## Model Permintaan Ekspor Udang Segar Indonesia oleh Pasar Jepang, Amerika Serikat, dan Uni Eropa
[Indonesian Fresh Shrimp Export Demand Model by Japan, United States of America, and European Union Markets]
Asnawi 1 , Estu Sri Luhur 2 , Siti Hajar Suryawati 2 , Freshty Yulia Arthatiani 2
1 Politeknik Ahli Usaha Perikanan Jl. Aup Bar. Jl. Raya Pasar Minggu, Kota Jakarta Selatan, DKI Jakarta 12520, Indonesia.
2 Balai Besar Riset Sosial Ekonomi Kelautan dan Perikanan Gedung BRSMD KP I Lt.4, Jalan Pasir Putih Nomor 1 Ancol Timur, Jakarta Utara, Indonesia.

## Abstrak
Tujuan  dari  kajian  ini  adalah  untuk  menganalisis  faktor-faktor  yang  mempengaruhi  permintaan ekspor udang Indonesia dan menganalisis respon jangka pendek dan jangka panjang terhadap ekspor  udang  Indonesia  di  pasar  internasional.  Kajian  perlu  dilakukan  untuk  menganalisis fenomena kinerja ekspor produk udang yang menunjukkan tren menurun dalam beberapa tahun terakhir.  Pasar  tujuan  ekspor  yang  dianalisis  adalah  tiga  pasar  utama  bagi  ekspor  komoditas udang Indonesia, yaitu Jepang, Amerika Serikat, dan Uni Eropa. Kajian ini menggunakan data runut waktu ( time series ) dari tahun 1985-2017. Berdasarkan hasil kajian  menunjukkan bahwa Model  Ekspor  Udang  Segar  Indonesia  memberikan  hasil  cukup  baik  dilihat  dari  segi  ekonomi maupun  statistik.  Peubah  yang  masuk  dalam  persamaan  di  antaranya  adalah  variabel  harga domestik,  harga  dunia,  memenuhi  kriteria  ekonomi.  Fungsi  ekspor  udang  dipengaruhi  harga udang domestik, harga ekspor udang ke negara tujuan, lag ekspor udang segar ke negara tujuan, nilai produk domestik bruto negara tujuan, tarif impor udang ke negara tujuan dan produksi udang domestik.
Kata Kunci: model ekspor; udang segar; negara tujuan ekspor; ECM

## Abstract
The  purpose  of  the  study  is  to  analyze  the  influencing  factors  of Indonesia’s  shrimp  export demand and analyze the short-term and long-term response to Indonesian shrimp exports in the international  market.  A  study  needs  to  be  conducted  to  analyze  the  phenomenon  of  shrimp product export performance which shows a declining trend in recent years. The analyzed markets are three main markets for Indonesian shrimp commodity exports, namely Japan, United States of America, and the European Union. This study used time series data from 1985-2017. Based on  the  results  of  the  study  shows  that  the  Indonesian  Fresh  Shrimp  Export  model  of  provides quite good results in terms of economic and statistical. Variable included in the equation include domestic  price  variables,  world  prices,  according  economic  criteria.  Shrimp  export  function  is influenced by domestic shrimp prices, shrimp prices to destination countries, lag of fresh shrimp exports to destination countries, the value of gross domestic product of the destination  country, shrimp import tariffs to destination countries and domestic shrimp production.
Keywords: export model; fresh shrimp; export destination country; ECM

## Penulis Korespondensi
Asnawi | asnawisaman62@gmail.com

## PENDAHULUAN
Udang  merupakan  primadona  ko- moditas  perikanan  Indonesia  karena potensi sumber daya komoditas tersebut cukup besar, nilai jualnya tinggi, dan pe- luang pasarnya sangat baik. Udang juga memiliki  permintaan  yang  tinggi,  baik  di dalam  maupun  di  luar  negeri  (Putri, Affandi,  dan  Sayekti  2020).  Sumber produksi udang di Indonesia berasal dari hasil  penangkapan  di  laut  dan  perairan umum  daratan  serta  hasil  budidaya  di tambak-tambak  (Ihsan  dan  Tajuddin 2019).  Berdasarkan  data  Kementerian Kelautan dan Perikanan (2020) dan BPS (2019),  volume  produksi  udang  Indo- nesia  pada  tahun  2019  sebanyak  1,09 juta  ton  yang  diperoleh  dari  kegiatan penangkapan sebanyak 0,23 juta ton dan 0,86 juta ton dari kegiatan budidaya.
Udang  merupakan  salah  satu  dari 10  komoditas  utama  yang  memberikan kontribusi  paling  besar  dalam  hal penerimaan  devisa  negara  dari  sub sektor perikanan (Pudyastuti, Sambodo, dan  Windhani  2018).  Pada  tahun  2019, kontribusi  devisa  negara  dari  ekspor udang  sebesar  34,83%  atau  setara dengan  USD  1,72  miliar.  Sumbangan devisa  dari  ekspor  udang  ini  tercatat lebih  rendah  dibandingkan  tahun  2018 yang  mampu  menyumbang  devisa sebesar  35,84%  atau  senilai  USD  1,74 miliar.  Hal  ini  disebabkan  oleh  harga ekspor komoditas udang Indonesia turun
di  pasar  dunia  sebesar  6,2%.  Produk perdagangan  komoditas  udang  dunia dibagi  menjadi  udang  segar  beku  dan olahan.  Udang  segar  merupakan  bahan baku  udang  beku  dan  udang  beku merupakan  bahan  baku  untuk  udang olahan  (Rizqy  2020).  Volume  ekspor udang  Indonesia  ke  pasar  dunia  pada tahun 2019 didominasi oleh udang beku sebanyak  0,15  juta  ton,  sedangkan ekspor  udang  olahan  dan  udang  segar masing-masing  sebanyak  0,05  juta  ton dan 0,01 juta ton (UN Comtrade 2020).
Sejak  tahun  1980-an,  Indonesia menjadi  negara  pengekspor  udang  ke beberapa  negara  di  dunia  di  antaranya Jepang,  Amerika  Serikat,  Cina,  dan  Uni Eropa  sebagai  pasar  utama  produk udang  Indonesia.  Pada  tahun  2019, keempat negara tersebut menyerap lebih dari  89,67%  dari  total  volume  ekspor produk  udang  Indonesia.  Dari  sisi  nilai, impor  udang  keempat  negara  tersebut mencapai 93,39% atau sebesar USD 1,6 miliar  dari  total  nilai  ekspor  udang Indonesia  (Rizqy  2020).  Namun  demi- kian, Indonesia selalu menempati posisi empat  besar  sebagai  negara  eksportir udang  setelah  Vietnam,  India,  dan Thailand  (Yulistiani  2019).  Hambatan non  tarif  pada  ekspor  produk  udang Indonesia pada pasar utama menyebab- kan rendahnya daya saing dibandingkan negara-negara pesaing tersebut (Perma- tasari 2019).
Beberapa  studi  empiris  menduga konsumsi  ikan  masyarakat  global  akan semakin  meningkat  karena  jumlah  pen- duduk  dan  pendapatan  yang  terus meningkat serta adanya pergeseran pola makan  sehat  dari  daging  merah  ( red meat ) ke daging putih ( white meat ) makin meningkat  (Hidayati,  Darwanto,  dan Masyhuri  2017).  Hal  ini  sejalan  dengan kinerja  volume  ekspor  produk  udang Indonesia  yang  tumbuh  rata-rata  5,6% selama periode 2015-2019. Nilai ekspor pada  periode  yang  sama  tumbuh  se- besar  3,7%  (KKP  2020).  Namun  de- mikian,  FAO  (2018)  menunjukkan  per- tumbuhan volume ekspor udang Indone- sia  memiliki  angka  penurunan  yang cukup  besar  dibanding  negara-negara eksportir  lainnya  yang  sebagian  besar mengalami  peningkatan  volume  ekspor. Kondisi  ini  menunjukkan  kinerja  ekspor udang  Indonesia  melambat  karena  pro- duksi di dalam negeri yang juga menurun (Fatimah,  Marwanti,  dan  Supardi  2020; Luhur, Asnawi, dan Suryawati 2020).
Kajian  ini  dilakukan  untuk  meng- analisis  faktor-faktor  yang  berpengaruh terhadap  ekspor  udang  Indonesia  serta menganalisis respon jangka pendek dan jangka  panjang  terhadap  ekspor  udang Indonesia  di  pasar  internasional.  Hasil kajian ini diharapkan dapat berkontribusi sebagai bahan masukan bagi pengambil kebijakan  yang  terkait  dengan  pengem-
bangan  budidaya  dan  kinerja  ekspor komoditas udang Indonesia.

## BAHAN DAN METODE
Komoditas  udang  merupakan  ko- moditas  perikanan  yang  penting  dalam perekonomian Indonesia terutama dalam peningkatan  ekspor  dan  menghasilkan devisa.  Bahkan  Indonesia  merupakan negara  produsen  hasil  perikanan  ter- besar di dunia setelah Cina. Namun de- mikian,  keunggulan  tersebut  belum diikuti dengan kemampuan dalam meningkatkan  nilai  tambah  dan  meme- nuhi kecukupan konsumsi dalam negeri. Permasalahan yang terjadi adalah kiner- ja  ekspor  di  sektor  perikanan  melambat dan  untuk  memenuhi  kebutuhan  bahan baku  industri  dan  konsumsi  dalam negeri, impor perikanan masih dilakukan. Berdasarkan  hal  tersebut  maka  kajian mengenai  model  ekspor  udang  yang merupakan  komoditas  unggulan  perlu dilakukan.  Kajian  yang  dilakukan  fokus pada analisis kinerja ekspor udang yang sangat bermanfaat dalam pengembang- an  budidaya  udang  bagi  pengambil kebijakan dan pembudidaya.

## Waktu Penelitian
Penelitian  ini  dilaksanakan  pada bulan Januari sampai dengan Desember 2018.

## Jenis dan Sumber Data
Data yang digunakan dalam pene- litian  ini  adalah  data  sekunder.  Data sekunder  yang  digunakan  berupa  data runut  waktu  ( time  series )  selama  29 tahun  terakhir,  yaitu  sejak  1989  sampai dengan  2017.  Data  sekunder  diperoleh dari  berbagai  instansi  terkait  seperti Badan  Pusat  Statistik  (BPS),  Kemen- terian  Kelautan  dan  Perikanan  (KKP), Kementerian Perindustrian, Kementerian Perdagangan,  Asosiasi  Perikanan,  dan hasil penelitian terkait.

## Metode Analisis Data

## Metode ECM
Variabel  dependen  dan  indepen- den  dapat  memiliki  kointegrasi  atau hubungan  keseimbangan  jangka  pan- jang,  namun  dalam  jangka  pendek mungkin  terdapat  ketidakseimbangan yang  sering  terlihat  dalam  perilaku ekonomi.  Hal  ini  bermakna  bahwa  yang diinginkan  oleh  pelaku  ekonomi  belum tentu sama dengan keadaan sebenarnya sehingga  diperlukan  suatu  penyesuaian ( adjustment )  untuk  melakukan  koreksi terhadap  adanya  perbedaan  ini.  Model yang  dapat  digunakan  untuk  mema- sukkan  penyesuaian  untuk  melakukan koreksi  bagi  ketidakseimbangan  disebut sebagai  model  koreksi  kesalahan  ( Error Correction Model - ECM). Pendekatan ini muncul  sejak  para  ahli  ekonometrika membahas secara khusus terkait
masalah  data  runut  waktu.  Model  ECM pertama  kali  diperkenalkan  oleh  Sargan dan kemudian dikembangkan oleh
Hendry dan juga Engle-Granger
(Granger  dan  Newbold  1974).  Model ECM memiliki beberapa kegunaan dalam mengatasi  masalah  data  time  series yang tidak stasioner dan masalah regresi lancung (spurious) (Nyatanga 2017).
Model ECM mengumpamakan ter- dapat  hubungan  jangka  panjang  atau keseimbangan antara dua variabel X dan Y sebagai berikut (1):
Y t = β 0 + β 1 X t
Jika Y berada  pada  titik  kese- imbangan  terhadap X maka  keseim- bangan antara dua variabel X dan Y pada persamaan  (1)  di  atas  dapat  terpenuhi. Namun,  dalam  sistem  ekonomi  pada umumnya, keseimbangan variabel-varia- bel ekonomi jarang sekali diperoleh. Bila Y t memiliki  nilai  yang  berbeda  dengan nilai keseimbangannya maka perbedaan sisi  kiri  dan  kanan  pada  persamaan  (2) sebesar :
EC t = Y t ─ β 0 ─ β 1 X t
Nilai  perbedaan EC t ini  dapat disebut  sebagai  kesalahan  ketidakseim- bangan ( disequilibrium error ). Oleh kare- na itu, jika EC t = 0 maka Y dan X berada pada  kondisi  keseimbangan.  Karena Y dan X sangat jarang berada pada kondisi keseimbangan  maka  perlu  melakukan observasi hubungan ketidakseimbangan (hubungan  jangka  pendek)  dengan
memasukkan unsur kelambanan Y dan X (3).
Y t = b 0 + b 1 X t + b 2 X t-1 + ɸ Y t-1 + e t di mana 0 < ɸ < 1
Dalam persamaan (3) dimasukkan kelambanan  tingkat  pertama  ( first  order
lags ),  tetapi  dapat  juga  dimasukkan kelambanan pada tingkat dua atau yang lebih tinggi. Pada persamaan (3), nilai Y memerlukan  waktu  untuk  melakukan penyesuaian  secara  penuh  terhadap variasi X .  Kondisi  ini  juga  konsisten dengan  ide  bahwa Y tidak  selalu  dalam kondisi keseimbangan terhadap variabel X . Jika nilai b 2 = 0 maka persamaan (3) menjadi  model  penyesuaian  parsial ( Partial Adjusment Model - PAM).
Permasalahan  dalam  mengesti- masi  persamaan  (3)  adalah  jika  data tidak stasioner pada tingkat level. Untuk mengatasi masalah ini maka persamaan (3)  perlu  diubah  dengan  cara  mengu- rangi  setiap  sisi  dengan Y t-1 sehingga menjadi persamaan (4):
Y t – Y t-1 = b 0 + b 1 X t + b 2 X t-1 + ɸ Y t-1 – Y t-1 + e t Y t – Y t-1 = b 0 + b 1 X t + b 2 X t-1 – (1 – ɸ)Y t-1 + e t
Penambahan  dan  pengurangan dengan b 1 X t-1 di  sisi  kanan  persamaan (4)  akan  menghasilkan  persamaan  (5) sebagai berikut:
Y t – Y t-1 = b 0 + b 1 X t – b 1 X t-1 + b 1 X t-1 + b 2 X t-1 – (1 – ɸ) Y t-1 + e t ΔY t = b 0 + b 1 ΔX t + (b 1 + b 2 ) X t-1 – λ Y t-1 + e t
Di mana:  Δ  menunjukkan  selisih antara X t dan X t-1 dan λ =  1 –  ɸ .
Persamaan  (5)  dapat  juga  diubah bentuknya menjadi persamaan (6) sebagai berikut:
ΔY t = b 1 ΔX t – λ (Y t-1 – β 0 – β 1 X t-1 ) + e t di mana: β 1 = (b 1 + b 2 )/λ dan β 0 = b 0 /λ
λ ( Y t-1 –  β 0 –  β 1 X t-1 )  pada persamaan  (6)  dapat  diinterpretasikan sebagai  kesalahan  ketidakseimbangan dari  periode  waktu  sebelumnya  ( t-1 ).
Persamaan tersebut menjelaskan bahwa perubahan Y masa  sekarang  dipenga- ruhi  oleh  perubahan X dan  kesalahan ketidakseimbangan ( error correction component )  periode  sebelumnya.  Kesa- lahan ketidakseimbangan ini merupakan variabel  gangguan  periode  sebelumnya yang  merupakan  model  ECM  tingkat pertama  ( first  order  error  correction model ). Pada persamaan (6), parameter λ adalah  parameter  penyesuaian,  para- meter b menjelaskan  pengaruh  jangka pendek  dan  parameter β menjelaskan pengaruh jangka panjang.
Model ECM yang diturunkan tersebut dikenal dengan model dua lang- kah  ( two  steps )  dari  Engle-Granger (E-G).  Menurut  E-G  jika  dua  variabel Y dan X tidak  stasioner,  tetapi  terko- integrasi maka hubungan antara kedua- nya dapat dijelaskan dengan model ECM sehingga  persamaan  (6)  dapat  ditulis menjadi persamaan (7) sebagai berikut:
ΔY t = α 0 + α 1 ΔX t + α 2 EC t + e t
Di mana α 1 adalah koefisien jangka pendek,  koefisien  koreksi  ketidakseim- bangan α 2 dalam  bentuk  nilai  absolut menjelaskan  seberapa  cepat  waktu diperlukan  untuk  mendapatkan  nilai  ke- seimbangan.  Adapun  langkah-langkah dalam  penyusunan  model  ECM  adalah sebagai berikut.

## Spesifikasi Model
Dalam  kajian  ini  akan  dilakukan analisis  mengenai  hal-hal  yang  meme- ngaruhi  ekspor  udang  segar  ke  tiga negara  tujuan  ekspor.  Model  ekono- metrika  yang  digunakan  merupakan modifikasi  dari  model  Catao-Falcetti (Falcetti dan Catão 1999).
Fungsi  permintaan  ekspor  produk udang  Indonesia  di  pasar  internasional dalam bentuk matematis sebagai berikut (8):
NX jt = c 0 PX jt + c 1 PD t + c 2 NT t + c 3 NQ t + c 4 GDPK jt + ε jt
Dengan  cara  penurunan  model ECM  maka  persamaan  (8)  dapat  ditulis menjadi (9):
ΔNX jt = γ 1 ΔPX jt + γ 2 ΔPD t + γ 3 ΔNT t + γ 4 ΔNQ t + γ 5 ΔGDPK jt – λ 2 (NX jt-1 – δ 0 – δ 1 PX jt-1 – δ 2 PD t-1 – δ 3 NT t-1 – δ 4 NQ t-1 – δ 5 GNPK jt-1 ) + ε jt dimana: NX jt :  Nilai  ekspor  udang  segar  Indonesia
(000 US $) PX jt
:  Harga  ekspor  udang  segar  Indonesia (US $/kg) PD t
:  Harga domestik udang segar Indonesia (Rp/kg)
NT t :  Nilai Tukar nominal rupiah terhadap US dollar tahun t (Rp/US $) NQ t :  Nilai Produksi komoditas udang Indonesia (Miliar Rupiah)
GDPK jt :  Pendapatan Nasional Negara Internasional (Miliar US $) NX kjt-1 :  Nilai  ekspor  udang  segar  Indonesia (000 US $) tahun sebelumnya PX jt-1 :  Harga  ekspor  udang  segar  Indonesia (US $/kg) tahun sebelumnya PD t-1 :  Harga domestik udang segar Indonesia (Rp/kg) tahun sebelumnya NT t-1 :  Nilai Tukar nominal rupiah terhadap US dollar tahun sebelumnya (Rp/US $) NQ t-1 :  Nilai Produksi komoditas udang Indonesia  tahun  sebelumnya  (Miliar Rupiah) GDPK jt-1 :  Pendapatan Nasional Negara Internasional tahun sebelumnya (Miliar US $) t :  Pada saat tahun ke-t j :  Negara tujuan ekspor (Jepang, Amerika Serikat, dan Uni Eropa) δ 0 :  Intercept γ n
:  Parameter  yang  diduga,  di  mana  n =1,2,3,...  menggambarkan  hubungan jangka  pendek  antara  variabel  bebas dan variabel tidak bebas δ n
:  Parameter  yang  diduga,  di  mana  n =1,2,3,...  menggambarkan  hubungan jangka  panjang  antara  variabel  bebas dengan variabel tidak bebas λ 2
:  Error  Correction  Term/  Factor  loading/ Parameter penyesuaian

## Uji akar-akar unit
Uji akar-akar unit digunakan untuk mengetahui  apakah  data  runut  waktu yang digunakan stasioner atau tidak. Uji ini  digunakan  untuk  melihat  apakah koefisien tertentu dari model autoregresif yang ditaksir memiliki nilai satu atau tidak (Rizal  dan  Akbar  2015).  Jika  koefisien tersebut memiliki nilai sama atau kurang dari  satu  maka  data  tersebut  tidak stasioner. Langkah awal yang dilakukan dalam  uji  akar-akar  unit  adalah  mela- kukan  penaksiran  model  autoregresif dari  masing-masing  variabel  yang  digu- nakan  dalam  penelitian  dengan  OLS (persamaan 10 dan 11).
t i k i i t t DX B b BX a a DX  = + + = 1 1 0 t i k i i t t DX B d BX c T c c DX  = + + + = 1 2 1 0 di mana : DX t = X t – X t-1 BX t = X t-1 , T = trend  waktu; X t adalah  variabel  yang diamati  pada  periode t ;  dan B adalah operasi kelambanan waktu.
Selanjutnya  adalah  menghitung nilai statistik DF ( Dickey Fuller ) dan ADF
( Augmented Dickey Fuller ). Nilai DF dan
ADF untuk uji hipotesis bahwa a 1 = 0 dan c 2 =  0  ditunjukkan  oleh  nilai t pada koefisien  regresi BX t pada  persamaan
(10)  dan  (11).  Besarnya  waktu  kelam-
banan k ditentukan oleh k = N 1/3 di mana
N  adalah  banyaknya  jumlah  penga- matan.

## Model Koreksi Kesalahan
Bila  residual  yang  diperoleh  dari estimasi  persamaan  jangka  panjang pada  model  ekspor  itu  stasioner  pada derajat  integrasi  I(0)  maka  dapat dipastikan bahwa variabel-variabel dalam persamaan tersebut terkointegrasi atau  terdapat  hubungan  keseimbangan jangka panjang antar variabel meskipun dalam  jangka  pendek  terjadi  ketidakse- imbangan  (Susanawati  et  al.  2015; Widyawati  dan  Wahyudi  2016).  Model koreksi kesalahan atau ECM merupakan model  yang  memasukkan  penyesuaian untuk  melakukan  koreksi  bagi  tidak-
seimbangan  (Syahputra,  Hamzah,  dan Nasir  2017).  Estimasi  model  koreksi kesalahan  (ECM)  dapat  dilakukan  lebih lanjut  bila  variabel-variabel  itu  terko- integrasi  dan  berada  pada  derajat  inte- grasi  yang  sama.  Dalam  kajian  ini digunakan  model  ECM  dengan  Engle- Granger yang memiliki bentuk persama- an sebagai berikut (12):
t t t t e ECT X Y + +  + =  − 1 2 1 0   
Koefisien koreksi ketidakseim- bangan α 2 dalam  bentuk  nilai  absolut menjelaskan seberapa cepat waktu yang diperlukan  untuk  mendapatkan  nilai keseimbangan  (Bass  2018;  Rahmawati dan Hidayat 2017).

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Permintaan Ekspor Udang Segar oleh Pasar Jepang
Hasil  estimasi Error  Correction Model (ECM)  permintaan  ekspor  udang segar  oleh  pasar  Jepang  ( VXUSJ t ) selama  periode  1989-2017  sebagai fungsi dari harga udang domestik ( PUD t ), harga  ekspor  udang  segar  ke  Jepang ( PXUSJ t ),  lag  ekspor  udang  segar  ke Jepang ( VXUSJ t-1 ), nilai produk domestik bruto  Jepang ( GDPJ t ),  nilai  tukar  rupiah terhadap dolar ( NT t ), dan produksi udang domestik  Indonesia  ( VQUD t ).  Dengan demikian, persamaan permintaan ekspor udang  segar  Indonesia  oleh  pasar Jepang  dalam  jangka  panjang  dapat dirumuskan sebagai berikut:
LNVXUSJ t = a 0 + a 1 LNPUD t + a 2 LNPXUSJ t + a 3 LNVXUSJ t-1 + a 4 LNVQUD t + a 5 LNNT t + a 6 LNGDPJ t + e t
Persamaan  untuk  estimasi  model dalam  jangka  pendek  digunakan  model error correction sebagai berikut:
ΔLNVXUSJ t =  a 0 +  a 1 Δ  LNPUD t +  a 2 Δ LNPXUSJ t + a 3 Δ LNVXUSJ t- 1 +  a 4 Δ  LNVQUD t +  a 5 Δ LNNT t +  a 6 Δ  LNGDPJ t + a 7 ECT+ e t di mana a 1 < 0, a 2 > 0, a 3 > 0 , a 4 > 0, a 5 > 0, a 6 > 0, a 7 < 0
Keterangan: LNVXUSJ t :  Log  volume  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  Jepang  pada tahun ke-t (kg)
LNPUD t :  Log  harga  udang  segar  domestik Indonesia pada tahun t (Rp/kg) LNPXUSJ t :  Log  harga  ekspor  udang  segar
Indonesia  di  pasar  Jepang  pada tahun t (US $ /kg)
LNVXUSJ t-1 :  Log  volume  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  Jepang  pada tahun sebelumnya t-1 (kg)
LNVQUD t :  Log produksi udang domestik
Indonesia pada tahun t (kg) LNNT t
:  Log nilai tukar riil rupiah terhadap US dollar (Rp/US$) LNGDPJ t :  Log  pendapatan  nasional  Jepang (US$ Miliar)
Sebelum  dilakukan  analisis  (pen- dugaan)  terhadap  persamaan  yang digunakan dalam model, terlebih dahulu seluruh  data  yang  digunakan  harus berada  pada  kondisi  yang  stasioner. Hasil  pengujian  stasioner  terhadap peubah-peubah  yang  digunakan  dalam kajian ini tertera pada Tabel 1.
Hasil  uji  akar-akar  unit  menun- jukkan bahwa pada kondisi level hampir semua  variabel  belum  stasioner,  baik dengan  pendekatan Augmented  Dickey Fuller (ADF) maupun Phillip-Peron (PP), kecuali variabel LNPUD t dan LNPXUSJ t . Akan  tetapi,  semua  peubah  telah stasioner  pada  kondisi first  difference dengan  tingkat  kesalahan  1%,  baik dengan  pendekatan  ADF  maupun  PP. Dengan  demikian,  dapat  disimpulkan bahwa  semua  peubah  ini  dapat  digu- nakan lebih lanjut ke persamaan permin- taan  ekspor  udang  segar  Indonesia  di pasar  Jepang  dengan  menggunakan
Tabel 1. Hasil Uji Akar-akar Unit
Peubah/ Variabel Tingkat/Level Perbedaan Pertama/ First Difference ADF PP ADF PP LNVXUSJ t 0,8122 0,4679 0,0001*** 0,0000*** LNPUD t 0,6382 0,0066*** 0,0000*** 0,0001*** LNPXUSJ t 0,0022*** 0,0029*** 0,0002*** 0,0000*** LNVQUD t 0,8626 0,9459 0,0000*** 0,0000*** LNGDPJ t 0,3676 0,4238 0,0010*** 0,0017*** LNNT t 0,1955 0,2096 0,0000*** 0,0000*** LNVXTSJ t-1 0,9860 0,7208 0,0001*** 0,0000*** Keterangan: *** = stasioner nyata pada taraf α =1%
pendekatan Error  Correction  Model (ECM).
Hasil estimasi OLS ditunjukkan pa- da  Tabel  2,  di  mana  ekspor  komoditas udang segar ke Jepang secara signifikan dipengaruhi  nilai  tukar  rupiah  terhadap US  dollar  ( NT t )  dengan  level  signifikan α=1%, dipengaruhi harga udang domes- tik ( PUD t ) dan pendapatan domestik bru- to  Jepang  tahun  sebelumnya  ( GDPJ t-1 ) dengan  level  signifikan  α=5%.  Semen- tara  itu,  harga  ekspor  produk  udang segar  ke  Jepang  tahun  sebelumnya ( PXUSJ t-1 )  tidak  signifikan.  Secara  teori tanda sesuai dengan yang diharapkan.
Berdasarkan hasil pengujian asumsi  klasik  maka  model  permintaan yang  dibangun  dapat  digunakan  untuk
mendapatkan  hasil  regresi  yang  efisien dan  tidak  bias.  Dari  Tabel  2,  diperoleh hasil bahwa R 2 =0,7278 yang menunjuk- kan  bahwa  variabel  bebas  mampu menjelaskan  variasi  dari  variabel  terkait sebesar  72,78%,  sedangkan  sisanya 27,22% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak  masuk  dalam  model.  Dari  hasil estimasi  di  atas  menunjukkan  bahwa tanda  koefisien  regresi  harga  udang domestik tandanya negatif, harga ekspor udang segar di pasar Jepang pada tahun sebelumnya,  nilai  tukar  rupiah  terhadap US  dollar,  dan  pendapatan  domestik bruto  Jepang  pada  tahun  sebelumnya tandanya  positif.  Hal  ini  sudah  sesuai dengan harapan teori.
Tabel 2. Hasil Estimasi Permintaan Ekspor Udang Segar di Pasar Jepang
Variabel Koefisien Regresi Simpangan Baku t-statistik Konstanta -0,036162 0,025166 -1,436964 D(LNPUD t ) -0,235202** 0,105408 -2,231353 D(LNPXUSJ t-1 ) 0,008831 0,008521 1,036377 D(LNVQUD t-1 ) -0,077561 0,121898 -0,636274 D(GDPJ t-1 ) 0,576129** 0,231273 2,491120 D(LNNT t ) 0,678472*** 0,145243 4,671303 D(LNVXTSJ t-1 ) 0,164942 0,207150 0,796241 ECT t-1 -0,622095** 0,287951 -2,160420 R 2 0,727785   LM(2) 0,802437 (prob, = 0,6695) R 2- adjusted 0,627495   White 5,775514 (prob, = 0,5662) F-statistic 7,256815   ARCH 0,328793 (prob, = 0,5664) F-prob, 0,000269   Jarque-Berra 0,842662 (prob, = 0,6562) DW 1,879494
Keterangan: ** dan *** = Nyata pada taraf α= 5%, dan α=1%
Dengan  memperhatikan  nilai  sta- tistik DW =  1,879494  dan  hasil  uji LM terlihat bahwa disturbance term error dari VXUSJ t tidak  mengalami autokorelasi .
Secara  bersama-sama  variabel PUD t , PXUSJ t-1 ,  VQUD t-1 ,  NT t ,  GDPJ t-1 , dan VXUSJ t-1 signifikan  secara  statistik mempengaruhi VXUSJ t di mana F -statistik = 7.256815. Dengan kata lain, residual regresi ko integrasi pada model tersebut  stasioner.  Dengan  demikian, residual  kointegrasi  atau  kesalahan ketidakseimbangan stasioner atau I(0).
Secara  parsial  diperoleh  hasil bahwa  nilai  tukar  rupiah  terhadap  US dollar  ( NT t )  berpengaruh  secara  signifi- kan pada α = 1% terhadap ekspor udang segar  ke  Jepang  ( VXUSJ t ) ceteris paribus , dan pendapatan produk domes- tik  bruto  Jepang  tahun  sebelumnya berpengaruh  secara  signifikan  pada α=5%  terhadap  ekspor  udang  segar  ke Jepang  ( VXUSJ t ), ceteris  paribus .  Nilai tukar  rupiah  terhadap  US  dollar,  mem-
punyai pengaruh positif terhadap ekspor udang  segar  dengan  koefisien  0,6333, tetapi  responnya  tidak  elastis  ( inelastic ) terhadap ekspor udang segar ke Jepang, ceteris paribus . Dengan kata lain, apabila nilai  tukar  rupiah  terhadap  US  dollar terdepresiasi  sebesar  1%  maka  ekspor udang  segar  ke  Jepang  naik  sebesar 0,6785%, ceteris paribus . Hal yang sama terjadi  pada  pendapatan  bruto  Jepang tahun sebelumnya mempunyai pengaruh positif  terhadap  ekspor  udang  segar dengan koefisien 0.5761 dan responnya tidak  elastis  ( inelastic )  terhadap  ekspor udang segar ke Jepang, ceteris paribus .
Dengan  kata  lain,  apabila  pendapatan domestik bruto Jepang naik sebesar 1% maka  ekspor  udang  segar  ke  Jepang naik  sebesar  0,5761%, ceteris  paribus (Tabel  2).  Dari  hasil  estimasi  di  atas menunjukkan  bahwa  variabel-variabel penelitian  lolos  dari  uji  diagnosis  dan koefisien ECT t-1 signifikan secara statistik
Tabel 3. Nilai Koefisien atau Elastisitas Permintaan Ekspor terhadap Variabel
Penjelas
Variabel Nilai Elastisitas Jangka Pendek Jangka Panjang PUD t -0,235202 -0,398471 PXTUJ t-1 0,008831 0,010348 VQUD t-1 0,077561 0,320957 GDPJ t-1 0,576129 0,018493 NT t 0,678472 0,365908 VXUSJ t-1 0,164942 0,310895
dan  tanda  koefisien  regresi  sesuai dengan yang diharapkan secara teori.
Hasil  estimasi  dari  regresi  ko- integrasi  menunjukkan  bahwa  variabel- variabel  harga  udang  domestik  ( PUD t ), lag  nilai  produk  domestik  bruto  Jepang ( GDPJ t-1 ), dan nilai tukar rupiah terhadap US  dollar  ( NT t )  mempunyai  hubungan jangka panjang. Dengan demikian dapat dikatakan  bahwa  variabel  yang  mampu menjelaskan varian ekspor udang segar ke Jepang ( VXUSJ t ) adalah harga udang domestik  ( PUD t ),  lag  nilai  produk domestik  brutto  Jepang  ( GDPJ t-1 ),  dan nilai  tukar  rupiah  terhadap  US  dollar ( NT t ).

## Permintaan Ekspor Komoditas Udang Segar oleh Amerika Serikat
Hasil estimasi Error Correction Me- chanism ( ECM )  dari  ekspor  komoditas udang segar ke Amerika Serikat
( VXUSA t )  selama  periode  1989-2017 sebagai  fungsi  dari  lag  harga  udang domestik  ( PUD t-1 ),  harga  ekspor  udang segar ke Amerika Serikat ( PXUSA t ), nilai tukar  rupiah  terhadap  US  dollar  ( NT t ), produksi  udang  domestik  ( VQUD t ), produk  domestik  bruto  Amerika  Serikat ( GDPA t ), dan lag ekspor udang segar ke Amerika  Serikat  ( VXUSA t-1 ).  Dengan demikian, persamaan permintaan ekspor udang segar Indonesia di pasar Amerika Serikat  dalam  jangka  panjang  dapat dirumuskan sebagai berikut:
LNVXUSA t = b 0 + b 1 LNPUD t + b 2 LNPXUSA t + b 3 LNVXUSA t-1 + b 4 LNVQUD t + b 5 LNNT t +b 6 LNGDPA t + e t
Persamaan  untuk  estimasi  model dalam  jangka  pendek  digunakan  model error correction sebagai berikut:
ΔLNVXUSA t = b 0 + b 1 ΔLNPUD t +
b 2 ΔLNPXUSA t +
b 3 ΔLNVXUSA t-1 + b 4 ΔLNVQUD t + b 5 ΔLNNT t + b 6 ΔLNGDPA t + b 7 ECT+ e t di mana b 1 < 0, b 2 > 0, b 3 > 0 , b 4 > 0, b 5 > 0, b 6 > 0, b 7 < 0 Keterangan:
LNVXUSA t :  Log  volume  ekspor  udangsegar
Indonesia  di  pasar  ASpada  tahun ke-t (kg) LNPUD t :  Log harga udang domestik
Indonesia pada tahun t (Rp/kg)
LNPXUSA t :  Log  harga  ekspor  udang  segar Indonesia di pasar AS pada tahun t (US Dollar/kg)
LNVXUSA t-1 :  Log  volume  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  AS  pada  tahun sebelumnya t-1 (kg)
LNVQUD t :  Log  produksi  udang  domestik Indonesia pada tahun t (kg)
LNNT t :  Log  nilai  tukar  riil  rupiah  terhadap US dollar (Rp/US$) LNGDPA t :  Log  pendapatan  nasional  Amerika Serikat (US$ Miliar)
Sebelum  dilakukan  analisis  terha- dap  persamaan  yang  digunakan  dalam model, terlebih dahulu seluruh data yang digunakan  harus  berada  pada  kondisi yang stasioner. Hasil pengujian stasioner terhadap  peubah-peubah  yang  diguna- kan dalam kajian ini tertera pada Tabel 4.
Hasil  uji  akar-akar  unit  menun- jukkan bahwa pada kondisi level hampir semua  variabel  belum  stasioner,  baik dengan  pendekatan Augmented  Dickey Fuller ( ADF ) maupun Phillip-Peron (PP), kecuali variabel LNPUD t dan LNPXUSA t .
Akan  tetapi,  semua  peubah  telah  stasi- oner pada kondisi first difference dengan tingkat kesalahan 1%, baik dengan pen- dekatan ADF maupun PP . Dengan demi- kian  dapat  disimpulkan  bahwa  semua peubah  ini  dapat  digunakan  lebih  lanjut
ke persamaan permintaan ekspor udang segar  Indonesia  di  pasar  AS  dengan menggunakan pendekatan Error Correc- tion Model (ECM ).
Hasil  estimasi  OLS  ditunjukkan pada  Tabel  5,  di  mana  permintaan  eks-
Tabel 4. Hasil Uji Akar-akar Unit
Peubah/ Variabel Tingkat/Level Perbedaan Pertama/ First Difference ADF PP ADF PP LNVXUSA t 0,9081 0,9330 0,0005*** 0,0005*** LNPUD t 0,6382 0,0066*** 0,0000*** 0,0001*** LNPXUSA t 0,0630* 0,0565* 0,0074*** 0,0000*** LNVQUD t 0,8626 0,9459 0,0000*** 0,0000*** LNGDPA t 0,1849 0,1849 0,0261** 0,0274** LNNT t 0,1955 0,2096 0,0000*** 0,0000*** LNVXUSA t-1 0,8948 0,8912 0,0007*** 0,0007*** Keterangan: *, **, *** = Stasioner nyata pada taraf α=10%,α= 5% dan α=1%

## Tabel 5. Hasil Pendugaan Permintaan Ekspor Udang Segar di Pasar Amerika Serikat
Variabel Koefisien Regresi Simpangan Baku t-statistik Konstanta 0,016674 0,087696 0,190138 D(LNPUD t ) -0,064454 0,124046 -0,519598 D(LNPXUSA t ) 0,039641* 0,022093 1,794258* D(LNVQUD t ) 0,072028 0,251506 0,286386 D(GDPA t ) 0,122201* 2,845685 0,042943 D(LNNT t ) 0,315585 0,277961 1,135360 D(LNVXUSA t-1 ) -0,309116 0,360254 -0,858050 ECT t-1 -0,996445** 0,440323 -2,262983** R 2 0,654096   LM(2) 2,935376 (prob, = 0,2305) R 2- adjusted 0,626658   White 17,71484 (prob, = 0,0133) F-statistic 5,132648   ARCH 0,401213 (prob, = 0,5265) F-prob. 0,002082 DW 1,951293 Keterangan: *, ** = Nyata pada taraf α =10%, dan α =5%
por  udang  segar  oleh  Amerika  Serikat secara  signifikan  dipengaruhi  harga ekspor  udang  segar  ke  Amerika  Serika ( PXUSA t ) dengan level signifikan α=10%.  Sementara  itu,  harga  udang domestik ( PUD t ), jumlah produksi udang domestik ( VQUD t ), dan nilai tukar rupiah terhadap US dollar ( NT t ), tidak signifikan.
Berdasarkan hasil pengujian asumsi  klasik  maka  model  ekspor  yang dibangun dapat digunakan untuk mendapatkan  hasil  regresi  yang  efisien dan  tidak  bias.  Dari  Tabel  5,  diperoleh hasil  bahwa R 2 =0,6541  yang  menun- jukkan  bahwa  variabel  bebas  mampu menjelaskan variansi dari variabel terkait sebesar  65,41%,  sedangkan  sisanya 34.59% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak  masuk  dalam  model.  Dari  hasil estimasi  di  atas  menunjukkan  bahwa tanda seluruh koefisien regresi tandanya sudah sesuai dengan harapan teori.
Dengan  memperhatikan  nilai  sta- tistik  DW  =  1,951293  terlihat  bahwa disturbance  term  error dari  ( VXUSA t ) tidak autokorelasi sehingga  tidak  terjadi spurious  regression .  Secara  bersama-
sama  variabel PUD t , PXUSA t , NT t ,
GDPA t ,  dan VXUSA t-1 ,  signifikan  secara statistik  mempengaruhi  ( VXUSA t )  di mana F -statistik  =  5,132648.  Dengan kata  lain,  residual  regresi  ko  integrasi pada  model  tersebut  stasioner.  Dengan demikian,  residual  ko  integrasi  atau
kesalahan  ketidakseimbangan  stasioner atau I(0).
Secara parsial diperoleh hasil bah- wa  harga  ekspor  udang  segar  ke  Ame- rika  Serikat  berpengaruh  secara  signi- fikan pada α = 10% ceteris paribus , dan sesuai secara teori, dan produk domestik bruto Amerika Serikat berpengaruh seca- ra  signifikan  pada  α  =  10% ceteris paribus ,  dan  sesuai  secara  teori.  Nilai koefisien  pada  harga  ekspor  udang  se- gar  ke  Amerika  Serikat  sebesar  0,0396 menunjukkan  bahwa  kenaikan  harga ekspor  udang  segar  ke  Amerika  Serikat sebesar 1 (satu) persen maka akan me- ningkatkan  ekspor  udang  segar  ke Amerika Serikat sebesar 0,0396 persen, ceteris paribus . Berdasarkan hasil pengujian  asumsi  klasik  maka  model ekspor  yang  dibangun  dapat  digunakan untuk  mendapatkan  hasil  regresi  yang efisien dan tidak bias. Untuk itu, dari hasil estimasi  di  atas  menunjukkan  bahwa variabel-variabel  penelitian  lolos  dari  uji diagnosis dan koefisien ECT t-1 signifikan secara  statistik  dan  tanda  koefisien regresi  sesuai  dengan  yang  diharapkan secara teori.
Metode  estimasi  ECM  juga  dapat memberikan informasi mengenai korelasi perubahan  variabel  independen  terha- dap  variabel  dependen  atau  elastisitas ekspor  udang  segar  terhadap  variabel bebasnya  dalam  jangka  panjang.  Nilai elastisitas  tersebut  dapat  dilihat  dari
koefisien  regresi  pada  jangka  pendek dan  jangka  panjang  seperti  yang  ditun- jukkan pada Tabel 6.
Tabel  6  menunjukkan  bahwa  be- sarnya  elastisitas  pada  jangka  panjang lebih besar dibandingkan dengan jangka pendeknya,  kecuali  peubah  nilai  tukar Rp/US$.  Nilai  elastisitas  yang  terbesar dimiliki  oleh  nilai  tukar  rupiah  terhadap dollar AS ( NT ), volume ekspor, dan GDP AS yang masing-masing sebesar 0,3156; 0,3091;  dan  0,1222.  Hal  ini  mengin- dikasikan  bahwa  faktor  yang  dominan mempengaruhi permintaan ekspor udang segar di AS dalam jangka pendek adalah  nilai  tukar  Rp/US$.  Pada  jangka panjang, faktor yang pengaruhnya paling besar  adalah  GDP  AS.  Sementara  itu, elastisitas  peubah  harga  ekspor  udang segar di pasar AS memiliki nilai koefisien yang  rendah,  baik  pada  jangka  pendek maupun  pada  jangka  panjang.  Hal  ini berarti  bahwa  fluktuasi  harga  ekspor yang  ditawarkan  pasar  AS  relatif  tidak
memberikan  pengaruh  bagi  permintaan udang segar Indonesia.

## Permintaan Ekspor Komoditas Udang Segar oleh Uni Eropa
Hasil  estimasi Error  Correction Mechanism ( ECM )  dari  permintaan ekspor  produk  udang  segar  oleh  Uni Eropa  ( VXUSE t )  selama  periode  1989- 2017  sebagai  fungsi  dari  harga  udang domestik  ( PUD t ),  harga  ekspor  udang segar  ke  Eropa  ( PXUSE t ),  produksi udang  domestik  ( VQUD t ),  nilai  tukar rupiah terhadap US dollar ( NT t ), dan lag ekspor udang segar ke Eropa ( VXUSE t-1 ).  Dengan  demikian,  persa- maan  permintaan  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  Uni  Eropa  dalam jangka panjang dapat dirumuskan sebagai berikut:
LNVXUSE t = c 0 + c 1 LNPUD t + c 2 LNPXUSE t + c 3 LNVXUSE t-1 +  c 4 LNVQUD t + c 5 LNNT t + e t

## Tabel 6. Nilai Koefisien atau Elastisitas Permintaan Ekspor Terhadap Variabel Penjelas
Variabel Nilai Elastisitas Jangka Pendek Jangka Panjang PUD t -0,064454 -0,132800 PXUSA t 0,039641 0,046456 VQUD t 0,072028 0,189833 GDPA t 0,122201 0,784379 NT t 0,315585 0,189175 VXUSA t-1 -0,309116 0,725044
Persamaan  untuk  estimasi  model dalam  jangka  pendek  digunakan  model error correction sebagai berikut:
ΔLNVXUSE t = c 0 + c 1 ΔLNPUD t + c 2 ΔLNPXUSE t + c 3 ΔLNVXUSE t-1 + c 4 ΔLNVQUD t + c 5 ΔLNNT t + b 6 ECT+ e t
di mana c 1 < 0, c 2 > 0, c 3 > 0 , c 4 > 0, c 5 > 0, b 6 < 0 Keterangan:
LNVXUSE t :  Log  volume  ekspor  udang  segar
Indonesia  di  pasar  Uni  Eropa pada tahun ke-t (kg) LNPUD t :  Log harga udang domestik
Indonesia pada tahun t (Rp/kg) LNPXUSE t :  Log  harga  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  Uni  Eropa pada tahun t (US $ /kg) LNVXUSE t-1 :  Log  volume  ekspor  udang  segar Indonesia  di  pasar  Uni  Eropa pada tahun sebelumnya t-1 (kg)
LNVQUD t :  Log  produksi  udang  domestik Indonesia pada tahun t (kg) LNNT t
:  Log nilai tukar riil rupiah terhadap US dollar (Rp/US$)
Sebelum  dilakukan  analisis  terha- dap  persamaan  yang  digunakan  dalam model, terlebih dahulu seluruh data yang digunakan  harus  berada  pada  kondisi yang stasioner. Hasil pengujian stasioner terhadap  peubah-peubah  yang  diguna- kan dalam kajian ini tertera pada Tabel 7.
Hasil  uji  akar-akar  unit  menun- jukkan bahwa pada kondisi level hampir semua  variabel  belum  stasioner,  baik dengan  pendekatan Augmented  Dickey Fuller ( ADF ) maupun Phillip-Peron ( PP ), kecuali  variabel LNPUD t , LNPXUSE t , dan LNVXUSE t-1 .  Akan  tetapi,  semua peubah telah stasioner pada kondisi first difference dengan tingkat kesalahan 1%, baik  dengan  pendekatan ADF maupun PP . Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa  semua  peubah  ini  dapat  digu- nakan lebih lanjut ke persamaan permin- taan  ekspor  udang  segar  Indonesia  di pasar  Uni  Eropa  dengan  menggunakan pendekatan Error  Correction  Model ( ECM ).
Hasil  estimasi  OLS  ditunjukkan pada  Tabel  8,  di  mana  permintaan  eks- por  udang  segar  oleh  Uni  Eropa  secara signifikan  dipengaruhi  lag  ekspor  udang segar ke Eropa ( VXUSE t-1 ) dengan level signifikan  α=1%.  Sedangkan  harga udang  domestik,  harga  ekspor  udang
Tabel 7. Hasil Uji Akar-akar Unit
Peubah/ Variabel Tingkat/Level Perbedaan Pertama/ First Difference ADF PP ADF PP LNVXUSE t 0,0004*** 0,0004*** 0,0000*** 0,0001*** LNPUD t 0,0568* 0,0527* 0,0000*** 0,0000*** LNPXUSE t 0,2018 0,2054 0,0000*** 0,0000*** LNVQUD t 0,8626 0,9459 0,0000*** 0,0000*** LNNT t 0,1955 0,2096 0,0000*** 0,0000*** LNVXUSE t-1 0,0005*** 0,0005*** 0,0000*** 0,0001*** Keterangan: *, **, *** = Stasioner Nyata pada taraf α=10%, α =5%, dan α =1%
segar  ke  Eropa,  dan  nilai  tukar  rupiah terhadap US dollar tidak signifikan.
Berdasarkan hasil pengujian asumsi  klasik  maka  model  ekspor  yang dibangun dapat digunakan untuk mendapatkan  hasil  regresi  yang  efisien dan  tidak  bias.  Nilai R 2 =  0,7300  yang menunjukkan  bahwa  variabel  bebas mampu menjelaskan variansi dari variabel terkait sebesar 73%, sedangkan sisanya 27% dijelaskan oleh variabel lain yang  tidak  masuk  dalam  model.  Dari hasil  estimasi  di  atas  menunjukkan bahwa  tanda  seluruh  koefisien  regresi tandanya sudah sesuai dengan harapan teori.
Dengan  memperhatikan  nilai  sta- tistik  DW  =  1,7441  dan  hasil  uji  LM terlihat bahwa disturbance term error dari VXUSE t tidak autokorelasi sehingga
tidak terjadi spurious regression . Secara bersama-sama  variabel PUD t , PXUSE t , VQUD t , NT t ,  dan VXUSE t-1 signifikan secara  statistik  mempengaruhi VXUSE t di  mana F -statistik  =  9,012931.  Dengan kata  lain,  residual  regresi  ko  integrasi pada  model  tersebut  stasioner.  Dengan demikian,  residual  ko  integrasi  atau kesalahan  ketidakseimbangan  stasioner atau  I(0).Secara  parsial  diperoleh  hasil bahwa harga udang segar domestik ber- pengaruh  secara  signifikan  pada  α=5%, ceteris paribus , dan sesuai secara teori.
Produksi  udang  berpengaruh  secara nyata  pada  α=1% ceteris  paribus dan sesuai  secara  teori.  Hasil  estimasi  juga menunjukkan  bahwa  variabel-variabel penelitian  lolos  dari  uji  diagnosis  dan koefisien ECT t-1 signifikan secara statistik dan  koefisien  regresi  bertanda  negatif
Tabel 8. Hasil Estimasi Permintaan Ekspor Udang Segar di Pasar Uni Eropa
Variabel Koefisien Regresi Simpangan Baku t-statistik Konstanta 0,180832 0,324257 0,557682 D(LNPUD t ) -5,250929** 1,909212 -2,750312 D(LNPXUSE t- ) 0,522166 0,666900 0,782974 D(LNVQUD t ) 4,443969*** 1,473274 3,016389 D(LNNT t ) 0,762016 1,299993 0,586169 D(LNVXUSE t-1 ) 0,007819 0,152861 0,051150 ECT t-1 -0,999496*** 0,270186 -3,699294 R 2 0,730013 LM(2) 3,970297 (prob, = 0,1374) R 2- adjusted 0,649017 Breusch-Pagan 5,833879 (prob, = 0,4421) F-statistic 9,012931 ARCH 0,009431 (prob, = 0,9226) F-prob, 0,000077 Jarque-Bera 0,724213 (prob, = 0,6962) DW 1,744128 Keterangan:   **, *** = Nyata pada taraf α = 5%, and α = 1%
sesuai  dengan  yang  diharapkan  secara teori.
Metode  estimasi ECM juga  dapat memberikan informasi mengenai korelasi perubahan  variabel  independen  terha- dap  variabel  dependen  atau  elastisitas ekspor  udang  segar  terhadap  variabel bebasnya  dalam  jangka  panjang.  Nilai elastisitas  tersebut  dapat  dilihat  dari koefisien  regresi  pada  jangka  pendek dan  jangka  panjang  seperti  yang  ditun- jukkan pada Tabel 9.
Pada Tabel 9, menunjukkan bahwa besarnya  elastisitas  pada  jangka  pan- jang  lebih  besar  dibandingkan  dengan jangka pendeknya, kecuali peubah harga ekspor  dan  produksi  udang  segar.  Nilai elastisitas  yang  terbesar  dimiliki  oleh harga  udang  domestik,  produksi  udang, dan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS yang  masing-masing  sebesar  5,2509; 4,4434;  dan  0,7620.  Hal  ini  mengindi- kasikan  bahwa  faktor  yang  dominan mempengaruhi  ekspor  udang  segar  ke Eropa dalam jangka pendek dan jangka
panjang  adalah  harga  udang  domestik. Sementara itu, elastisitas peubah volume ekspor  udang  segar  di  pasar  Eropa memiliki nilai koefisien yang rendah, baik pada jangka pendek maupun pada jang- ka  panjang.  Hal  ini  berarti  bahwa permintaan ekspor sebelumnya relatif ti- dak memberikan pengaruh bagi permin- taan  ekspor  udang  segar  Indonesia  di pasar Eropa.

## SIMPULAN DAN SARAN

## Simpulan
Model  Permintaan  Ekspor  Udang Segar  Indonesia  memberikan  hasil  cu- kup  baik  (Model  Ekonometrika)  dilihat dari  segi  ekonomi  maupun  statistik. Peubah  yang  masuk  dalam  persamaan di  antaranya  adalah  variabel  harga domestik,  harga  dunia,  memenuhi  krite- ria  ekonomi.  Adapun  model  untuk masing-masing  komoditas  adalah  seba- gai  berikut:  Pendugaan  fungsi  permin- taan  ekspor  udang  segar  oleh  pasar (Jepang,  Amerika  Serikat,  dan  Uni
Tabel 9. Nilai Koefisien atau Elastisitas Permintaan Ekspor terhadap Variabel

## Penjelas
Variabel Nilai Elastisitas Jangka Pendek Jangka Panjang PUD t -5,250929 -5,326067 PXUSE t 0,522166 0,158486 VQUD t 4,443969 2,243760 NT t 0,762016 1,551032 VXUSE t-1 0,007819 0,091070
Eropa) dipengaruhi harga udang domes- tik,  harga  ekspor  udang  ke  negara  tuju- an,  lag  ekspor  udang  segar  ke  negara tujuan, nilai produk domestik bruto nega- ra tujuan, dan produksi udang domestik.
Namun  untuk  harga  ekspor  ke  Jepang dan  Uni  Eropa  tidak  signifikan,  hal  ini menunjukkan  pasar  udang  segar  ke Jepang dan Uni Eropa sudah mengalami kejenuhan.

## Saran
Berdasarkan hasil kajian dan ana- lisis  serta  kesimpulan  di  atas,  hal-hal yang dapat disarankan adalah: 1) Peme- rintah  perlu  melakukan  pencarian  pasar baru  untuk  meningkatkan  ekspor  udang segar  karena  berdasarkan  analisis  di atas  pasar  udang  segar  ke  Jepang, Amerika Serikat, dan Eropa sudah meng- alami  kejenuhan;  2) Mendorong  upaya pengembangan diversifikasi pasar tujuan ekspor  dan  juga  jenis  produk  berbasis komoditas unggulan perikanan utama.

## PERSANTUNAN
Penulis mengucapkan terima kasih
kepada Balai Besar Riset Sosial
Ekonomi  Kelautan  dan  Perikanan  yang telah memfasilitasi pelaksanaan kegiatan penelitian untuk menghasilkan karya tulis ilmiah  ini.  Penulis  juga  mengucapkan banyak  terima  kasih  kepada  Badan Karantina  Ikan,  Pengendalian  Mutu  dan Keamanan  Hasil  Perikanan  (BKIPM),
Kementerian  Kelautan  dan  Perikanan yang  telah  banyak  membantu  terkait dengan  akses  untuk  dapat  mengguna- kan data bagi penelitian ini.

## DAFTAR PUSTAKA
Bass, Alexander. 2018. “Does Electricity Supply Matter for Economic Growth  in  Russia:  A  Vector  Error
Correction Approach.” International Journal  of  Energy  Economics  and Policy 8(5):313 –18.
BPS.  2019. Data  Operasional  BPS Tahun  2019 .  Jakarta  (ID):  Badan
Pusat Statistik.
Falcetti,  Elisabetta,  dan  Luis  Catão. 1999. “Determinants of Argentina’s External  Trade.” IMF  Working Papers 99(121):1.

## FAO.  2018.  “Globefish  Highlights  A
Quarterly Update on World
Seafood Markets. ”
Fatimah,  Siti  Sahatul,  Sri  Marwanti,  dan
Suprapti  Supardi.  2020.  “Kinerja ekspor udang Indonesia di Amerika Serikat tahun 2009-2017: Pendekatan Model Constant Market  Share  (CMS).” Jurnal
Sosial  Ekonomi  Kelautan  dan Perikanan 15(1):57.
Granger, Clive W. J., dan Paul Newbold.
1974.  “Spurious  regressions  in econometrics.” Journal of econometrics 2(2):111 –20.
Hidayati,  Sri,  Dwidjono  Hadi  Darwanto,
dan Masyhuri. 2017. Kinerja
Ekspor  Tuna  Indonesia:  Kajian Mengenai  Daya  Saing  &  Faktor yang Mempengaruhi terhadap Ekspor  Tuna  Indonesia  di  Pasar Jepang,  Amerika  Serikat  &  Korea Selatan . Yogyakarta (ID): Penerbit Andi.
Ihsan,  dan  Mustamin  Tajuddin.  2019.
“Produksi  udang  dan  pola  musim penangkapannya di perairan Kabupaten  Pangkep.” JOURNAL OF INDONESIAN TROPICAL
FISHERIES  (JOINT- FISH) :  Jurnal Akuakultur, Teknologi Dan Manajemen  Perikanan  Tangkap, Ilmu Kelautan 2(1):100 –110. KKP. 2020. “Dashboard Statistik Kelautan  dan  Perikanan.”  Diambil
(https://statistik.kkp.go.id/home.ph p?m=total&i=2#panel-footer). Luhur,  Estu  Sri,  Asnawi,  dan  Siti  Hajar Suryawati. 2020. “Respon penawaran udang Indonesia: Pendekatan  ECM.”  in Prosiding Seminar Nasional Riset dan Kebijakan Sosial Ekonomi Kelautan  dan  Perikanan .  Jakarta (ID): AMAFRAD Press. Nyatanga, Phocenah. 2017. “Zimbabwe’s  Trade  Performance
Under  Alternative  Trade  Policy Regimes.” Foreign  Trade  Review
52(2):90 –105.
Permatasari, H. 2019. “Pengaruh Kebijakan GSP (Generalized System  of  Preferences)  terhadap Daya Saing Ekspor Udang
Indonesia ke  Uni  Eropa  [Tesis].”
Universitas Brawijaya. Pudyastuti, Puput Ayu, Herman Sambodo,  dan  Kikin  Windhani. 2018. “Analisis Daya Saing Ekspor Komoditas  Udang  Indonesia  di Pasar Eropa Tahun 2008- 2016.” in Seminar  Nasional  dan  Call  for Paper  Sustainable  Competitive Advantage  (SCA)  8 .  Purwokerto (ID): Fakultas Ekonomi Unsoed.
Putri,  Dewi  Sartika,  Muhammad  Irfan Affandi,  dan  Wuryaningsih  Dwi Sayekti.  2020.  “Analisis  kinerja usaha  dan  risiko  petambak  udang vaname  pada  sistem  tradisional dan sistem semi intensif di
Kecamatan  Labuhan  Maringgai Kabupaten Lampung Timur.” Jurnal Ilmu Ilmu Agribisnis
8(4):625 –32.
Rahmawati,  D.  A.  Dwi,  dan  Wahyu Hidayat.  2017.  “Analisis  Pengaruh
Suku Bunga Sertifikat Bank Indonesia dan Jumlah Uang Beredar Terhadap Tingkat Inflasi di Indonesia Periode 2006.1- 2015.12(Pendekatan Error Correction  Model).” Jurnal  Ilmu Ekonomi 1(1).
Rizal,  Jose,  dan  Syahrul  Akbar.  2015.
“Perbandingan  uji  stasioner  data
time series antara metode: Control Chart,  Correlogram,  akar  unit Dickey
Fuller, dan derajat
in tegrasi.” Jurnal Gradien 11(1).
Rizqy, Alifia Ainun. 2020. “Analisis Daya
Saing Produk Ekspor Udang Indonesia  di  Pasar  Internasional
[Skripsi].” Universitas Brawijaya.
Susanawati, Susanawati, Jamhari Jamhari,  Masyhuri  Masyhuri,  dan Dwidjono Dwidjono. 2015. “Integrasi Pasar Bawang Merah di Kabupaten  Nganjuk  (Pendekatan Kointegrasi Engle- Granger).” AGRARIS: Journal of Agribusiness and  Rural  Development  Research
1(1):43 –51.
Syahputra,  Dedy,  Abubakar  Hamzah, dan  Muhammad  Nasir.  2017. “Pengaruh Produk Domestik Bruto, Suku  Bunga  Riil,  dan  Partisipasi Angkatan Kerja Terhadap Investasi Swasta  di  Indonesia  (Pendekatan Error Correction Model).” JURNAL PERSPEKTIF EKONOMI DARUSSALAM 3(1):1 –16. UN  Comtrade.  2020.  “United  Nations International Trade Statistics Database.” Diambil (https://comtrade.un.org/data/). Widyawati,  Sasanti,  dan  Setyo  Tri Wahyudi. 2016. “Determinan pertumbuhan  kredit  modal  kerja perbankan di Indonesia: Pendekatan Error Correction Model  (ECM).” Jurnal  Keuangan dan Perbankan 20(1). Yulistiani,  Novia  Ek a.  2019.  “Upaya pemerintah Indonesia dalam meningkatkan  ekspor  komoditas udang ke Eropa.[Skripsi].” Universitas Pasundan.