BAB IV ANALISIS DAN PEMBAHASAN
A. Deskripsi Objek Penelitian Penelitian ini menggunakan data dari tiga variabel independen serta dua variabel dependen. Variabel independen dalam penelitian ini yaitu kepemilikan saham asing (SA), Nilai tukar atau kurs rupiah terhadap dollar AS (Kurs) dan pengeluaran zakat oleh bank (Zakat). Untuk variabel dependen, digunakan dua variabel yang akan diuji secara terpisah, yang pertama untuk mengukur profitabilitas bank (ROA) dan selanjutnya mengukur efisiensi bank (BOPO). B. Analisis Deskriptif Statistik Statistik deskriptif digunakan untuk melihat distribusi data yang digunakan dalam penelitian ini. Statistik deskriptif dari masing-masing variabel penelitian dapat dilihat dalam tabel-tabel berikut : Tabel 4.1 Statistik Deskriptif Bank Umum Syariah Obs
Minimum
Maximum
Mean
Std. Deviation
ROA
44
-0.013448
0.032022
0.007990
0.008125
BOPO
44
0.505150
1.518727
0.840254
0.165449
SA
44
0.000000
0.990000
0.178409
0.370267
KURS
44
8779.000
11878.00
10122.00
1191.109
ZAKAT
44
0.000000
2.27E+10
2.95E+09
5.24E+09
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016
55
56
Tabel 4.1 menunjukkan bahwa jumlah pengamatan (obs = observations) Bank Umum Syariah dalam penelitian ini sebanyak 44 pengamatan, yang berasal dari 11 bank umum syariah periode tahun 2011 sampai tahun 2014. Variabel ROA pada sampel memiliki nilai rata-rata sebesar 0,0079 dengan nilai minimum sebesar -0,0134 dan nilai maksimum sebesar 0,0320 serta nilai standar deviasi sebesar 0,0081. Hal ini menunjukan bahwa rata-rata ROA Bank Umum Syariah di Indonesia dalam empat tahun (2011-2014), sebesar 0,80%, dengan nilai terendah ROA minus 1,34% dan ROA tertingginya sebesar 3,22%. Jika mengacu pada standar ROA dari Peraturan Bank Indonesia No. 6/9/PBI/2004 yang sebesar 1,5%, maka rata-rata ROA Bank Umum Syariah menurut hasil statistik deskriptif Tabel 4.1 yang sebesar 0,8% tergolong kurang ideal. Variabel BOPO memiliki rata-rata sebesar 0,8403 dengan nilai minimum sebesar 0,5052dan nilai maksimum sebesar 1,5187 serta nilai standar deviasi sebesar 0,165449. Hal ini menunjukkan bahwa rata-rata BOPO Bank Umum Syariah di Indonesia dalam empat tahun (2011-2014), sebesar 84%, dengan nilai terendah 51% dan nilai tertinggi 152%. Jika mengacu pada Peraturan Bank Indonesia No. 6/9/PBI/2004 yang menjelaskan bahwa standar BOPO yang terbaik adalah dibawah 92%, maka rata-rata BOPO BUS di Indonesia menurut hasil statistik deskriptif Tabel 4.1 yang sebesar 84%, masih berada pada kondisi yang ideal. Rata-rata nilai variabel SA adalah sebesar 0,178409 dengan nilai minimum sebesar 0 dan nilai maksimum sebesar 0,99. Sedangkan nilai standar deviasi sebesar 0,370267. Hal ini menggambarkan bahwa rata-rata BUS di Indonesia
57
periode tahun 2011 hingga 2014 yang bersaham asing sebesar 18%. Nilai 0% yang tertera pada Tabel 4.1 menandakan bahwa dalam suatu BUS tidak mempunyai kepemilikan saham asing. Selain itu, jumlah prosentase kepemilikan saham asing dalam suatu BUS di Indonesia bisa mencapai 99%. Pada Tabel 4.1 menjelaskan bahwa rata-rata nilai variabel Kurs sebesar Rp 10.122,00 dengan nilai minimum sebesar Rp 8.779,00 dan nilai maksimum sebesar Rp 11.878,00. Sedangkan untuk nilai standar deviasinya sebesar 0,1159. Hal ini menjelaskan bahwa rata-rata kurs rupiah terhadap dollar AS selama empat tahun (2011-2014) sebesar Rp 10.122,00 dengan nilai apresiasi terbesar sebanyak Rp 8.779,00 dan nilai depresiasi terbesar sebanyak Rp 11.878,00. Variabel Pengeluaran Zakat pada Tabel 4.1 memiliki rata-rata sebesar 2.949.641.539 dengan nilai minimum sebesar 0 dan nilai maksimum sebesar 22.662.472.354. Sedangkan untuk nilai standar deviasi sebesar 5.240.680.902. Hal ini menjelaskan bahwa rata-rata BUS di Indonesia mengeluarkan zakat perusahaannya sebesar Rp 2.949.641.539,00 selama kurun waktu empat tahun (2011-2014). Nilai 0 menunjukkan suatu BUS pada periode tersebut tidak mengeluarkan zakat perusahaannya, sedangkan di sisi lain terdapat BUS yang mengeluarkan
zakat
22.662.472.354,00.
perusahaannya
hingga
mencapai
angka
Rp
58
C. Uji Asumsi Klasik 1. Pengujian pada ROA a. Uji Normalitas Uji normalitas dalam penelitian ini dilakukan melalui metode grafik Histogram dengan bantuan program Eviews 8. Hasil pengujian normalitas dengan metode grafik Histogram ditunjukkan pada gambar berikut: 14
Series: Standardized Residuals Sample 2011 2014 Observations 44
12 10 8 6 4 2 0 -0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis
0.000000 -0.000297 0.011502 -0.013794 0.004678 -0.017639 3.848678
Jarque-Bera Probability
1.322749 0.516141
0.010
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Gambar 4.1 Grafik Histogram Uji Normalitas
Tampilan grafik Histogram pada Gambar 4.1 menunjukkan bahwa data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen ROA terdistribusi normal. Hal ini dijelaskan dari nilai angka, bahwa nilai probabilitas dari Jarque-Bera sebesar 0,5161 yang ternyata lebih besar dari nilai signifikansi (0,05), maka data dikatakan terdistribusi normal.
59
b. Uji Multikolinearitas Untuk menguji masalah multikolinearitas dalam suatu model regresi adalah dengan matriks korelasi antar variabel independen. Pengujian ini akan dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Tabel 4.2 Tabel Correlations SA KURS ZAKAT
SA 1.000000 0.024799 0.039728
KURS 0.024799 1.000000 0.110614
ZAKAT 0.039728 0.110614 1.000000
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016
Dari Tabel 4.2 dapat dilihat nilai koefisien korelasinya antar variabel independen masing-masing di bawah 0,80. Dengan demikian, data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen ROA tidak terjadi masalah multikolinearitas. c. Uji Autokorelasi Untuk mengetahui apakah pada model regresi mengandung autokorelasi
atau tidak, dapat dilakukan dengan uji D-W (Durbin
Watson). Pengujian Autokorelasi ini menggunakan bantuan program Eviews 8 serta Tabel Durbin Watson, yang merupakan tabel standar ekonometrika untuk melihat daerah nilai D-W hitung. Sesuai dengan aturan Tabel Durbin Watson, dibutuhkan jumlah sampel (n) sebesar 44 observasi (4 tahun dan 11 bank pengamatan) dan jumlah variabel (k) sebanyak 3 variabel untuk mendapatkan nilai Tabel
60
Durbin Watson (D-W) yang nantinya akan dibandingkan dengan nilai hitung D-W. Nilai hitung D-W diperoleh sebelumnya dari output model terpilih hasil uji spesifikasi model untuk variabel terikat ROA, yaitu Fixed Effect Model. Nilai hitung D-W yang akan dibandingkan, sebesar 1,6964. Hasil perhitungan nilai tabel D-W untuk dL didapatkan sebesar 1,3749 dan dU didapatkan sebesar 1,6647. Kemudian didapatkan hasil perbandingan dengan grafik untuk menggambarkan daerah letak nilai hitung D-W yang sebesar 1,6964. Berikut adalah grafik yang dimaksud :
0
Autokorelasi Ragupositif ragu dL dU
Tidak ada Autokorelasi
1,3749
1.6964
1,6647
Raguragu 4-dU
2,3353
Autokorelasi negatif 4-dL
2,6251
4
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Gambar 4.2 Grafik Uji Tabel Durbin Watson Berdasarkan grafik uji Tabel Durbin Watson pada Gambar 4.2, nilai hitung D-W yang sebesar 1,6964 terletak di antara dU (1,6647) dan 4-dU (2,3353) atau terletak di daerah yang tidak ada autokorelasi, maka dapat diasumsikan data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen ROA tidak terkena autokorelasi.
61
d. Uji Heteroskedastisitas Salah satu uji statistik yang lazim dipergunakan untuk pengujian heteroskedastisitas adalah dengan uji Glejser. Uji Glejser dilakukan dengan meregresikan variabel-variabel bebas terhadap nilai absolut residualnya. Residual adalah selisih antara nilai observasi dengan nilai prediksi
dan
absolut
adalah
nilai
mutlaknya.
Untuk
pengujian
heteroskedastisitas dengan Uji Glejser akan dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berikut adalah hasil pengujian asumsi heteroskedastisitas dengan Uji Glejser : Tabel 4.3 Hasil Uji Glejser Dependent Variable: RESABS Method: Panel Least Squares Date: 03/31/16 Time: 17:05 Sample: 2011 2014 Periods included: 4 Cross-sections included: 11 Total panel (balanced) observations: 44 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C SA LOGKURS LOGZAKAT
-0.018484 -0.023569 0.002802 4.01E-05
0.033849 0.015025 0.003729 9.24E-05
-0.546073 -1.568647 0.751261 0.433711
0.5891 0.1272 0.4583 0.6676
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Dari hasil Uji Glejser Tabel 4.3, didapatkan nilaiprobabilitas untuk semua variabel independen (SA, Kurs dan Zakat) melebihi/ lebih besar dari nilai signifikansi (0,1272 >0,05; 0,4583 > 0,05 dan 0,6676 > 0,05)
62
atau tidak signifikan terhadap variabel dependen nilai absolut. Berdasarkan kriteria dari Gujarati (2006), apabila variabel independen secara statistik tidak signifikan pada variabel dependen nilai absolut,maka dapat diasumsikan data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen ROA tidak terjadi heteroskedastisitas (homoskedastisitas). 2. Pengujian pada BOPO a. Uji Normalitas 10
Series: Standardized Residuals Sample 2011 2014 Observations 44
8
6
4
Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis
8.30e-16 -0.002186 0.553435 -0.313005 0.136688 1.097454 8.072783
Jarque-Bera Probability
56.00970 0.000000
2
0 -0.3
-0.2
-0.1
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0.6
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Gambar 4.3 Grafik Histogram Uji Normalitas Tampilan grafik Histogram pada Gambar 4.3 menunjukkan bahwa nilai probabilitas Jarque-Bera (JB) sebesar 0,0000 yang nilainya kurang dari nilai signifikansi 5%. Maka, data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen BOPO dapat dikatakan tidak terdistribusi normal. Hal tersebut disebabkan data penelitian ini meneliti lebih dari satu bank dengan karakteristik data perusahaan satu dengan yang lain berbeda,
63
menyebabkan tingginya nilai skewness, nilai kurtosis dan nilai JB. Oleh karena itu, pelanggaran asumsi normalitas penelitian ini dapat diabaikan. Penelitian yang berbentuk panel data memungkinkan mempelajari lebih kompleks mengenai karakteristik yang ada dalam model sehingga pengujian data panel tidak memerlukan uji asumsi klasik (Gujarati, 2006). b. Uji Multikolinearitas Tabel 4.4 Tabel Correlations
SA LOGKURS LOGZAKAT
SA 1.000000 0.024799 0.039728
LOGKURS 0.024799 1.000000 0.110614
LOGZAKAT 0.039728 0.110614 1.000000
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Berdasarkan Tabel 4.4 Uji Multikolinearitas dapat dilihat bahwa nilai koefisien korelasinya antar variabel independen masing-masing di bawah 0,80. Dengan demikian, data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen BOPO tidak terjadi masalah multikolinearitas. c. Uji Autokorelasi Pengujian Autokorelasi ini menggunakan bantuan program Eviews 8 serta Tabel Durbin Watson, yang merupakan tabel standar ekonometrika untuk melihat daerah nilai D-W hitung. Nilai hitung D-W diperoleh sebelumnya dari output model terpilih hasil uji spesifikasi model untuk variabel terikat BOPO, yaitu Common Effect Model. Nilai hitung D-W yang akan dibandingkan, sebesar 1,4133.
64
Autokorelasi positif
Raguragu dL
0
Tidak ada Autokorelasi dU
1,4133 1,3749333 1,6647
Raguragu 4-dU
2,3353
Autokorelasi negatif 4-dL
2,6251
4
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Gambar 4.4 Grafik Uji Tabel Durbin Watson Berdasarkan grafik uji Tabel Durbin Watson pada Gambar 4.4, nilai hitung D-W yang sebesar 1,4133 terletak di antara dL (1,3749) dan dU (1,6647) atau terletak di daerah ragu-ragu (tidak dapat disimpulkan) ada tidaknya masalah autokorelasi. Hasil Uji D-W yang tidak dapat disimpulkan ini menandakan bahwa data penelitian untuk model regresi dengan variabel dependen BOPO belum memenuhi asumsi terbebasnya dari masalah autokorelasi. Agar terbebas dari masalah autokorelasi, maka hal ini perlu diatasi, salah satunya dengan metode Transformasi Diferensi (Prahutama, 2014). Transformasi Diferensi bertujuan untuk membentuk barisan data runtun waktu yang bersifat stasioner (Rosadi, 2012). Metode ini akan dilakukan dengan bantuan program Eviews 8.
65
Tabel 4.5 Tabel Regresi Transformasi Diferensi Dependent Variable: D(BOPO) Method: Panel Least Squares Date: 04/29/16 Time: 06:41 Sample (adjusted): 2012 2014 Periods included: 3 Cross-sections included: 11 Total panel (balanced) observations: 33 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C D(SA) D(LOGKURS) D(LOGZAKAT)
-0.282935 -0.365975 3.354065 -8.48E-05
0.115072 0.774833 1.116389 0.004645
-2.458754 -0.472328 3.004387 -0.018267
0.0202 0.6402 0.0054 0.9856
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.237911 0.159075 0.161797 0.759166 15.41374 3.017771 0.045807
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat
0.052013 0.176437 -0.691742 -0.510347 -0.630708 1.740714
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Setelah dilakukan transformasi dan dilakukan regresi kembali, hasil Tabel 4.5 menunjukkan bahwa nilai hitung D-W sebesar 1,7407 terletak di antara dU (1,6647) dan 4-dU (2,3353) atau terletak di daerah yang tidak ada autokorelasi. Oleh karena itu, dapat diasumsikan data penelitian untuk model regresi dengan variabel dependen BOPO terbebas dari masalah autokorelasi. d. Uji Heteroskedastisitas Berikut adalah hasil pengujian asumsi heteroskedastisitas dengan Uji Glejser :
66
Tabel 4.6 Hasil Uji Glejser Dependent Variable: RESABS Method: Panel Least Squares Date: 04/04/16 Time: 19:19 Sample: 2011 2014 Periods included: 4 Cross-sections included: 11 Total panel (balanced) observations: 44 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C SA LOGKURS LOGZAKAT
0.053619 0.006472 0.006968 -0.002450
1.197922 0.040517 0.130149 0.001365
0.044760 0.159732 0.053542 -1.794717
0.9645 0.8739 0.9576 0.0803
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Dari Tabel 4.6 hasil Uji Glejser, didapatkan nilai probabilitas untuk semua variabel independen lebih besar dari nilai signifikansi (0,05) atau tidak signifikan pada variabel dependen nilai absolut, maka maka dapat diasumsikan data penelitian ini untuk model regresi dengan variabel dependen BOPO tidak terjadi heteroskedastisitas (homoskedastisitas). D. Uji Spesifikasi Model 1. Pengujian pada ROA Pengujian model data panel yang terbaik akan dilakukan secara bertahap, dengan membandingkan antara common model, fixed effect model dan random effect model. Prinsip pengujian adalah membandingkan antara model retriksi dengan model yang tidak retriksi. Untuk memilih salah satu model estimasi yang dianggap paling tepat dari tiga jenis model data panel, maka perlu dilakukan serangkaian uji perbandingan. Pembandingan
67
dilakukan dengan uji Chow (likelihood ratio) dan uji Hausman. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. a. Uji Chow Tabel 4.7 Uji Chow (Likelihood Ratio) Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled Test cross-section fixed effects Effects Test Cross-section F Cross-section Chi-square
Statistic 3.542161 34.304832
d.f.
Prob.
(10,30) 10
0.0035 0.0002
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Berdasarkan hasil uji Chow Tabel 4.7, nilai probabilitas Crosssection F dan Chi-square masing-masing di bawah nilai signifikasi 0,05, maka hipotesis Ho tidak didukung atau dengan kata lain model terbaik sementara adalah model fixed effect. Selanjutnya, akan dilakukan perbandingan model fixed effect dengan random effect menggunakan uji Hausman. b. Uji Hausman Tabel 4.8 Uji Hausman Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Chi-Sq. Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
8.917192
3
0.0304
Test Summary Cross-section random
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016
68
Berdasarkan hasil uji Hausman Tabel 4.8, nilai probabilitas Cross-section random di bawah nilai signifikasi 0,05, maka model terbaik untuk variabel terikat ROA adalah model fixed effect. Berikut adalah model fixed effect yang terpilih : Tabel 4.9 Fixed Effect Model Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Date: 03/31/16 Time: 16:57 Sample: 2011 2014 Periods included: 4 Cross-sections included: 11 Total panel (balanced) observations: 44 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
SA LOGKURS LOGZAKAT C
-0.063495 -0.029979 0.000645 0.288922
0.031061 0.007709 0.000191 0.069974
-2.044205 -3.888786 3.378557 4.129000
0.0498 0.0005 0.0020 0.0003
Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.668469 0.524805 0.005601 0.000941 174.1241 4.653013 0.000247
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat
0.007990 0.008125 -7.278370 -6.710674 -7.067841 1.696425
Sumber: Hasil olahan penulis, 2016 Setelah melalui pengujian asumsi klasik dan spesifikasi model, maka dapat diperoleh estimasi persamaan regresi data panel dengan model terpilih (fixed effect model) sesuai yang terlihat pada Tabel 4.9. Berikut adalah persamaan estimasi model regresi untuk variabel dependen ROA : ROAit = 0.288922-0.063495SAit - 0.029979KURSit + 0.000645ZAKATit
69
2. Pengujian pada BOPO Pengujian model data panel yang cocok akan dilakukan secara bertahap, dengan membandingkan antara common model, fixed effect model dan random effect model dengan uji Chow (likelihood ratio) dan uji Hausman. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. a. Uji Chow Tabel 4.10 Uji Chow (Likelihood Ratio) Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled Test cross-section fixed effects Effects Test Cross-section F Cross-section Chi-square
Statistic 1.022453 12.904302
d.f.
Prob.
(10,30) 10
0.4486 0.2291
Sumber: Hasil olahan penulis, 2016
Berdasarkan hasil uji Chow Tabel 4.10, nilai probabilitas Crosssection F dan Chi-square masing-masing di atas nilai signifikasi 0,05 (tidak signifikan), maka model terbaik sementara adalah model common effect. Selanjutnya, akan dilakukan perbandingan model fixed effect dengan random effect menggunakan uji Hausman.
70
b. Uji Hausman Tabel 4.11 Uji Hausman Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Chi-Sq. Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
2.785042
3
0.4260
Test Summary Cross-section random
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Berdasarkan hasil uji Hausman Tabel 4.11, nilai probabilitas Crosssection random melebihi nilai signifikasi 0,05 (tidak signifikan), maka model terbaik sementara penelitian ini adalah model random effect. Dikarenakan hasil uji Chow dan uji Hausman masing-masing menghasilkan model common effect dan model random effect, maka perlu dilakukan kembali uji perbandingan spesifikasi model untuk menentukan model terbaik penelitian di antara model common effect dan model random effect. c. Uji Lagrange Multiplier Breusch-Pagan Pengujian untuk mengetahui manakah model terbaik antara random effect dan common effect, dapat digunakan uji Lagrange Multiplier (LM) yang dikembangkan oleh Bruesch-Pagan. Pengujian ini didasarkan pada nilai residual dari model common effect dan crosssection random effect (Widarjono, 2013). Pengujian ini menggunakan bantuan program Eviews 8.
71
Ketentuan pengujian Lagrange Multiplier (LM) adalah sebagai berikut :
Apabila nilai hitung Breusch-Pagan kurang dari nilai signifikansi 0,05 maka model yang terbaik adalah random effect model.
Apabila nilai hitung Breusch-Pagan lebih dari nilai signifikansi 0,05 maka model yang terbaik adalah common effect model. Berdasarkan uji Lagrange Multiplier (LM) diperoleh data hasil
pengujian sebagai berikut: Tabel 4.12 Uji Lagrange Multiplier Breusch-Pagan Lagrange multiplier (LM) test for panel data Date: 04/04/16 Time: 18:04 Sample: 2011 2014 Total panel observations: 44 Probability in () Null (no rand. effect) Cross-section Alternative One-sided Breusch-Pagan
Period One-sided
Both
0.004436 (0.9469)
0.444196 (0.5051)
0.439760 (0.5072)
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Dari hasil output Tabel 4.12 di atas dapat dilihat bahwa nilai hitung Breusch-Pagan (BP) sebesar 0,5072. Jika nilai hitung BP tersebut (0,5072) lebih dari nilai signifikansi 0,05 maka hasil ini menandakan bahwa model terbaik untuk variabel terikat BOPO adalah adalah common effect model. Berikut adalah model common effect yang terpilih :
72
Tabel 4.13 Common Effect Model Dependent Variable: BOPO Method: Panel Least Squares Date: 04/04/16 Time: 19:50 Sample: 2011 2014 Periods included: 4 Cross-sections included: 11 Total panel (balanced) observations: 44 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
SA LOGKURS LOGZAKAT C
-0.165202 0.612607 0.000628 -4.782454
0.058428 0.187685 0.001969 1.727496
-2.827438 3.264023 0.318829 -2.768431
0.0073 0.0023 0.7515 0.0085
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.317451 0.266260 0.141721 0.803399 25.63477 6.201278 0.001463
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat
0.840254 0.165449 -0.983399 -0.821200 -0.923247 1.413302
Sumber : Hasil olahan penulis, 2016 Setelah melalui pengujian asumsi klasik dan spesifikasi model, maka dapat diperoleh estimasi persamaan regresi berdasarkan model terpilih (common effect model) sesuai yang terlihat pada Tabel 4.13. Berikut adalah persamaan estimasi model regresi untuk variabel dependen BOPO : BOPOit = -4.782454 - 0.165202SAit + 0.612607 KURSit + 0.000628ZAKATit E. Pengujian Hipotesis 1. Pengujian pada ROA a. Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F) Pengujian
Statistik
F
akan
menguji
pengaruh
variabel
independen (bebas), yaitu Saham Kepemilikan Asing, Perubahan Kurs
73
rupiah terhadap dollar AS dan Pengeluaran Zakat secara bersama-sama secara signifikan atau tidak pada variabel dependen, yaitu ROA. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berdasarkan hasil uji regresi berganda fixed effect model pada Tabel 4.9, diperoleh nilai probabilitas F-statistic sebesar 0,000247 dan nilai tersebut lebih kecil daripada nilai signifikansi 0,05. Hal ini berarti bahwa semua variabel bebas (SA, Kurs dan Zakat) yang dimasukkan dalam model mempunyai pengaruh signifikan secara bersama-sama (simultan) pada variabel terikat (ROA). Dengan hasil ini, keyakinan akan adanya pengaruh secara simultan didukung. b. Uji Signifikansi Parsial (Uji Statistik t) Pengujian parsial statistik t bertujuan untuk mengetahui seberapa jauh pengaruh satu variabel masing-masing independen yaitu SA, Kurs dan Zakat secara individual dalam menerangkan variasi variabel dependen, yaitu ROA. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berdasarkan hasil uji regresi berganda fixed effect model pada Tabel 4.9, diperoleh nilai probabilitas t-statistic masingmasing variabel bebas. Untuk lebih jelasnya, tabel tersebut menunjukkan bahwa secara parsial : 1) Variabel Kepemilikan Saham Asing (SA) berpengaruh negatif signifikan pada ROA, karena nilai koefisiennya bernilai negatif sebesar -0,063495 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,0498
74
(kurang dari 0,05). Hal ini juga menunjukkan bahwa jika nilai saham asing turun satu persen, maka rasio ROA suatu BUS akan meningkat sebesar 0,063495 persen. 2) Variabel Nilai Tukar Mata Uang rupiah dengan dollar AS (KURS) berpengaruh negatif signifikan pada ROA, karena nilai koefisiennya bernilai negatif sebesar -0,029979 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,0005 (kurang dari 0,05). Hal ini juga menunjukkan bahwa jika terjadi depresiasi rupiah (pelemahan nilai mata uang) satu persen, maka rasio ROA suatu BUS akan menurun sebesar 0,029979 persen. 3) Variabel Pengeluaran Zakat oleh Bank (ZAKAT) berpengaruh positif signifikan pada ROA, karena nilai koefisiennya bernilai positif sebesar 0,000645 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,0003 (kurang dari 0,05). Hal ini juga menunjukkan bahwa jika nilai pengeluaran zakat BUS meningkat satu persen, maka rasio ROA suatu BUS akan meningkat sebesar 0,000645 persen. c. Uji Koefisien Determinasi (R2) Koefisien determinasi (R2) bertujuan untuk mengukur seberapa jauh kemampuan model dalam menerangkan variasi variabel dependen. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berdasarkan hasil uji regresi berganda fixed effect model pada Tabel 4.9, diperoleh nilai koefisien determinasi (R2) dengan melihat Adjusted R-squared yang
75
sebesar 0,524805. Hal ini menunjukkan bahwa besar pengaruh variabel independen yaitu Saham Kepemilikan Asing, Kurs rupiah terhadap dollar AS, dan Pengeluaran Zakat Bank pada variabel dependen ROA yang dapat dijelaskan oleh model persamaan ini sebesar 52,5%. Sedangkan sisanya yang sebesar 47,5% dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. 2. Pengujian pada BOPO a. Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F) Pengujian Statistik F untuk mengetahui pengaruh variabel independen (bebas), yaitu Saham Kepemilikan Asing, Kurs rupiah terhadap dollar AS dan Pengeluaran Zakat secara bersama-sama secara signifikan atau tidak pada variabel dependen, yaitu BOPO. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berdasarkan hasil uji regresi berganda common effect model pada Tabel 4.13, diperoleh nilai probabilitas F-statistic sebesar 0,001463 dan nilai tersebut lebih kecil daripada nilai signifikansi 0,05. Hal ini berarti bahwa semua variabel bebas (SA, Kurs dan Zakat) yang dimasukkan dalam model mempunyai pengaruh signifikan secara bersama-sama (simultan) pada variabel terikat (BOPO). Dengan hasil ini, keyakinan akan adanya pengaruh secara simultan didukung.
76
b. Uji Signifikansi Parsial (Uji Statistik t) Pengujian parsial statistik t bertujuan untuk mengetahui seberapa jauh pengaruh satu variabel masing-masing independen yaitu SA, Kurs dan Zakat secara individual dalam menerangkan variasi variabel dependen, yaitu BOPO. Pengujian ini dilakukan dengan bantuan program Eviews 8. Berdasarkan hasil uji regresi berganda common effect model pada Tabel 4.13, diperoleh nilai probabilitas t-statistic masingmasing variabel bebas. Untuk lebih jelasnya, tabel tersebut menunjukkan bahwa secara parsial : 1) Variabel Kepemilikan Saham Asing (SA) berpengaruh negatif signifikan pada BOPO, karena nilai koefisiennya bernilai negatif sebesar -0,165202 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,0073 (kurang dari 0,05). Hal ini juga menunjukkan bahwa jika nilai saham asing turun satu persen, maka rasio BOPO suatu BUS akan meningkat sebesar 0,165202 persen. 2) Variabel Nilai Tukar Mata Uang rupiah dengan dollar AS (KURS) berpengaruh positif signifikan pada BOPO, karena nilai koefisiennya bernilai positif sebesar 0,612607 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,0023 (kurang dari 0,05). Hal ini menunjukkan bahwa jika nilai rupiah terhadap dollar AS menguat (nominal rupiah berkurang) satu persen, maka rasio BOPO suatu BUS akan menurun sebesar 0,612607 persen.
77
3) Variabel Pengeluaran Zakat oleh Bank (ZAKAT) tidak berpengaruh signifikan pada BOPO, karena nilai koefisiennya bernilai positif sebesar 0,000628 serta nilai prob t-statistic menunjukkan 0,7515 (lebih dari 0,05). c. Uji Koefisien Determinasi (R2) Berdasarkan hasil uji regresi berganda common effect model pada Tabel 4.13, diperoleh nilai koefisien determinasi (R2) dengan melihat Adjusted R-squared yang sebesar 0,266260. Hal ini menunjukkan bahwa besar pengaruh variabel independen yaitu Saham Kepemilikan Asing, Kurs rupiah terhadap dollar AS, dan Pengeluaran Zakat Bank pada variabel dependen BOPO yang dapat dijelaskan oleh model persamaan ini sebesar 26,6%. Sedangkan sisanya yang sebesar 73,4% dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. F. Pembahasan 1. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 1 Hipotesis pertama (H1) menyatakan bahwa kepemilikan saham asing berpengaruh positif pada profitabilitas (ROA) Bank Umum Syariah. Namun, hasil pengujian menunjukkan bahwa terdapat pengaruh negatif dari kepemilikan saham asing pada suatu BUS di Indonesia pada tingkat profitabilitasnya (rasio ROA). Hal ini menandakan tidak didukungnya hipotesis pertama penelitian ini. Hasil ini mendukung dengan penelitian sebelumnya oleh Yeyati dan Micco (2003) yang menemukan pengaruh negatif signifikan
78
pada kepemilikan asing pada tingkat profitabilitas bank (ROA). Hasil ini berbeda dengan temuan penelitian sebelumnya oleh Novado dan Hartomo (2014) serta Sucianti dan Naomi (2009) yang tidak menemukan pengaruh kepemilikan asing pada suatu bank maupun perusahaan. Selain itu, hasil ini berbeda dengan penelitian Bopkin (2013) serta Wiranata dan Nugrahanti (2013) yang menemukan pengaruh positif signifikan partisipasi pihak asing pada tingkat profitabilitas bank atau perusahaan. Hasil ini menunjukkan bahwa Bank Umum Syariah di Indonesia dengan kepemilikan saham asing yang cukup mayoritas, belum tentu melebihi kinerja Bank Umum Syariah yang sahamnya masih didominasi saham domestik/nasional, baik itu didominasi oleh kepemilikan negara (BUMN), swasta, maupun masyarakat. Menurut Yeyati dan Micco (2003) hasil ini menggambarkan bahwa bank-bank asing pada negara yang sedang berkembang cenderung lebih berisiko terhadap kebangkrutan karena rasio leverage yang lebih tinggi serta tingkat pendapatan yang tidak stabil. Selain itu umur akuisisi yang masih muda membuat profitabilitas belum bisa stabil dan menyaingi BUS domestik/nasional. 2. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 2 Hipotesis ke-2 (H2) menyatakan bahwa nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (kurs) berpengaruh negatif pada profitabilitas (ROA) Bank Umum Syariah. Hasil pengujian menunjukkan bahwa terdapat pengaruh negatif dari perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (kurs) pada profitabilitas
79
(ROA) Bank Umum Syariah. Hal ini menandakan bahwa hipotesis ke-2 penelitian ini didukung. Hasil ini mendukung penelitian sebelumnya yang dilakukan oleh Dwijayanthy dan Naomi (2009) yang menemukan pengaruh kurs apabila terjadi depresiasi maka akan berpengaruh pada profitabilitas bank. Hal ini dapat diartikan BUS akan mengalami penurunan profitabilitas (ROA) jika tidak melakukan hedging atau tindakan yang dilakukan untuk melindungi sebuah perusahaan dari pengaruh fluktuasi nilai tukar. Hasil ini berbeda dengan hasil penelitian Rahmadhani (2009) dan Kamau et al., (2015) yang tidak menemukan pengaruh perubahan kurs pada profitabilitas perbankan. 3. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 3 Hipotesis ke-3 (H3) menyatakan bahwa pengeluaran zakat berpengaruh positif pada profitabilitas (ROA) Bank Umum Syariah. Hasil pengujian menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif pengeluaran zakat dari pihak Bank dalam hal ini Bank Umum Syariah di Indonesia pada tingkat profitabilitasnya (ROA). Hal ini menandakan bahwa hipotesis ke-3 penelitian ini didukung. Temuan ini mendukung temuan penelitian sebelumnya yang diteliti oleh Amirah dan Raharjo (2014) yang menemukan pengaruh positif pengeluaran zakat dari pihak bank dapat meningkatkan kinerjanya, khususnya tingkat profitabilitas bank tersebut. Namun, temuan ini berbeda dengan temuan studi sebelumnya yang dilakukan oleh Artisa et al., (2014) dan Rahman (2015)
80
yang tidak menemukan adanya pengaruh penyisihan dana sosial (social contribution) baik itu berupa CSR maupun zakat bagi tingkat profitabilitas perusahaan atau bank. Temuan ini dapat diartikan, semakin suatu BUS membayarkan zakat perusahaannya secara periodik, hal ini tidak akan mengurangi tingkat profitabilitas BUS tersebut. Bahkan, tingkat profitabilitasnya bertambah secara signifikan atau berbanding lurus dengan pengeluaran zakatnya. Sesuai dengan pendapat Amirah dan Raharjo (2014), dengan pembayaran zakat secara periodik, hal tersebut dapat menarik minat serta menambah kepercayaan para nasabah maupun calon nasabah dalam menggunakan layanan BUS. Hal ini secara tidak langsung dapat menambah tingkat pendapatan yang akan berpengaruh pada tingkat profitabilitas BUS tersebut. 4. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 4 Hipotesis ke-4 (H4) menyatakan bahwa kepemilikan saham asing berpengaruh positif pada efisiensi (BOPO) Bank Umum Syariah. Melihat hasil pengujian, menunjukkan bahwa terdapat pengaruh negatif dari kepemilikan saham asing pada suatu BUS di Indonesia pada rasio BOPO Bank Umum Syariah. Hal ini menandakan bahwa jika persentase kepemilikan asing dalam suatu BUS semakin besar, maka kinerjanya akan semakin efisien atau dengan kata lain rasio BOPO Bank Umum Syariah tersebut menurun.Oleh karena itu, hipotesis ke-4 penelitian ini didukung.
81
Hasil ini mendukung dengan penelitian sebelumnya yang dilakukan oleh Bopkin (2013), yang menemukan bahwa bank asing lebih efisien dan lebih menguntungkan dalam pengelolaan aset bank daripada bank domestik. Temuan ini juga diperkuat oleh penelitian sebelumnya oleh Micco et al. (2004), yang menemukan bahwa masuknya bank asing dikaitkan dengan peningkatan efisiensi (biaya overhead yang lebih rendah). Selain itu, bank asing juga dikaitkan dengan teknologi baru dan hambatan masuk yang rendah. Hasil ini berbeda dengan temuan penelitian sebelumnya oleh Novado dan Hartomo (2014) serta Sucianti dan Naomi (2009) yang tidak menemukan pengaruh kepemilikan asing pada suatu bank maupun perusahaan. 5. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 5 Hipotesis ke-5 (H5) menyatakan bahwa nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (kurs) berpengaruh positif pada efisiensi (BOPO) Bank Umum Syariah. Hasil pengujian menunjukkan bahwa terdapat pengaruh positif dari nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (kurs) pada BOPO Bank Umum Syariah. Jika nilai rupiah terhadap dollar AS menguat (nominal rupiah menurun), maka rasio BOPO suatu BUS juga akan menurun. Hal ini menandakan bahwa hipotesis 5 penelitian didukung. Hasil ini mendukung penelitian sebelumnya yang dilakukan oleh Dwijayanthy dan Naomi (2009) yang menemukan pengaruh kurs apabila terjadi apresiasi (penguatan rupiah), maka akan berpengaruh pada kinerja bank. Penguatan nilai rupiah tersebut diyakini akan membantu nasabah khususnya kalangan pengusaha di sektor ril yang mengandalkan produksi dari bahan baku
82
impor. Dengan begitu, para nasabah yang dibiayai BUS tersebut tidak akan kesulitan dalam mengembalikan dana yang dipinjam, yang secara tidak langsung dapat mengurangi biaya operasional untuk pencadangan kerugian aset produktif serta menurunkan risiko pembiayaan BUS yang macet. Hasil ini berbeda dengan hasil penelitian Rahmadhani (2009) dan Kamau et al., (2015) yang tidak menemukan pengaruh perubahan kurs pada kinerja perbankan. 6. Pembahasan Hasil Pengujian Statistik untuk Hipotesis 6 Hipotesis ke-6 (H6) menyatakan bahwa pengeluaran zakat berpengaruh positif pada efisiensi (BOPO) Bank Umum Syariah. Hasil pengujian menunjukkan bahwa tidak terdapat pengaruh pengeluaran zakat dari pihak Bank (Bank Umum Syariah di Indonesia) pada rasio BOPO. Jika suatu BUS membayarkan zakatnya secara teratur setiap tahunnya maka diyakini tidak akan berpengaruh signifikan pada rasio BOPO bank tersebut. Hal ini menandakan bahwa hipotesis 6 penelitian ini tidak didukung. Temuan ini mendukung temuan penelitian sebelumnya yang diteliti oleh Artisa et al., (2014) dan Rahman (2015) yang tidak menemukan adanya pengaruh penyisihan dana sosial (social contribution) baik itu berupa CSR maupun zakat pada kinerja perusahaan atau bank, khususnya dari sisi efisiensi. Hal ini disebabkan BUS kurang memaksimalkan kegiatan pengeluaran zakat sebagai pengganti kegiatan promosi untuk menarik calon investor atau nasabah. Kegiatan pengeluaran zakat oleh pihak bank hanya sebatas untuk memenuhi kewajiban zakat perusahaan bagi Bank Umum Syariah di Indonesia. Selain itu, teratur atau tidaknya pengeluaran zakat oleh Bank Umum Syariah
83
setiap tahun, diyakini tidak akan meningkatkan beban operasional BUS. Hal ini juga diperkuat bahwa laporan yang zakat disajikan sebagai pos terpisah dari pendapatan dan beban (laporan laba rugi). Pemisahan ini bertujuan untuk menunjukkan bahwa zakat bukanlah pengorbanan/ beban bagi perusahaan atau perbankan dalam upaya menghasilkan pendapatan (Amirah dan Raharjo, 2014).
