IMPLIKASI PERUBAHAN NILAI TUKAR RUPIAH PADA PEREKONOMIAN INDONESIA IMAMUDIN YULIADI

IMPLIKASI PERUBAHAN NILAI TUKAR RUPIAH PADA PEREKONOMIAN INDONESIA

IMAMUDIN YULIADI

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005

IMPLIKASI PERUBAHAN NILAI TUKAR RUPIAH PADA PEREKONOMIAN INDONESIA 1 ABSTRACT The changing of exchange rate is an interaction between economics factors and non economic factors. The aim of this research is to analysis factors that affect exchange rate and their implications on Indonesia economy. Research methodology that used in this research is explanatory method to test hiphotesis about simultaneous relationship among variabel that used in this research through TSLS, ECM, IECM. Data employed is the secondary data taken from the source of date that have credible both domestic and foreign such as BI, BPS dan IFS. The result of this research is indicate that ratio between domestic interest rate and international interest rate variable (RDNLN), money supply (MS), dummy variable (D) affected exchange rate significantly. In the sort run ratio between domestic interest rate and international interest rate variable (RDNLN), money supply (MS), dummy variable (D) affected exchange rate significantly. While in the long run ratio between domestic interest rate and international interest rate variable (RDNLN), money supply (MS), total of government foreign debt (SHLN), capital flow (CF) dan balance of payment (BoP) affected exchange rate significantly.

Key words : exchange rate, TSLS, ECM, I-ECM I. Pendahuluan Dalam konteks perekonomian global di mana interaksi perekonomian antara satu negara dengan negara lain tidak dapat dipisahkan maka perubahan dalam pola dan arah kegiatan ekonomi di satu negara akan berpengaruh terhadap perekonomian di negara lain. Faktor ekonomi yang sangat penting dalam mempengaruhi kegiatan ekonomi antar negara adalah perubahan nilai tukar mata uang (kurs) suatu negara terhadap nilai mata uang negara lain di samping faktor-faktor ekonomi lainnya seperti arah kebijakan di bidang moneter dan fiskal, iklim investasi, perubahan teknologi, tersedianya infrastruktur ekonomi, ketersediaan sumber daya alam, kualitas sumber daya manusia dsb.1 1

Disampaikan pada Forum Simposium Riset Ekonomi II yang diadakan ISEI cabang Surabaya, Surabaya 23-24 November 2005. 2 Dosen Fakultas Ekonomi Universitas Muhammadiyah Yogyakarta 3 Dornbusch, Fischer & Startz, 1998, Macroeconomics, seventh edition, Irwin McGraw-Hill

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Tabel 1.1. INDIKATOR MAKROEKONOMI NEGARA-NEGARA ASIA 1999-2000 Indikator Negara Ekspor Neraca Cadangan Pertumbuhan PDB 12 bulan Berjalan Devisa Ekonomi Per kapita (miliar$US) (miliar $ US) (miliar $ US) (%) ($ US) 12445 12.3 66.1 26.7 144 Korea Selatan 27740 8.2 77.2 17.9 115 Singapura 7370 8.1 29.9 9.2 76.9 Malaysia 2940 0.5 26.3 4.4 48.2 Indonesia 6020 3.5 339 11.8 56.1 Thailand 3380 3.1 12.6 3.5 34.6 Philipina 20100 1.0 20.0 0.8 2.3 Brunei 1200 5.0 0.3 -0.4 1.2 Myanmar 1350 0.0 -0.4 -0.2 0.8 Kamboja SUMBER: Majalah Asia Week, 4 Februari 2000, dikutip dari Tulus Tambunan, 2000, Perdagangan Internasional dan Neraca Pembayaran Teori dan Temuan Empiris, LP3ES 2. Metode Penelitian Model penelitian mengenai nilai tukar rupiah dan implikasinya pada perekonomian Indonesia dengan menggunakan model pendekatan persamaan simultan (simultaneous equation model) yang merupakan adopsi dari model Keynessian dengan rumusan sebagai berikut :

C

=

f

(

Ct-1,

Y,

Tx,

r

)

ER,

D

)

D,

DER

)

ToT,

ER

)

................................................................................................................ (2.1) I

=

f

(

Y,

r,

.................................................................................................................. (2.2) X

=

f

(

Z,

GDPDN,

ToT,

ER,

..................................................................................... (2.3) Z

=

f

(

X,

Y,

Z

-

1

....................................................................................................... (2.4)

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 ER

= f ( SHLN, CF, RDNLN, CPI, BoP, MS, D ) ........................................................................ (2.5)

SHLN

=

f

(

Y,

G,

G

–1,

t

ER,

RDNLN

)

.............................................................................................. (2.6) CF

=

f

(

Y,

ER,

RDNLN,

D

)

....................................................................................................... (2.7) Md

=

f

(Y,

ER,

r,

CPI)

.................................................................................................................. (2.8) GDP

=

C

+

I

+

G

+

X

–

Z

................................................................................................................ (2.9) MS

=

Md

..................................................................................................................................... (2.10) BoP

= CF + X – Z ......................................................................................................................... (2.11)

Keterangan : C I G X Z GDP r Tx D

= Konsumsi = Investasi = Pengeluaran pemerintah = Ekspor = Impor = Produk domestik bruto = Tingkat bunga domestik = Pajak pendapatan = Variabel dummy 1 = masa krisis 0 = masa tidak krisis DER = Variabel dummy Kebijakan deregulasi ToT = Nilai tukar perdagangan (terms of trade) ER = Nilai tukar rupiah per satu dollar AS SHLN = Stok Hutang luar negeri GDPDN = Pendapatan dunia total (AS, Jepang, Inggris, Perancis dan Jerman) RDNLN = Rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga dunia (LIBOR) CPI = Indeks harga konsumen MS = Jumlah uang beredar Md = Permintaan uang CF = Aliran modal (capital flow) BoP = Neraca pembayaran Deskripsi atas fenomena permasalahan penelitian ditunjukkan dari data-data makroekonomi yang dikumpulkan dari sumber-sumber data sekunder. Obyek penelitian ini adalah perekonomian Indonesia secara makro dalam kurun waktu antara 1977 – 2002.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Jenis data dalam penelitian ini adalah data sekunder yang merupakan data runtut waktu (time series). Adapun data yang dikumpulkan bersumber dari Badan Pusat Statistik (BPS), Asian Development Bank (ADB), International Financial Statistics (IFS) dan sumber informasi data lain yang kredibel. Kurun waktu pengambilan data selama 25 tahun yaitu dari tahun 1977 – 2002 yang diharapkan dapat dipakai sebagai bahan analisis statistik kuantitatif sehingga dapat memberikan informasi yang akurat bagi pengambilan keputusan. Untuk mendapatkan hasil estimasi parameter yang mendekati nilai yang sebenarnya (actual) maka dalam penelitian ini dikembangkan beberapa metode estimasi yaitu metode Two Stage Least Square (TSLS), Error Correction Model (ECM), dan Insukendro Error Correction Model (I-ECM). 3. Analisa Hasil Estimasi Persamaan Struktural Ekonomi Makro Setelah melalui serangkaian uji ekonometri maka proses selanjutnya dalam sistem persamaan simultan adalah melakukan analisa hasil estimasi persamaan struktural. sebagai berikut : Tabel 4.20. ANALISA ESTIMASI PERSAMAAN STRUKTURAL Variabel Konstanta Y Ct-1 Tx r

Koefisien 6615,993 0,437769 0,321450 -105964,7 769,4962

Variabel Konstanta Y R ER Dummy

Koefisien 6587,888 0,321162 -644,9829 -3,559131 1372,304

Variabel Konstanta Z GDPDN

Koefisien -7393,888 0,658652 0,056297

Persamaan Fungsi Konsumsi t-statistik Prob. t-tabel. 1,725 1,300691 0,2082 10,86082 0,0000 4,954286 0,0001 -4,439990 0,0003 2,001552 0,0591 Persamaan Fungsi Investasi t-statistik Prob. t-tabel 1,725 1,239435 0,2295 24,15574 0,0000 -1,799054 0,0871 -4,473984 0,0002 0,221376 0,8270 Persamaan Fungsi Ekspor t-statistik Prob. t-tabel 1,734 -0,315944 0,7557 5,680774 0,0000 1,011217 0,3253

R2 0,996725

F-statistik 1520,333

R2 0,980168


R2 0,993229


Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 ToT ER DER Dummy Variabel Konstanta X Zt-1 ToT ER Variabel Konstanta Y ER RDNLN G Gt - 1 Variabel Konstanta Y ER RDNLN Dummy Variabel Konstanta Y ER r CPI

-81,00899 2,794049 6824,748 -930,8301

-0,856169 0,4032 2,115691 0,0486 1,545482 0,1396 -0,246269 0,8083 Persamaan Fungsi Impor Koefisien t-statistik t-tabel Prob. 1,725 -21062,69 -3,080396 0,0059 0,954566 10,03709 0,0000 0,251462 2,843958 0,0100 215,2034 3,264129 0,0039 -4,902356 -5,669061 0,0000 Persamaan Fungsi Hutang Luar Negeri Koefisien t-statistik Prob. t-tabel 20374,93 8,221034 0,0000 1,734 0,523481 9,640097 0,0000 1,414983 1,847378 0,0803 1499,091 0,978010 0,3404 -4,330060 -7,119347 0,0000 0,795894 1,897674 0,0730 Persamaan Fungsi Aliran Modal Koefisien t-statistik Prob. t-tabel 1,725 3234,144 2,848066 0,0099 0,013009 2,333846 0,0302 -0,308513 -0,885060 0,3866 -310,0772 0,483827 0,6338 -9478,774 -3,929024 0,0008 Persamaan Fungsi Permintaan Uang Koefisien t-statistik t-tabel Prob. -155703,3 -1,975898 0,0615 1,725 0,569241 4,926033 0,0001 55,74327 6,412281 0,0000 -6355,924 -2,313216 0,0309 1181,900 2,773497 0,0114

R2 0,987507


R2 0,988723


R2 0,659401


R2 0,970356


SUMBER : International Financial Statistics (IFS) Statistik Indonesia (BPS) Estimasi parameter pada semua persamaan fungsi dalam penelitian ini melalui metode penaksiran two stage least square (TSLS) setelah melalui serangkaian uji statistik dan ekonometrik kecuali persamaan fungsi permintaan uang (Md) yang diestimasi dengan metode penaksiran OLS. Persamaan fungsi konsumsi (C) menjelaskan mengenai perilaku konsumsi masyarakat atas barang-barang konsumsi yang dalam penelitian ini

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 dipengaruhi oleh variabel-variabel pendapatan nasional (Y), tingkat konsumsi periode sebelumnya (Ct-1), tarif pajak (Tx) dan tingkat bunga (r). Variabel pendapatan nasional (Y) dalam analisis ini berdasarkan teori yang dikemukakan oleh John Maynard Keynes dan didukung oleh hasil penelitian sebelumnya. Sedangkan variabel konsumsi periode sebelumnya (Ct-1) didasarkan atas teori relative income theory of consumption yang dikemukakan oleh yang James Duesenberry menyatakan adanya sifat irreversibility dari perilaku konsumsi menimbulkan short run ratchet effect artinya bahwa rumah tangga akan lebih mudah meningkatkan konsumsi pada saat terjadi kenaikan pendapatan namun lebih sulit menurunkan konsumsi jika terjadi penurunan pendapatan disamping juga faktor kebiasaan (habit) dimasyarakat yang berusaha tetap mempertahankan kualitas konsumsi yang pernah dirasakan sebelumnya. Kemudian memasukkan variabel tingkat pajak (Tx) menunjukkan pada faktor riil yang mempengaruhi tingkat konsumsi rumah tangga disamping tingkat pendapatan nasional (Y) juga besarnya tingkat pendapatan yang siap dibelanjakan (disposible income) yaitu pendapatan nasional (Y) setelah dikurangi dengan besarnya pajak yang harus dibayarkan. Sedangkan variabel tingkat bunga (r) dimasukkan dalam model penelitian ini mengacu pada teori Irving Fisher tentang pilihan antar waktu (intertemporal preference) yaitu melakukan pilihan dalam periode waktu yang berbeda. Dari hasil studi empiris diperoleh temuan mengenai bagaimana pola dan karakter konsumsi masyarakat Indonesia. Nilai signifikansi variabel pendapatan nasional (Y) secara individual dalam menjelaskan perubahan nilai konsumsi (C) relatif sangat tinggi bisa dilihat dari nilai t-statistik sebesar 10,86082 > t-tabel sebesar 1,725 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Keadaan ini menunjukkan perubahan tingkat pendapatan nasional (Y) berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan tingkat konsumsi rumah tangga. Sementara itu nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,996725 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 99,6725 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (F-statistik) besarnya 1520,333 > dari F-tabel sebesar 2,87 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 4) dan penyebut (n – k – 1 = 20) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 variabel independen dalam model penelitian ini mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Persamaan investasi (I) menjelaskan mengenai gambaran keadaan investasi di Indonesia baik menyangkut investasi domestik (PMDN) maupun investasi asing (PMA). Fungsi investasi dalam model penelitian ini dipengaruhi oleh variabel pendapatan nasional (Y), tingkat bunga (r), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) dan memasukkan variabel dummy (D) untuk mengetahui bagaimana pengaruh krisis ekonomi terhadap investasi di Indonesia. Teori akselerator menjelaskan bahwa terdapat korelasi yang positif antara output agregat dengan investasi netto, jika output agregat naik maka investasi netto juga akan naik demikian juga sebaliknya. Sedangkan variabel tingkat bunga (r) di dalam fungsi investasi selaras dengan teori investasi yang dikemukakan oleh John Maynard Keynes yang mendasarkan teori permintaan investasi dengan konsep marginal efficiency of capital (MEC). Selanjutnya dijelaskan bahwa ada korelasi negatif antara besarnya tingkat bunga dengan permintaan investasi jika tingkat bunga naik permintaan investasi turun dan sebaliknya. Hasil studi empiris menunjukkan bahwa koefisien regresi variabel pendapatan nasional (Y) sebesar 0,321162 dengan nilai t-statistik sebesar 24,15574 > t-tabel sebesar 1,725 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Temuan empiris ini juga selaras dengan teori investasi yang dikemukakan Branson (1989) dan juga oleh Batiz and Batiz (1994) sekaligus juga selaras dengan teori keseimbangan pada pasar barang yang dikemukakan oleh Keynes bahwa peningkatan investasi akan mendorong peningkatan pendapatan nasional karena investasi merupakan komponen pembentuk pendapatan nasional. Sedangkan koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar –3,559131 dengan nilai t-statistik sebesar –4,473984 > t-tabel sebesar 1,725 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom)

n–k

– 1. Keadaan ini mencerminkan bahwa ada korelasi yang negatif dan signifikan antara besarnya nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) dengan tingkat investasi (I). Hasil studi empiris ini bisa menjelaskan bahwa komponen investasi terutama pada sektor industri manufaktur baik untuk bahan baku maupun bahan penolong serta peralatannya masih harus didatangkan dari luar negeri. Meningkatnya nilai tukar rupiah terhadap dollar

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 AS (ER) akan meningkatkan biaya operasional suatu perusahaan yang komponen produksinya masih banyak yang didatangkan dari luar negeri sehingga akan menurunkan tingkat keuntungan para pengusaha dan pada akhirnya akan mengurangi minat pengusaha untuk berinvestasi. Sementara itu nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,980168 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 98,0168 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (F-statistik) besarnya 247,3934 > dari F-tabel sebesar 2,87 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 4) dan penyebut (n – k – 1 = 20) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua variabel independen dalam model mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Variabel ekspor (X) dalam penelitian ini dipengaruhi oleh beberapa variabel yaitu tingkat impor (Z), nilai tukar perdagangan (ToT), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER), dan varibel dummy krisis ekonomi (D). Model persamaan fungsi ekspor dalam penelitian ini dirumuskan sesuai dengan landasarn teoritis dan kondisi riil perekonomian Indonesia untuk menjelaskan sejauh mana pengaruh perubahan variabel-variabel tersebut terhadap nilai ekspor Indonesia. Sedangkan koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 2,794049 dengan nilai t-statistik sebesar 2,115691 > ttabel sebesar 1,725 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Hal ini menunjukkan bahwa perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) berpengaruh positif dan signifikan terhadap perubahan ekspor. Nilai koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 2,794049 artinya bahwa kenaikan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1 % akan menaikkan ekspor sebesar 2,794049 %. Temuan empiris ini selaras dengan teori perdagangan internasional yang menjelaskan adanya korelasi yang positif antara besarnya nilai tukar mata uang domestik terhadap dollar AS dengan ekspor. Semakin tinggi nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) akan menurunkan harga produk ekspor di negara mitra dagang sehingga meningkatkan daya saing dan akhirnya akan mendorong ekspor. Sementara itu nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,993229 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 sebesar 99,3229 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (F-statistik) besarnya 433,5681 > dari F-tabel sebesar 2,63 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 6) dan penyebut (n – k – 1 = 19) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua variabel independen dalam model mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Model persamaan fungsi impor (Z) dalam penelitian ini memasukkan variabel ekspor (X), nilai tukar perdagangan (ToT), nilai impor periode sebelumnya (Zt – 1) dan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) didasarkan pada kajian teori perdagangan internasional dan juga kondisi riil perekonomian Indonesia. Variabel ekspor (X) dimasukkan dalam model penelitian karena pada beberapa jenis komoditas manufaktur seperti industri perakitan (assembling) alat-alat produksi dan mesin-mesin ada keterkaitan antara nilai dan volume ekspor dengan impor. Sedangkan variabel nilai tukar perdagangan (ToT) merupakan faktor riil yang mempengaruhi pola dan arah perdagangan antar negara pada beberapa jenis komoditas. Kemudian variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) merupakan faktor dominan yang mempengaruhi volume dan arah perdagangan dalam transaksi perdagangan internasional. Sedangkan variabel nilai impor periode sebelumnya (Zt – 1) untuk melihat pengaruh volume dan arah perdagangan yang sudah dijalin selama ini. Sedangkan koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar –4,902356 dengan nilai t-statistik sebesar –5,669061 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Hal ini menunjukkan bahwa perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) berpengaruh negatif dan signifikan terhadap perubahan impor (Z). Nilai koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar – 4,902356 artinya bahwa kenaikan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1 % akan menurunkan impor sebesar 4,902356 %. Temuan empiris ini selaras dengan teori perdagangan internasional yang menjelaskan adanya korelasi yang negatif antara besarnya nilai tukar mata uang domestik terhadap dollar AS dengan nilai impor. Semakin tinggi nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) akan menaikkan harga produk impor negara mitra dagang sehingga menurunkan daya saing produk mereka dan akhirnya akan menurunkan nilai impor.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Sementara itu nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,987507 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 98,7507 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (F-statistik) besarnya 390,0246 > dari F-tabel sebesar 2,84 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 4) dan penyebut (n – k – 1 = 21) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua variabel independen dalam model mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Model persamaan fungsi stok hutang luar negeri (SHLN) dalam penelitian ini memasukkan variabel pendapatan nasional (Y), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER), pengeluaran pemerintah (G), pengeluaran pemerintah periode sebelumnya (Gt – 1) dan rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN). Hasil studi empirik menunjukkan bahwa semua variabel independen dalam penelitian ini berpengaruh secara signifikan terhadap stok hutang luar negeri adalah variabel pendapatan nasional (Y) kecuali variabel rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN). Hal ini bisa dilihat dari nilai t-statistik variabel pendapatan nasional (Y) sebesar 9,640097 > t-tabel sebesar 1,721 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa pendapatan nasional (Y) berpengaruh positif dan signifikan terhadap stok hutang luar negeri (SHLN). Sedangkan nilai t-statistik variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1,847378 > ttabel sebesar 1,721 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) berpengaruh positif dan signifikan terhadap stok hutang luar negeri (SHLN). Sedangkan nilai koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1,414983 yang menunjukkan bahwa kenaikan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1 % akan menaikkan nilai stok hutang luar negeri (SHLN) sebesar 1,414983 %. Keadaan ini bisa dimaklumi mengingat bahwa hutang luar negeri Indonesia sebagian besar dalam bentuk dollar AS sehingga manakala terjadi kenaikan mata uang dollar AS maka otomatis beban hutang luar negeri menjadi semakin besar dan sebaliknya.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Informasi tersebut semakin menarik jika melihat nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,988723 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 98,8723 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (Fstatistik) besarnya 333,1608 > dari F-tabel sebesar 3,07 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 5) dan penyebut (n – k – 1 = 20) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua variabel independen dalam model mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Model penelitian mengenai persamaan fungsi aliran modal (CF) memasukkan variabel pendapatan nasional (Y), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER), rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN) dan variabel dummy krisis ekonomi (D). Hasil estimasi persamaan fungsi aliran modal (CF) menunjukkan bahwa hanya dua variabel independen yang berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan variabel aliran modal (CF) yaitu variabel pendapatan nasional (Y) dan variabel dummy krisis ekonomi (D). Sementara untuk variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) dan variabel rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN) nilai t-statistik < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) dan variabel rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN) tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan nilai variabel aliran modal (CF). Sedangkan nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,659401 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 65,9401 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Jadi sebenarnya kemampuan menjelaskan variabel-variabel independen terhadap variabel dependen dalam model penelitian ini tidak begitu kuat. Karena adanya faktor-faktor non ekonomi di luar model penelitian yang besar pengaruhnya terhadap aliran modal (D) yaitu sebesar 34,06 %. Keadaan ini bisa dipahami mengingat fenomena aliran modal (CF) merupakan fenomena yang sangat kompleks dan sensitif terhadap perubahan-perubahan baik yang menyangkut aspek ekonomi maupun non ekonomi seperti stabilitas sosial dan politik negera.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Model penelitian mengenai persamaan fungsi permintaan uang memasukkan variabel pendapatan nasional (Y), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER), tingkat bunga domestik (r) dan variabel indeks harga konsumen (CPI). Sedangkan nilai t-statistik variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 6,412281 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) berpengaruh positif dan signifikan terhadap variabel permintaan uang (Md). Kemudian nilai koefisien regresi variabel nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 55,74327 yang menunjukkan bahwa peningkatan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) sebesar 1 % akan meningkatkan permintaan uang (Md) sebesar 55,74327 %. Hasil temuan ini menunjukkan kecenderungan masyarakat dalam merespon penurunan nilai rupiah (depresiasi) dengan membelanjakan uangnya untuk dibelikan barang-barang untuk mengantisipasi peningkatan harga yang lebih tinggi. Sedangkan nilai koefisien determinasi (R2) sebesar 0,970356 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 97,0356 % sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain di luar model. Jadi sebenarnya kemampuan menjelaskan variabel-variabel independen terhadap variabel dependen dalam model penelitian ini cukup kuat. Sedangkan koefisien korelasi secara keseluruhan (F-statistik) besarnya 171,85525 > dari F-tabel sebesar 2,84 dengan α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) pembilang (k = 4) dan penyebut (n – k – 1 = 20) yang menunjukkan bahwa secara bersama-sama semua variabel independen dalam model mempunyai pengaruh terhadap variabel dependen. Untuk menganalisis persamaan fungsi nilai tukar rupiah dalam penelitian ini dilakukan dengan menggunakan metode estimasi Two Stage Least Square (TSLS), Error Correction Model (ECM) dan Insukendro Error Correction Model (I-ECM). Hasil estimasi persamaan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) dengan metode estimasi OLS, TSLS, ECM, dan I-ECM dapat dilihat pada tabel di bawah ini :

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Tabel 4. ANALISA ESTIMASI PERSAMAAN NILAI TUKAR RUPIAH Ordinary Least Square (OLS) t-statistik Prob. Uji Diagnostik Konstanta 0,329326 0,7457 AIC 16,24285 RDNLN 2,008060 0,0599 SC 16,62996 SHLN -1,424932 0,1713 Ramsey test 5,890327 CF 1,306210 0,2079 J-B test 2,641326 BoP 1,615187 0,1237 B-G test 2,674329 CPI 0,131844 0,8966 White test 23,28181 M2 5,082132 0,0001 F-statistik 68,05084 Dummy 3,333251 0,0037 R2 0,963589 Two Stage Least Square (TSLS) Variabel Koefisien t-statistik Prob. Uji Diagnostik Konstanta 942,1732 0,696411 0,4956 Ramsey Test 4,107690 RDNLN 334,6907 1,857586 0,0806 J-B 3,005202 SHLN -0,014189 -1,219079 0,2395 B-G 8,203267 CF 0,022558 0,256566 0,8006 White test 22,88967 BoP 0,154501 0,954059 0,3534 F-statistik 61,73421 2 CPI -1,170496 -0,155658 0,8781 R 0,962282 M2 0,010483 4,759367 0,0002 t-tabel 1,740 Dummy 2741,062 2,138547 0,0473 Error Correction Model (ECM) Uji Diagnostik Variabel Koefisien t-statistik Prob. Konstanta 910,9293 1,247363 0,2437 AIC 14,41303 D(RDNLN) 415,8974 2,915582 0,0172 SC 15,19311 D(SHLN) 0,002703 0,143524 0,8890 Ramsey test 0,807760 D(CF) -0,081073 -1,475216 0,1743 J-B test 0,430745 D(BoP) 0,015352 0,350192 0,7343 B-G test 2,086805 D(CPI) -2,165042 -0,710854 0,4952 F-statistik 45,82672 2 D(M2) 0,040687 5,154155 0,0006 R 0,987076 D(Dummy) -2231,252 -2,316255 0,0458 t-tabel 1,746 RDNLN(-1) 460,9314 3,796020 0,0042 SHLN(-1) -0,779804 -3,007477 0,0148 CF(-1) -0,901256 -2,744541 0,0227 BoP(-1) -0,596740 -2,474376 0,0353 CPI(-1) -0,715704 -0,175360 0,8647 M2(-1) -0,756290 -2,851627 0,0190 Dummy(-1) -430,5773 -0,487852 0,6373 ECT 0,761312 2,851781 0,0190 Insukendro Error Correction Model (I-ECM) Variabel Koefisien t-statistik Prob. Uji Diagnostik Konstanta 1784,666 2,788516 0,0385 AIC 13,69224 Variabel

Koefisien 401,0110 326,9889 -0,014294 0,084677 0,147871 0,909845 0,010237 3343,479

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 D(RDNLN) D(SHLN) D(CF) D(BoP) D(CPI) D(M2) D(Dummy) RDNLN(-1) SHLN(-1)

99,48472 -0,008198 -0,006516 0,013829 -2,131686 0,039270 -1003,421 565,3525 -0,883910 CF(-1) -0,975157 BoP(-1) -0,820095 CPI(-1) -3,556329 M2(-1) -0,838618 Dummy(-1) -1451,510 ECT 0,848678 D(SHOCK) 86,18776 SHOCK(-1) 103,2934

0,491446 -0,491829 -0,101392 0,366456 -0,852466 5,720340 -1,011513 5,138594 -3,997272 -3,404674 -3,773859 -1,007182 -3,698593 -1,652381 3,718896 1,743292 1,581380

0,6439 0,6437 0,9232 0,7290 0,4329 0,0023 0,3582 0,0036 0,0104 0,0192 0,0130 0,3601 0,0140 0,1594 0,0137 0,1417 0,1746

SC Ramsey test J-B test B-G test F-statistik R2 t-tabel

14,58089 8,463083 0,368461 15,83145 67,17649 0,995641 1,753

SUMBER : Data sekunder (diolah) Metode estimasi ECM untuk menganalisis parameter ekonomi dalam kerangka dinamika ekonomi baik dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang. Sedangkan metode estimasi I-ECM untuk menganalisis parameter ekonomi dalam kerangka dinamika ekonomi baik jangka pendek maupun jangka panjang. Metode estimasi I-ECM juga mempertimbangkan dampak yang ditimbulkan dari intervensi kebijakan ekonomi pemerintah pada perekonomian. Hasil evaluasi model estimasi secara keseluruhan cukup memuaskan karena telah dapat lolos dari beberapa uji baku ekonometrika seperti uji asumsi klasik, uji linieritas, uji normalitas, dan evaluasi kriteria model. Evaluasi model estimasi dari aspek kriteria model diukur dari nilai Akaike Info Criterion (AIC) dan Schwarz Criterion (SC) yang menggunakan nilai residual sum of squares (RSS) tertimbang (weighted). Hasil uji asumsi klasik untuk mengetahui permasalahan heteroskedastisitas dengan menggunakan metode pengujian White Heteroscedasticity Test diketahui bahwa semua metode estimasi lolos dari permasalahan heteroskedastisitas karena nilai χ2statistik < χ2-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Hasil uji permasalahan otokorelasi dengan menggunakan metode Breusch-Godfrey Serial Correlation LM test diketahui bahwa semua metode estimasi

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 lolos dari permasalahan otokorelasi karena nilai χ2-statistik < χ2-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Dan pengujian yang paling populer dilakukan untuk melihat sejauh mana kemampuan model estimasi dalam menjelaskan fenomena perubahan variabel-variabel penelitian yaitu dengan melihat nilai koefisien determinasi (R2). Hasil uji koefisien determinasi menunjukkan bahwa metode estimasi yang paling besar nilai R2 adalah metode estimasi I-ECM dengan nilai sebesar 0,995641 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan nilai variabel dependen sebesar 99,5641 % sedangkan sisanya dipengaruhi faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan nilai koefisien determinasi (R2) dengan paling kecil yaitu metode estimasi TSLS dengan nilai 0,962282 artinya bahwa kemampuan variabel independen dalam menjelaskan perubahan variabel dependen sebesar 96,2282 % sedangkan sisanya dipengaruhi faktor-faktor lain di luar model. Sedangkan dari uji signifikansi parameter secara keseluruhan diketahui bahwa nilai F-statistik > F-tabel pada semua bentuk metode estimasi. Metode estimasi ECM menganalisis parameter estimasi dalam kerangka analisis jangka pendek dan panjang. Agar metode estimasi ECM dikatakan sahih, maka harus memenuhi beberapa kriteria yaitu koefisien regresi dari variabel error correction term (ECT) nilainya 0 < ψ < 1. Kriteria berikutnya bahwa nilai t-statistik dari koefisien regresi variabel ECT harus signifikan dan bertanda positif. Koefisien regresi variabel ECT merupakan koefisien penyesuaian (coeficient of adjustment) yang menunjukkan besarnya ketidaksesuaian antara nilai aktual (actual) dengan nilai diinginkan (desired) yang akan dieliminasi dalam satu periode. Jika metode estimasi ECM memenuhi kriteria tersebut dikatakan bahwa model ECM dapat dipakai untuk mengestimasi suatu fungsi persamaan dengan baik. Hasil estimasi model persamaan fungsi nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) pada penelitian ini dengan metode ECM menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel ECT sebesar 0,761312 dengan nilai t-statistik 2,851781 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Dengan hasil tersebut berarti metode estimasi ECM sahih sebagai metode estimasi untuk menganalisis nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) karena memenuhi kriteria aplikasi metode estimasi ECM. Nilai koefisien penyesuaian (coeficient of adjustment)

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 sebesar 0,761312 juga sekaligus menunjukkan kecepatan penyesuaian (speed of adjustment) nilai tukar menuju ke keseimbangan artinya bahwa sekitar 76,1312 % ketidaksesuaian antara nilai ER yang aktual (actual) dengan nilai ER yang diinginkan (desired) akan dieliminasi dalam satu tahun. Sedangkan metode estimasi Insukendro error correction model (I-ECM) mengaplikasikan metode estimasi ECM dengan menambahkan dalam model dengan satu variabel yang dapat dikontrol oleh pemerintah sebagai variabel SHOCK. Variabel kontrol dalam penelitian ini adalah tingkat bunga domestik (r) yang ditempatkan sebagai variabel SHOCK. Metode estimasi I-ECM dikatakan baik sebagai suatu metode estimasi parameter manakala memenuhi kriteria model estimasi ECM di atas dan koefisien regresi variabel SHOCK nilainya signifikan secara statistik. Jika ketentuan tersebut dipenuhi berarti metode estimasi I-ECM baik sebagai metode estimasi dan pemerintah dapat secara efektif mempengaruhi perekonomian dengan melakukan kebijakan intervensi pada variabel SHOCK. Hasil estimasi dengan model I-ECM menunjukkan bahwa metode estimasi

I-ECM memenuhi kriteria sebagai metode estimasi yang baik. Nilai koefisien

penyesuaian (coefficient of adjustment) sebesar 0,848678 juga sekaligus menunjukkan kecepatan penyesuaian (speed of adjustment) nilai tukar menuju ke keseimbangan dengan nilai t-statistik sebesar 3,718896 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Keadaan ini menunjukkan bahwa sekitar 84,8678 % ketidaksesuaian antara nilai ER yang aktual (actual) dengan nilai ER yang diinginkan (desired) akan dieliminasi dalam satu tahun. Metode estimasi ECM dan I-ECM disamping dapat memberikan informasi mengenai bagaimana kaitan perubahan variabel independen terhadap variabel dependen dalam jangka pendek juga dapat memberikan informasi mengenai perubahan dalam jangka panjang. ECM dan I-ECM diperoleh hasil perhitungan sebagai berikut :

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Tabel IV.22. NILAI KOEFISIEN VARIABEL INDEPENDEN JANGKA PANJANG METODE ESTIMASI ECM DAN I-ECM Variabel Konstanta

D(RDNLN) D(SHLN) D(CF) D(BoP) D(CPI) D(M2) D(Dummy) ECT D(SHOCK) SHOCK(1)

ECM Jangka Pendek Jangka Panjang 910,9293 1197,525603 415,8974 506,4434975 0,002703 -0,02428964 -0,081073 -0,18381951 0,015352 0,21616893 -2,165042 0,05990711 0,040687 0,00659651 -2231,252 -564,572722 0,761312 -

I-ECM Jangka Pendek Jangka Panjang 1784,666 2103,877652 99,48472 567,1566578 -0,008198 -0,04151398 -0,006516 -0,14903061 0,013829 0,03367944 -2,131686 -3,19043383 0,039270 0,01185373 -1003,421 -1709,31888 0,848678 86,18776 103,2934 122,710943

SUMBER : Data sekunder (diolah)

Hasil estimasi variabel SHOCK dalam jangka panjang juga menunjukkan nilai tstatistik 1,581380 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Temuan empiris ini juga sekaligus membuktikan bahwa dalam jangka panjang kebijakan pemerintah melalui perubahan tingkat bunga domestik (r) tidak efektif dalam mempengaruhi nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Perubahan variabel rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN) terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) menunjukkan arah perubahan yang positif. Keadaan ini menunjukkan bahwa naiknya rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional (RDNLN) akan mendorong meningkatnya nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode estimasi OLS yang menganalisis perubahan variabel penelitian dalam jangka panjang menunjukkan nilai koefisien regresi variabel RDNLN sebesar 326,9889 dengan nilai tstatistik yang signifikan sebesar 2,0088060 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Hasil estimasi ini menunjukkan bahwa naiknya variabel RDNLN sebesar 1 % akan menaikkan variabel ER sebesar 326,9889 %.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Metode TSLS menunjukkan bahwa estimasi parameter penelitian dalam jangka panjang dengan mempertimbangkan keseimbangan pasar uang dan pasar barang dalam struktur persamaan simultan nilai koefisien regresi variabel RDNLN sebesar 334,6907 dengan nilai t-statistik sebesar 1,857586 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Keadaan membuktikan bahwa analisis jangka

panjang

dalam

sistem

persamaan

simultan

yang

mempertimbangkan

keseimbangan pasar uang dan pasar barang variabel RDNLN tidak berkorelasi secara signifikan terhadap variabel ER. Analisis estimasi model penelitian dalam jangka pendek dengan metode error correction model (ECM) menunjukkan tanda yang sama namun dengan koefisien regresi yang berbeda. Nilai koefisien regresi variabel RDNLN dengan metode ECM sebesar 415,8974 dengan nilai t-statistik sebesar 2,915582 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom)

n – k – 1. Hasil estimasi ini

menunjukkan bahwa dalam jangka pendek pengaruh peningkatan variabel RDNLN sebesar 1 % akan meningkatkan variabel ER sebesar 415,8974 %. Analisis jangka panjang perubahan variabel RDNLN terhadap ER menunjukkan bahwa nilai koefisien variabel RDNLN sebesar 506,4434 dengan nilai t-statistik sebesar 3,7960 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Temuan empiris ini juga sekaligus membuktikan bahwa dalam jangka panjang variabel RDNLN berpengaruh secara signifikan terhadap variabel ER. Peningkatan variabel RDNLN sebesar 1 % akan meningkatkan variabel ER sebesar 506,4434 %. Metode estimasi I-ECM menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel RDNLN dalam jangka pendek sebesar 99,4847 dengan nilai t-statistik 0,4914 <

t-

tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Temuan empiris ini menunjukkan bahwa variabel RDNLN tidak berpengaruh terhadap perubahan variabel ER dalam jangka pendek. Analisis jangka panjang menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel RDNLN sebesar 567,1566 dengan nilai t-statistik 5,1385 > t-tabel pada α

(level of significance) 5 % dengan derajat

kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Hasil temuan ini juga membuktikan bahwa meskipun dalam jangka pendek variabel RDNLN tidak berpengaruh secara signifikan

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 terhadap perubahan nilai variabel ER namun dalam jangka panjang variabel RDNLN berpengaruh terhadap perubahan nilai variabel ER. Hasil estimasi ini juga membuktikan hipotesa bahwa perubahan variabel RDNLN berpengaruh positif dan signifikan dapat diterima. Keadaan ini juga membuktikan bahwa perubahan tingkat bunga di pasar uang domestik dan internasional berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Hasil estimasi empirik dengan metode estimasi OLS pada persamaan nilai tukar rupiah ini menunjukkan bahwa nilai t-statistik variabel stok hutang luar negeri (SHLN) sebesar –1,424932 < t-tabel sebesar 1,734 pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan stok hutang luar negeri (SHLN) tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah (ER). Sedangkan dengan menggunakan metode estimasi TSLS diperoleh informasi bahwa nilai koefisien regresi variabel SHLN sebesar –0,014189 dengan nilai t-statistik sebesar –1,219079 < ttabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel SHLN tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah (ER). Metode estimasi ECM membuktikan bahwa dalam jangka pendek variabel SHLN tidak berpengaruh secara signifkan terhadap variabel ER karena nilai

t-statistik

0,1435 < < pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel SHLN tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Namun analisis jangka panjang menemukan bukti yang berbeda karena nilai koefisien regresi variabel SHLN sebesar –0,02428 dengan nilai t-statistik sebesar

–3,0074 > t-tabel pada α (level of

significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa kenaikan variabel SHLN sebesar 1 % akan menurunkan variabel ER sebesar 0,02428 %. Hasil temuan empiris membuktikan bahwa meskipun dalam jangka pendek variabel SHLN tidak berpengaruh terhadap variabel ER namun dalam jangka panjang variabel SHLN berpengaruh terhadap perubahan variabel ER dengan arah perubahan yang berkebalikan yaitu peningkatan variabel SHLN akan menurunkan variabel ER dan sebaliknya. Temuan empiris ini memberikan informasi bahwa realisasi penambahan stok hutang luar negeri dalam jangka pendek tidak memberikan sinyal yang signifikan

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 terhadap pelaku pasar namun dalam jangka panjang pelaku pasar baru akan memberikan reaksi yang positif. Keadaan ini berkaitan dengan hasil perundingan antara pemerintah Indonesia dengan negara-negara donor menyangkut realisasi pencairan hutang luar negeri untuk menutup devisit anggaran bagi kelangsungan pembangunan nasional yang pelaksanaannya berlangsung dalam waktu yang panjang sehingga respon pasar juga memberikan reaksi yang sama. Metode estimasi I-ECM memberikan informasi bahwa nilai koefisien regresi variabel SHLN dalam jangka pendek sebesar –0,0081 dengan nilai t-statistik sebesar – 0,4918 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel SHLN dalam jangka pendek tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Namun dalam jangka panjang diperoleh bukti yang sama bahwa nilai t-statistik variabel SHLN sebesar –3,9972 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan variabel SHLN dalam jangka panjang berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Nilai koefisien regresi variabel SHLN dalam jangka panjang sebesar – 0,04151 artinya bahwa peningkatan variabel SHLN sebesar 1 % akan menurunkan variabel ER sebesar 0,04151 %. Temuan empiris ini memperkuat dugaan bahwa peranan hutang luar negeri dalam perekonomian Indonesia cukup besar. Dilihat dari sisi fiskal bahwa hutang luar negeri merupakan komponen penting dalam APBN sehingga dapat menambah kemampuan perekonomian nasional dalam menyediakan dana investasi sehingga mampu mendorong pertumbuhan ekonomi dan penciptaan kesempatan kerja. Peningkatan pinjaman pemerintah karena adanya kucuran dana dari IMF terkait dengan keiikutsertaan Indonesia dalam program IMF untuk mempercepat proses pemulihan krisis ekonomi. Fakta ekonomi itulah sebagai faktor pencetus bergeraknya nilai tukar rupiah ke arah yang lebih baik seiring dengan pulihnya kondisi perekonomian Indonesia dari krisis ekonomi. Estimasi persamaan nilai tukar rupiah dengan metode OLS menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel aliran modal (CF) sebesar 0,084677 dengan nilai t-statistik sebesar 1,3062 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Temuan empiris ini menunjukkan bahwa aliran modal (CF)

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Hasil yang sama juga ditemua dengan menggunakan metode estimasi TSLS dimana nilai koefisien regresi variabel CF sebesar 0,02255 dengan nilai t-statistik sebesar 0,2565 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Metode estimasi ECM dalam jangka pendek juga menemukan fenomena yang sama dimana nilai koefisien regresi variabel CF sebesar –0,08107 dengan nilai t-statistik sebesar –1,4752 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Namun dalam analisis jangka panjang diperoleh informasi yang berbeda dimana nilai koefisien regresi variabel CF sebesar –0,18382 dengan nilai tstatistik sebesar –2,74454 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa peningkatan aliran modal (CF) sebesar 1 % akan menurunkan nilai tukar rupiah terhadap dollar (ER) sebesar 0,18382 %. Temuan empiris ini menunjukkan bahwa meskipun dalam jangka pendek variabel CF tidak mempengaruhi perubahan nilai tukar rupiah (ER) namun dalam jangka panjang perubahan variabel CF berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah (ER). Metode estimasi I-ECM menemukan bukti bahwa nilai koefisien regresi variabel CF dalam jangka pendek sebesar –0,006515 dengan nilai t-statistik sebesar –0,101392 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek perubahan variabel CF tidak berpengaruh secara signifikan terhadap variabel ER. Dalam analisis jangka panjang menunjukkan bahwa koefisien regresi variabel CF sebesar –0,14903 dengan nilai t-statistik sebesar – 3,40467 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa peningkatan aliran modal (CF) sebesar 1 % akan menurunkan nilai tukar rupiah terhadap dollar (ER) sebesar 0,14903 %. Temuan empiris ini juga sekaligus memperkuat hasil penemuan dengan metode ECM bahwa meskipun dalam jangka pendek aliran modal tidak berpengaruh terhadap perubahan nilai tukar rupiah namun dalam jangka panjang perubahan aliran modal berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah (ER). Fakta ekonomi ini bisa dijelaskan bahwa peningkatan aliran modal (capital inflow) akan meningkatkan cadangan devisa sehingga nilai tukar rupiah semakin

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 kuat. Demikian juga aliran modal keluar (capital outflow) akan menurunkan cadangan devisa sehingga akan menurunkan nilai tukar rupiah. Perkembangan aliran modal (capital flow) terkait dengan kebijakan ekonomi yang dilakukan pemerintah dan kondisi riil perekonomian Indonesia. Kebijakan devisa bebas yang diterapkan otoritas moneter memberikan keleluasaan pada pemilik dana untuk menaruh dananya di Indonesia atau menariknya tanpa ada pembatasan dari bank sentral. Konsistensi pemerintah dalam bidang keuangan dan perbankan serta kebijakan di sektor riil memberikan daya tarik bagi para investor untuk menanam dananya di Indonesia. Pasar domestik yang cukup besar menjanjikan keuntungan berinvestasi yang besar bagi para investor asing untuk menanam investasi di Indonesia. Namun krisis ekonomi tahun 1998 memberikan pelajaran berharga bahwa ketidakstabilan ekonomi dan politik menjadi faktor utama larinya modal asing ke luar negeri yang berakibat melemahnya nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Krisis ekonomi memberikan sinyal negatif bagi para investor sehingga mereka mengalihkan investasinya ke negara lain yang dianggap lebih aman dan menguntungkan. Fenomena capital outflow mendorong sentimen negatif di pasar uang sehingga nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) akan terus terkoreksi hingga tercapai kepastian bahwa kondisi ekonomi dan politik aman dan stabil. Studi empiris dengan metode estimasi OLS menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel neraca pembayaran (BoP) sebesar 0,14787 dengan nilai

t-statistik

0,14787 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan neraca pembayaran (BoP) tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode estimasi TSLS membuktikan bahwa nilai koefisien regresi variabel neraca pembayaran (BoP) sebesar 0,1545 dengan nilai t-statistik 0,95405 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa variabel neraca pembayaran (BoP) tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode ECM membuktikan temuan empiris mengenai korelasi antara neraca pembayaran (BoP) dengan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Dalam analisis jangka pendek diperoleh nilai koefisien regresi variabel BoP sebesar 0,01535 dengan nilai t-statistik 0,3501 < t-tabel pada α


Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. Jadi temuan ini sekaligus menguatkan hasil studi empiris dengan metode OLS dan TSLS bahwa variabel neraca pembayaran (BoP) dalam jangka pendek tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah (ER). Dalam analisis jangka panjang diperoleh informasi bahwa nilai koefisien regresi variabel BoP sebesar 0,216168 dengan nilai t-statistik sebesar –2,47437 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa defisit neraca pembayaran (BoP) sebesar 1 % akan berpengaruh secara signifikan terhadap meningkatnya nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER) 0,21616 %. Jadi temuan empiris ini membuktikan bahwa meskipun dalam jangka pendek perubahan neraca pembayaran tidak berpengaruh terhadap nilai tukar namun dalam jangka panjang perubahan nilai tukar berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Metode estimasi I-ECM menunjukkan bahwa dalam jangka pendek besarnya koefisien regresi variabel BoP sebesar 0,013829 dengan nilai t-statistik 0,36645 <

t-

tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek perubahan variabel BoP tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan variabel ER. Dalam analisis jangka panjang menunjukkan bahwa koefisien regresi variabel BoP sebesar 0,033679 dengan nilai tstatistik –3,77385 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang defisit neraca pembayaran berpengaruh secara signifikan terhadap peningkatan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Temuan empiris metode estimasi I-ECM ini sekaligus juga menguatkan hasil temuan metode ECM bahwa meskipun dalam jangka pendek variabel BoP tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah namun dalam jangka panjang variabel BoP berpengaruh secara signfikan terhadap variabel nilai tukar rupiah. Temuan empiris ini mengisyaratkan bahwa fundamental ekonomi berpengaruh terhadap perubahan nilai tukar mata uang disamping faktor-faktor non ekonomi. Posisi neraca pembayaran mencerminkan kondisi riil perekonomin Indonesia terhadap negara lain menyangkut arus perdagangan barang dan modal. Pengaruh perubahan tidak terjadi dalam jangka pendek namun dalam jangka panjang mengingat ada jangka waktu antara proses perjanjian transaksi perdagangan dengan realisasi perdagangan. Hal inilah yang melandasi bahwa pelaku pasar baru akan merespon perubahan posisi neraca pembayaran

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 setelah jangka waktu tertentu sehingga pengaruhnya terhadap nilai tukar rupiah tidak terjadi dalam jangka waktu pendek. Metode estimasi OLS menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel indeks harga konsumen (CPI) sebesar 0,90984 dengan nilai t-statistik 0,131844 <

t-tabel pada

α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa perubahan indeks harga konsumen (CPI) tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Sedangkan metode estimasi TSLS membuktikan bahwa nilai koefisien regresi variabel CPI sebesar 0,154501 dengan nilai t-statistik 0,954059 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa variabel CPI tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode estimasi ECM menunjukkan bahwa dalam analisis jangka pendek nilai koefisien regresi variabel CPI sebesar –2,16504 dengan nilai t-statistik

–0,71085

< t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek variabel CPI tidak berpengaruh terhadap perubahan variabel nilai tukar rupiah. Sedangkan dalam analisis jangka panjang menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel CPI sebesar 0,059907 dengan nilai tstatistik 4,081347 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang peningkatan indeks harga konsumen (CPI) sebesar 1 % akan meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar (ER) sebesar 0,059907 %. Temuan empiris ini membuktikan bahwa meskipun dalam jangka pendek indeks harga konsumen tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah namun dalam jangka panjang berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah. Hasil studi empiris ini juga selaras dengan teori nilai tukar dengan pendekatan paritas daya beli bahwa semakin tinggi tingkat inflasi suatu negara maka nilai mata uang negara tersebut semakin turun dibandingkan dengan nilai mata uang negara lain. Metode estimasi I-ECM menunjukkan bahwa dalam jangka pendek nilai koefisien regresi variabel CPI sebesar –2,131686 dengan nilai t-statistik –0,85246 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek variabel CPI tidak berpengaruh terhadap variabel

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 nilai tukar rupiah. Sedangkan dalam analisis jangka panjang menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel CPI sebesar –3,55632 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang variabel CPI berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Temuan empiris ini menguatkan hasil studi dengan menggunakan metode estimasi ECM bahwa meskipun dalam jangka pendek variabel CPI tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah namun dalam jangka panjang berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode estimasi OLS menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel jumlah uang beredar (MS) sebesar 0,010237 dengan nilai t-statistik 5,082132 >

t-tabel pada α

(level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar (MS) sebesar

1 % akan meningkatkan

nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,010237 %. Temuan empiris ini selaras dengan teori kurs dengan pendekatan moneter bahwa peningkatan jumlah uang beredar akan meningkatkan inflasi suatu negara sehingga daya beli mata uang negara tersebut menjadi semakin menurun relatif terhadap mata uang negara lain. Metode estimasi TSLS menunjukkan bahwa nilai koefisien regresi variabel jumlah uang beredar (MS) sebesar 0,010483 dengan nilai t-statistik 4,75936 >

t-

tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar (MS) sebesar

1 % akan

meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,010483 %. Hasil temuan empiris ini selaras dengan temuan dengan metode estimasi OLS yang menunjukkan adanya korelasi yang signifikan antara peningkatan jumlah uang beredar dengan peningkatan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Sedangkan metode estimasi ECM membuktikan bahwa dalam jangka pendek nilai koefisien regresi variabel MS sebesar 0,040687 dengan nilai t-statistik 5,15415 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,040687 %. Dalam analisis jangka panjang nilai koefisien regresi variabel MS sebesar 0,006596 dengan nilai t-statistik –2,851627 > t-tabel pada α


Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,006596 %. Metode estimasi I-ECM menunjukkan bahwa dalam jangka pendek nilai koefisien regresi variabel MS sebesar 0,03927 dengan nilai t-statistik 5,72034 >

t-tabel pada α

(level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,03927 %. Sedangkan dalam jangka panjang nilai koefisien regresi variabel MS sebesar 0,011853 dengan nilai tstatistik –3,69859 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan meningkatkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS 0,011853 %. Penambahan jumlah uang beredar (MS) pada perekonomian dengan permintaan uang yang relatif tetap menyebabkan nilai mata uang akan mengalami penurunan karena peningkatan jumlah uang beredar juga akan mendorong naiknya tingkat inflasi. Inflasi yang ditimbulkan karena peningkatan jumlah uang beredar (cost push inflation) berakibat semakin merosotnya daya saing produk domestik di pasaran dunia sehingga penerimaan devisa akan menurun sehingga nilai tukar mata akan mengalami peningkatan. Krisis ekonomi menimbulkan ketidakpastian bagi pelaku ekonomi sehingga ada kecenderungan mereka menunda transaksi perdagangan hingga tercapai kepastian bahwa kondisi perekonomian kembali aman dan stabil. Metode estimasi OLS membuktikan bahwa nilai koefisien regresi variabel Dummy krisis ekonomi (D) sebesar 3343,479 dengan nilai t-statistik 3,333251 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya kondisi krisis ekonomi menimbulkan peningkatan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 3343,479 %. Kondisi krisis mendorong munculnya gelombang spekulasi sehingga nilai rupiah semakin merosot karena pelaku pasar ramai melepaskan rupiah dan ditukarkan dengan dollar. Metode estimasi TSLS membuktikan bahwa nilai koefisien regresi variabel Dummya sebesar 2741,062 dengan nilai t-statistik 2,138547 > t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 bahwa kondisi krisis ekonomi menyebabkan peningkatan nilai tukar rupiah sebesar 2741,062 %. Namun hasil estimasi dengan metode ECM memberikan informasi yang berbeda dimana dalam jangka pendek nilai koefisien regresi variabel Dummy krisis ekonomi sebesar –2231,252 dengan nilai t-statistik –2,316255 > t-tabel pada α

(level of

significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa krisis ekonomi menyebabkan nilai tukar rupiah terhadap dollar mengalami penurunan sebesar 2231,252 %. Sedangkan dalam analisis ekonomi jangka panjang diperoleh informasi bahwa nilai koefisien regresi variabel Dummy sebesar –564,57272 dengan nilai t-statistik sebesar –0,48785 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang krisis ekonomi tidak berpengaruh secara signifikan terhadap perubahan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Metode estimasi I-ECM membuktikan bahwa dalam jangka pendek keadaan krisis ekonomi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Nilai koefisien regresi variabel Dummy sebesar –1003,421 dengan nilai t-statistik –1,0115 < ttabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka pendek kondisi krisis ekonomi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Dalam jangka panjang diperoleh temuan bahwa nilai koefisien regresi variabel Dummy sebesar –1709,318 dengan nilai tstatistik –1,65238 < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1 artinya bahwa dalam jangka panjang krisis ekonomi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (ER). Temuan empiris ini membuktikan perilaku ekonomi di pasar uang bahwa mereka yakin krisis ekonomi merupakan fenomena ekonomi jangka pendek sehingga dalam jangka panjang nilai tukar rupiah akan kembali stabil. 5. Kesimpulan dan Saran 5.1. Kesimpulan 1. Rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional dengan metode TSLS yang menunjukkan keseimbangan makro ekonomi secara signifikan

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 334,6907. Temuan ini menunjukkan bahwa peningkatan rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 334,6907 %. Sedangkan dengan metode estimasi OLS yaitu tanpa mempertimbangkan keseimbangan makro ekonomi diperoleh temuan akan menaikkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 326,9889 %. Pengaruh dinamika jangka pendek akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 415,8974 % dan pengaruh dinamika jangka panjang akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 506,4435 %. Dengan mempertimbangkan intervensi pemerintah dalam bidang moneter diperoleh temuan dalam dinamika jangka pendek akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 99,4847 %. Dan pengaruh dinamika jangka panjang dengan mempertimbangkan intervensi pemerintah akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 567,1566 %. 2. Stok hutang luar negeri dalam kerangka keseimbangan makro ekonomi yaitu dengan metode estimasi TSLS tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Demikian juga dengan metode estimasi OLS stok hutang luar negeri tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah. Demikian juga dalam analisis dinamika jangka pendek baik dengan intervensi kebijakan moneter pemerintah maupun tanpa intervensi kebijakan ekonomi. Sedangkan dalam analisis dinamika jangka panjang tanpa kebijakan intervensi pemerintah diperoleh temuan bahwa stok hutang luar negeri berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar –0,02428 artinya peningkatan stok hutang luar negeri sebesar 1 % akan berpengaruh terhadap penurunan nilai tukar rupiah sebesar 0,02428 %. Sedang dengan mempertimbangkan aspek intervensi pemerintah akan menurunkan nilai tukar rupiah sebesar 0,041512 %. 3. Aliran modal dalam kerangka keseimbangan makro ekonomi yaitu dengan metode estimasi TSLS tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Demikian juga analisis ekonomi dalam analisis dengan metode OLS diketahui bahwa aliran modal tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Sedangkan dalam analisis dinamik tanpa kebijakan intervensi pemerintah dalam bidang moneter juga diketahui bahwa aliran modal tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Namun dalam analisis dinamis jangka panjang aliran modal berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah sebesar –0,18381 artinya bahwa

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 aliran modal masuk (capital inflow) sebesar 1 % akan menurunkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,18381 %. Sedangkan dalam analisis ekonomi jangka pendek dengan kebijakan intervensi pemerintah aliran modal juga tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah. Sedangkan dalam analisis ekonomi jangka panjang aliran modal berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah sebesar –0,14903 artinya bahwa aliran masuk modal (capital inflow) sebesar 1 % akan menurunkan nilai tukar rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,14903 %. 4. Neraca pembayaran internasional dalam kerangka keseimbangan makro ekonomi dan ketidakseimbangan makro ekonomi tidak berpengaruh secara signfikan terhadap nilai tukar rupiah. Demikian juga dalam analisis dinamik jangka pendek tanpa kebijakan intervensi pemerintah diketahui bahwa neraca pembayaran tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah. Namun dalam analisis ekonomi dinamik jangka panjang tanpa kebijakan intervensi pemerintah neraca pembayaran berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,21616 artinya defisit neraca pembayaran sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah dalam jangka panjang sebesar 0,21616 %. Sedangkan dalam analisis ekonomi dinamis jangka pendek dengan kebijakan intervensi pemerintah diketahui bahwa neraca pembayaran tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Namun dalam analisis ekonomi dinamis jangka panjang neraca pembayaran berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,03367 artinya bahwa defisit neraca pembayaran sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,03367 %. 5. Indeks harga konsumen dalam kerangka keseimbangan makro ekonomi tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Demikian juga dalam analisis dengan metode OLS diketahui bahwa indeks harga konsumen tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. Temuan serupa juga diketahui bahwa dalam analisis dinamis jangka pendek dan jangka panjang baik dengan kebijakan intervensi pemerintah maupun tanpa kebijakan intervensi pemerintah indeks harga konsumen tidak berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah. 6. Jumlah uang beredar dalam kerangka keseimbangan makro ekonomi berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,01048 artinya bahwa

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,01048 %. Sedangkan dalam analisis dengan metode OLS diketahui bahwa jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,01023 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,01023 %. Dalam analisis dinamis jangka pendek tanpa mempertimbangkan aspek intervensi kebijakan ekonomi pemerintah jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,04068 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,04068 %. Sedangkan dalam analisis jangka panjang jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,006596 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,006596 %. Dalam analisis ekonomi dinamis jangka pendek dengan kebijakan intervensi pemerintah jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,03927 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar sebesar 1 % akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,03927 %. Sedangkan dalam analisis jangka panjang jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 0,011853 artinya bahwa peningkatan jumlah uang beredar akan menaikkan nilai tukar rupiah sebesar 0,011853 %. 7. Keadaan krisis ekonomi dalam kerangka analisis keseimbangan makro ekonomi berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 2741,062 artinya bahwa krisis ekonomi menyebabkan nilai tukar rupiah meningkat sebesar 2741,062 %. Demikian juga dalam analisis dengan metode OLS diketahui bahwa krisis ekonomi berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar 3343,479 artinya bahwa krisis ekonomi berpengaruh pada peningkatan nilai tukar rupiah sebesar 3343,479 %. Sedangkan dalam analisis dinamis jangka pendek tanpa kebijakan intervensi pemerintah keadaan krisis ekonomi berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sebesar –2231,252 artinya bahwa keadaan krisis ekonomi akan menurunkan nilai tukar rupiah sebesar 2231,252 %. Dalam kerangka analisis dinamis jangka pendek dengan kebijakan intervensi pemerintah diketahui bahwa keadaan krisis ekonomi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Demikian juga dalam jangka panjang krisis ekonomi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah jika pemerintah melakukan kebijakan intervensi di bidang moneter. 8. Kebijakan intervensi pemerintah dalam menentukan tingkat bunga domestik tidak efektif dalam mempengaruhi nilai tukar rupiah baik dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang. Karena nilai t-hitung dari variabel SHOCK dalam jangka pendek dan jangka panjang nilainya < t-tabel pada α (level of significance) 5 % dengan derajat kepercayaan (degree of freedom) n – k – 1. 5.2. Saran-saran 5.2.1. Saran Operasional 1. Rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional berpengaruh cukup besar dan signifikan terhadap nilai tukar rupiah terhadap dollar AS. Untuk itu perlu ditingkatkan kinerja perbankan nasional dalam mendorong kegiatan ekonomi melalui penyaluran kredit investasi bagi para pengusaha. Tingginya tingkat bunga menunjukkan lemahnya kinerja perbankan dalam melakukan fungsi intermediasi dan masih tingginya inefisiensi dalam pengelolaan manajemen perbankan nasional. Banyaknya kredit macet dan maraknya praktek korupsi para pejabat perbankan semakin mengurangi kredibilitas perbankan nasional dalam memainkan fungsinya sebagai pelaku pembangunan (agent of development). Perlu terus dikembangkan perbankan syariah yang terbukti selama masa krisis ekonomi tetap bisa bertahan dan tidak membebankan pada keuangan negara karena terhindar dari praktek spekulasi valuta asing dan korupsi yang terbukti telah merugikan negara. Potensi pengembangan perbankan syariah masih sangat besar mengingat populasi penduduk Indonesia yang mayoritas muslim merupakan potensi pelanggan perbankan syariah yang sangat besar. 2. Stok hutang luar negeri berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah dan sebaliknya nilai tukar rupiah juga berpengaruh terhadap perubahan jumlah stok hutang luar negeri. Untuk itu diperlukan pola penggunaan dan manajemen hutang luar negeri yang transparan, disiplin dan efektif disamping terus berupaya mengurangi tingkat ketergantungan dana dari luar negeri. Mengoptimalkan penggunaan pinjaman luar negeri pemerintah untuk kegiatan ekonomi produktif yang dilaksanakan secara transparan, efektif dan efisien serta dapat dipertanggungjawabkan. Kegiatan yang

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 dibiayai dari pinjaman luar negeri harus memberikan dampak positif bagi pertumbuhan ekonomi dan peningkatan kesejahteraan masyarakat. Hutang luar negeri harus dikaitkan dengan kemampuan membayar kembali, bersifat sementara, tidak ada ikatan politik dan tidak berindikasi pencucian uang (money loundering). 3. Aliran modal (capital flow) berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah sehingga perlu didukung dengan seperangkat kebijakan untuk mengantisipasi dampak negatif dari semakin bebasnya aliran modal antar negara.

Konsistensi kebijakan ekonomi

pemerintah dalam bidang perdagangan, perbankan dan keuangan agar modal yang masuk dapat digunakan untuk menggerakkan perekonomian Indonesia secara optimal. Perlu rumusan kebijakan ekonomi yang sinergis sehingga menarik investor asing masuk melalui penyederhanaan ijin usaha, penyediaan infrastruktur yang memadai dan mengurangi beban biaya ekonomi yang tidak jelas. 4. Jumlah uang beredar berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sehingga perlu kebijakan moneter yang tepat untuk mengurangi dampak negatif yang ditimbulkan dari kebijakan moneter ekspansif melalui peningkatan efektifitas dan efisiensi peran intermediasi dari lembaga perbankan dalam menyalurkan kredit. Sehingga dampak peningkatan nilai tukar rupiah dan inflasi dapat diimbangi dengan peningkatan pertumbuhan dunia usaha dan penciptaan lapangan kerja. 5. Neraca pembayaran (balance of payments) berpengaruh terhadap nilai tukar rupiah sehingga perlu ditingkatkan kinerja ekspor migas dan non migas untuk meningkatkan cadangan devisa negara. Perlu dirumuskan kebijakan perbankan tentang jaminan atas deposito dan klaim untuk mencegah pelarian modal (capital flight) dan kemungkinan adanya repatriasi modal sehingga tidak mengganggu cadangan devisa. 6. Krisis ekonomi berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar rupiah sehingga diperlukan kebijakan ekonomi pemerintah yang jelas dan terpadu untuk mengurangi dampak negatif terhadap nilai tukar rupiah. Informasi kepada masyarakat mengenai langkah-langkah antisipatif pemerintah dalam menangani hutang luar negeri, kebijakan penanganan perbankan yang bermasalah, penanganan kasus-kasus korupsi secara terpadu dan upaya penegakan hukum secara konsekuen akan memberikan kepastian kepada masyarakat.

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 7. Diperlukan kebijakan intervensi pemerintah yang bersifat alternatif selain tingkat bunga seperti pengendalian jumlah uang inti (Mo), jumlah uang dalam arti sempit (M1), jumlah uang dalam arti luas (M2) atau pajak pendapatan (Tx) untuk mengendalikan nilai tukar rupiah karena terbukti bahwa penentuan tingkat bunga domestik disamping tidak efektif dalam mengendalikan nilai tukar juga berpengaruh terhadap penurunan tingkat investasi. 5.2.2. Saran-saran untuk Pengembangan Ilmu a. Kebijakan intervensi pemerintah dalam menentukan tingkat bunga pada model penelitian ini terbukti tidak signifikan, sehingga perlu dirumuskan bentuk kebijakan intervensi lain dalam model penelitian yang dapat secara efektif mempengaruhi nilai tukar rupiah seperti penentuan pajak penghasilan, penentuan jumlah uang beredar, penentuan hutang luar negeri dan kebijakan deregulasi sektor perdagangan. b. Dalam penelitian ini terbukti bahwa rasio tingkat bunga domestik terhadap tingkat bunga internasional bersifat positif terhadap nilai tukar rupiah artinya bahwa instrumen tingkat bunga untuk mengendalikan nilai tukar tidak efektif tidak sesuai dengan teori. Untuk itu perlu ditindaklanjuti dengan penelitian berikutnya mengenai karakteristik perilaku ekonomi masyarakat mengenai permintaan valuta asing. c. Dalam penelitian ini terbukti bahwa peningkatan nilai tukar rupiah berpengaruh positif terhadap peningkatan permintaan uang artinya temuan ini tidak sesuai dengan teori. Untuk itu perlu ada penelitian lebih lanjut mengenai pola dan karakteristik permintaan uang di masyarakat. d. Dari penelitian yang dilakukan variabel stok hutang luar negeri, aliran modal, neraca pembayaran dan indeks harga konsumen sifatnya tidak signifikan terhadap nilai tukar rupiah sehingga diperlukan penelitian lebih lanjut dengan model penelitian yang berbeda dan variabel yang tidak sama.


DAFTAR PUSTAKA Adams John, 1999, The Contemporary International Economy Reader, second edition, St. Martin Press, New York Aghevli, BB, 1976, “A Model of The Monetary Sector for Indonesia 1968-1973”, Bulletin of Indonesian Economic Studies, vol. 12/3, p. 50-60 ----------------, 1977, “Money, Price and The Balance of Payment: Indonesia, 1968-1973”, Journal of Development Studies, vol. 13/2, p. 35-57 ----------------, 1999, “An Econometric Model of Monetary Sector for Indonesia”, Journal of Development Studies Aghevli, BB and Khan MS, 1978, “Government Deficits and The Inflationary Proces in Developing Countries”, IMF Staff Papers ----------------, 1978, “Government Deficits and The Inflationary Proces in Developing Countries”, IMF Staff Papers Angelos Kanas and Georgios P Kouretas, “Black and Official Exchange Rate Volatility and Foreign Exchange Controls Evidence from Greece”, International Journal of Finance and Economics 6, 2001 Anwar Arsyad, 1985, Prospek dan Permasalahan Ekonomi Indonesia 1985-1986, edisi pertama Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia dan Sinar Harapan, Jakarta Bennett T. McCallum, Monetary Economics Theory and Policy, Mcmillan Publishing Company, New York, 1989 Betts, Caroline and Michael B Devereux, 2000, Exchange Rate Dynamics in a Model of Pricing to Market, Journal of International Economics 50, 215-244 Bigman David and Teizo Taya, Floating Exchange Rates and The State of World Trade and Payments, Ballinger Publishing Company, 1984 Bodnar, GB and R Marston, “A Simple Modle of Foreign Exchange Exposure”, mimeo, October 30, 2000 Bodnar, G, F Wong, “Estimating Exchange Rate Exposure Some Weighty Issues, NBER Working Paper 7497, January 2000 Boediono, 1979, Econometric Models of The Indonesian Economy for Short Run Policy Analysis, Disertation Ph.D, University of Pensylvania

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 Bordo Michael D and Harold James, “The Adam Klug Memorial Lecture Haberler versus Nurkse The Case for Floating Exchange Rates as An Alternative to Bretton Woods, NBER Working Paper, October 2001 Bordo Michael, “Core Periphery Exchange Rate Regimes and Globalization,” NBER Working Paper, November 2001 Branson, William H, 2000, Macroeconomic Theory and Policy, third edition, Harper and Row Publisher Carmen M Reinhart and Vincent R Reinhnart, “What Hurts Most ? G-3 Exchange


CURRICULUM VITAE DATA PRIBADI Nama

: Imamudin Yuliadi, SE, M.Si.

Alamat

: Jl. Golo UH V/ 1002 B Yogyakarta Telp. 0274.383573

Tempat/Tgl Lahir

: Majenang, 23 Juli 1964

Pendidikan

: S-1 Fakultas Ekonomi Universitas Gadjah Mada (1990) S-2 Pascasarjana Universitas Gadjah Mada (2001) S-3 Mahasiswa S-3 Pascasarjana Universitas Padjadjaran

Institusi

: Fakultas Ekonomi Universitas Muhammadiyah Yogyakarta

Status perkawinan

: Sudah kawin

Jabatan Akademik

: Lektor Kepala

MATA KULIAH YANG DIAJARKAN 1. Ekonomi industri 2. Teori ekonomi mikro 3. Teori ekonomi makro 4. Sistem ekonomi 5. Perekonomian Indonesia 6. Bank dan lembaga keuangan lainnya 7. Ekonomi internasional 8. Ekonomi pembangunan 9. Metodologi Penelitian 10. Matematika ekonomi 11. Statistik 12. Komputer (Windows, SPSS, Eviews) KEGIATAN PENGEMBANGAN PROGRAM KULIAH • • • • • • •

Pembicara workshop pengembangan kurikulum ilmu ekonomi Islam Instruktur pelatihan komputer program EVIEWS Melaksanakan tugas workshop applied approach Membuat modul teori ekonomi makro Membuat modul perekonomian Indonesia Membuat modul praktikum aplikasi komputer program EVIEWS Membuat modul metodologi penelitian


JUDUL PENELITIAN DAN KARYA ILMIAH YANG DIPUBLIKASIKAN 13. Analisis Makro Ekonomi Indonesia Pendekatan Ekonometri (2001) 14. Analisis Persamaan Simultan Perekonomian Indonesia (2001) 15. Analisis Dampak Hutang Luar Negeri terhadap Pertumbuhan Ekonomi Indonesia (2003) 16. Pengembangan Kawasan Berbasis Komunitas Masyarakat (2002) 17. Analisis Makro Ekonomi Indonesia Pendekatan IS-LM pada Jurnal Ilmiah Ekonomi dan Pembangunan yang terakreditasi SK No. 53/Dikti/Kep/99 Vol. 6 No. 2 18. Penulis buku Ekonomi Islam Sebuah Pengantar diterbitkan oleh LPPI UMY ISBN 979870207 19. Sejarah Pemikiran Ekonomi Islam pada jurnal Ilmiah JESP vol. 1 No. 2 2000 20. Analisis Perilaku Konsumen Perspektif Ekonomi Islam pada jurnal ilmiah JESP ISSN 14119900 21. Aspek Ekonomi Kebijakan Otonomi Daerah pada jurnal ilmiah JESP ISSN 14119900 22. Kajian Peluang Investasi Industri di Kota Tangerang (Kerjasama Pemkot Tangerang, 2004) KEGIATAN PERTEMUAN ILMIAH NASIONAL DAN INTERNASIONAL YANG PERNAH DIIKUTI 23. Pembicara pada seminar regional dengan tema “Krisis Ekonomi dan Solusinya dalam Islam “ di kampus Universitas Ahmad Dahlan, 31 Maret 2001 24. Pembicara Bedah Buku karya Dr. Umer Chapra dengan judul “Ekonomi Islam Suatu Kajian Kontemporer” di kampus Magister Manajemen Universitas Gadjah Mada, 29 Maret 2002 25. Pembicara Bedah Buku karya Dr. Umer Chapra dengan judul “Masa Depan Ilmu Ekonomi Perspektif Islam” di kampus Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 30 Maret 2002 26. Pembicara seminar “Pengembangan Ekonomi Islam di Perguruan Tinggi” di kampus Universitas Ahmad Dahlan, 11 Mei 2002 27. Pembicara Talk Show di radio swasta UNISI Yogyakarta, 1 Mei 2001 28. Instruktur pelatihan Syariah Banking Operation Program (SBOP) di kampus Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 26 Februari 2002 29. Pembicara pada Simposium Nasional Riset Ekonomi dan Manajemen (SINREM) di kampus Universitas Surabaya, 29 Juni 2002

Simposium Riset Ekonomi II Surabaya, 23-24 November 2005 30. Pembicara seminar dan bedah buku “Menelaah Ekonomi Islam sebagai Salah Satu Sousi Alternatif dalam Penyelesaian Krisis Ekonomi” di kampus IAIN Sunan Kalijaga Yogyakarta, 28 Mei 2002 31. Pembicara pengabdian masyarakat dengan tema “Pengembangan SDM Daerah Pedesaan” di dusun Cawan Sedayu DIY, 24 Mei 2002 32. Pembicara pengabdian masyarakat dengan tema “Peran dan Tanggung Jawab Orang Tua dalam Menyiapkan Generasi Berkualitas”, di masjid Nurudh Dholam, 8 Desember 2000 33. Pembicara khotbah Idul Adha dengan tema “Menggali Potensi dan Motivasi Sosial melalui Momentum Idul Adha” di Munggang Wetan, Samigaluh, DIY, 22 Februari 2002 34. Pembicara pada pelatihan kewirausahaan di Gadingsari, Kulon Progo, DIY, 15 April 2001 35. Pembicara pelatihan manajemen masjid di masjid Mujahidin Pugeran Gunung Kidul, 29 Juli 2001 36. Peserta diskusi terbatas “Bantuan Likuiditas Bank Indonesia Suatu Sistem Penyelamatan Sistem Keuangan dan Perekonomian Nasional”, di kampus Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 19 Maret 2002 37. Moderator Panel Forum Nasional “Paradigma Ekonomi Islam”, di kampus Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 28 Nopember 2000 38. Peserta Seminar Nasional “Analisis Ekonomi Makro Indonesia dan Inflation Targeting”, di kampus Universitas Gadjah Mada 39. Peserta seminar nasional “Perbankan Islam Peluang dan Tantangan”, di kampus Universitas Muhammadiyah Purwokerto 13 Mei 2000 40. Peserta seminar nasional “Membangun Moralitas Budaya Islami dalam Perspektif Pluralitas dan tantangan Masa Depan”, di hotel Radison Yogyakarta, 15 Januari 2001 41. Peserta Kajian Islam Intensif dosen tetap Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 11 Maret 2001 42. Peserta pelatihan “Metodologi Empiris Ekonometrika Lanjutan” di kampus Universitas Muhammadiyah Surakarta, 19 Februari 2001 43. Peserta Pendidikan dan Pelatihan “Pemodelan Persamaan Struktural”, di kampus Universitas Pasundan, Bandung, 15 Februari 2003 44. Peserta “Advanced Training and National Workshop on Shariah Banking and Finance”, di hotel Santika, Yogyakarta, 13 – 19 Oktober 2003 45. Peserta seminar internasional “Waqf productive Management for The Economic Empowerment of The Ummah” di Asrama Haji Batam, 8 Januari 2002 46. Peserta The 5th IRSA International Conference “Regional Development in a Decentralized Era : Public Service, Poverty and The Environment”, di hotel Savoy-Hamann, Bandung, 18 – 19 Juli 2003


PENGHARGAAN ILMIAH • •

Juara harapan III LKTI Milad Universitas Muhammadiyah Yogyakarta, 24 April 2000 dengan judul “Implikasi Ekonomi Kebijakan Otonomi Daerah” Penerima bea siswa penelitian dari Bank Indonesia untuk penelitian Disertasi dengan judul Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya pada Perekonomian Indonesia

IMPLIKASI PERUBAHAN NILAI TUKAR RUPIAH PADA PEREKONOMIAN INDONESIA IMAMUDIN YULIADI

Recommend Documents