## FAKTOR – FAKTOR YANG MEMPENGARUHI VOLUME EKSPOR TEH PTPN IX, JAWA TENGAH

## Agnes Chaprilia, Yuliawati
Program Studi Agribisnis, Fakultas Pertanian Bisnis, Universitas Kristen Satya Wacana E-mail: agneschaprilia@student.uksw.edu
Abstract : The purpose of this reasearch is to 1) analyze the factors that influence tea export volume of PTPN IX, 2) to know the overview of PTPN IX tea export trend and forecasting.  The  kind  of  this  research  is  quantitative  descriptive  and  use  secondary data that sourced from  related agencies and organizations. Data in form time series during 96 months from January 2010 until December 2017 are used in this research. This  research  use  multiple  linear  regression  and  ARIMA  (Box-Jenkin)  as  analysis technique.  Regression  analysis  result  show tea  export  price,  coffee  price,  and exchange rate had a negative effect and significant for export volume with value R 2 is 0,479.  Trend  analysis  use  ARIMA  shown  period  of  tea  export  volume  from  January 2010 until December 2017 had fluctuated and shown a downward trend.
Keywords : Tea Export, Trend, ARIMA, Time Series
Abstrak :  Penelitian  ini  bertujuan  untuk  1)  menganalisis  faktor  –  faktor  yang mempengaruhi  volume  ekspor  teh  PTPN  IX,  2)  mengetahui  gambaran  tren  dan peramalan  ekspor  teh  PTPN  IX.  Penelitian  ini  berjenis  deskriptif  kuantitatif menggunakan data sekunder bersumber dari instansi dan organisasi yang terkait. Data dalam  bentuk  runtut  waktu  ( time  series )  selama  96  bulan  dari  bulan  Januari  2010 hingga  Desember  2017.  Analisis  menggunakan  regresi  linear  berganda  dan  ARIMA (Box-Jenkin).  Hasil  analisis  regresi  menunjukkan  bahwa  harga  ekspor  teh,  harga komoditas  pengganti  dan  nilai  tukar  berpengaruh  negatif  dan  signifikan  terhadap volume  ekspor  dengan  nilai  R 2 sebesar  0,479.  Analisis  tren  menggunakan  ARIMA menunjukkan bahwa volume ekspor teh periode Januari 2010 hingga Desember 2017 mengalami fluktuasi dan terjadi tren penurunan.
Kata kunci: Ekspor Teh, Tren, ARIMA, Time Series

## PENDAHULUAN
Salah  satu  subsektor  pertanian  yang  memiliki peranan  penting  dalam  menghasilkan  komoditi ekspor  adalah  subsektor  perkebunan.  Total ekspor  perkebunan  tahun  2015  mencapai 23,933  miliar  US$  setara  dengan  Rp.  311,138 triliun  dengan  asumsi  1  US$  adalah  13.000 (Direktorat  Jendral  Perkebunan,  2015).  Tren ekspor perkebunan terus meningkat memberikan gambaran bahwa komoditi perkebunan  mampu  memberikan  kontribusi yang  tinggi  terhadap  devisa  perdagangan (Rosihan dan Nesia, 2008).
Teh  ( Camellia  sinensis L.)  adalah  salah satu komoditas perkebunan yang
diperdagangkan secara internasional dan memiliki  peran  penting  bagi  perekonomian Indonesia. Sebagian besar teh yang diperdagangkan digunakan sebagai bahan baku industri  minuman,  makanan  hingga  industri obat – obatan dan kecantikan. Permintaan yang tinggi dan kenaikan konsumsi terhadap produk teh dapat menjadi peluang bagi Indonesia untuk memperluas pemasaran.
Sebagian  besar teh  yang  diekspor  adalah jenis  teh  hitam,  teh  hijau  diekspor  dengan kuantitas  yang  lebih  rendah  dibandingkan  teh hitam. Teh Indonesia diperlukan industri teh di luar  negeri  untuk  dicampur  dengan  teh  yang lain  dari  berbagai  sumber  dalam blending .  Hal ini  dilakukan  untuk  menghasilkan  berbagai
Agnes Chaprilia, Yuliawati: Faktor – Faktor yang Mempengaruhi Volume …
jenis  mutu  teh  bagi  konsumen  (Siswoputranto, 1976).
Indonesia  telah  menjadi  salah  satu  dari negara  –  negara  penghasil  dan  pengekspor  teh utama di dunia. Sebelum tahun 1972 Indonesia masuk  sebagai  negara  ketiga  pengekspor  teh setelah  India  dan  Sri  Lanka.  Pada  tahun  2002 Indonesia merupakan negara kelima pengekspor  teh  setelah  India,  Cina,  Sri  Lanka dan  Kenya.  Menurut  Direktorat  Jendral Perkebunan  (2016),  rata  –  rata  volume  ekspor ekspor pada tahun 2009 hingga 2013 Indonesia berada  di  urutan  ke-tujuh  dengan  kontribusi (4,09%)  dari  total  volume  ekspor  teh  dunia. Kenya  menempati  urutan  pertama  dengan kontribusi  sebesar  (17,95%),  Cina  (16,18%) berada  diurutan  kedua  diikuti  Sri  Lanka (16,09%),  India  (12,81%),  Vietnam  (6,61%) dan Argentina (4,10%).  Volume  ekspor  dan nilai  ekspor  teh  Indonesia  yang  fluktuatif  dan menunjukkan  tren  penurunan  mempengaruhi pangsa pasar teh Indonesia di pasar internasional.  Indonesia  banyak  kehilangan pangsa  pasar  yang  menjadi  tujuan  ekspor. Kualitas  teh  yang  menurun  dan  tidak  sesuai dengan  standar  pengimpor  menjadi  salah  satu penghambat  ekspor,  selain  itu  kuantitas produksi  yang  tidak  stabil  menjadi  penyebab lemahnya  daya  saing  teh  Indonesia  di  pasar internasional.  Menurut  Kiranta  (2014)  jika suatu negara dapat meningkatkan daya saingnya  maka  peluang  untuk  memperluas pasar  di  internasional  maupun  domestik  akan semakin  besar,  sebaliknya  jika  tidak  mampu meningkatkan  daya  saingnya  maka  negara tersebut  akan  didesak  oleh  negara-negara pesaingnya.
Perkebunan  Besar  Negara  (PBN)  adalah salah  satu  perusahaan  pelaku  ekspor  teh  di Indonesia.  Salah  satu  perkebunan  milik  negara yang membudidayakan, mengolah dan mengekspor  teh  di  Jawa  Tengah  adalah  PT.
Perkebunan Nusantara
IX. Perusahaan mengelola  tiga  kebun  yang  dua  diantaranya berlokasi di sentra produksi Jawa Tengah yaitu kebun  Semugih  di  Kab.  Pemalang,  kebun Jolotigo di Kab. Pekalongan dan kebun Kaligua di Kab. Brebes dengan total luas lahan 1.316,98 Ha.  Masing  –  masing  kebun  didukung  dengan pabrik  pengolahan  teh.  Jenis  teh  yang dihasilkan adalah teh hitam ( black tea ) dengan mutu  I,  II  dan  III  serta  produk  turunan  berupa teh  celup  dan  teh  serbuk  dalam  kemasan.  Dari
uraian di atas maka tujuan penelitian ini adalah 1) menganalisis faktor –  faktor  yang mempengaruhi  volume  ekspor  PTPN  IX,  2) menganalisis  gambaran  tren  dan  peramalan ekspor teh PTPN IX.

## METODE PENELITIAN
Jenis  penelitian  yang  digunakan  adalah deskriptif  kuantitatif  dimana  penelitian  tidak terbatas pada pengumpulan data tetapi meliputi analisis  dan  intrepetasi  tentang  data  yang diperoleh  (Mubyarto,  1976).  Menggunakan data runtut waktu (time series) bulanan selama 96  bulan  yaitu  periode  Januari  2010  hingga Desember  2017.  Data  sekunder  diperoleh  dari lembaga  dan  organisasi  yang  terkait  dengan penelitian ini seperti PTPN IX, Bank Indonesia, UN Commodity  Trade  Statistics  Database
(Comtrade) dan International Coffee Organization (ICO).

## Analisis Data
Analisis  data  yang  digunakan  untuk  menguji pengaruh  jumlah  produksi,  harga  ekspor  teh, harga  teh  internasional,  harga  kopi  dan  nilai tukar  terhadap  volume  ekspor  menggunakan analisis  regresi  linear  berganda  dengan  uji asumsi  klasik,  uji  F  dan  uji  t,  model  regresi linear berganda sebagai berikut:
Y =  +  1 X 1 +  2 X 2 +  3 X 3 +  4 X 4 +  5 X 5 +  Keterangan:
Y : Volume ekspor teh (kg)
𝛼 : Nilai konstanta  1 ,  2 ,  3 ,  4 ,  5 : Koefisien regresi X 1 : Jumlah produksi (kg) X 2 : Harga ekspor teh (US$/kg) X 3 : Harga teh internasional (US$/kg) X 4 : Harga kopi (US$/kg) X 5 : Nilai tukar (Rp) 𝜀 : error-term
Analisis yang digunakan untuk mengetahui tren dan peramalan volume ekspor teh menggunakan  ARIMA  (Box-Jenkin)  dengan program  Eviews  8.  Model  ARIMA  dalam penelitian sebagai berikut:
DY t =  0 +  1 Y t - p +  1  t – q
Keterangan: DYt  : First difference volume ekspor
Agnes Chaprilia, Yuliawati: Faktor – Faktor yang Mempengaruhi Volume …
 0 : Konstanta  1 : Koefisien autoregressive (AR)
 1 : Koefisien moving average (MA) Y t – p : Kelambanan dari Y  t – q : Kelambanan dari residual
Langkah – langkah penggunaan model ARIMA menurut Winarno (2015) sebagai berikut:
1. Identifikasi model dengan memilih p, d, q sementara.
2. Estimasi parameter dengan program komputer.
3. Diagnosis  residual  apakah  sudah  bersifat white noise.
4. Lakukan  perkiraan  data  masa  yang  akan datang.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis  regresi  berganda  untuk  mengetahui faktor  –  faktor  yang  mempengaruhi  volume ekspor  teh  menggunakan  program  Eviews  8. Sebelum  melakukan  analisis  regresi, dilakukan uji asumsi klasik untuk mengetahui model yang digunakan  berdistribusi  normal  dan  bebas  dari gejala multikolinearitas, heteroskedastisitas dan autokorelasi.

## Uji Normalitas
Uji normalitas bertujuan untuk menguji apakah dalam  metode  regresi  variabel  terikat,  variabel bebas  atau  keduanya  mempunyai  distribusi normal  atau  tidak.  Model  regresi  yang  baik adalah memiliki distribusi data normal (Ghozali,  2005).  Normal  atau  tidaknya  model regresi  dapat  dilihat  dari  nilai  probabilitas Jarque-Bera  yang  terdapat  pada  histogram normality  test.  Apabila  nilai  probabilitas Jarque-Bera  > 𝛼 (tingkat  kepercayaan  yang ditentukan)  maka  data  dapat  disimpulkan berdistribusi normal (Winarno, 2015).
Hasil  uji  normalitas  pada  Gambar  1. diperoleh nilai probabilitas Jarque-Bera sebesar 0,036132  >  0,01  (tingkat  kepercayaan  99%) sehingga  dapat  disimpulkan  bahwa  model memenuhi asumsi normalitas.
0 2 4 6 8 10 12 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 Series: Residuals Sample 2010M01 2017M12 Observations 96 Mean -2.00e-15
Median -0.187968
Maximum 8.521634
Minimum -6.831813
Std. Dev. 2.740985 Skewness 0.474669 Kurtosis 3.871236 Jarque-Bera 6.641180 Probability 0.036132

## Gambar 1. Hasil Uji Normalitas

## Uji Multikolinearitas
Uji  multikolinearitas  bertujuan  untuk  menguji apakah dalam model regresi ditemukan adanya hubungan  linear  yang  sempurna  (mendekati sempurna)  antara  beberapa  variabel  bebas  atau semua  variabel  bebas  (Priadana,  2009).  Salah satu cara untuk mendeteksi adanya multikolinearitas  dalam  suatu  model  regresi adalah dengan menggunakan Variance Inflation Factor (VIF) atau tolerance (1/VIF). Hasil uji multikolinearitas dilihat melalui nilai VIF.  Apabila  nilai VIF  <  10  maka  model regresi  bebas  dari  multikolinearitas.  Hasil  uji pada  Tabel  1.  menunjukkan  bahwa  nilai  VIF dari  variabel  jumlah  produksi  (X 1 ),  harga ekspor  teh  (X 2 ),  harga  teh  internasional  (X 3 ), harga kopi (X 4 ) dan nilai tukar (X 5 ) kurang dari 10  sehingga  dapat  disimpulkan  model  regresi tidak terjadi multikolinearitas.

## Tabel 1. Hasil Uji Multikolinearitas
Coefficient  Uncentered Centered Variable Variance VIF VIF C 49.98318 605.0632 NA X1 0.769268 21.24238 1.210338 X2 2.435765 94.03973 2.585708 X3 0.554987 36.37261 1.294841 X4 6.666878 74.53680 1.133390 X5 0.068884 108.4765 3.164067 Sumber: Analisis Data Sekunder, 2018 Uji Heteroskedastisitas Uji heteroskedasitas bertujuan untuk mendeteksi apakah dalam model regresi terjadi ketidaksamaan  varian  dari  residual  satu pengamatan ke pengamatan lainnya. Jika varian dari satu pengamatan ke pengamatan lain tetap maka  tidak  terjadi  heteroskedasitas  sebaliknya jika varian data tidak tetap maka model regresi menunjukkan  gejala  heteroskedasitas  (Ghozali, 2005).  Dalam  penelitian  ini  digunakan  uji White untuk mendeteksi ada tidaknya heteroskedastisitas. Kriteria pengambilan
keputusan dalam uji heteroskedastisitas sebagai berikut:
1. Jika  Obs*R-squared  memiliki  nilai probabilitas  Chi-square  >  0,05,  maka tidak terjadi heteroskedastisitas.
2. Jika  Obs*R-squared  memiliki  nilai probabilitas  Chi-square  <  0,05,  maka terjadi heteroskedastisitas.
Berdasarkan  hasil  uji  heteroskedastisitas pada  Tabel  2.  Obs*R-squared  memiliki  nilai probabilitas  Chi  Square  0,0109  <  0,05. Sehingga  dapat  disimpulkan  model  regresi mengandung masalah heteroskedastisitas.
Tabel 2. Hasil Uji Heteroskedastisitas F-statistic 3.303210 Prob. F(5,90) 0.0087 Obs*R- squared 14.88546 Prob. Chi- Square(5) 0.0109 Sumber: Analisis data sekunder, 2018

## Uji Autokorelasi
Uji  autokorelasi  dilakukan  untuk  mengetahui apakah  observasi  yang  berurutan  sepanjang waktu  berkaitan  satu  sama  lain.  Hal  ini disebabkan  karena  residual  tidak  bebas  dari satu  observasi  ke  observasi  lainnya  (Priadana, 2009).  Kriteria  pengambilan  keputusan  dalam uji autokorelasi sebagai berikut:
1. Jika Obs*R-squared memiliki nilai probabilitas  Chi-square  >  0,05,  maka  tidak terjadi autokorelasi.
2. Jika Obs*R-squared memiliki nilai
probabilitas Chi-square < 0,05, maka terjadi autokorelasi.
Hasil  uji  autokorelasi  pada  Tabel  3. Obs*R-squared memiliki nilai probabilitas Chi- Square  0,0122  <  0,05  sehingga  dapat disimpulkan  model  mengandung  masalah autokorelasi.
Tabel  3. Hasil Uji Autokorelasi F-statistic 4.451 Prob. F(5,90) 0.0144 Obs*R- squared 8.819 Prob. Chi- Square(5) 0.0122 Sumber: Analisis Data Sekunder, 2018 Uji Koreksi Dengan Model Newey-West Uji koreksi terhadap masalah heteroskedastisitas dan
autokorelasi menggunakan  model  Newey-West.  Hasil  uji koreksi  pada  Tabel  4.  menunjukkan  bahwa
variabel  harga  ekspor,  harga  kopi  dan  nilai tukar  berpengaruh  terhadap  volume  ekspor. Nilai F-hitung sebesar 16,608 dengan probabilitas 0,000. Hal ini menunjukkan bahwa secara  bersama-sama  variabel  independen berpengaruh signifikan terhadap volume ekspor pada tingkat kepercayaan 99%.
Hasil  regresi  menunjukkan  nilai  R 2 sebesar  0,479.  Hal  ini  menunjukkan  47,9% perubahan volume ekspor dapat dijelaskan oleh variabel  independen  yaitu  jumlah  produksi, harga  ekspor,  harga  teh  internasional,  harga komoditas pengganti dan nilai tukar. Sedangkan  sisanya  sebesar  52,1%  dijelaskan oleh  variabel  lain  yang  tidak  diteliti  dalam penelitian  ini.  Beberapa  variabel  yang  tidak dipertimbangkan di dalam model adalah faktor kualitas  dan  aspek  kebijakan.  Kualitas  yang ditetapkan PTPN IX untuk komoditas teh yang dapat diekspor adalah teh yang masuk ke dalam mutu  I  dan  II.  Semakin  tinggi  mutu  teh  yang dihasilkan  maka  semakin  tinggi  harga  ekspor teh.  Hal  ini  dapat  dilihat  dari  harga  ekspor berdasarkan  mutu  periode  tahun  2010  hingga 2017  dimana  harga  ekspor  mutu  I  rata  –  rata tiap  tahunnya  lebih  tinggi  dengan  nilai  1,85 US$/tahun sedangkan harga rata – rata mutu II tiap  tahunnya  lebih  rendah  dengan  nilai  1,4 US$/tahun.
Pemerintah  Uni  Eropa  menerbitkan kebijakan  mengenai  impor  teh  yang  akan masuk  ke  kawasan  tersebut.  Peraturan  Komisi Eropa Nomor 1146 tahun 2014 yang diterbitkan  UE  pada  23  Oktober  2014  dan mulai  berlaku  18  Mei  2015  mensyaratkan ambang  batas  residu  AQ  (Anthraquinone) dalam daun teh kering sebesar 0,02 mg per kg. Adanya  persyaratan  kualitas  yang  dikemas dalam regulasi mempengaruhi harga ekspor teh PTPN  IX.  Saat  ini  ambang  batas  residu  AQ dalam daun teh kering PTPN IX berkisar antara 0,04  hingga  0,06  mg/kg  dan  lebih  tinggi dibandingkan  ketentuan  yang  telah  ditetapkan oleh Uni Eropa. Oleh sebab itu PTPN IX perlu meningkatkan  kualitas  dari  produk  yang dihasilkan  sehingga  memiliki  kesempatan untuk meningkatkan daya saing dan memperluas pasar di internasional .
Tabel 4. Analisis Regresi Volume Ekspor Variabel Independen Koefisien Regresi T-hitung Sig Konstanta 33,583 6,520 0.0000*** Jumlah Produksi 0,084 0,108 0.9136 ts Harga Ekspor Teh – 3,244 -3,047 0.0030*** Harga Teh Internasional 0.212 0,490 0.6252 ts Harga Kopi - 4.362 -2,039 0.0444** Nilai Tukar -1.703 -10,194 0.0000*** Koefisien determinasi (R 2 ) 0,479 F-hitung 16,608** * Keterangan: ts     tidak signifikan
*      signifikan pada taraf kepercayaan 90%
**    signifikan pada taraf kepercayaan 95% ***  signifikan pada taraf kepercayaan 99% Sumber: Analisis data sekunder, 2018

## Jumlah Produksi
Hasil  analisis  jumlah  produksi  teh  hitam terhadap  volume  ekspor  memiliki  koefisien regresi  sebesar  0,084  dengan  t hitung 0,108  (p  = 0,9136  >  0,05).  Apabila  dilihat  dari  t hitung dengan  t tabel pada  df  =  (n-1)  adalah  95 dan 𝛼 = 0,05  yaitu  1,661,  maka  t hitung <  t tabel .  Sehingga hipotesis  H 0 yang  menyatakan    tidak  adanya pengaruh  jumlah  produksi  terhadap  volume ekspor  diterima  dan  H 1 yang  menyatakan adanya  pengaruh  jumlah  produksi  terhadap volume ekspor ditolak.
Hal ini dikarenakan tidak semua produksi teh  hitam  yang  dihasilkan  PTPN  IX  dapat diekspor.  Produksi  yang  dapat  diekspor  adalah teh hitam yang memenuhi standar kualitas yang telah  ditetapkan  oleh  PTPN  IX.  Kualitas  teh yang dapat diekspor adalah teh yang masuk ke dalam  Mutu  I  dan  Mutu  II.  Jenis  –  jenis  mutu yang  masuk  Mutu  I  adalah  BOP  (Broken Orange  Pekoe),  BOPF  (Broken  Orange  Pekoe Fanning),  PF  (Pekoe  Fanning),  Dust,  BP (Broken Pekoe) dan BT (Broken Tea). Mutu II adalah  BP  II  (Broken  Pekoe  II),  PF  II  (Pekoe Fanning  II),  Fann  II  (Fanning  II),  Dust  II  dan Dust  III.  Apabila  produksi  tidak  memenuhi kualitas  tersebut  maka  hasil  produksi  akan dialihkan ke pasar lokal.  Hal ini sejalan dengan penelitian  Sevianingsi  (2016)  dan  Mejaya (2016)  menunjukkan  bahwa  jumlah  produksi tidak  berpengaruh  signifikan  terhadap  volume ekspor teh.

## Harga Ekspor Teh
Hasil analisis harga ekspor teh terhadap volume ekspor  memiliki  koefisien  regresi  sebesar  – 3,244 dengan t hitung -3,047 (p = 0.0030 > 0,01). Apabila dilihat dari t hitung dengan t tabel pada df = (n-1) adalah 95 dan 𝛼 = 0,01 yaitu 2,366, maka t hitung >  t tabel .  Sehingga  hipotesis  H 0 yang menyatakan    tidak  adanya  pengaruh  harga ekspor teh terhadap volume ekspor ditolak dan H 1 yang  menyatakan  adanya  pengaruh  harga ekspor teh terhadap volume ekspor diterima.
Hal  itu  tidak  sejalan  dengan  penelitian
Perdana (2010) dimana harga ekspor berpengaruh  positif  terhadap  volume  ekspor teh.  Hal  ini  menunjukkan  apabila  harga  teh naik  maka  kuantitas  komoditi  yang  akan ditawarkan  akan  bertambah.  Dalam  penelitian Risman  dan  Rina  (2007)  harga  ekspor berpengaruh  negatif  terhadap  volume  ekspor. Kenaikan  harga  ekspor  merupakan  kenaikan harga  impor  bagi  importir.  Hal  tersebut menyebabkan  berpalingnya  negara  pengimpor kepada  produsen  lainnya  yang  memiliki  harga ekspor  yang  lebih  rendah  atau  harga  ekspor yang  sama  namun  dengan  kualitas  yang  lebih baik.

## Harga Teh Internasional
Hasil  analisis  harga  teh  internasional  terhadap volume  ekspor  memiliki  koefisien  regresi sebesar 0.212 dengan t hitung 0,490 (p = 0.6252 > 0,05).  Apabila  dilihat  dari  t hitung dengan  t tabel pada  df  =  (n-1)  adalah  95  dan 𝛼 =  0,05  yaitu 1,661, maka t hitung < t tabel . Sehingga hipotesis H 0 yang menyatakan  tidak adanya pengaruh harga teh  internasional  terhadap  volume  ekspor diterima  dan  H 1 yang  menyatakan  adanya pengaruh  harga  teh  internasional  terhadap volume ekspor ditolak.
Pada saat harga teh internasional mencapai  3,95  US$/kg  volume  ekspor  sebesar 81220  kg,  dengan  kenaikan  volume  ekspor 2,53% dari harga terendah. Pada saat harga teh internasional  1,53  US$/kg  volume  ekspor sebesar  32140  kg,  dengan  penurunan  volume ekspor 0,39% dari harga tertinggi. Berdasarkan data tersebut dapat disimpulkan bahwa perubahan  harga  teh  internasional  tidak  diikuti dengan  peningkatan  atau  penurunan  volume ekspor secara signifikan.
Pengaruh  harga  teh  internasional  yang tidak  signifikan  terhadap  volume  ekspor  dapat terjadi  karena  sistem  penjualan  ekspor  teh
PTPN  IX.  Dimana  sistem  penjualan  lelang harga  yang  disepakati  adalah  harga  tertinggi yang  diajukan  atau  ditawarkan  oleh  pembeli secara  langsung  dan  terbuka  kepada  pelaksana lelang.  Sedangkan  sistem  khusus,  harga  yang terbentuk  sesuai  dengan  kesepakatan  yang tertuang di dalam Surat
Perjanjian Kesepakatan.

## Harga Kopi
Variabel harga kopi robusta menjadi salah satu variabel  yang  dimasukkan  dalam  penelitian  ini karena  kopi  robusta  adalah  salah  satu  jenis komoditas  yang  diekspor  oleh  PTPN  IX  dan merupakan komoditas pengganti bagi komoditas  teh.  Hasil  analisis  harga  kopi terhadap  volume  ekspor  memiliki  koefisien regresi sebesar - 4.362 dengan t hitung -2,039 (p = 0.0444  <  0,05).  Apabila  dilihat  dari  t hitung dengan  t tabel pada  df  =  (n-1)  adalah  95 dan 𝛼 = 0,05  yaitu  1,661,  maka  t hitung >  t tabel .  Sehingga hipotesis  H 0 yang  menyatakan    tidak  adanya pengaruh  harga  kopi  terhadap  volume  ekspor ditolak  dan  H 1 yang  menyatakan  adanya pengaruh  harga  kopi  terhadap  volume  ekspor diterima.
Hal ini sejalan dengan pendapat Rahardja (2008) yang menyatakan apabila harga komoditas  pengganti  naik  maka  penjual  akan meningkatkan  penawaran  terhadap  komoditas tersebut,  demikian  sebaliknya.  Sehingga  dapat disimpulkan harga komoditas pengganti berbanding terbalik dengan penawarannya.
Pada  saat  harga  kopi  sebesar  1,22 US$/kg  dan  harga  teh  internasional  2,25 US$/kg  volume  ekspor  teh  sebesar  54.900  kg. Ketika  harga  kopi  turun  hingga  0,66  US$/kg dan  harga  teh  internasional  2,17  US$/kg volume ekspor teh mencapai 89320 kg. Hal ini menunjukkan semakin rendah harga kopi maka volume  ekspor  teh  akan  menigkat.  Apabila dilihat  dari  sisi  PTPN  IX  sebagai  pengekspor kopi  dan  teh,  ketika  harga  kopi  di  pasar internasional  sedang  turun  maka  perusahaan beralih  kepada  komoditas  teh  yang  harganya lebih  tinggi.  Dengan  kenaikan  harga  teh, perusahaan memiliki peluang untuk menawarkan komoditas tersebut dengan kuantitas yang lebih besar.

## Nilai Tukar
Hasil  analisis  nilai  tukar  terhadap  volume ekspor  memiliki  koefisien  regresi  sebesar  -
4.362 dengan t hitung – 1,703 (p = 0.0000 < 0,01). Apabila dilihat dari t hitung dengan t tabel pada df = (n-1) adalah 95 dan 𝛼 = 0,01 yaitu 2,366, maka t hitung >  t tabel .  Sehingga  hipotesis  H 0 yang menyatakan  tidak adanya pengaruh nilai tukar terhadap  volume  ekspor  ditolak  dan  H 1 yang menyatakan  adanya  pengaruh  nilai  tukar terhadap  volume  ekspor  diterima.    Dengan demikian peningkatan kurs atau depresiasi nilai tukar diikuti dengan penurunan volume ekspor.
Hal  ini  tidak  sejalan  dengan  pendapat Salvatore  (1997)  yang  menyatakan  apabila harga  valuta  asing  (kurs)  dalam  satuan  mata uang  domestik  mengalami  peningkatan  maka dikatakan bahwa mata uang domestik mengalami penurunan nilai tukar atau depresiasi,  hal  ini  akan  meningkatkan  volume ekspor karena penurunan nilai tukar menyebabkan  harga  komoditi  dalam  negeri lebih  murah  di  pasar  internasional.  Jika  mata uang  domestik  mengalami  peningkatan  nilai tukar  atau  apresiasi  maka  volume  ekspor  akan menurun  karena  keadaan  ini  menyebabkan harga  komoditi  dalam  negeri  lebih  mahal  di pasar internasional.
Pergerakan nilai tukar selama lima tahun terakhir menunjukkan kurs mengalami peningkatan  atau  depresiasi  nilai  tukar  tetapi tidak  diikuti  dengan  peningkatan  volume ekspor.  Pada  tahun  2011  nilai  tukar  berkisar Rp.  8.773  dengan  volume  ekspor  mencapai 80830 kg atau 80,83 ton, kemudian pada tahun 2012 nilai tukar berada pada kisaran Rp. 9.418 dan  volume  ekspor  turun  menjadi  71758  atau 71,76  ton.  Peningkatan  nilai  tukar  tertinggi terjadi  pada  tahun  2016  mencapai  Rp.  13.457 dengan  volume  ekspor  teh  terendah  selama periode 2010 – 2017 sebesar 21141,67 kg atau 21,14  ton.  Hal  ini  sejalan  dengan  penelitian Zakariya dkk (2016) yang menunjukkan bahwa pada  saat  terjadi  peningkatan  kurs  atau depresiasi  nilai  tukar,  maka  akan  diikuti penurunan  volume  ekspor.  Sebaliknya  pada saat  kurs  mengalami  penurunan  atau  apresiasi nilai  tukar,  maka  volume  ekspor  akan meningkat.
Meningkatnya  kurs  atau  depresiasi  nilai tukar  merupakan  insentif  bagi  perusahaan untuk  meningkatkan  ekspornya,  tetapi  tidak berarti  perusahaan  dapat  menjual  sebanyak  – banyaknya. Hal ini disebabkan karena besarnya ekspor  tergantung  kebutuhan  dari  negara importir.

## Tren Dan Peramalan Volume Ekspor
Tabel  5.  Memperlihatkan  hasil  estimasi  model ARIMA menggunakan AR(1), AR(11), MA(1). Nilai  koefisien  AR(1)  sebesar  -0,244166,    t- Statistic  signifikan  pada  tingkat  kepercayaan 95%  dengan  nilai  probabilitas  0,02.  Nilai koefisien AR(11) sebesar  -0,338859, t-Statistic signifikan  dengan  nilai  probabilitas  0,0008  < 0,01 (tingkat kepercayaan 99%). Nilai koefisien MA (1) sebesar -0,835997, t-Statistic signifikan dengan  nilai  probabilitas  sebesar  0,0000.  Nilai adjust  R 2 yaitu  sebesar  0,666  dapat  diartikan bahwa  66,6%  model  regresi  ARIMA  volume ekspor  bulan  ini  dapat  dijelaskan  oleh  variabel volume  ekspor  bulan  sebelumnya.  F-statisic sebesar  56,17  dan  signifikan  pada  0,0000. Tingkat signifikansi yang digunakan adalah α = 99%.

## Tabel 5. Estimasi Model ARIMA
Variabel Koefisien T-hitung Sig C 742,861 -2,379174 0,0197** AR(1) -0,244166 -2,254439 0.0269** AR(11) -0,338859 -3,496863 0.0008*** MA(1) -0,835997 -11,45938 0.0000*** Adjust R 2 0,666 F- statistic 56,17*** Keterangan:
**    signifikan pada taraf kepercayaan 95% ***  signifikan pada taraf kepercayaan 99% Sumber: Analisis data sekunder, 2018
Berdasarkan  Tabel  5.  Model  ARIMA (1,11,1)  dapat  digunakan  untuk  mengetahui tren  dan  peramalan  volume  ekspor.  Model persamaan ARIMA sebagai berikut : DY = 742,861 – 0,244166 Y t-1 – 0,338859 Y t-11 - 0,835997 ε t-1
1. Model  AR  (1)  menunjukkan  bahwa  nilai variabel  volume  ekspor  dipengaruhi  oleh nilai  variabel  volume  ekspor  satu  periode sebelumnya.
2. Model  AR  (11)  menunjukkan  bahwa  nilai variabel  volume  ekspor  dipengaruhi  oleh nilai  variabel  volume  ekspor  sebelas periode periode sebelumnya.
3. Model  MA  (1)  menunjukkan  bahwa  nilai variabel  volume  ekspor  dipengaruhi  oleh nilai  residual  volume  ekspor  satu  periode sebelumnya.
-100,000 -50,000 0 50,000 100,000 150,000 200,000 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 YF ± 2 S.E. Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 2010M01 2017M12 Adjusted sample: 2011M01 2017M12 Included observations: 84 Root Mean Squared Error 24468.08 Mean Absolute Error 18569.15
Mean Abs. Percent Error 86.95925 Theil Inequality Coefficient   0.221185 Bias Proportion 0.000986 Variance Proportion 0.069257 Covariance Proportion   0.929757

## Gambar 2. Peramalan Model ARIMA (1,11,1)
Berdasarkan  grafik  pada  Gambar  2. dapat  dilihat  volume  ekspor  teh  PTPN  IX periode  bulan  Januari  hingga  Desember  2017 mengalami fluktuasi dan terjadi tren penurunan.  Berdasarkan  data  sekunder  yang diperoleh  dari  PTPN  IX  diketahui  bahwa volume  ekspor  tertinggi  terjadi  pada  bulan Desember  2011  dengan  tingkat  volume  ekspor 164.700 kg sedangkan volume ekspor terendah terjadi  pada  bulan  Juli  2016  dengan  tingkat volume  ekspor  1120  kg.  Rata-rata  volume ekspor teh setiap tahunnya sebesar 51791,25 kg atau  51,79  ton.  Dapat  dilihat  bahwa  volume ekspor  teh  menurun  hingga  68%  dari  volume ekspor pada bulan Desember 2011.
Berdasarkan  data  sekunder  volume ekspor  periode  Januari  2010  hingga  Desember 2017 dapat dilakukan peramalan volume ekspor teh untuk bulan Januari 2018 hingga Desember 2018.  Berdasarkan  model  peramalan  volume ekspor  teh  pada  tahun  2018  diramalkan mengalami  tren  penurunan  dengan  rata  –  rata ekspor  sebesar  22.753,76  dan  persentase penurunan  sebesar  0,95%  setiap  bulannya. Hasil  peramalan  ini  sesuai  dengan  volume ekspor  PTPN  IX  periode  Januari  –  Mei  2018, dimana  volume  ekspor mengalami  tren penurunan.  Bulan  Januari  volume  ekspor sebesar  23,96  ton  kemudian  turun  menjadi 13,56  ton  pada  bulan  Februari.  Pada  bulan Maret ekspor naik hingga 35,06 ton, kemudian pada  bulan  April  ekspor  turun  menjadi  13,2 ton.  Hal  yang  sama  terjadi  pada  bulan  Mei dimana ekspor naik kembali menjadi 22,28 ton. Proyeksi  volume  ekspor  selama  tahun  2018 disajikan pada Tabel 6.
Tabel 6. Proyeksi Volume Ekspor Teh PTPN Bulan Januari 2018 – Desember 2018 Bulan Proyeksi Volume Ekspor (Kg) Persentase (%) Januari 26815,78 0,70 Februari 26116,86 0,97 Maret 25338,75 0,97 April 24632,73 0,97 Mei 23837,76 0,97 Juni 23161,08 0,97 Juli 22348,77 0,96 Agustus 21669,47 0,97 September 20873,39 0,96 Oktober 20173,79 0,97 November 19396,05 0,96 Desember 18680,64 0,96 Sumber: Analisis data sekunder, 2018
Turunnya  ekspor  teh  Indonesia  senada dengan  berita  atau  informasi  oleh  media Kontan.co.id yang dilansir tanggal 3 Desember 2017  bertajuk  “Ekspor  Teh  Indonesia  Terus Menyusut”,  dimana  ekspor  teh  indonesia  pada tahun 2014 senilai 134 juta US$ turun menjadi 126 juta  US$  pada tahun  2015  dan  pada tahun 2016  turun  hingga  113  juta  US$.  Kemudian Kontan pada tanggal 08 Februari 2018 melansir berita  bertajuk  “Perbaiki  Kualitas  Ekspor  Teh Indonesia  Merangkak  Naik”  dimana  volume ekspor  mengalami  kenaikan  sebesar  14,46% pada  bulan  November  2017  hingga  Januari 2018.

## KESIMPULAN DAN SARAN

## Kesimpulan
1. Secara  bersama  –  sama  variabel  jumlah produksi,  harga  ekspor  teh,  harga  teh internasional,  harga  kopi  dan  nilai  tukar berpengaruh nyata terhadap volume ekspor  teh.  Secara  parsial  harga  ekspor, harga  kopi  dan  nilai  tukar  berpengaruh nyata terhadap volume ekspor teh sedangkan  jumlah  produksi  dan  harga  teh internasional  tidak  berpengaruh  nyata terhadap volume ekspor.
2. Gambaran  tren  dan  peramalan  volume ekspor  teh  PTPN  IX  untuk  bulan  Januari 2010  hingga  Desember  2017  mengalami fluktuasi  dan  terjadi  tren  penurunan. Volume  ekspor  teh  diprediksi  mengalami tren  penurunan  pada  bulan  Januari  hingga
Desember  2018,  dengan  rata  –  rata penurunan sebesar 0,95%.

## Saran
1. PTPN  IX  perlu  melakukan  pengawasan dan  pengendalian  mutu  khususnya  pada saat  budidaya,  pengolahan  hingga  produk siap  dipasarkan.  Sehingga  produk  yang dihasilkan sesuai dengan standar importir.
2. PTPN  IX  perlu  memperluas  pangsa  pasar ekspor dan tidak berpatokan hanya kepada konsumen yang ada pada saat ini.
3. Bagi pihak akademisi yang ingin mengambil topik serupa dapat
menambahkan  variabel  harga  ekspor berdasarkan  mutu,  harga  ekspor  periode sebelumnya, volume ekspor periode sebelumnya  dan  kebijakan  untuk  melihat pengaruhnya terhadap volume ekspor teh.

## DAFTAR PUSTAKA
Direktorat Jenderal Perkebunan. 2015. Statistik Perkebunan Indonesia 2014-2016 . Direktorat Jenderal Perkebunan. Jakarta .
Ghozali, Imam. 2005. Aplikasi Analisis Dengan Program  SPSS .  Edisi  3.  BPUNDIP.
Semarang
Kiranta,  Febri  dan  Luh  Gede  Meydianawathi. 2014.  Analisis  Tingkat  Daya  Saing Ekspor  Biji  Kakao  Indonesia. E-Journal EP Unud, 3(11):502-512.
Kontan.  2017. Ekspor  Teh  Indonesia  Terus Menyusut .https://industri.kontan.co.id/ne ws/ekspor-teh-indonesia-terus-menyusut diakses pada 3 Juli 2018.
Kontan.  2018. Perbaiki  Kualitas  Ekspor  Teh Indonesia Merangkak Naik . https://industri.kontan.co.id/news/perbai ki-kualitas-nilai-ekspor-teh-indonesia-
merangkak-naik  diakses  pada  3  Juli 2018.
Mejaya, Amirus Saleh dkk. Pengaruh Produksi, Harga  Internasional,  Dan  Nilai  Tukar Terhadap  Volume  Ekspor  (Studi  Pada Ekspor  Global  Teh  Indonesia  Periode Tahun  2010-2013). Jurnal  Adiministrasi Bisnis (JAB) , 35(2):20-29.
Mubyarto.  1976. Kebijakan  Pembangunan Ekonomi  Pembangunan  Daerah  Dan Pembangunan  Pertanian .  FE  UGM. Yogyakarta.
Perdana , Taufik. 2010. Analisis Faktor – Faktor Yang Mempengaruhi Ekspor Teh PTPN. Skripsi . IPB. Bogor.
Priadana,  H  Moh  Sidik.  Dan  Saludin  Muis. 2009. Metodologi  Penelitian  Ekonomi Dan Bisnis . Graha Ilmu. Yogyakarta.
Rahardja  Prathama  dan  Mandala  Manurung.
2008. Pengantar Ilmu Ekonomi: Mikroekonomi dan Makroekonomi .
Jakarta.  Lembaga  Penerbit  Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia.
Risman,  Amalia  dan  Rina  Oktaviani.  2007.
Skripsi .  Analisis  Faktor  –  Faktor  Yang Mempengaruhi  Volume  Ekspor  Rumput Laut Indonesia. IPB. Bogor.
Rosihan  dan  Nesia  Artdiyasa.  2008.  Analisis
Tingkat  Daya  Saing  Ekspor  Komoditi Perkebunan Indonesia. Journal of Agricultural Socio-Economics (AGRISE) , 8(2):104-110.
Salvatore. 1997. Ekonomi Internasional . Jilid I. Erlangga. Jakarta. Siswoputranto. 1976. Komoditi Ekspor Indonesia . PT Gramedia. Jakarta.
Soviandre,  Edo  dkk.  2014.  Faktor  –  Faktor
Yang  Mempengaruhi  Volume  Ekspor.
Jurnal Administrasi Bisnis (JAB) , 14(2):1-8
Winarno,  Wing  Waluto.  2015. Analisis Ekonometrika  Dan  Statistik  Dengan Eviews . UPP STIM YKPN. Yogyakarta.
Zakariya,  Muhammad  Luqman,  Mochammad Al  Musadieq  dan  Sri  Sulasmiyati.  2016. Pengaruh  Produksi,  Harga,  Dan  Nilai Tukar  Terhadap  Volume  Ekspor  (Studi pada  Volume  Ekspor  Biji  Kakao Indonesia Periode Januari 2010- Desember  2015). Jurnal  Adiministrasi Bisnis (JAB) , 40(2):139-145.