## PENYERAPAN TENAGA KERJA DI DKI JAKARTA

## Oleh: Dimas dan Nenik Woyanti Fakultas Ekonomi Universitas Diponegoro Semarang
Abstract
In Jakarta, the amount of manpower was larger than the number of opportunities for  employment.  This  fact  made  a  serious  unemployment  problems.The  purpose  of research was analyzing the  influence  of GDP, wage and  investment on the absorption of manpower.
There  were  3  results  of  research.  First,  GDP  had  a  positive  significance influence  on  absorption  of  manpower.  Second,  wage  factor  had  a  negative  significant influence  on.  And  third,  investment  had  a  negative  significant  influence  on.    The  last result was not according with theory, because the most of investors in Jakarta more use capital-intensive than manpower-intensive.
This  study  suggested  the  local  government  to  improve  economic  growth  up,  to surmount the disagreement of wage between employee and employer, and to deep-select to the next of big investors applicant who will plant their large capital in Jakarta.
Key words: opportunities fo emplyement, GDP, wage, investment.

## Pendahuluan
Peningkatan  jumlah  penduduk  membawa konsekuensi  pertambahan  jumlah  angkatan kerja.  Angkatan  kerja  yang  tumbuh  lebih  cepat daripada  kesempatan  kerja  akan  memperbesar jumlah pengangguran. Kondisi seperti  ini terjadi selama  periode  1998-2003,  dimana  angka pertumbuhan  kesempatan  kerja  masih  tertinggal 4  sampai  4,5 persen  dari  pertumbuhan  angkatan kerja.  Sampai akhir  tahun 2003  angka pengangguran  di  Indonesia  mencapai  9,5 persen jauh  di  atas  pengangguran  normal  sebesar  4 persen.
Pertumbuhan ekonomi daerah yang
dicerminkan  oleh  laju  pertumbuhan  Produk Domestik Regional Bruto  (PDRB) yang diharapkan  dapat  menciptakan  lapangan  kerja baru  ternyata  tidak  mampu  merealisasikan harapan.  Tambahan  tenaga  kerja  yang  terserap relatif  kecil.  Angka  penganguran  masih  saja tinggi.  Hal  ini  terjadi  antara  lain  karena  adanya pengaruh serikat kerja dan intervensi pemerintah dalam    penentuan  upah  minimum.  Sebab  lain adalah  banyaknya  pencari  kerja  dengan  tingkat pendidikan  tertentu  tidak  sesuai  dengan  yang dibutuhkan pasar kerja.
Kondisi  ideal  dari  pertumbuhan  ekonomi terhadap pertumbuhan tenaga kerja adalah ketika
pertumbuhan  ekonomi  mampu  mempengaruhi pertumbuhan  tenaga  kerja  secara  lebih  besar. Kondisi ini terjadi pada penyerapan tenaga kerja di  Jakarta  periode  2002-2003.  Pada  rentang waktu ini perubahan pertumbuhan ekonomi yang sebesar 0,7 persen ternyata mampu meningkatkan  pertumbuhan  tenaga  kerja  yang lebih  besar,  yakni    sebesar  7,7  persen.  Namun demikian,  pertumbuhan ekonomi yang membaik ini  tidak  diikuti  dengan  semakin  kondusifnya situasi  perekonomian,  ditambah  lagi  dengan tumpang  tindihnya  kebijakan  pusat  dan  daerah, yang  pada  akhirnya  akan  berpengaruh  pada minat  investor  untuk  menanamkan  modalnya. Implikasinya  adalah  terhambatnya  penciptaan lapangan kerja baru terutama di sektor formal.
Tingkat  pertumbuhan  investasi  di  DKI Jakarta    mengalami  penurunan  antara  tahun 2000-2001,  hingga  akhirnya  berhasil  meningkat hingga tahun 2004. Meskipun demikian peningkatan  pertumbuhan  investasi  tersebut masih  relatif  rendah  dibandingkan  dengan kemampuannya  untuk  menciptakan  lapangan kerja  baru  dalam  rangka  mengurangi  angka pengangguran.  Ini  terjadi  karena  tingkat  upah mempengaruhi penyerapan tenaga kerja. Tingkat upah  riil  tumbuh  sebesar  34,26  persen  pada tahun  2001.  Nilai  ini  merupakan  yang  tertinggi selama  kurun  waktu  2000  sampai  2004.
Peningkatan  upah  riil  dapat  menjadi  indikator bagi  sektor-sektor  ekonomi  dalam  melakukan permintaan  terhadap  tenaga  kerja.  Ketika  upah riil  meningkat  para  pengusaha  umumnya  akan melakukan substitusi tenaga kerja dengan modal.
Secara  umum  penyerapan  tenaga  kerja periode 2000 sampai dengan 2004 menunjukkan keadaan  yang  stabil  dengan  angka  penyerapan rata-rata  mencapai  85  persen  terhadap  angkatan kerja  per  tahunnya.  Akan  tetapi  di  sisi  lain tingkat  pengangguran  selama  kurun  waktu tersebut  ternyata  masih  tetap  tinggi.  Tingginya tingkat  pengangguran  menunjukkan  keadaan dimana  perekonomian  daerah  belum  mampu menciptakan  kesempatan  kerja  baru  dalam jumlah  memadai  untuk  menyerap  tambahan angkatan kerja.
Berdasar data-data empiris di atas, nampak perekonomian  di  DKI  Jakarta  belum  mampu memperluas  lapangan  kerja  bagi  angkatan  kerja baru, membuat  penyerapan tenaga kerja terutama di  sektor  formal  masih  sangat  terbatas. Hal ini  mengakibatkan  tingginya  tingkat pengangguran  yang  rata-rata  sebesar  14  persen per tahun sejak tahun 2000 sampai 2004 jauh di atas  tingkat  pengangguran  normal  yang  sebesar 4  persen  (jumlah  pengangguran  yang  wajar terjadi dalam perekonomian).

## Perumusan Masalah
Perekonomian  DKI  Jakarta  belum  mampu memperluas  lapangan  kerja,  hal  ini  ditunjukkan dengan  lebih  besarnya  jumlah  angkatan  kerja daripada  jumlah  kesempatan  kerja  pada  sektor formal.  Kondisi  ini  berimplikasi  pada  tingginya tingkat  pengangguran,  yakni  rata-rata  mencapai 14  persen  per  tahun  sejak  tahun  2000  hingga 2003.  Angka  ini  jauh  lebih  besar  dibandingkan dengan  tingkat  pengangguran  normal  yang sebesar  4  persen,  yakni  jumlah  pengangguran yang  wajar  terjadi  dalam  perekonomian. Berdasar  fenomena  di  atas,  maka  rumusan masalah  pada  penelitian  ini  adalah  bagaimana pengaruh  PDRB,  upah  riil  dan  investasi  riil terhadap  penyerapan  tenaga  kerja  di  DKI Jakarta.

## Tujuan dan Kegunaan Penelitian
Studi ini bertujuan untuk:
1. Menganalisis  pengaruh  PDRB  terhadap penyerapan tenaga kerja di DKI Jakarta.
2. Menganalisis  pengaruh  tingkat  upah  riil terhadap  penyerapan  tenaga  kerja  di  DKI Jakarta.
3. Menganalisis  pengaruh  tingkat  investasi  riil terhadap  penyerapan  tenaga  kerja  di  DKI Jakarta.
Hasil  penelitian  ini  diharapkan  dapat memberikan sumbang pikiran kepada Pemerintah Provinsi DKI Jakarta dalam mengatasi permasalahan ketenagakerjaan.

## Kerangka Teoritis dan Pengembangan Hipotesis
Payaman  Simanjuntak  (2001)  menjelaskan bahwa tenaga kerja adalah penduduk yang sudah atau  sedang  bekerja,  yang  sedang  mencari pekerjaan,  dan  melakukan  kegiatan  lain  seperti bersekolah atau mengurus rumah tangga, dengan batasan  umur  15  tahun.  Pernyataan  ini  sejalan dengan pendapat Aris Ananta (1990) dan Ignatia –Nachrowi  (2004)  yang  menyatakan  bahwa tenaga  kerja  adalah  sebagian  dari  keseluruhan penduduk yang secara potensial dapat menghasilkan  barang  dan  jasa.  Sehingga  dari pernyataan  tersebut  dapat  disimpulkan  bahwa tenaga  kerja  adalah  sebagian  penduduk  yang dapat menghasilkan barang dan jasa bila terdapat permintaan terhadap barang dan jasa.
Angkatan  kerja  dalam  suatu perekonomian digambarkan  sebagai  penawaran  tenaga  kerja yang  tersedia  dalam  pasar  tenaga  kerja.  Bellante &  Mark  (dalam  Ignatia,  2004)  menyatakan bahwa  penawaran  kerja  dipengaruhi  oleh  tiga komponen,  yaitu:  jumlah  populasi  di  suatu wilayah,  persentase  angkatan  kerja,  dan  jam kerja.
Adapun,  konsep  permintaan  tenaga  kerja dijelaskan dalam ilustrasi berikut.

## Gambar 1
Kurva Permintaan Tenaga Kerja
Keuntungan  yang  diperoleh  perusahaan akan  meningkat  pada  saat marginal cost (MC) sama  dengan marginal  revenue  (MR) ,  karena pada  pasar  persaingan  sempurna  maka  marginal revenue  sama  dengan  harga.  Dapat  dirumuskan sebagai berikut:
MC = MR = P ............................................. (1)
Apabila tenaga  kerja  yang digunakan  lebih banyak,  maka  akan  menaikkan  harga  per unitnya, disebut juga upah  nominal (W). Output yang  meningkat  karena  MPP L mengakibatkan biaya  per  unit  dari  output  turut  meningkat,  atau biaya  marginal  (MC)  =  W/MPP L. Berdasarkan persamaan  (1)  dapat  ditulis  kondisi profit maximization:
MPPL P W  ................................................... (2)
Variabel  sebelah  kiri  pada  persamaan  (2) adalah  perbandingan  tingkat  upah  dengan tingkat  harga  barang  yang  disebut  dengan  upah riil.  Artinya,  komoditas  per  orang  per  periode waktu,  yang  menunjukkan  bahwa  W  memiliki ukuran  per  orang  per  periode  waktu  dan  P memiliki ukuran  mata uang per komoditas. Jadi:
tu periodewak orang itas ko itas ko Rp waktu orang Rp P W / / mod mod / /   ......  (3)
Upah riil adalah pengembalian waktu kerja terhadap  komoditas.  Dengan  kata  lain  adalah kemampuan  daya  beli  terhadap  komoditas  dari tingkat  upah.  Misalkan  upah  riil  adalah  (W/P),
hal  ini  adalah  ukuran  sejak  keduanya  yaitu tingkat  upah  nominal  dan  tingkat  harga  barang adalah  dikendalikan  secara  bersama-sama  oleh upah riil (diasumsikan bahwa perusahaan adalah penerima  harga  di  dalam  pasar  tenaga  kerja  dan pasar  barang).  Pada  gambar  1  apabila  tingkat upah  riil  turun  ke  (W/P) 2 maka  tenaga  kerja  L 2 yang  digunakan,  begitu  seterusnya.  Kombinasi (W/P) 1 dan L 1 dan (W/P) 2 dan L 2 adalah indikasi harga  dan  jumlah  tenaga  kerja  yang  diminta. Kemudian disimpulkan bahwa kurva permintaan tenaga kerja adalah identik dengan kurva MPPL.
Apabila  perusahaan  memiliki  persediaan modal yang besar, kurva permintaan tenaga kerja akan meningkat karena pada tingkat tenaga kerja yang  digunakan, marginal  physical  labour adalah lebih tinggi ketika persediaan modal lebih besar. Ini memiliki hubungan dengan kenyataan, pada  tingkat  tenaga  kerja  berapapun,  setiap tenaga  kerja  memiliki  bagian  yang  besar  dari tingkat  modal  untuk  bekerja  dengan  ketika ukuran jumlah modal meningkat.
Kemudian  dapat  ditulis  apa  yang  telah ditetapkan  dalam  bentuk  persamaaan  sebagai berikut:
Ld = Ld ( P W ,K), Ld 1 < 0, Ld 2 >0   ................. (4)
Permintaan tenaga  kerja  adalah  fungsi dari upah  riil  dan  tingkat  modal.  Karena  tingkat modal  diasumsikan  konstan,  maka  perubahan permintaan  tenaga  kerja  tidak  pernah  dihasilkan dari  perubahan  tingkat  modal.  Variasi  dalam permintaan  tenaga  kerja  akan  dihasilkan  dari perubahan  tingkat  upah riil.  Tanda  Ld menunjukkan  ”penurunan  fungsi  permintaan tenaga  kerja  menanggapi  perubahan  upah  riil adalah negatif”.
Berdasarkan  latar  belakang  dan  landasan teori  di  atas,  maka  kerangka  pemikiran  dalam penelitian ini adalah: PDRB, upah, dan investasi merupakan  faktor-faktor  yang  mempengaruhi penyerapan tenaga kerja di DKI Jakarta.
Berikut gambar kerangka pemikiran penelitian:
0 Ld = Ld (W/P, K) MPPL1 (W/P)1 MPPL2 (W/P)2 L 1 L 2 Tenaga kerja MPPL, W/P Sumber :  Crouch, 1992

## Gambar 2
Kerangka Pemikiran Teoritis Analisis Penyerapan Tenaga Kerja DKI Jakarta Hipotesis  yang  dikembangkan  dalam  penelitian ini adalah:
- PDRB berpengaruh positif terhadap penyerapan tenaga kerja di DKI Jakarta.
- Upah    riil  berpengaruh  negatif  terhadap penyerapan tenaga kerja di DKI Jakarta.
- Investasi  riil  berpengaruh  positif  terhadap penyerapan tenaga kerja di DKI Jakarta.

## Metode Penelitian
Variabel  dependen  dalam  penelitian  ini adalah  penyerapan  tenaga  kerja,  yakni  jumlah orang  yang  bekerja  di  Propinsi    DKI  Jakarta yang  dapat  terserap  dalam  pasar  tenaga  kerja pada berbagai tingkat upah.
Sedangkan  variabel  independen,  terdiri dari:
1)  Produk  Domestik  Regoinal  Bruto  (PDRB) yakni  jumlah  barang  dan  jasa yang dihasilkan  oleh  seluruh  kegiatan  ekonomi  di Provinsi  DKI  Jakarta  antara  tahun  1990  – 2004 atas dasar harga konstan 1993.
2)  Upah  yakni  balas  jasa  (riil)  yang  diterima pekerja  atas  pengorbanan  yang  dilakukan  di Provinsi DKI Jakarta (Rp).
3)  Investasi  yakni  pengeluaran  riil  yang
dilakukan oleh perusahaan untuk menambah stok modal  yang  akan  digunakan  dalam  proses produksi.
Jenis data yang digunakan dalam penelitian ini  adalah  data  sekunder  dalam  bentuk  tahunan antara  1990-2004.  Data  sekunder  ini  diperoleh dari  buku-buku  literature  serta  data-data  yang telah  diolah  antara  lain  berasal  dari  BPS  DKI Jakarta  meliputi:  jumlah  orang  yang  bekerja,
upah  riil,  PDRB  berdasar  harga  konstan  1993, dan investasi riil.
Alat  statistika  yang  digunakan  dalam penelitian  ini    adalah  regresi  berganda  dengan pendekatan OLS ( Ordinary Least Square ).
Oleh  karena  permintaan  tenaga  kerja merupakan derived  demand atas  output,  di  sisi lain  tenaga  kerja  merupakan  salah  satu  input untuk menghasilkan output maka kajian penelitian  ini  dapat  didekati  dengan  fungsi produksi:
  L f ,     Fungsi  produksi  yang  ada  mencerminkan teknologi  yang  digunakan  untuk  mengubah modal  dan  tenaga  kerja  menjadi  output,  yang dalam  bentuk  fungsi  produksi Cobb  Douglass diformulasikan sebagai berikut :
        
 1 , L K L K f ………………..   (5)
Dimana  merupakan  nilai  konstan  bernilai antara  nol  hingga  satu,  yang  mengukur  bagian modal  dari  pendapatan  yang  masuk  ke  bagian modal  dan  tenaga  kerja.  Sedangkan  A  adalah parameter  yang  lebih  besar  dari  nol  yang mengukur  produktifitas  teknologi  yang  ada. Asumsi  dari  fungsi  produksi Cobb  Douglass adalah  pengembalian  skala  konstan  (jika  modal dan tenaga kerja meningkat dalam proporsi  yang sama,  maka  output  meningkat  pula  dengan proporsi yang sama). Asumsi ini dapat dipercaya karena  alasan  replikasinya:  jika  suatu  pabrik menggunakan  sejumlah  x  pekerja  maka  akan menghasilkan output sebanyak Y.
Untuk memperlihatkan bahwa fungsi Cobb Douglass  memiliki Constant  return  to  scale , maka  K  dan  L  selanjutnya  dikalikan  dengan  c (constanta) (Dornbusch, 2004):
                      cY Y c maka L AK Y karena L AK c c L c K c A cL cK A          
              1 1 1 1 1 1 1 , ,
PDRB UPAH RIIL INVESTASI
PENYERAPAN TENAGA KERJA
Syarat  yang  perlu  diperhatikan  dalam menggunakan  fungsi  produksi Cobb  Douglass adalah:
1. Tidak  ada  nilai  pengamatan  yang  bernilai nol  sebab  logaritma  dari  nol  adalah  suatu bilangan  yang  besarnya  tidak  diketahui (infinite).
2. Tidak  ada  perbedaan  teknologi  pada  setiap pengamatan.
3. Tiap variabel X adalah perfect competition.
Sehingga  berdasarkan  fungsi  produksi
Cobb-Douglass pada  persamaan  (5)  maka  dapat dirumuskan persamaan sebagai berikut:
) 1 ( i X f Y   ........................................ (9)
Kemudian  atas  dasar  persamaan  (9)  nilai koefisien  variabel  independen  dapat  diketahui dengan mentransformasikan dalam bentuk logaritma  untuk  mendapatkan  suatu  relasi  yang linier sebagai berikut:
LnY =  0 +  i Ln Xi +  .................... (10) Merujuk  pada  formula  (10)  maka  bentuk logaritma  regresi  berganda  yang  digunakan dalam penelitian ini adalah:
LnY =  0 +  i Ln Xi +  i Ln Xi +  i Ln Xi +  Dimana :
 0   =  intersep
 i   =  koefisien regresi yang ditaksir Y    =    penyerapan  tenaga  kerja
(orang) X1  =  PDRB (Rp juta) X2  =  upah riil (Rp) X3  =  investasi riil (Rp juta)  =  faktor gangguan stokastik
Ln  =  logaritma natural
Pemilihan model persamaan  ini didasarkan pada  penggunaan  model  logaritma  natural  (Ln) yang memiliki  keuntungan,  yaitu meminimalkan kemungkinan terjadinya heterokedastisitas karena  transformasi  yang  menempatkan  skala untuk  pengukuran  variable,  dan  koefisien kemiringan  i  menunjukkan  elastisitas  Y terhadap Xi yaitu persentase perubahan dalam Y untuk  persentase  perubahan  dalam  Xi  (Gujarati, 2003).
Agar model regresi yang diajukan menunjukkan  persamaan  hubungan  yang  valid atau  BLUE  ( Best  Linier  Unbiased  Estimator ), model  tersebut  harus  memenuhi  asumsi-asumsi
dasar  klasik Ordinary  Least  Square (OLS). Asumsi-asumsi tersebut antara lain :
 Tidak terdapat autokorelasi (adanya hubungan  antara  masing-masing  residual observasi)
 Tidak  terjadi  multikolinearitas  (adanya hubungan antar variabel bebas)
 Tidak  ada  heteroskedastisitas  (adanya variance yang  tidak  konstan  dari  variabel pengganggu)
Sebelum melakukan uji regresi, metode ini mensyaratkan untuk melakukan uji asumsi klasik guna mendapatkan hasil yang baik, yakni:
1. Uji  Multikolinearitas  ( Multicolinearity  Test .
Uji multikolinearitas bertujuan untuk mengetahui  apakah  dalam  model  regresi ditemukan  adanya  korelasi  antar  variabel bebas atau tidak, model yang baik seharusnya  tidak  terjadi  korelasi  diantara variabel bebas.
2. Uji  Autokorelasi  ( Autocorrelation  Test ).  Uji ini  bertujuan  untuk  mengetahui  apakah dalam  suatu  model  regresi  linear  tidak  ada korelasi  antara  kesalahan  pengganggu  pada periode t dengan kesalahan pada periode  t-1 (sebelumnya).  Jika  terjadi  korelasi,  maka dinamakan ada problem autokorelasi.
3. Uji  Heteroskedastisitas  ( Heteroskedasticity Test ).  Test  ini  bertujuan  untuk  menguji apakah pada model regresi terjadi ketidaksamaan variance dari  residual  satu pengamatan ke pengamatan yang lain. Model regresi yang baik adalah yang homoskedastis atau tidak terjadi heteroskedastis.
Selanjutnya, terhadap model dilakukan 3 macam pengujian statistik, yakni:
1.  Uji  Signifikan  Parameter  Individu  (uji statistik  t).  Uji  statistik  t  dilakukan  untuk menunjukkan  seberapa  jauh  pengaruh  satu variabel  independen  secara  individual  dalam menerangkan varian variabel dependen.
2. Uji Signifikasi Simultan (Uji Statistik F). Uji statistik  F  dilakukan  untuk  melihat  apakah semua variabel independen yang dimasukkan dalam  model  memiliki  pengaruh  secara bersama-sama terhadap variabel dependen.
3.    Koefisien  Determinasi  (R ² ).  Koefisien determinasi  (R ² )  pada  intinya  mengukur
seberapa  jauh  kemampuan  model  dalam menerangkan variabel dependen.

## Analisis
Pengujian Asumsi Klasik: 1. Uji Multikolinearitas ( Multicolinearity Test ) Menurut Sri Rahayu (2005) multikolinearitas ini dapat dilihat dalam model melalui regresi parsial, yaitu: membandingkan nilai R square (regresi parsial) dengan nilai R square regresi utama.  Ketentuannya  adalah  jika  nilai  R square lebih tinggi dari nilai R square regresi utama maka terdapat multikolinearitas. Untuk  model  dengan  3  (tiga)  variabel independen  akan  terdapat  3  (tiga)  model regresi  bantuan  dengan  nilai 2 1 R , 2 2 R , 2 3 R .
Adapun 2 1 R adalah auxiliary regression antar  variabel  independen,  yaitu X1 = f (X2,
X3,).  Sedangkan 2 2 R adalah auxiliary regression antar  variabel  independen,  yaitu
X2  =  f  (X1,  X3), 2
3 R adalah auxiliary regression antar  variabel  independen,  yaitu
X3 = f (X1,X2). Tabel. 1 Perbandingan Nilai 2 R Regresi Utama dan 2 R Regresi Parsial Variabel Depende n Variabel Independ en 2 i R Utam a Adjuste d 2 R
Kesimpulan LN X1 LN X2, LN X3 0,84 0,80 Tidak ada multikolinearit as LN X2 LN X1, LN X3 0,84 0,74 Tidak ada multikolinearit as LN X3 LN X1, LN X2 0,84 0,55 Tidak ada multikolinearit as Sumber: Data Sekunder Diolah, 2006
2. Uji Autokorelasi ( Autocorelation Test ) Untuk  melihat  ada  tidaknya  autokorelasi maka  dilakukan  uji  Breusch-Godfrey  (BG) yang meregresi  variabel penganggu Ut,  yang menggunakan  autoregressive  model  dengan orde p Gujarati (2003):
u t = ρ 1 u t-1 + ρ 2 u t-2 + ..... + ρ p u t-p + Єt Dengan  hipotesa  nol  H0  adalah  :  p1  =  p2 =.....  = Pp  =  0,  dimana koefisien
autoregressive  secara  simultan  sama  dengan nol, menunjukkan tidak terdapat autokorelasi pada setiap orde. Secara manual, jika (n-p)* 2 R atau 2 X hitung  lebih  besar  daripada 2 X tabel, maka dapat disimpulkan adanya  autokorelasi (Rahayu, 2005). Berdasarkan hasil perhitungan di dapat 2 X hitung = 6,6 di sisi lain 2 X tabel  =  18,3.  Oleh  karena 2 X hitung  lebih  kecil  daripada 2 X tabel  maka disimpulkan tidak terdapat autokorelasi.
3. Uji  Heteroskedastisitas  ( Heteroskedasticity Test ).  Untuk  mendeteksi  ada  tidaknya heteroskedastisitas  dapat  dilakukan  dengan uji  White.  Secara  manual  uji  ini  dapat dilakukan dengan melakukan regresi residual kuadrat  (Ut ² )  dengan  variabel  bebas  kuadrat dan  perkalian  variabel  bebas.  Langkahnya, dapatkan  nilai  R ² untuk  menghitung 2 X ,
dimana 2 X =  n.R2  (Gujarati,  2003).
Pengujiannya  adalah  jika 2 X hitung  < 2 X tabel,  maka  hipotesa  alternatif  adanya heteroskedastisitas  dalam  model  ditolak.
Berdasarkan  hasil  pengujian  diperoleh  nilai
2 X hitung = 9,49 sementara  itu 2 X tabel  =
18,3.  Karena  nilai 2 X hitung  lebih  kecil daripada 2 X tabel,  maka  tidak  terdapat heteroskedisitas dalam model.
Hasil Regresi:
Tabel. 2 Hasil Output Regresi Variabel Koefisien Std.Error t-hitung Prob LN X1 1.231614 0.180010 6.841902 0.0000 LN X2 -0.200883 0.048582 - 4.134964 0.0017 LN X3 -0.442135 0.102881 - 4.297554 0.0013 C 2.937652 1.856878 1.582038 0.1419 Sumber: Data Sekunder Diolah, 2006 F-hitung =  20,21 R-squared = 0,84
Prob (F-statistic) = 0,000088 DW stat = 2,25
Sehingga  persamaan  jangka  panjangnya dapat ditulis sebagai berikut :
t Y = 2,93 + 1,23 LN X1** - 0,20 LN X2** - 0,44 LN X3**
Std  error    =                (0,18)                                          (0,04) (0,10)
Keterangan: ** signifikan pada α = 1 persen.
Uji Statistik:
1.  Uji  Signifikan  Parameter  Individu  (uji statistik t).
Berdasarkan  data  sekunder  yang  diolah disimpulkan  bahwa  PDRB  (X1)  memiliki hubungan  positif  dengan  penyerapan  tenaga kerja.  Sedangkan  tingkat  upah  riil  (X2)  dan investasi  riil  (X3)  berhubungan  negatif dengan  penyerapan  tenaga  kerja  di  DKI Jakarta.  Secara  statistik,  melalui  uji  t diketahui  bahwa  secara  individual  masing- masing  variabel  independen  PDRB,  tingkat upah  riil  dan  nilai  investasi  riil  berpengaruh signifikan  terhadap  variabel  dependen  pada derajat kepercayaan sebesar 1 persen.
2. Uji Signifikansi Simultan (uji statistik F) Dari  hasil  perhitungan  diperoleh  bahwa  nilai Prob  (F-statistik)  adalah  sebesar  0,000088.
Dengan  demikian  dapat  disimpulkan  bahwa variabel bebas secara bersama-sama berpengaruh terhadap variabel terikat.
3.      Koefisien Determinasi (R ² ).
Berdasarkan  hasil  regresi  diketahui  bahwa nilai koefisien determinasi R ² sebesar 0,84.
Artinya, kontribusi variasi variabel independen  dalam  menjelaskan  variasi variabel  dependen  sebesar  84  persen, sedangkan  yang  16  persen  dijelaskan  oleh variabel-variabel lain di luar model. Hasil dan Pembahasan: a) Pengaruh Tingkat PDRB Terhadap Penyerapan Tenaga Kerja. Berdasarkan  hasil  pengujian  dapat  diketahui bahwa  PDRB  memiliki  koefisien  sebesar 1,23.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa  PDRB memiliki hubungan positif dengan penyerapan  tenaga  kerja.  Di  samping  itu PDRB  memiliki  probabilita  sebesar  0,00001 yang    berada  di  bawah  0,01  berarti  variabel PDRB signifikan dalam menjelaskan perubahan  dari  penyerapan  tenaga  kerja. Koefisien  tingkat  output  sebesar  1,23  ini mempunyai  arti  bahwa  setiap  kenaikkan PDRB  sebesar  satu  (1)  persen  akan meningkatkan  penyerapan  tenaga  kerja sebesar 1,23 persen.
Dari  hasil  analisis  dapat  diketahui  bahwa hubungan  positif  antara  tingkat  PDRB dengan penyerapan tenaga kerja
menunjukkan  kesesuaian  teori  yang  selama ini berlaku. Menurut teori yang dikemukakan oleh  Keynes  dalam  Boediono  (1998)  bahwa pasar  tenaga  kerja  hanyalah  mengikuti  apa yang  terjadi  di  pasar  barang.  Apabila  output yang diproduksikan naik, maka jumlah orang yang  dipekerjakan  juga  naik  (Hal  ini  dapat dikaitkan  dengan  konsep  fungsi  produksi, yang  menyatakan  bahwa  menaikkan  output hanya  dapat  tercapai  apabila  input  (tenaga kerja) ditingkatkan penggunaannya.
Permintaan  barang  dan  jasa  dalam  suatu perekonomian  akan  mempengaruhi  tingkat output  yang  harus  diproduksi  sehingga berdampak pada penggunaan inputnya (tenaga  kerja).  Karena  sesuai  teori  produksi yang  menyatakan  bahwa  permintaan  input merupakan derived  demand dari  permintaan output,  yang  artinya  permintaan  akan  input baru terjadi bila ada permintaan akan output. Permintaan akan barang dan  jasa  inilah  yang melatarbelakangi perusahaan-perusahaan atau industri untuk berproduksi. Sebab setiap perusahaan  akan  berusaha  untuk  mencari profit  dengan  melihat  peluang  masuk  ke dalam suatu pasar.
b) Pengaruh Tingkat Upah Terhadap
Penyerapan Tenaga Kerja.
Berdasarkan  hasil  pengujian  dapat  diketahui bahwa  tingkat  upah    memiliki  koefisien sebesar  -  0,20.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa tingkat  upah  memiliki  hubungan  negatif dengan penyerapan tenaga kerja. Di samping itu  tingkat  upah  yang  memiliki  probabilita sebesar  0,017  (di  bawah  0,01)  memberikan arti  bahwa  variabel  tingkat  upah  signifikan dalam menjelaskan perubahan dari penyerapan  tenaga  kerja.  Koefisien  tingkat upah  yang  sebesar  -0,20  mempunyai  arti bahwa setiap kenaikkan tingkat upah sebesar satu (1) persen akan menurunkan penyerapan tenaga kerja sebesar 0,20 persen.
Dari  hasil  analisis  dapat  diketahui  bahwa hubungan negatif antara tingkat upah dengan penyerapan tenaga kerja menunjukkan kesesuaian  teori  yang  selama  ini  berlaku.
Menurut Simanjuntak (1998), upah
dipandang  sebagai  beban  oleh  pengusaha, karena  semakin  besar  tingkat  upah  akan semakin  kecil  proporsi  keuntungan  yang dinikmati  pengusaha.  Oleh  karena  itu kenaikkan  tingkat  upah  akan  direspon  oleh pengusaha  dengan  menurunkan  jumlah tenaga  kerja.  Di  samping  itu  kenaikkan tingkat  upah  akan  mendorong  pengusaha menggunakan    teknik  yang  cenderung  padat modal  dalam  proses  produksinya  agar tercapai  tingkat  produktivitas  dan  efisiensi yang  lebih  besar  sehingga  mengorbankan para pekerja.
c)      Pengaruh  Tingkat  Investasi  Terhadap Penyerapan Tenaga Kerja.
Berdasarkan  hasil  pengujian  dapat  diketahui bahwa  tingkat  investasi  memiliki  koefisien sebesar  -  0,44.  Hal  ini  menunjukkan  bahwa tingkat  investasi  memiliki  hubungan  negatif dengan penyerapan tenaga kerja. Di samping itu tingkat investasi asing memiliki probabilita sebesar 0,013 (di bawah 0,01). Ini berarti  variabel  tingkat  investasi  signifikan dalam menjelaskan perubahan dari
penyerapan  tenaga  kerja.  Koefisien  investasi yang  sebesar  -  0,44  menunjukkan  bahwa setiap  kenaikkan  tingkat  investasi  asing sebesar  satu  (1)  persen  akan  menurunkan penyerapan tenaga kerja sebesar 0,44 persen. Dari  hasil  analisis  dapat  diketahui  bahwa hubungan  negatif  antara  tingkat  investasi dengan penyerapan tenaga kerja menunjukkan  ketidaksesuaian  teori  yang selama  ini  berlaku.  Menurut  teori  yang dikemukakan  oleh  Harrord  Domar,  bahwa kenaikkan  tingkat  output  dan  kesempatan kerja  dapat  dilakukan  dengan  adanya akumulasi modal (investasi) dan tabungan. Teori  yang  dikemukakan  oleh  Harrord Domar  tidak  berlaku  bagi  kasus  di  DKI Jakarta.  Hal  ini  berkaitan  dengan  sifat  dari investasi  itu sendiri. Seperti diketahui bahwa negara-negara maju memiliki faktor produksi yang  padat  modal,  sehingga  investasi  yang mereka  tanamkan  di  negara  berkembang seperti  Indonesia  mengikuti  teknik  yang mereka  kembangkan  atau  terapkan  di  negara asalnya  yakni  yang  cenderung  padat  modal. Sebab  inilah  yang membuat tingkat  investasi asing  cenderung  mengurangi  jumlah  tenaga
kerja,  karena  teknik  yang  padat  modal dengan  teknologi  tinggi  cenderung  memiliki produktifitas  dan  efisiensi  yang  lebih  baik sehingga  untuk  menghasilkan  output  yang sama  besar  hanya  diperlukan  tenaga  kerja yang lebih sedikit.
Faktor  penyebab  kedua  hubungan  negatif antara  penyerapan  tenaga  kerja  dengan tingkat  investasi  adalah  selain  pilihan  para pengusaha  terhadap penggunaan  modal  yang lebih banyak yang sebenarnya rasional, tetapi juga  disebabkan  oleh  adanya  bermacam- macam  faktor  strukural,  kelembagaan,  dan politik  sehingga  harga  pasaran  tenaga  kerja menjadi  lebih  tinggi  dibandingkan  harga modal. Lebih lanjut, struktur harga atau upah tenaga  kerja  menjadi  sangat  mahal  karena adanya  tekanan-tekanan  politik  dari  serikat buruh,  penetapan  upah  minimum  oleh pemerintah,  serta  adanya  aneka  penggajian yang lebih tinggi dari perusahaan-perusahaan multinasional.  Akibat  netto  dari  distorsi harga faktor produksi adalah terus meningkatnya  penggunaan  teknik  padat modal  khususnya  sektor-sektor  industri  di perkotaan.  Ditinjau  dari  sudut  kepentingan masyarakat atau perekonomian secara keseluruhan, hal tersebut jelas negatif karena biaya-biaya  sosial  penggunaan  modal  di bawah  kapasitas  terpasang  dan  rendahnya penyerapan  tenaga  kerja  menjadi  sangat tinggi.
Sebab yang ketiga  seperti yang dikemukakan  oleh  Todaro  (2000)  adalah hubungan  negatif  antara  investasi  dan penyerapan  tenaga  kerja  terjadi  karena adanya  akumulasi  modal  untuk  pembelian mesin  dan  peralatan  canggih  yang  tidak hanya  memboroskan  keuangan  domestik serta  devisa  tetapi  juga  menghambat   upaya- upaya dalam rangka menciptakan pertumbuhan penciptaan lapangan kerja baru. Hambatan  lainnya  yaitu  masih  kurangnya syarat-syarat  struktural,  institusional,  dan sikap-sikap  yang  diperlukan  (seperti  adanya pasar-pasar  komoditi  dan  pasar  uang  yang terintegrasi  dengan  baik,  tenaga  kerja  yang terdidik dan terlatih  dalam  hal  ini  kecakapan dan  perencanaan  manajemen  yang  baik, motivasi  untuk  berhasil,  dan  birokrasi
pemerintah  yang  efisien)  untuk  mengubah modal baru secara efektif dan efisien menjadi output  yang  lebih  besar  dan  penciptaan lapangan kerja baru.

## Penutup Kesimpulan
Berdasarkan  hasil  regresi  terhadap  tiga variabel  independen dengan menggunakan model  regresi  berganda,  maka  dapat  ditarik kesimpulan sebagai berikut:
1. Berdasarkan
regresi utama variabel independen, yaitu : PDRB (X1), tingkat upah riil  (X2),  investasi  riil  (X3)  secara  bersama- sama berpengaruh secara signifikan terhadap penyerapan  tenaga  kerja  di  DKI  Jakarta. Secara  parsial,  variabel  PDRB  (X1),  tingkat upah  riil  (X2)  dan  investasi  riil  (X3) berpengaruh  secara  signifikan  pada derajat  1 persen  terhadap  penyerapan  tenaga  kerja  di DKI  Jakarta.  Nilai  koefisien  menunjukkan bahwa apabila PDRB meningkat sebesar satu persen  maka  penyerapan  tenaga  kerja meningkat  1,23 persen.  Jika  upah  meningkat 1 persen maka akan menurunkan penyerapan tenaga  kerja  sebesar  0,20  persen.  Jika investasi  naik  sebesar  1  persen  maka  akan menurunkan penyerapan tenaga kerja sebesar 0,44 persen.. 2.  Berdasarkan pengujian asumsi klasik menunjukkan bahwa tidak terdapat
autokorelasi  antar  variabel,  tidak  terdapat heteroskedastisitas dan tidak terdapat multikolinearitas.

## Saran
Berdasarkan  pembahasan  dan  kesimpulan dapat  diajukan  beberapa  saran  untuk  mengatasi permasalahan  ketenagakerjaan  khususnya  di DKI Jakarta:
1. PDRB  memiliki  pengaruh  positif  dan signifikan  terhadap  penyerapan  tenaga  kerja di  DKI  Jakarta,  maka  pemerintah  daerah yang  selama  ini telah  mengupayakan  kinerja perekonomiannya diharapkan lebih mendorong  dan  memacu  lagi  pertumbuhan ekonomi  khususnya  pertumbuhan  di  setiap sektor.
2. Pemerintah  daerah  perlu  mengatasi  masalah pengupahan  sehingga  dapat  meningkatkan
kesejahteraan para pekerja tanpa mengorbankan kepentingan pengusaha. 3. Investasi  di  DKI  Jakarta  yang  memiliki pengaruh  yang  negatif  dan  signifikan terhadap penyerapan tenaga kerja mengindikasikan  bahwa  selama  ini  para cenderung  memberlakukan  system  padat modal bukan padat karya. Berdasar fenomena  ini  pemerintah  daerah  hendaknya lebih  selektif  dalam  memberikan  ijin  bagi investor terkait  dengan  kebutuhan  penyeraan tenaga kerja.

## Referensi
Aris  Ananta,  1990, Ekonomi  Sumber  Daya Manusia ,  Lembaga  Demografi  FEUI, Jakarta.
Chotib,  2000, Pengangguran  dan  Mobilitas Pekerjaan  di  Indonesia:  Kajian  Data SUPAS 1995 , Media Ekonomi Vol.6 No.1.
Crouch,  Robert  L,  1992, Macroeconomics, Harcourt  Brace  Jovanovich,  New  York, USA.
Dumairy,  1999, Perekonomian  Indonesia , Erlangga, Jakarta.
Dornbush, Rudiger, dkk. 2004. Makroekonomi: Terjemahan  Yusuf  Wibisono.      Mc  Graw Hill  New York
Greene,  William,  2003, Econometric  Analysis , Prentice Hall, New Jersey.
Gujarati,  Damodar,  2003, Basic  Econometric ,
Mc Graw Hill, New York.
Haryo Kuncoro dan Bambang Kustituanto. 1995. Netralitas  Perubahan Tekhnologi  Pada Sektor  Industri  Pengolahan  di  Indonsia. Jurnal Ekonomi  dan  Bisnis  Indonesia Volume 14 No. 1:9.
Hill, Hal, 1991, Indonesia Assesment , Canberra:Australia National University. Ignatia R. Sitanggang Dan Nachrowi D.Nachrowi, 2004, pada 9 Sektor Pengaruh Struktur Ekonomi pada Penyerapan Tenaga Kerja Sektoral: Analisis Model
Demometrik  di  30  Propinsi  di  Indonesia, Jurnal Pembangunan , Juli Vol.5, No 103- 133, FEUI, Jakarta.
Insukindro,  dan  Sulistyo,  1994, Panduan  Teori Makro  Ekonomi ,  Universitas  Terbuka:
Jakarta.
Bruce  E.  Kaufman,  Julie  L.  Hotchkiss,  2000,
The  Economic  of  Labour  Market ,  The Dryden Press, Georgia, AS.
Lipsey, dkk, 1997, Pengantar Mikro Ekonomi ,
Binarupa Aksara, Jakarta.
Maulidiyah,  dkk,  2005,  Analisis  Pengaruh Kesempatan Kerja, Tingkat Beban/Tanggungan Dan Pendidikan Terhadap Pengangguran Di Propinsi Dati I Jawa Tengah, Jurnal Ekonomi Pembangunan , FE UMS, Surakarta. Maulidiyah & Nuning, 2000, Fenomena Kesempatan  Kerja  di  Kabupaten Boyolali Ditinjau Dari Sektor Industri Kecil, Jurnal Ekonomi Pembangunan , FE UMS, Surakarta. Payaman, Simanjuntak, 2001, Pengantar Ekonomi Sumber Daya Manusia , LPFEUI, Jakarta. Sadono  Sukirno,  1996, Pengantar  Teori Makroekonomi, Raja  Grafindo  Persada,
Jakarta.
Samuelson  &  Nordhaus,  1994, Ekonomi , Erlangga, Jakarta.
Sri  Indah  Nikensari,  2003,  Dampak  Struktural Dari  Pertumbuhan  Sektor  Industri  dan Perdagangan Terhadap Penyerapan Tenaga
Kerja  di Indonesia: Proyeksi  Tahun  2003- 2007, Jurnal Ekonomi dan Pembangunan Indonesia , FEUI, Jakarta.
Sri  Rahayu,  2005, Modul  Pelatihan  EVIEWS 4.1, UPKFE  Universitas  Diponegoro, Semarang.
Squire, Lyn. 1992. Kebijaksanaan Kesempatan Kerja  di  Negara-negara  Sedang Berkembang . Jakarta: UI Press.
Sudarsono,  1998. Ekonomi  Sumber  Daya
Manusia . Universitas Terbuka: Jakarta. Todaro, Michael, 2001, Pembangunan Ekonomi Dunia Ketiga , Erlangga, Jakarta.