V. FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI PERMINTAAN DAN PENAWARAN BERAS DI INDONESIA 5.1. Hasil Estimasi Model Hasil estimasi model dalam penelitian ini ditunjukkan secara lengkap pada Lampiran 4 sampai Lampiran 10, dapat dijelaskan bahwa secara umum variabel penjelas yang dimasukkan ke dalam persamaan struktural mempunyai besaran dan tanda parameter estimasi yang sesuai dengan harapan dari sudut pandang teori ekonomi. Kriteria-kriteria statistika yang umum digunakan dalam mengevaluasi hasil estimasi model cukup menyakinkan. Nilai koefisien determinasi (R 2 ) dari masing-masing persamaan struktural berkisar antara 0.26 sampai 0.96. Sebagian besar persamaan memilik nilai R 2 di atas 0.7 dan hanya persamaan jumlah impor beras Indonesia (JIMB) yang memiliki nilai R 2 di bawah 0.5. Berdasarkan nilai R 2 tersebut menunjukan bahwa secara umum variabel endogen dapat dijelaskan dengan baik oleh variabel-variabel eksogen dalam persamaan struktural. Berdasarkan P-value uji F yang berkisar antara 0.0001 sampai 0.1970, yang berarti variabel eksogen dalam setiap persamaan struktural dapat menjelaskan dengan baik variabel endogennya pada taraf α = 0.01 sampai 0.20. Berdasarkan hasil uji statistik durbin-w (dw) didapatkan nilai sebesar 0.542 dan hasil uji statistik durbin-h (dh) didapatkan kisaran nilai -1.90 sampai 1.80. Dari hasil tersebut diperoleh empat persamaan yang tidak mengalami masalah serial korelasi, juga terdapat dua persamaan yang tidak terdeteksi serial korelasinya yaitu persamaan jumlah impor beras Indonesia (JIMB) dan permintaan beras (QDBR). Selain itu terdapat satu persamaan mengalami masalah serial korelasi yaitu harga riil beras Indonesia (HRBER). Menurut Pindyck dan Rubinfeld (1991), masalah serial korelasi mengurangi efisiensi estimasi parameter dan serial
korelasi tidak menimbulkan bias parameter regresi, maka hasil dalam estimasi model dalam penelitian ini cukup representatif dalam menggambarkan fenomena ekonomi beras di Indonesia. P-value uji t, digunakan untuk menguji masing-masing variabel eksogen dalam penelitian ini apakah berpengaruh nyata terhadap variabel endogen. Hasil P-value uji t yang diperoleh menunjukan bahwa sebanyak 43.75 persen variabel eksogen yang tidak berpengaruh nyata terhadap variabel endogennya pada taraf α = 0.20. Adapun variabel eksogen yang berpengaruh nyata sebanyak 56.25 persen. 5.1.1. Luas Areal Panen Padi Hasil estimasi parameter persamaan luas areal panen padi secara lengkap disajikan pada Lampiran 4. Adapun secara ringkas, terlihat pada Tabel 13 sebagai berikut : Tabel 13. Hasil Estimasi Persamaan Luas Areal Panen Padi Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept 1036.86200 0.23660 Intercept HRGTP 21.12838 0.03 0.30 0.30220 Harga Riil Gabah Tingkat Petani HRJTP -20.29070-0.03-0.28 0.31795 Harga Riil Jagung Tingkat Petani TKU 0.00699 0.02 0.22 0.17735 Total Kredit Usahatani LHRPUK -7.89445-0.01-0.10 0.31190 Harga Riil Pupuk Urea t-1 CRAH 0.07094 0.01 0.13 0.35000 Curah Hujan LLAP 0.89247 0.00005 Luas Areal Panen Padi t-1 R-Square 0.90731 Pr > F 0.00010 Durbin-h stat -1.900576 Sumber : Data diolah (2011) Berdasarkan Tabel 13 dapat diketahui bahwa variabel yang secara nyata mempengaruhi luas areal panen padi pada taraf α = 0.05 adalah luas areal panen padi t-1 (LLAP), sedangkan total kredit usahatani berpengaruh nyata pada taraf α = 0.20 Adapun variabel yang tidak berpengaruh nyata adalah harga riil gabah 56
tingkat petani, harga riil jagung tingkat petani, harga riil pupuk urea t-1, dan curah hujan. Hal ini berarti harga input maupun output bukan merupakan faktor utama untuk mendorong peningkatan luas areal panen padi. total kredit usahatani berpengaruh positif sebesar 0.00699. Artinya peningkatan total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal panen padi akan bertambah sebesar 6,99 hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan total kredit usahatani sebesar satu juta rupiah maka luas areal panen padi akan menurun sebesar 6,99 hektar, ceteris paribus. Respon luas areal panen padi terhadap total kredit usahatani inelastis untuk jangka pendek (0.02) dan jangka panjang (0.22). Hal ini berarti kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya akan meningkatkan luas areal panen padi sebesar 0.02 persen untuk jangka pendek dan 0.22 persen untuk jangka panjang. luas areal panen padi t-1 berpengaruh nyata terhadap luas areal panen padi. Artinya luas areal panen padi pada tahun sebelumnya mempengaruhi besarnya luas areal panen padi yang digunakan petani pada masa sekarang. Hal ini berarti luas areal panen padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi, karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.2. Produktivitas Padi Hasil estimasi persamaan produktivitas padi secara lengkap disajikan pada Lampiran 5. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 14 sebagai berikut : 57
Tabel 14. Hasil Estimasi Persamaan Produktivitas Padi Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept 0.738218 0.01680 Intercept HRGTP 0.004071 0.02 0.09 0.19120 Harga Riil Gabah Tingkat Petani STPPUK 0.000180 0.00 0.00 0.46335 Perubahan Penggunaan Pupuk Urea LAI 0.000009 0.01 0.04 0.40495 Luas Areal Irigasi Sawah TKU 0.000002 0.01 0.07 0.10165 Total Kredit Usahatani LPRDV 0.812015 0.00005 Produktivitas Padi t-1 R-Square 0.963680 Pr > F 0.00010 Durbin-h stat 0.635044 Sumber : Data diolah (2011) Jika dilihat pada Tabel 14 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas padi pada taraf α = 0.05 adalah produktivitas padi t-1 sedangkan total kredit usahatani dan harga riil gabah tingkat petani berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15 dan α = 0.20. Sementara variabel perubahaan penggunaan pupuk urea dan luas areal irigasi tidak berpengaruh nyata terhadap produktivitas padi. yang tidak berpengaruh nyata tersebut hanya menyebabkan perubahan yang kecil dibandingkan dengan variabel eksogen yang berpengaruh secara nyata. Hal tersebut menunjukkan bahwa perubahaan penggunaan pupuk urea dan luas areal irigasi tidak mengubah produktivitas padi. harga riil gabah tingkat petani berpengaruh positif terhadap produktivitas padi sebesar 0.004071. Artinya jika terjadi kenaikan harga riil gabah tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka produktivitas padi akan bertambah sebesar 4.071 kilogram per hektar. Sebaliknya jika terjadi penurunan harga riil gabah tingkat petani sebesar satu rupiah per kilogram, maka produktivitas padi akan menurun 4.071 kilogram per hektar, ceteris paribus. Respon produktivitas padi terhadap perubahan harga riil gabah tingkat petani inelastis baik jangka pendek (0.02) jangka panjang (0.09). Hal ini berarti kenaikan 58
harga riil gabah tingkat petani satu persen hanya akan meningkatkan produktivitas padi kurang dari satu persen untuk jangka pendek dan jangka panjang. Total kredit usahatani berpengaruh positif terhadap produktivitas padi sebesar 0.000002. Hal ini berarti jika total kredit usahatani naik sebesar satu juta rupiah maka produktivitas padi akan bertambah sebesar 0.002 kilogram per hektar, ceteris paribus. Kondisi ini sesuai dengan tabulasi data historis dari tahun 1980 sampai dengan 2009, diketahui bahwa laju pertumbuhan rata-rata total kredit usahatani (114 persen) lebih besar daripada laju pertumbuhan rata-rata produktivitas padi (1.47 persen). Respon produktivitas padi terhadap perubahan total kredit usahatani inelastis baik jangka pendek (0.01) maupun jangka panjang (0.07). Artinya kenaikan total kredit usahatani satu persen hanya akan meningkatkan produktivitas padi sebesar 0.01 persen untuk jangka pendek dan 0.07 persen untuk jangka panjang. produktivitas padi t-1 berpengaruh nyata terhadap produktivitas padi. Artinya produktivitas padi pada tahun sebelumnnya mempengaruhi besarnya produktivitas padi yang dihasilkan pada tahun sekarang. Hal ini berarti produktivitas padi relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi yang terjadi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.3. Produksi Padi Pada penelitian ini, total produksi padi dalam bentuk gabah di Indonesia merupakan persamaan identitas yaitu perkalian antara luas areal panen padi dengan produktivitasnya, sebagai berikut : TPP t = LAP t * PRDV t 59
Hal ini menunjukan bahwa semakin tinggi luas areal panen padi, ceteris paribus maka total produksi padi akan semakin besar. Begitu pula jika produktivitas padi semakin meningkat ceteris paribus maka total produksi padi juga akan semakin meningkat. 5.1.4. Produksi Beras Produksi beras diperoleh dengan menentukan terlebih dahulu faktor konversi gabah kering giling (GKG) menjadi beras. Ada beberapa pendapat tentang angka konversi gabah kering giling yaitu, IRRI (1995) menggunakan angka konversi 0.68, sedangkan BPS menggunakan angka konversi tahun 1983-1988 sebesar 0.68, tahun 1989-1996 sebesar 0.65 dan tahun 1997-1999 sebesar 0.632. Adapun penelitian ini menggunakan faktor konversi gabah kering giling dari badan pusat statistik tahun 1997-1999 yaitu sebesar 0.632, maka jumlah produksi beras di Indonesia diperoleh persamaan sebagai berikut : PB t = TPP t * FK t PB t = TPP t * 0.632 5.1.5. Harga Riil Gabah Tingkat Petani Hasil estimasi persamaan harga riil gabah di tingkat petani disajikan secara lengkap pada Lampiran 6. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 15 sebagai berikut : Tabel 15. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Gabah Tingkat Petani Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept -0.88770 0.39170 Intercept HRPP 0.64932 0.81 1.09 0.00005 Harga Riil Pembelian Pemerintah TPP -0.00009-0.27-0.36 0.10245 Total Produksi Padi HRIMB 1.85099 0.27 0.37 0.00005 Harga Riil Beras Impor Indonesia LHRGTP 0.26073 0.01840 Harga Riil Gabah Tingkat Petani t-1 R-Square 0.93999 Pr > F 0.00010 Durbin-h stat 1.40446 Sumber : Data diolah (2011) 60
Jika dilihat pada Tabel 15 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap harga riil gabah tingkat petani adalah harga riil pembelian pemerintah, harga riil beras impor Indonesia, dan harga riil gabah tingkat petani t-1. Adapun variabel total produksi padi berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15. harga riil pembelian pemerintah berpengaruh positif terhadap harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.64932. Artinya peningkatan harga riil pembelian pemerintah sebesar satu rupiah per kilogram, dapat menyebabkan harga riil gabah di tingkat petani naik sebesar 0.64932 rupiah per kilogram. Jika harga riil pembelian pemerintah turun sebesar satu rupiah per kilogram, maka harga riil gabah tingkat petani turun sebesar 0.64932 rupiah per kilogram, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil pembelian pemerintah inelastis untuk jangka pendek (0.81) tetapi elastis untuk jangka panjang (1.09). Hal ini berarti dalam jangka panjang kenaikan harga riil pembelian pemerintah sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 1.09 persen. total produksi padi berpengaruh negatif terhadap harga riil gabah di tingkat petani sebesar 0.00009. Artinya apabila terjadi peningkatan total produksi padi sebesar seribu ton akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani turun sebesar 0.09 rupiah per ton. Sebaliknya jika ada penurunan total produksi padi sebesar seribu ton, maka harga riil gabah tingkat petani naik sebesar 0.09 rupiah per ton, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan total produksi padi inelastis baik jangka pendek (-0.27) maupun jangka panjang (-0.36). Hal ini berarti kenaikan total produksi padi sebesar satu persen 61
akan menurunkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka pendek dan 0.36 persen untuk jangka panjang. harga riil beras impor Indonesia berpengaruh positif terhadap harga riil gabah tingkat petani sebesar 1.85099. Hal ini berarti jika harga riil beras impor Indonesia naik sebesar satu US$ per ton (Rp 9,700/ ton), maka harga riil gabah tingkat petani naik sebesar 1,850.99 rupiah per ton, ceteris paribus. Respon harga riil gabah tingkat petani terhadap perubahan harga riil beras impor Indonesia inelastis baik jangka pendek (0.27) maupun jangka panjang (0.37). Hal ini berarti kenaikan harga riil beras impor Indonesia sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil gabah tingkat petani sebesar 0.27 persen untuk jangka pendek dan 0.37 persen untuk jangka panjang. harga riil gabah di tingkat petani t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil gabah di tingkat petani. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil gabah di tingkat petani relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.6. Permintaan Beras Hasil estimasi persamaan permintaan beras disajikan secara lengkap pada Lampiran 7. Adapun secara ringkas dapat dilihat pada Tabel 16 sebagai berikut : Tabel 16. Hasil Estimasi Persamaan Permintaan Beras Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept -1872.9900 0.3150 Intercept RHBRGD -12.8002-0.01-0.02 0.3740 Rasio Harga Riil Beras Indonesia dengan Harga Riil Gandum PPRI 1.3059 0.00 0.00 0.4839 Pendapatan Riil perkapita Indonesia JPI 0.0879 0.61 1.14 0.0497 Jumlah penduduk Indonesia LQDBR 0.4634 0.0306 Permintaan Beras t-1 R-Square 0.9322 Pr > F 0.0001 Durbin-h stat tidak terdefinisi Sumber : Data diolah (2011) 62
Berdasarkan Tabel 16 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap permintaan beras adalah jumlah penduduk Indonesia dan permintaan beras t-1. Adapun variabel rasio harga riil beras Indonesia dengan harga riil gandum dan pendapatan riil perkapita Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap permintaan beras. Pengaruh rasio harga beras Indonesia dengan harga gandum terhadap permintaan beras tidak berpengaruh nyata. Hal tersebut mengindikasikan komoditas subtitusi beras yaitu gandum tidak dapat mengubah permintaan beras. jumlah penduduk Indonesia berpengaruh positif terhadap permintaan beras sebesar 0.0879. Artinya peningkatan jumlah penduduk Indonesia sebesar satu juta jiwa, maka permintaan beras akan meningkat sebesar 87.9 ton. Sebaliknya jika ada penurunan jumlah penduduk sebesar satu juta jiwa, maka permintaan beras naik sebesar 87.9 ton, ceteris paribus. Respon permintaan beras Indonesia terhadap perubahan jumlah penduduk Indonesia inelastis untuk jangka pendek (0.61), sedangkan untuk jangka panjang elastis (1.14). Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang komoditas beras masih merupakan makanan pokok untuk sebagian besar penduduk Indonesia. permintaan beras t-1 berpengaruh nyata terhadap permintaan beras. Hal ini berarti tenggang waktu permintaan beras relatif lamban dalam merespon perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.7. Penawaran Beras Penawaran beras di Indonesia merupakan persamaan identitas dari produksi beras Indonesia ditambah dengan jumlah impor beras, stok beras tahun sebelumnya, dan selanjutnya dikurangi stok beras tahun sekarang. Secara 63
matematis persamaan identitas dari total penawaran beras dirumuskan sebagai berikut : QSBR t = PB t + JIMB t + STB t-1 STB t Dari persamaan tersebut menunujukkan bahwa setiap perubahan kebijakan atau perubahan faktor lain yang mempengaruhi produksi beras domestik atau stok beras yang tersedia atau jumlah impor beras pada akhirnya akan mempengaruhi jumlah penawaran beras di pasar domestik. Selanjutnya perubahan penawaran beras akan memberikan pengaruh kepada peubah endogen yang lain baik secara langsung maupun tidak langsung. 5.1.8. Harga Riil Beras Indonesia Hasil estimasi persamaan harga riil beras Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 8. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 17 sebagai berikut : Tabel 17. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Indonesia Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept 22.4064 0.1631 Intercept QSBR -0.0011-1.01 0.1420 Penawaran Beras TREN 2.2828 1.47 0.0006 Tren Waktu R-Square 0.7630 Pr > F 0.0001 Durbin-w 0.542043 Sumber : Data diolah (2011) Berdasarkan Tabel 17 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 terhadap harga riil beras Indonesia adalah tren waktu, sedangkan variabel penawaran beras berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.15. penawaran beras berpengaruh negatif terhadap harga riil beras Indonesia sebesar 0.0011. Artinya jika penawaran beras naik satu ton, maka harga riil beras Indonesia akan turun sebesar 1.1 rupiah per ton. Adapun jika penawaran beras turun satu ton, maka harga riil beras Indonesia akan naik sebesar 1.1 rupiah 64
per ton, ceteris paribus. Respon harga riil beras Indonesia terhadap perubahan penawaran beras elastis sebesar (-1.01). Hal ini berarti kenaikan penawaran beras sebesar satu persen akan menurunkan harga riil beras Indonesia lebih dari satu persen. Adapun harga riil beras Indonesia sebagai akibat tren adalah elastis (1.47). Hal ini berarti terjadi peningkatan harga riil beras Indonesia yang semakin besar dari tahun ke tahun selama periode pengamatan. 5.1.9. Harga Riil Beras Impor Indonesia Hasil estimasi harga riil beras impor Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 9. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 18 sebagai berikut : Tabel 18. Hasil Estimasi Persamaan Harga Riil Beras Impor Indonesia Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept 0.30399 0.25880 Intercept HRBRD 0.72815 0.83 0.98 0.00005 Harga Riil Beras Dunia TRIF 0.00070 0.11 0.86 0.19580 Tarif Impor EXCT -0.00001-0.02-0.02 0.45635 Nilai Tukar Riil TREN -0.01764-0.16-0.16 0.23360 Tren Waktu LHRIMB 0.15005 0.13815 Harga Riil Beras Impor Indonesia t-1 R-Square 0.87022 Pr > F 0.00010 Durbin-h stat 1.81491 Sumber : Data diolah (2011) Berdasarkan Tabel 18 variabel yang berpengaruh secara nyata pada taraf α = 0.05 adalah harga riil beras dunia, sedangkan variabel harga riil beras impor Indonesia t-1 berpengaruh nyata pada taraf α = 0.15 dan tarif impor berpengaruh nyata pada taraf α = 0.20. Adapun variabel nilai tukar riil dan tren waktu terhadap harga riil beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata. Hal ini menunjukkan variabel nilai tukar riil dan tren waktu hanya menyebabkan perubahan kecil terhadap harga riil beras impor. 65
harga riil beras dunia berpengaruh positif terhadap harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.72815. Artinya peningkatan harga riil beras dunia sebesar satu US$ per ton, maka harga riil beras impor Indonesia naik sebesar 0.72815 US$ per ton. Sebaliknya jika harga riil beras dunia turun sebesar satu US$ per ton, maka harga riil impor beras Indonesia turun sebesar 0.72815 US$ dollar per ton, ceteris paribus. tarif impor berpengaruh positif terhadap harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.0007. Hal ini berarti peningkatan tarif impor sebesar satu rupiah per kilogram, maka akan menyebabkan kenaikan harga riil beras impor Indonesia sebesar 0.007 rupiah per kilogram. Respon harga riil beras impor Indonesia terhadap perubahan tarif impor inelastis jangka pendek (0.11) maupun jangka panjang (0.86). Hal ini berarti kenaikan tarif impor sebesar satu persen akan meningkatkan harga riil beras impor Indonesia lebih rendah dari satu persen untuk jangka pendek maupun jangka panjang. harga riil beras impor Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.10. Jumlah Impor Beras Indonesia Hasil estimasi jumlah impor beras Indonesia secara lengkap disajikan pada Lampiran 10. Adapun secara ringkas terdapat pada Tabel 19 sebagai berikut : 66
Tabel 19. Hasil Estimasi Persamaan Jumlah Impor Beras Indonesia Parameter Elastisitas Pr > t Estimate SR LR Label Intercept -1253.4000 0.3686 Intercept HRIMB -134.3540-0.28-0.50 0.3141 Harga Riil Beras Impor Indonesia EXCT -0.0837-0.61-1.09 0.2685 Nilai Tukar Riil LSTOK -0.2401-0.28-0.50 0.2779 Stok Beras t-1 JPI 0.0153 2.57 4.58 0.2245 Jumlah Penduduk Indonesia LJIMB 0.4393 0.0181 Jumlah Impor Beras Indonesia t-1 R-Square 0.2594 Pr > F 0.1970 Durbin-h stat tidak terdefinisi Sumber : Data diolah (2011) Jika dilihat pada Tabel 18 variabel yang secara nyata mempengaruhi produktivitas padi pada taraf α = 0.05 adalah jumlah impor beras Indonesia t-1. Sementara variabel harga riil beras impor Indonesia, nilai tukar rupiah terhadap dollar, stok beras t-1, dan jumlah penduduk Indonesia tidak berpengaruh nyata. harga riil beras impor Indonesia tidak berpengaruh nyata terhadap jumlah impor beras Indonesia karena Indonesia melakukan impor beras berdasarkan kebutuhan beras dalam negeri bukan berdasarkan faktor harga. jumlah impor beras Indonesia t-1 berpengaruh nyata terhadap harga riil beras impor Indonesia. Hal ini berarti tenggang waktu harga riil beras impor Indonesia relatif lamban dalam merespon situasi perubahan ekonomi karena variabel dirinya sendiri yang lebih mempengaruhi perubahan tersebut. 5.1.11. Marjin Pemasaran Beras Marjin pemasaran beras dalam penelitian ini merupakan persamaan identitas yaitu selisih harga riil beras Indonesia dengan harga riil gabah di tingkat petani. Persamaan marjin pemasaran beras adalah sebagai berikut : MPB t = HRBER t HRGTP t Dari persamaan tersebut, jadi yang dimaksud dengan marjin pemasaran beras ini adalah biaya penyimpanan, transportasi dan biaya lainnya yang berkaitan dengan 67
penyaluran beras dari produsen ke konsumen, serta keuntungan yang diterima lembaga pemasaran yang terlibat dalam tataniaga beras. Marjin pemasaran beras yang semakin kecil mengindikasikan harga gabah (bagian yang diterima petani) semakin besar. 68