namun,  elastisitas  jangka  panjang  0,5237 lebih  tinggi  daripada  temuan  Baharumsyah yang tercatat 0,11.
Temuan  serupa  yang  disarankan  oleh Kwang  (1996)  dimana  perubahan  harga pembelian  beras  pemerintah  tidak  elastis terhadap produksi beras, meskipun perubahan  harga  dalam  pembelian  beras pemerintah cukup elastis dalam menjelaskan pendapatan petani sebesar 1,854 persen.
Swastika  (1999)  menemukan  nilai elastisitas harga gabah dalam meningkatkan produksi padi domestic juga rendah sebesar 0,13.  Bertentangan  dengan  hasil  Kwang
(1996) studi oleh Rahayu (2008)
menemukan  bukti  bahwa  kebijakan  harga memiliki  efek  negatif  yang  signifikan terhadap  kesejahteraan  petani  padi,  tetapi sebaliknya  kebijakan  harga  memiliki  efek positif pada produksi padi domestik.
Rahayu  (2008)  menghasilkan  nilai elastisitas  harga  gabah  pada  respon  luas panen  sebesar  0,19,  sedangkan  nilai elastisitas  harga  dasar  gabah  pada  respon produktivitas  sebesar  0,065.  Mulayana (1998)  menemukan  bukti  berbeda  yang menunjukkan  respon  yang  tidak  memadai terhadap perubahan beras harga dasar gabah pada perilaku luas areal panen padi di semua area  produksi.  Begitu  pula  produktivitas sawah di semua daerah produksi.

## KESIMPULAN DAN REKOMENDASI
1. Kesimpulan
Hasil  penelitian  memberikan  kesimpulan sebagai berikut:
(a) Harga dasar gabah memiliki efek positif yang  signifikan  terhadap  produksi  padi dengan  elastisitas  0,034  dalam  jangka
pendek,  tetapi  jauh  lebih  tinggi  dalam jangka panjang, 0,524.
(b) Rendahnya nilai elastisitas patut diduga karena  pemerintah  kurang  perhatian dalam meningkatkan insentif pendapatan  kepada  petani  sebaliknya lebih  berpihak  kepada  konsumen  yang dipicu  pemerintah  melakukan  impor beras dengan harga yang lebih murah.
(c) Rendahnya  peningkatan  produksi  padi ketika  pendapatan  petani  meningkat dampak  dari  kebijakan  harga,  karena umumnya petani Indonesia adalah petani subsisten  sehingga  alih-alih  melakukan investasi  perluasan  areal  tanam,  justeru digunakan  untuk  memenuhi  kebutuhan konsumsinya.
2. Rekomendasi
(a) Kebijakan  harga  dasar  gabah  harus dipertahankan  dan  ditingkatkan  melalui fleksibilitas  dukungan  APBN  kepada BULOG dengan upaya perbaikan mekanisme  pembelian  padi  tidak  hanya dari pihak ketiga (pemasok BULOG dari sektor swasta) melainkan juga dari hasil panen petani.
(b) Pemerintah sepatutnya memberikan dukungan  penuh  terhadap  peningkatan pendapatan  petani  guna  memperkuat komitmen peningkatan ketahanan pangan  dan  sekaligus  penegakkan kedaulatan pangan.
(c) Pemerintah wajib mengkompensasi kenaikan  harga  beras  akibat  naiknya harga produsen gabah dampak kenaikan harga  dasar  gabah,  terutama  pada sasaran  target  kelompok  masyarakat miskin melalui pemberian subsidi beras miskin (Raskin) dan atau bantuan beras untuk  keluarga  pra  sejahtera  (Rastra), sehingga  tidak  menimbulkan  gejolak keresahan sosial.
Pemerintah  tidak  hanya  menetapkan kebijakan harga dasar gabah saja melainkan mengkombinasikannya  dengan  kebijakan non-harga  berupa  subsidi  pupuk,  bantuan alat  produksi  pertanian  dan  benih  serta perbaikan infra struktur pertanian.

## DAFTAR PUSTAKA
Baharumsyah,  A.Z.  1991.  “A  Model  for Rice  and  Wheat  Economy  in  Malaysia:
An Empirical Assessment of Alternative Specification.” Pertanika. 14  (3):  383-
391.
Beattie,  B.R.  and  Taylor,  C.R.  1985. The Economics  of  Production .  Newyork: John Willey & Sons.
Behrman,  J.R.  (1971).  “Econometric Simulations  of  the  World  Rubber Market.”  In  L.R.Klein(ed) Essays  in Industrial Econometrics, Vol III.,
Philadelphia: Wharton School. Boediono,  1980. Synopsis  Pengantar  Ilmu Ekonomi . Bagian  Satu ( Teori  Ekonomi Mikro ). Yogyakarta: BPFE-UGM. Debertin, D.L. 1986.
Agricultural
Production  Economics .Upper  Saddle River,  N.J.  USA  07458:  Macmillan Publishing Company.
Gillis,  M.,  Perkins,  D.,  Roemer,  M.  and Snodgrass,  D.  1996. Economics  of Development .  New  York,  London: W.W. Norton & Company, Inc.
Gujarati, Damodar N. 2004. Basic
Econometrics. Fourth Edition.
Singapore:  McGraw-Hill  International
Book Company.
Handerson,  L.M.  and  Quandt,  R.E.  1980.
Microeconomic Theory : A Mathematical Approach .  Third  Edition.  Singapore: McGraw-Hill International Book Company. Labys,  W.  1973. Dynamic  Commodity Models,  Specification,  Estimation  and Simulation .  Lexington  Massachusetts, Toronto,  London:  Lexington  Book  DC Health and Company.
Fischer, D. H. And Temin (1996). The Great Wave: Price Revolutions and the Rhythm of History . New York: Oxford University Press.
Kwang,  MA  Dong  Cho.1996.  “Economic Analysis  of  The  Government  Pricing Program  for  Rice  in  South  Korea.” A Dissertation in Agriculutral Economics .
Submitted  to  the  Graduate  Facultyof
Texas Tech University inPartial
Fulfillment  ofthe  Requirements  forthe Degree of Doctor of Philosophy. Nicholson, W. 1978. Microeconomic Theory . Illinois: The Dryden Press.
Pindyck,  R.S  and  D.L.  Rubinfeld.  2001. Microeconomics.  Fifth  Edition.  Upper Saddle River, New Jersey: Prentice-Hall,
Inc. Rahayu,  E.S.  2008.  “Analisis  Dampak Kebijakan Harga Terhadap Kesejahteraan Petani Padi di Indonesia.”
Disertasi  Doktor .  Universitas  Gadjah Mada, Yogyakarta. (Unpublished). Rahayu,  E.S.  2011. Kebijakan  Harga  dan Kesejahteraan Petani ( Aplikasi Ekonomi Mikro ).  Solo:  UPT  Penerbitan  dan Percetakan  UNS  (UNS  Press)  dan
Fakultas Pertanian UNS.
Simatupang,  P.  1988.  “Metode  Analisa
Ekonomi Produksi, Konsumsi, Pendapatan  dan  Alokasi  Tenaga  Kerja Keluarga Tani.” Prosiding Patanas
Perubahan  Ekonomi  Pedesaan .  PPAE. Bogor: 26-50.
Swastika,  D.K.S.  1999.  “Penerapan  Model Dinamis  dalam  Sistem  Penawaran  dan Permintaan  Beras  di  Indonesia.” Jurnal Informatika Pertanian . 8: 29-38. Timmer, C.P. 1991. The Role of the State in Agricultural Development in Agriculture and  State ( Growth,  Employment  and Poverty  in  Developing  Countries ). Ithaca  and  London:  Cornell  University Press.
Timmer,  C.P.  2004.  “Food  Security  in Indonesia:  Current  Challenges  and  the Long-Run  Outlook.” Center  for  Global Development .  Working  Paper  Number 48 November 2004.
Tommek,  W.G.  and  Robinson,  K.L.  1972. Agricultural  Product  Prices .  Second Edition.  Ithaca  and  London:  Cornell University Press.