KAUSALITAS GRANGER PDRB TERHADAP KESEMPATAN KERJA DI PROVINSI DATI I JAWA TENGAH

Transkripsi

1 Jurnal Ekonoi Pebangunan Vol. 8, No. 2, Deseber 2007, hal KAUSALITAS GRANGER PDRB TERHADAP KESEMPATAN KERJA DI PROVINSI DATI I JAWA TENGAH Daryono Soebagiyo Fakultas Ekonoi Universitas Muhaadiyah Surakarta E-ail: dsoebagyo@yahoo.co ABSTRACT This research conducted to know the relation of causality between Regional Gross Doestic Products (PDRB) and level of eployent. Research ethod which applied is Granger causality test. Then to get estiation result, done testing stationerity, integration degree testing by using ADF (Augented Dickey Fuller), and testing cointegration by using ADF. Data in the research is tie series data fro year 1979 up to Analysis result gives conclusion that found unidirectional causality relation fro Regional Gross Doestic Product (PDRB) to eployent level. Keywords: PDRB, eployent, granger causality PENDAHULUAN Pertubuhan ekonoi yang tinggi dan proses pebangunan berkelanjutan erupakan kondisi utaa bagi kelangsungan perkebangan ekonoi daerah. Julah penduduk yang terus bertabah eiliki iplikasi kebutuhan ekonoi asyarakat juga bertabah. Oleh sebab itu dibutuhkan penabahan pendapatan setiap tahunnya. Hal ini hanya bisa didapat elalui peningkatan output agregat (barang dan jasa) atau Produk Doestik Bruto (PDB) setiap tahun. Di dala pengertian ekonoi akro, pertubuhan ekonoi adalah penabahan PDB yang berarti juga penabahan Pendapatan Nasional (Tabunan, 2001: 38). Perkebangan Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) di Jawa Tengah dari tahun 1979 sapai 2004 terus engalai kenaikan. Pada tahun 1979 besarnya PDRB adalah Rp dan terus eningkat, hingga pada tahun 2002 PDRB encapai Rp yang berarti terjadi kenaikan sebesar Rp dibanding tahun Tingkat PDRB tertinggi dicapai pada tahun 2004 yaitu sebesar Rp Kenaikan tersebut beralasan engingat kondisi ekonoi pada tahun tersebut engalai perbaikan di berbagai sektor. Sedangkan dari gabaran julah penduduk Propinsi Dati I Jawa Tengah berdasarkan Survei Sosial Ekonoi Nasional (SUSENAS), pada tahun 2000 tercatat sebesar 30,78 juta jiwa atau sekitar 1 dari total penduduk Indonesia, dan enepati urutan ketiga dari seluruh propinsi di pulau Jawa. Julah penduduk Jawa Tengah di tahun 2001 engalai peningkatan hingga encapai 31,73 juta jiwa. Sejalan peningkatan julah penduduk, uncul tenaga kerja

2 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 179 terapil, sungguhpun belu bisa enggunakan ketrapilannya. Padahal ereka erupakan potensi SDM yang sangat dibutuhkan dala proses pebangunan guna enyongsong era globalisasi. Hasil SUSENAS juga eperlihatkan bahwa total tenaga kerja di Jawa Tengah tahun 2000 encapai 14,49 juta jiwa atau turun sebesar 0,51 % dibandingkan tahun sebelunya. Kebutuhan SDM potensial engakibatkan peningkatan produktivitas bila dibarengi dengan peningkatan utu pendidikan yang eadai. SDM yang terdidik akin banyak pada usia kerja baik yang sudah bekerja atau belu bekerja di Jawa Tengah enurut SUSENAS tahun encapai jiwa, pendidikan tertinggi yang dicapai adalah taatan SD jiwa (Daryono, Chuzaiah, Setyowati; 2003). Dari latar belakang tersebut dapat diruuskan asalah penelitian ini yaitu enganalisis uji kausalitas Granger PDRB terhadap kesepatan kerja di Provinsi Dati I Jawa Tengah dengan data runtut waktu (tie series) dari tahun 1979 sapai dengan tahun LANDASAN TEORI Pengertian Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) Keberhasilan pebangunan ekonoi daerah baik yang dilakukan oleh peerintah aupun asyarakat swasta dala rangka peningkatan kesejahteraan penduduknya dapat dinilai dari besarnya tingkat pertubuhan Produk Doestik Regional Bruto (PDRB). Produk Doestik Regional Bruto adalah nilai dari seluruh produksi nilai barang dan jasa yang dihasilkan oleh berbagai aktivitas ekonoi dala suatu daerah, dala kurun waktu tertentu, biasanya tiap tahun. PDRB erupakan suatu indikator yang penting untuk engetahui tingkat keberhasilan pebangunan daerah yang telah dilaksanakan dan sekaligus berguna untuk enentukan arah pebangunannya di asa yang akan datang. PDRB juga secara tidak langsung erupakan salah satu indikator yang dapat digunakan untuk enilai keapuan daerah dala engelola suber daya ala yang diilikinya. PDRB pada hakekatnya engabarkan tingkat kegiatan perekonoian suatu daerah, baik yang dilakukan oleh asyarakat, swasta, aupun peerintah dala suatu periode tertentu, eliputi seluruh hasil produksi atau output yang diciptakan oleh suatu daerah. Sehingga PDRB secara tidak langsung dapat digunakan sebagai indikator dala enilai hasil kegiatan pebangunan ekonoi daerah secara keseluruhan (Daryono, 1994: 19-20) Pertubuhan ekonoi daerah dari tahun ke tahun dapat dilihat elalui besaran PDRB baik berdasarkan harga berlaku aupun berdasarkan harga konstan. PDRB atas dasar harga berlaku enggabarkan nilai tabah dan barang dan jasa yang enggunakan harga pada setiap tahun, sedangkan PDRB atas dasar harga konstan enunjukkan nilai tabah barang dan jasa yang dihitung enggunakan harga pada tahun tertentu sebagai dasar, yang enunjukkan pertubuhan ekonoi daerah secara riil, karena telah dikurangi atau diperhitungkan faktor inflasi.

3 180 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 Y Y=f(N) A B C N Keterangan: Y adalah julah output N adalah penduduk Gabar 1. Penduduk sebagai Beban dan Modal Pebangunan Peningkatan Produk Doestik Regional Bruto secara langsung epengaruhi peningkatan pertubuhan ekonoi suatu negara atau suatu daerah yang diwujudkan dala suatu kegiatan pebangunan. Dengan adanya kegiatan pebangunan yang erupakan kegiatan ekonoi suatu daerah atau negara, akan ebawa harapan baru bagi penduduknya yang diwujudkan dala peningkatan penyerapan tenaga kerja. Dala pebahasan lebih endala hal ini terkait dengan teori penduduk optial. Konsep penduduk optial pertaa kali diperkenalkan oleh John Stuart Mill, sungguhpun Mill sadar bahwa julah optial hanya dapat tercapai dala suatu asyarakat yang warganya dapat diatur secara paksa. Hubungan antara julah penduduk optial adalah julah penduduk yang enghasilkan produksi perkapita yang tinggi. Julah tersebut dikatakan optial dala arti tidak ada perubahan baik dala julah dan utu suber daya yang tidak dapat diperbaharui aupun tersedianya odal fisik. Pengertian produksi tersebut tidak harus terbatas pada baju atau obil, pendidikan, kebersihan lingkungan, tetapi dapat pula encakup kooditas barang yang diproduksi. Penduduk dala Teori Ekonoi Perhatian ekono pada variabel kependudukan tidak pernah putus, walaupun tingkatnya berfluktuasi dan perhatian itupun sering terbatas pada variabel ketenagakerjaan. Pada odel Klasik variabel pekerja epunyai peranan yang penting dala pertubuhan ekonoi. Perhatian ini berlangsung terus sapai zaannya Keynes. Pada asa Keynes, eployent asih enjadi salah satu perhatian utaa analisis ekonoi. Keynes asih enganggap penting segi penawaran. Keynes ebahas segi perintaan (bukan penawaran) secara endala karena segi penawaran telah dibahas dengan endala oleh para ekono saat itu. Lebih lanjut; Keynes berpendapat bahwa segi perintaan tersebut terutaa aat penting untuk asyarakat kaya dala studi ini analisis Keynes endapat porsi relatif lebih besar. Peberian porsi ini diaksudkan untuk enjernihkan penafsiran teori Keynes

4 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 181 seperti yang tertulis dala General Theory of Eployent, Interest and Money. Variabel kependudukan dala teori Keynes yang disederhanakan enjadi variabel ketenagakerjaan ulai uncul dala analisis lagi di tahun 1930-an Pada saat itu, di Aerika dan Inggris terjadi krisis eployent. Banyak orang yang ingin bekerja tetapi tidak endapatkan pekerjaan, pada hal ereka sebenarnya apu bekerja. Persediaan barang dan jasa aat sedikit, walaupun sebenarnya orang apu enghasilkannya. Mekanise pasar telah engakibatkan tak satupun pihak yang erasa diuntungkan untuk ulai berproduksi, hal itu disebut paradoks poverty in the idst of plenty Keudian Hicks dan Hansen encoba enafsiri teori Keynes dala baju IS-LM. Di sini pasar pekerja hilang dari analisis. Mulai saat itu pasar analisis ekono (khususnya ekonoi akro) kehilangan inat pada asalah kependudukan. Kerangka IS-LM sepat endoinasi buku teks Ekono akro hingga awal dasawarsa tujuh puluhan. Masalah kependudukan seakan-akan bukan lagi bidang yang perlu ditekuni oleh ekono. Ketika ekono negara aju ulai tertarik pada perekonoian negara berkebang (waktu itu disebut under-developed countries) asalah kependudukan kebali uncul dala analisis ekonoi. Pada dasawarsa lia puluhan julah penduduk erupakan suatu topik baru bagi para ekono yang enspesialisasi pada kasus negara berkebang. Muncul ata kuliah econoics for under-developend countries; untuk ebedakan dari ekonoi ikro yang berorientasi pada kesejahteraan pada asyarakat kaya. Naa ata kuliah ini keudian direvisi dan enjadi bentuk yang kita kenal dengan developent econoics. Sejak pertengahan dasawarsa ena puluhan, dan akin kuat sejak dasawarsa tujuh puluhan; perhatian bergeser dari julah ke utu penduduk. Di Indonesia asalah kualitas penduduk akhir-akhir ini akin banyak endapat perhatian. Indonesia enginginkan engubah julah penduduk dari beban enjadi odal pebangunan. Hubungan antara Pertubuhan Ekonoi dan Tingkat Kesepatan Kerja Besarnya tingkat kesepatan kerja dari suatu wilayah atau negara tertentu akan sangat tergantung pada faktor sosial ekonoi dari wilayah atau negara tersebut, faktor-faktor tersebut antara lain tingkat pertubuhan ekonoi, julah penduduk dan tingkat kesepatan kerja Menurut pendekatan Gainful Worker, beranggapan bahwa dala perekonoian suatu negara atau daerah, tingkat keberhasilan yang dicapai dapat diukur elalui luasnya kesepatan kerja yang dapat diciptakan atau dapat dihitung dari julah orang yang berhasil endapatkan pekerjaan. Pendekatan ini didasarkan pada kegiatan yang bisa dilakukan dala kurun waktu yang relatif panjang (isal 6 bulan atau 12 bulan) oleh seseorang dan yang eberikan pendapatan kepadanya Penelitian Terdahulu Penelitian yang ebahas tentang PDRB dan tingkat kesepatan kerja telah dilakukan oleh peneliti luar negeri aupun peneliti di Indonesia sendiri. Sehingga penelitian ini bukan satu-satunya yang engupas tentang asalah PDRB terhadap tingkat kesepatan kerja. Sugiyono (2005) dala penelitiannya engenai Analisis Kausalitas antar PDRB dan Tingkat Pengerjaan di Jawa Tengah

5 182 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 Tahun 1978 sapai 2003, enggunakan alat analisis Uji Kausalitas Granger. Hasil penelitian ebuktikan bahwa Produk Doestik Bruto epengaruhi tingkat pengerjaan di Jawa Tengah pada α = 0,10. Kusuawati (1998) dala penelitiannya engenai Pengaruh Pertubuhan Ekonoi terhadap Kesepatan Kerja di Jawa Tengah 1976 sapai 1996, enggunakan alat analisis regresi linear berganda. Hasil analisis yang diperoleh dala penelitian ini adalah variabel produk doestik regional bruto (PDRB) epengaruhi kesepatan kerja di Jawa Tengah pada α = 0,05. Daryono Soebagiyo et. al (2005), eneliti tentang Analisis pengaruh Kesepatan Kerja, Tingkat Beban/Tanggungan dan Pendidikan Terhadap Pengangguran di Propinsi Dati I Jawa Tengah Dala analisisnya, diperoleh hasil bahwa seakin tinggi tingkat pendidikan seseorang, hubungannya dengan rasio beban tanggungan tidak eiliki pengaruh terhadap tingkat pengangguran baik untuk jangka pendek aupun jangka panjang. Sedang unuk pengangguran asa lalu tidak eiliki pengaruh signifikan terhadap pengangguran saat ini. METODE PENELITIAN Jenis dan Suber Data Data yang digunakan adalah data sekunder. Berbentuk data tie series dala rentang waktu 25 tahun, dari tahun 1979 sapai Data sekunder yang dikupulkan eliputi data PDRB dan tingkat kesepatan kerja, dari Publikasi Badan Pusat Statistik (BPS) Jawa Tengah. Definisi Operasional Variabel Variabel yang digunakan dala uji Kausalitas Granger adalah: a. Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) PDRB adalah nilai akhir barang dan jasa yang diproduksi dala asyarakat selaa satu periode tertentu, biasanya satu tahun. Variabel ini diukur dala satuan jutaan rupiah pertahun (Sukirno, 2002 : 10). b. Tingkat Kesepatan Kerja Tingkat Kesepatan Kerja adalah banyaknya pencari kerja yang ditepatkan enurut lapangan usaha di Jawa Tengah. Variabel ini diukur dala julah orang pertaa. Metode Analisis Data Untuk enguji secara epirik hipotesis ini enggunakan analisis Kausalitas Granger antara dua variabel. Uji Kausalitas Granger erupakan sebuah etode untuk engetahui di ana suatu variabel dependen (variabel tidak bebas) dapat dipengaruhi oleh variabel lain (variabel independen) dan di sisi lain variabel independen tersebut dapat enepati posisi dependen variabel. Hubungan seperti ini disebut hubungan kausal atau tibal balik. Maka variabel Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) dan tingkat kesepatan kerja diforulasikan di bawah ini Xt = = Yt = = α i X t-i + i 1 j= λ i X t-i + i 1 j= 1 1 β j Y t-j + U t1 δ j Y t-j + U t2 Keterangan: Xt = PDRB Provinsi Jawa Tengah (dala jutaan rupiah)

6 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 183 Yt = Kesepatan kerja Jawa Tengah (dala orang) = Julah lag U t1,u t2 = Variabel pengganggu α,β,λ,δ = Koefisien asing-asing variabel diasusikan bahwa gangguan u t1 dan u t2 tidak berkorelasi Pada data urut (tie series) sering terjadi hubungan korelasi yang langsung (spurious) karena asalah data yang tidak stasioner dan tidak terkointegrasi. Oleh karena itu tahapan uu dala uji Kausalitas Granger adalah (Gujarati, Basic Econoetrics) 1. Uji Stasioneritas terhadap dua variabel (PDRB dan Tingkat Kesepatan Kerja) dengan enggunakan uji unit root Dickey Fuller. 2. Apabila ternyata kedua variabel stasioner aka dilanjutkan ke uji Kausalitas Granger pada data asli. Apabila salah satu kedua variabel tidak stasioner, aka akan dilakukan pengujian untuk engetahui apakah kedua variabel terkointegrasi ataukah tidak. 3. Apabila ternyata kedua variabel terkointegrasi, aka akan dilakukan uji Kausalitas Granger pada data asli. Apabila tidak terkointegrasi, data yang tidak stasioner akan distasionerkan dengan pebedaan (differencing) baru keudian dilakukan uji Kausalitas Granger pada data yang stasioner. Langkah-langkah pengujian pada penelitian ini: 1. Uji Stasioner Uji stasioner bertujuan untuk engetahui apakah data stasioner dapat langsung diestiasi ataukah tidak stasioner karena engandung unsur trend (rando walk) yang perlu dilakukan penanganan tertentu yaitu dengan jalan ebedakan. Jika sebagaiana uunya data tidak stasioner, aka proses differencing harus dilakukan beberapa kali sehingga tercapai data yang stasioner. Suatu data urut waktu dikatakan stasioner apabila eenuhi syarat-syarat sebagai berikut (Gujarati, 2003 : 797): Rata-rata : E (Y t ) = μ (rata-rata konstan) Variance : Var (Y t ) = E (Y t μ) 2 = σ 2 Covariance : K = E [(Y t μ) (Y t + K μ)] atau covarian antara dua periode bergantung pada jarak waktu antara dua periode waktu tersebut dan tidak tergantung pada waktu diana covarian dihitung. Data urut waktu yang stasioner pada dasarnya ada gerakan yang sisteatis, artinya perkebangan nilai variabel disebabkan faktor rando yang stokastik. Terdapat beberapa etode untuk enguji stasioneritas, yang populer adalah uji unit root Dickey Fuller (DF) dan Augented Dickey Fuller (ADF). Untuk uji Dickey Fuller (DF) dilakukan dengan tiga alternatif odel seperti berikut ini (Gujarati, 1995 : 720): 1. ΔY t = δy t-1 + U t..(1) atau 2. ΔY t = β 1 + δy t-1 + U t atau..(2) atau 3. ΔY t = β 1 + β 2 δy t-1 + U t..(3) Sedangkan uji Augented Dickey Fuller (ADF) yang erupkan perluasan dari uji DF eiliki tiga alternatif odel sebagai berikut:

7 184 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber ΔY t = δy t-1 + α i Σ = i 1 atau 2. ΔY t = β 1 + δy t-1 + α i Σ = atau ΔY t-i + U t i 1 3. ΔY t = β 1 + β 2t δy t-1 + α i Σ =..(1) ΔY t-i + U t.(2) i 1 ΔY t-i + U t..(3) Untuk engetahui data stasioner atau tidak dapat dilihat dengan ebandingkan antara nilai statistik DF atau ADF dengan nilai koefisiennya. Jika nilai absolut statistik DF atau ADF lebih besar dari nilai koefisiennya aka data enunjukkan stasioneritas dan jika sebaliknya aka data tidak stasioner. 2. Uji Kointegrasi Dua atau lebih variabel urut waktu dikatakan terkointegrasi apabila asing-asing variabel tersebut eiliki pola trend yang saa sehingga ketika variabel-variabel tersebut diregresi, trend di dala asing-asing variabel enjadi saling enghilangkan (Utoo, 2000: 59). Untuk enguji apabila PDRB dan tingkat kesepatan kerja erupakan variabel yang terkointegrasi digunakan uji Engle Granger (EG) dan uji Augented Engle Granger (AEG). Uji EG dan AEG dilakukan dengan cara sebagai berikut: a. Meregres PDRB t = β 1 + β 2 TP t + Û t, selanjutnya enghitung Û t dengan forula Û t = PDRB t β 1 β 2 TP t b. Keudian dilakukan uji stasioner pada Û t, pada uji EG, stasioner Û t, diuji dengan Dickey Fuller dengan forulasi: ΔÛ t = δû t-1 + t Sedangkan pada uji AEG, stasioner Û t diuji dengan uji Augented Dickey Fuller dengan forulasi: ΔÛ t = δû t-1 + αδû t-1 + t Apabila Û stasioner (δ 0) berarti PDRB dan KK erupakan dua variabel urut waktu yang berintegrasi, uji baru ADF pada Û t akan dilakukan apabila pada uji DF Û t tidak stasioner. Uji kointegrasi adalah uji yang digunakan untuk engetahui hubungan yang stabil dala jangka panjang. Apabila tidak terdapat kointegrasi antara variabel aka tidak terdapat keterkaitan hubungan dala jangka panjang. 3. Uji Derajat Kointegrasi Merupakan analisis yang dilakukan karena data belu encapai stasioneritas aupun belu terkointegrasi aka perlu dilakukan pada uji Derajat Integrasi untuk penstasioneran data agar diperoleh hasil regresi yang tidak langsung. Penstasioneran data PDRB dan tingkat kesepatan kerja dilakukan dengan elakukan uji DF aupun uji ADF pada perbedaan tingkat satu atau derajat integrasi satu (first difference) 4. Uji Kausalitas Granger Uji Kausalitas Granger pada dasarnya engasusikan bahwa inforasi yang relevan untuk eprediksi variabel PDRB dan tingkat kesepatan kerja adalah hanya terdapat pada kedua data urut waktu dari kedua variabel tersebut. Diasusikan bahwa gangguan u t1 dan u t2 tidak berkorelasi

8 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 185 Hasil-hasil regresi kedua bentuk odel ini akan enghasilkan epat keungkinan engenai nilai koefisien-koefisien yaitu: 1. α i 0dan i= 1 j= 1 δ j = 0, aka terdapat kausalitas satu arah dari variabel kesepatan kerja terhadap variabel PDRB di Jawa Tengah. 2. α i = 0dan j= 1 j= 1 δ j 0, aka terdapat kausalitas satu arah dari variabel PDRB terhadap variabel kesepatan kerja di Jawa Tengah. 3. α i = 0dan δ j = 0, aka tidak i= 1 j= 1 terdapat kausalitas baik antara variabel PDRB terhadap kesepatan kerja aupun antara variabel kesepatan kerja terhadap variabel PDRB di Jawa Tengah. 4. α i 0dan i= 1 j= 1 δ j 0, aka terdapat kausalitas dua arah baik antara variabel PDRB terhadap kesepatan kerja aupun antara variabel kesepatan kerja terhadap variabel PDRB di Jawa Tengah. ANALISIS DAN PEMBAHASAN Perkebangan Produk Doestik Regional Bruto Perkebangan Produk Doestik Regional Bruto dari tahun 1979 sapai dengan tahun 2004 terus engalai peningkatan. Perkebangan terakhir pada tahun 2001 Produk Doestik Regional Bruto enunjukkan peningkatan sebesar 14,90%. Sedang tahun 2004 Produk Doestik Regional Bruto enunjukkan peningkatan sebesar 11,26%. Kenaikan tersebut cukup beralasan engingat kondisi ekonoi pada tahun tersebut engalai perbaikan berbagai sektor. Data perkebangan PDRB dan Kesepatan Kerja di Dati I Jawa Tengah dapat dilihat dala tabel 1. Tabel 1. Data PDRB dan Kesepatan Kerja Propinsi Dati I Jawa Tengah TAHUN PDRB (Harga Konstan) Dala Juta Rupiah KESEMPATAN KERJA Dala Orang , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , Suber: Kanwil BPS Propinsi Dati I Jawa Tengah

9 186 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 Perkebangan Tingkat Kesepatan Kerja Julah Kesepatan Kerja di Provinsi Dati I Jawa Tengah dari tahun 1979 sapai dengan tahun 2004 (lihat Tabel.1) engalai fluktuasi. Kenaikan tertinggi pada tahun 1982 sebesar 17,07%. Pada tahun 2001 terjadi penurunan hingga sebesar -4,,42%. Sedangkan tahun 2002 kesepatan kerja engalai peningkatan sebesar 0,59%. Tahun 2003 kesepatan kerja engalai penurunan sebesar 0,20%. Tetapi di tahun 2004 kesepatan kerja engalai kenaikan sebesar 2,67%. Hasil Analisis Data 1. Uji Stasioner Uji Stasioneritas digunakan untuk engetahui apakah data Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) dan Tingkat Kesepatan Kerja (KK) telah stasioner. Pengujian ini dilakukan untuk enghindari adanya hasil regresi langsung pada data yang tidak stasioner. Dala penelitian ini uji Stasioner enggunakan Augented Dickey Fuller (ADF). Berdasarkan tabel 2 dapat dilihat bahwa hasil pengolahan data dengan uji ADF enunjukkan variabel PDRB adalah stasioner. Stasioneritas variabel PDRB diperkuat pada odel uji terbaik yaitu pada uji yang epunyai nilai Akaike Inforation Criterion (AIC) iniu. Hal ini ditunjukkan pada odel III dengan nilai ADF lebih besar (3,337178) dibandingkan nilai kritis MacKinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (-3,277364), dengan nilai AIC iniu sebesar (32,98196). Berdasarkan tabel 3 dapat dilihat bahwa hasil pengolahan data dengan uji ADF enunjukkan variabel KK adalah tidak stasioner. Stasioneritas variabel KK diperkuat pada odel uji terbaik yaitu pada uji yang epunyai nilai Akaike Inforation Criterion (AIC) iniu. Hal ini ditunjukkan pada odel III dengan nilai ADF lebih kecil (-2,837492) dibandingkan nilai kritis ADF Model I AIC = 33,04599 ADF Model II AIC = 33,13283 ADF Model III AIC = 32,98196 Tabel 2. Hasil Uji ADF Variabel PDRB 3, , , , , , , , , , , ,277364

10 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 187 Tabel 3. Hasil Uji ADF Variabel KK ADF Model I AIC = 29, , , , , ADF Model II AIC = 29,35500 ADF Model III AIC = 29,31618 Suber : Data sekunder BPS Diolah -1, , , , , , , , MacKinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (-3,238054), dengan nilai AIC iniu sebesar (29,31618). 2. Uji Kointegrasi Dua atau lebih variabel urut waktu yang tidak stasioner dikatakan terkointegrasi apabila asing-asing variabel tersebut eiliki pola trend yang saa. Ketika hal ini terjadi aka, apabila variabel-variabel tersebut diregres, trend di dala asing-asing variabel akan enjadi saling enghilangkan. Hasil uji Kointegrasi variabel PDRB dan KK dengan ebandingkan AIC iniu yang dihitung dengan ruus sebagai berikut: 2 L 2K AIC = + T T diana: L = log likehood, K = banyaknya koefisien regresi kointegrasi, T = banyaknya data pada regresi kointegrasi, Hasil uji yang didapatkan adalah seperti yang dapat dilihat di tabel 4 dan 5. Berdasarkan tabel 4 tapak bahwa hasil uji kointegrasi dengan enggunakan uji ADF enunjukkan bahwa variabel PDRB dan KK terkointegrasi. Hal ini dapat dilihat dari nilai statistikl ADF yang lebih besar (-3,8885) dibandingkan nilai kritis Mac Kinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (-3,8030) dengan nilai AIC iniu sebesar (36,665991) yaitu terdapat pada odel III. Berdasarkan tabel 5 tapak bahwa hasil uji kointegrasi dengan enggunakan uji ADF enunjukkan variabel KK dan PDRB tidak terkointegasi. Hal ini dapat dilihat dari nilai statistik ADF yang lebih kecil (-0,3512) dibandingkan nilai kritis MacKinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (- 3,8030) dengan nilai AIC iniu sebesar (34,888583) terdapat di odel III.

11 188 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 Tabel 4. Hasil Analisis Kointegrasi PDRB dan KK ADF Model I AIC = 36, ADF Model II AIC = 36, ADF Model III AIC = 36, ,4759-4,3912-3,6019-3,2257-3,4759-4,3912-3,6019-3,2257-3,8885-5,0328-4,1996-3,8030 Suber : Data sekunder BPS diolah Tabel 5. Hasil Analisis Kointegrasi KK dan PDRB ADF Model I AIC = 35, ADF Model II AIC = 35, ADF Model III AIC = 34, ,1320-4,3912-3,6019-3,2257 1,1320-4,3912-3,6019-3,2257-0,3512-5,0328-4,1996-3,8030 Suber: Data sekunder BPS Diolah 3. Uji Derajat Integrasi Uji derajat integrasi perlu dilakukan untuk penstasioneran data agar diperoleh regresi yang tidak lancung. Penstasioneran data Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) dan Kesepatan Kerja (KK) dilakukan dengan elakukan uji ADF pada perbedaan tingkat satu atau derajat integrasi satu. Adapun hasil uji derajat integrasi variabel PDRB dan KK ditunjukkan oleh tabel 6 dan 7. Dari tabel 6 tapak bahwa hasil uji derajat integrasi dengan enggunakan uji ADF terhadap variabel PDRB enunjukkan bahwa variabel PDRB tidak stasioner. Dera-

12 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 189 Tabel 6. Hasil Uji ADF Variabel PDRB ADF Model I AIC = 33,29983 ADF Model II AIC = 33,34639 ADF Model III AIC = 33,04254 Suber: Data sekunder BPS diolah 3, , , , , , , , , , , , ADF Model I AIC = 29,10451 Tabel 7. Hasil Uji ADF Variabel KK -0, , , , ADF Model II AIC = 29,36353 ADF Model III AIC = 29,40220 Suber: Data sekunder Sekunder yang diolah -7, , , , , , , , jat integrasi variabel PDRB diperkuat pada odel uji terbaik yang epunyai nilai Akaike Inforation Criterion (AIC) iniu. Hal ini ditunjukkan di odel III dengan nilai ADF lebih kecil (-2,978640) dibandingkan nilai kritis MacKinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (-3,243079), dengan nilai AIC iniu sebesar (33,04254). Dari tabel 7 tapak bahwa hasil uji derajat integrasi dengan enggunakan uji ADF terhadap variabel KK enunjukkan bahwa variabel KK tidak stasioner. Derajat integrasi variabel KK diperkuat pada odel uji terbaik yaitu pada uji yang epunyai nilai Akaike Inforation criterion (AIC) iniu. Hal ini ditunjukkan di odel I dengan nilai ADF lebih kecil yaitu sebesar

13 190 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 (-0,969939) dibandingkan nilai kritis MacKinnon value pada derajat kepercayaan sebesar (-1,607830) dengan nilai AIC inu sebesar (29,10451). Uji Kausalitas Granger Uji Kausalitas Granger yaitu erupakan sebuah etode analisis untuk engetahui hubungan di ana di satu sisi suatu variabel dependen dapat dipengaruhi oleh variabel lain (variabel independen) dan di sisi lain varibel independen tersebut dapat enepati posisi variabel dependen. Hubungan seperti ini sering disebut sebagai hubungan kawal atau hubungan tibal balik. Berdasarkan tabel 8 dapat dilihat bahwa hasil siulasi olah data dengan prosedur langkah pentahapan -LAG 5, LAG 6, dan LAG 7 enunjukkan hubungan kausalitas satu arah yaitu Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) epengaruhi Kesepatan Kerja (KK). Hal ini ditunjukkan dari nilai probabilitas Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) epengaruhi Kesepatan Kerja (KK) lebih kecil dari α = 0,1. Penghitungan hasil siulasi olah data dala penelitian ini adalah; terdapat pola hubungan satu arah yaitu antara PDRB dan Kesepatan Kerja di Propinsi Dati I Jawa Tengah. Artinya, bahwa kesepatan kerja di Propinsi Dati I Jawa Tengah selaa hasil penelitian tidak enyebabkan peningkatan PDRB, tetapi justru sebaliknya eningkatnya PDRB akan dapat endorong penciptaan kesepatan Kerja. Tabel 8. Hasil Uji Kausalitas Granger Variabel PDRB dan KK Lag Null Hypothesis F-statistic Probability 1 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 2 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 3 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 4 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 5 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 6 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 7 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB 8 PDRB does not Granger Cause KK KK does not Granger Cause PDRB Suber: Data sekunder BPS diolah 0, , , , , , , , , , , , , , , ,8543 0, , , , , , , , , , , , , , , ,19817

14 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 191 SIMPULAN Sipulan hasil penelitian dengan uji kausalitas Granger tentang Produk Doestik Regional Bruto dan Kesepatan Kerja, ini adalah: Uji Stasioneritas Pada uji stasioneritas dengan enggunakan etode Augented Dickey Fuller (ADF) enunjukkan variabel PDRB stasioner, yang ditunjukkan oleh nilai t-statistik ADF PDRB sebesar 3, lebih besar dari nilai kritis MacKinnon sebesar -3, Sedangkan uji stasioner dengan enggunakan etode Augented Dickey Fuller (ADF) untuk variabel KK tersebut tidak stasioner. Hal ini ditunjukkan oleh nilai t-statistik ADF KK sebesar -2, lebih kecil dari nilai kritis MacKinnon sebesar -3, Uji Kointegrasi Hasil pengolahan data enggunakan uji kointegrasi Augented Dickey Fuller (ADF) enunjukkan bahwa variabel PDRB dan KK terkointegrasi. Ini dapat dilihat dari nilai t-statistik ADF PDRB dan KK yaitu -3,4759 lebih besar dari nilai kritis MacKinnon sebesar -3,2257. Uji Derajat Integrasi Dala uji derajat integrasi enggunakan uji ADF enunjukkan variabel PDRB dan KK tidak stasioner. Hal ini dilihat dari nilai t-statistik variabel PDRB sebesar -2, di bawah nilai kritis Mac Kinnon sebesar 3, dan nilai t- statistik variabel KK -0, di bawah nilai kritis MacKinnon sebesar -1, Uji Kausalitas Granger Berdasarkan analisis uji kausalitas Granger diketahui terdapat hubungan kausalitas satu arah yaitu Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) epengaruhi Kesepatan Kerja (KK). Hal ini ditunjukkan dari nilai probabilitas Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) epengaruhi Kesepatan Kerja (KK) lebih kecil dari α = 0,1. Dari sipulan penelitian yang dilakukan, dapat diberikan saran sebagai pertibangan bagi perencanaan pebangunan ekonoi daerah khususnya di Provinsi Dati I Jawa Tengah bahwa: 1. Peerintah Daerah kiranya dapat engupayakan dan enciptakan lapangan pekerjaan baru untuk dapat enabah tingkat kesepatan kerja. 2. Strategi kebijakan tingkat kesepatan kerja yang tertata dan selaras bagi daerah akan eberikan dapak positif untuk keberlanjutan pelaksanaan tujuan pebangunan ekonoi nasional. 3. Dilakukan suatu studi epiris lebih koprehensif dala usaha untuk eperkuat basis-basis perekonoian daerah dan nasional dengan enjadikan tingkat kesepatan kerja sebagai suatu tolok ukur penting untuk dipertibangkan bagi salah satu keberhasilan arah kestabilan ekonoi daerah dan nasional. DAFTAR PUSTAKA Arief Sritua, 1987, Metode Penelitian Ekonoi: Jakarta: Lebaga penerbitan Universitas Indonesia. Arrow Kenneth. J, Michael. D. Intriligator, 1989, Handbook of Developent Eco-

15 192 Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol. 8, No. 2, Deseber 2007 noics, Volue I, North-Holland: Elsevier Science Publishers. B.Hirawan Susijati, 1992, Pebiayaan Pebangunan Daerah, dala Prospek Ekonoi Indonesia Jangka Pendek Suber Pebiayaan Pebangunan, Jakarta: FE-UI dan Graedia Pustaka Utaa. Badan Pusat Statistik, beberapa tahun penerbitan, Jawa Tengah dala Angka. Jawa Tengah: BPS. Badan Pusat Statistik, beberapa tahun penerbitan, Statistik Indonesia, Jakarta: BPS. Badan Pusat Statistik, beberapa tahun penerbitan, Statistik Jawa Tengah dala Angka, Jawa Tengah: BPS. Bank Indonesia, Indonesian Financial Statistics, Jakarta: BI. Blanchard Oliver Jean and Stanley Fischer, 1989, Lecturer on Macroeconoic, Cabridge, Massachusetts, USA: The MIT Press. BR. Arfida, 2003, Ekonoi Suber Daya Manusia, Jakarta: Ghalia Indonesia. Branson Willia.H, 1989, Macroeconoics Theory and Policy, Third Edition, New York: Harper Collins Publishers Inc. Chenary Hollis et.al, 1989, Industrialization and Growth, Washington: World Bank. Chenary Hollis, T.N. Srinivasan, 1989, Handbook of Developent Econoics, Volue II, North-Holland: Elsevier Science Publishers. Daryanto Agus, 2001, Analisis Struktural Kesepatan Kerja di Indonesia: Sebelu dan Setelah Krisis Moneter, Jurnal Falsafah Sains Progra Pasca Sarjana/S3 IPB, Juni 2001, Bogor. Djajanegara Siti Oeijati dan Aris Ananta, 1986, Mutu Modal Manusia, Jakarta: Lebaga Deografi FE-UI, Fergus Dwiantini Joyodipuro, Diah Widyawati, 1994, Tenaga Kerja dala Pebangunan Berkelanjutan, Jakarta: Lebaga Deografi FE-UI. Gujarati, Daodar, 1997, Dasar Ekonoetrika, Jakarta: Penerbit Erlangga. Gujarati, Daodar, 2003, Basic Econoetrics, Fourth Edition, New York: Mc Graw-Hill. Ikhsan Mohaad, 2005, Industri Manufaktur, Pertubuhan Ekonoi dan Penyerapan Tenaga Kerja, Sidang leno ISEI XI, Jakarta. Indrawati Sarastika, Daryono Soebagiyo, 2007, Analisis Uji Kausalitas Peneriaan Pajak dan Pengeluaran Peerintah di Kota Surakarta dengan Menggunakan Motode Granger Tahun , Jurnal Ekonoi Pebangunan, Vol.7, No.2 Deseber 2006, Balai Penelitian dan Pengebangan Ekonoi FE-UMS Kopas Harian Uu, beberapa penerbitan, Kopas, Jakarta Meier Gerald.M,1989, Leading Issues in Econoics Developent, Fifth Edition, New York: Oxford University Press. Pindyck.R.S and D.L.Rubinfeld, Econoetric Models and Econoetric Forecasts, 4th.ed, New York: McGraw- Hill. Republik Indonesia, beberapa tahun penerbitan, Nota Keuangan dan RAPBN, Jakarta: Republik Indonesia.

16 Daryono Soebagiyo Kausalitas Granger PDRB terhadap. 193 Sauelson, Nordhaus, 2005, Econoics, Eighteenth Edition, New York: Mc Graw-Hill. Sianjuntak, Payaan J Pebangunan Ekonoi Suberdaya Manusia. Jakarta: BPFE UI. Siregar, Arifin M Suberdaya Manusia, Kesepatan Kerja dan Pebangunan Ekonoi. Jakarta: FE UI. Soebagiyo, Daryono, 1994, Analisis Hubungan Keuangan Pusat-Daerah terhadap Perkebangan Perekonoian Daerah di Indonesia, Tesis Magister in Econoics Pascasarjana Universitas Indonesia, Tidak Dipublikasikan, Jakarta: Fakultas Pascasarjana Bidang Ilu Ekonoi Universitas Indonesia. Soebagiyo Daryono, Chuzaiah, Eni.S, 2003, Analisis Huan Capital Propinsi Dati I Jawa Tengah, Tidak Dipublikasikan, Surakarta: Penelitian Pusat Studi Kependudukan Lelit UMS. Soebagiyo Daryono, Maulidyah, Chuzaiah, 2005, Analisis Pengaruh Kesepatan Kerja Tingkat Beban/Tanggungan dan Pendidikan terhadap Penganggguran di Propinsi Dati I Jawa Tengah, Tidak Dipublikasikan, Surakarta: Pusat Studi Kependudukan, Lelit UMS, Sukirno, Sadono Makro Ekonoika Modern. Jakarta: PT. Raja Grafindo Persada. Susanti Hera, Moh.Ikhsan, Widayanti, 1995, Indikator indikator Makroekonoi, Lebaga Penerbit FE-UI dan LPEM FE-UI, Jakarta Swasono, Yudo dan Endang Sulistyaningsih Metode Perencanaan Tenaga Kerja Tingkat Nasional, Regional dan Perusahaan. Yogyakarta: BPFE UGM. Tabunan Tulus TH, 2001, Perekonoian Indonesia, Jakarta: Ghalia Indonesia. Tea, 2000, Dasar dasar Deografi, Jakarta: BPFE-UI. Tjiptoherijanto Prijono, 2004, Jainnan Sosial Tenaga Kerja di Indonesia, Jurnal JSI Volue 9.1 Jakarta: Universitas Indonesia. Todaro Michael.P,1989, Econoics Developent in Tne Third World, Fourth Edition, New York: Longan Group Ltd. Widodo Suseno Triyanto, 1990, Indikator Ekonoi; Dasar perhitungan Perekonoian Indonesia, Jogjakarta: Penerbit Kanisius. World Bank, , World Bank Population Publication, Washington DC. USA: World Bank. Yudoko, 2007, Analisis Kausalitas antara Produk Doestik Regional Bruto (PDRB) dan Tingkat Kesepatan Kerja, Skripsi S1 Tidak Dipublikasikan, FE-UMS Zellner, A., 1971, In Introduction to Bayesian Inference in Econoetrics, New York: John Wiley & Sons.