KARAKTFRJSTTKlNFLASI, HUBUNGAN KAUSALITAS ll\flasi DENGAN PEH.TUMBUHAN EKONOl\ill DAN TINC.;KAT PENYEilAPAN Tl:.NAGA KERJA Dl INDONF

KARAKTFRJSTTKlNFLASI, HUBUNGAN KAUSALITAS ll\FLASI DENGAN PEH.TUMBUHAN EKONOl\ill DAN TINC.;KAT PENYEilAPAN Tl:.NAGA KERJA Dl INDONF.SIA

Inflation Chnracteristics, Causality between /11j111tim1111ul t:c:o110111ic Growth, am/ Labour Absorbtion In Indonesia

Oteh:

KENDA PARYATNO NP:vt. 1.20720070012

TESIS Diajukan unruk mcmcnuhi xalah satu syarar guna

mempernleh Cetar \-1agistcr F.kou()mi pafla Program i\·1a~istcr F.konQn1i Tera pan r~sca5arjana Fakull:IS t:kouorni Universiras Pndjadjaran

Sprsialisasi/Pt111in:tt:tn:

Ekouomi Pernhangunan <1:1n Ptrl'nr::ln:l:tn

l\t1A(;JSTER f.KON0\11 PEJ\-1BANGUNA~

DAN PERENCANAAN

PASCASARJANA FAKULTAS EKONO'Ml PADJ1\DJ,~\R.\N BANDUNG

UNIVERSITAS

2009

KAHAKTCRISTJK l\'FLASI, UUUlJNGAN KAlJSALITAS INFLASl DENCAN PEHTUtvfHUHAN El<()f\'Oi\'11 DAN TINCKAT PENYER.l\l'J\,~ TE'lAGJ\ KFR.JA

DI IND()NESIA

!11j111tio11 Clmracteristics, Ca11sr1lilJ' between luflntion mu/ Economic (i'rt1Jt•tlt, 111111 l.abonr ii bsorbtitm In Indonesi«

Okh: KENO/\

l'Al{\'!\TNO

l'll'M. 1207211070012

TF.Sl~ l)iaj11knn 1111l11k 1ntrn<.•11uhi s"l:ih \;1111 ~yi11·01 g111ul rnemperoleh Cc·lar l\1nAi~h:I' Ekuuoru l 1n1d;r Pro~rnn1 l\1:tjtiSrt•r F.ko111.1n1I

Ttr~11:111 l'asras:1rj:111:1 f'otwlln> F.konomi ll11h·crsitu~ Pndjadjar.111 S1>c~h1lis:udll't1ntnnrn11: fl(f111n1ni P1:1nhun~u11nu tf:.1n Pc1·tnC'tllifH111 Tdalo disc1ujui;1lch l'c•mbl111hi11i: p:id• rnn~gul

~c·rwrii ynu~ iertcru cli bnwuh ini

Ua 11du 11i:.

,la 1111111·1 21109

Ketuu Ti111 l'cmhimbing

Anl(gOhl Tim l'cmbimbiog

1iC-

, Prof.Dr.Iii Tali S ..Jocsron, SE. MS NII' DO 437 052

/

'

Dr. Aricf Ramarnndi, SI•:, t\n;c. NIP 132 146 229

Kctun Pro:,!ntlll Magi.,tu Ekonumi Terapau

l'rof.Dr.llj Tali S . .Jocsrnn, SF., :VIS

NIP L'O ..f.17 052

PERNYATAAN

Deugan ini saya menyatnkan bahwa : I.

Karya tulis saya, tesis ini. adalah asli dan bclum pcrnah diajukan untuk mcndapatkan gelar akadcmik (sarjana, rnagister, dan atau

doktor), baik di Univcrsitas f'adjadjanm 111aupu11 di perguruan tinggi lain 2.

Knrya rulis ini adalah mumi gagasan, rumusan, dan pcnclitian saya · sendiri. tanpa banruan pihak lain. kecuali arahan Pembimbmg.

J.

Dalarn karya rulis ini tidal, ierdapar karya arau pendapat yang tclah ditulis atau dipublikasikan oraog lain, kccuali secara tertulis dengan jclas dicanturnkan sebagai acuan dalam naskah dengan discbutkun nama pengarang dan dicantumkan dalam daftar pustaka.

4.

Pernyataan ini saya buat dengan scsungguhnya dan apabila di kernudinn hari rcrdapat penyimpangan dan ketidakbenaran dalam

pernyataan ini, maka saya bersedia mencrima sanksi akadernik bcrupa pencab11J~n 'gelar yang telah diperoleh karcna karya ini, sena sanksi lainnya sesuai dcngan norma yang berlaku di

perguruan tinggi.

Bandung, 20 Januari 2009 Yang membuat pcrnyataan,

KENDA PARYAWO

NPM.

120720070012

ABSTRAK

Karuktcristik lntlasi, Hubungan Kausaliras lntfasi Dengan Pertumbuhan Ekonomi Dan Tiogkat Penyerapan Tenaga Kcrja

Di Imlanexia

I'enelitian ini terutama bertujuan untuk mengetahui karakteristik inflasi dan menguji hubungan kausalitas antara inflasi dengan ringkat pertumbuhan ckonorni sorta hubungannya dcngan tingkat pcnycrapan tcnaga kerja di Indonesia. I )a lam pcnclitian ini digunakan analisis deskriptif dan kuamitaiif Analisis

desknptif digunakan untuk memperoleh deskripsi tentang karaktcristik inflasi di Indonesia. Analisis kuanritatif dilakukan 1111t11k mcnganalisis hubungan kausalitas antar jcnis-jcnis pcnghitungan inflasi. hubungan kausalitas jenis-jenis inllasi dcngan tingka! pertumbuhan ekonomi. dan hubungan nngkat pcrtumbuhan ekonomi dengan tingkat penyerapan tcnag,a kcrja, Analisis kuantitatif dilakukan dengan Granger Causality Testclan regresi analisis data panel. Husil pcnelitian mcnunjukkan bahwa peughitungan inllasi di Indonesia didorninasi olch Iaktor makanan baik dalam bobotlshare nya maupun dalam tluktuasi perubahan harganya. Dalam jangka pcndck masing-masing jenis pcughitungan inflasi mcnunjukkan hubungan yang sating mempengaruhi. Kernudian untuk hubungan antam jcnis inllusi dan pcrtumbuhan ekonomi terlihat bahwa dalam jangka panjaog terjadi hubungan searah maupun timbal batik antara inllasi volatile goods dcngan pertumbuhan ckonomi. Namun untuk hubungan antara tingkat pcnycrapan tenaga kerja terhadap pertumbuhan ekonorni didominasi bukan dari sektor makanan tctapi dari sekior industri. sektor konsiruksi, sektor perdagangan dJ11 sektor uansponasi.

Kata kunci: Karakteristik lnllasi, Hubungan Kausalitas, Pcrtumbuhan Ekonomi, Penycrapan Tenaga Kcrja

ABSTRACT

Inflation Characteristics, Causality between lnjlatio11 and Economic Growth, am! Labour Absorbtion In Indonesia

This Research explores the characteristicsof inflation in Indonesia. and tests its causal relation with 1he rate of economicgrowth in the country. Further, the research also explores the indirect relationship between inflation and employmem/iaborabsorbtion in Indonesia, The research used both descriptive and quantitative approach in its analysis. The descriptive analysis is used for geuing' the deskription about inflation characteristics in Indonesia: The quaruiuuive analysis is conducted 10 analyse the causality relation between types of irftaiion. causality relation of different inflation types with the rate of economic growth. and the relation between economic growth role with the level of labour absorb/ion. The quantuative analysis is conducted using a Granger Causality 'Jest and a panel data regressionanalysis. The results indicate that trflauon i11 Indonesia is predominated hy the food component, in term of wight/share and in ifsfluctuations. In the short-term each type of inflation shows a rousol relationship. Ju the tonger-term. the relation between inflationand economic growth lend to show as unidirectional patient Nevertheless,for the relation between level of labour absorbtion and economic growth, ii is predominated nm hy the food sec/or 0111 by the industrial sector, construction sector, commercialsector um/ transportotionsector.

Keywords : Charocteristic !l!flosi. Causality relation: Economic growth. Labour

Absorbtion

KATAPENGANTAR

Puji syukur penutis panjatkan kcpada Allah SWTyang relah melimpahkun kasih dan karunia ~yn sehingga penulis dapat mcnyclcsaikan tcsis dcngan judul

"Knrakterlstik

Inflasi,

Huhungan Kausalitas

Inflasi

Dcngan Pcrrurnbuhan

Ekonomi Dan Tingkat Penyerapan Tenaga Kcrja Di Indonesia". Tcsis ini tidak akan selosai tanpa bantuan dari berbagai pihak. Olch karcna itu dcngan tulus penulis mcnyampaikan terima kasih kcpada yang terhormat: I.

lbu Prof. Or. Hj. Tati Soehartati Jocsrun, SF., MS scbagai pembimbing I sekaligus

selaku Keiua Program Magistor

Ekonomi Terapan Univcrsitas

Padjadjaran Hand1111g. 2. Bapak Dr. Aricf Rarnayandi, SE, YU:::c. sebugni pcmbimbiug II yang tclah bcrkcnnn mcnyisilrkau arahan.

waktu beliuu yang sangm bcrharga untuk membcrlkan

korcksi, dan masukan dalam proses pcnyusunan icsis ini,

3. lbu Prof Dr. Rina Indiasturi. bupak Mamun Setiawan. SJ::. YIT dan bapak Ferry Hadiyunto. SC. MA yang tclah mcmbcrikan korcksi dan maxukan untuk perbaikan ccsis ini. 4. l{cktor Univcrsitas Padjadjaran dnn seluruh doscn pada Program Magister Ekonorni Tcrapan yang telah memungkinkan pcnulis mcmpcrolch tambahun bekal ihuu pcugetahuun di bidang ekonomi. 5. Orang iua/mcrtua yang selalu rnemberikan kcpada penulis.

dukungan dan doa yang

lulus

6. Istri tercinta Tri Cahyaningsih, dan ananda Muhammad

ananda l lani Nurfajriana. ananda Fida Maisa

Raffid Rarnadhan (mas kokon)

yang

sclalu

mcrnbcrikan scmangat, penghibur dikala suka dan duka, yang juga selalu mendoakan penulis selama kuliah hingga penulis mampu mcnyclcsaikan

program ini dengan baik.

7. 'Para karyawan Program MET, rekan-rekan mahasiswa MET angkatan VJJI dan sernua pihak yang tidak dapat penulis sebut namanya, terima kasih atas

segala bantuannya. Scmoga Allah, Tuhan Yang Maha Pernurah, rnembalas kebaikan tersebut dengan

kebaikan dan kcmuliaan di dunia dan akhirat. Akhir kata, meskipun penulis telah berusaha secara maksimal dalam mcnyusun tesis iui. namun karena keterbatasan kemampuan, rnaka dalam tulisan

ini masih tcrdapat kekurangan, kritik dan saran yang sifatnya

Olch karcna itu penulis sangat mengharapkan membangun, Terlepas dari kekurangan

dan

kctcrbarasan tersebut, penul is berharap resis ini dapat memberi manfaat bagi obyek pcnclitian. institusi penuhs, dan para pembaca.

Bandung, Januari 2009 Penulis,

Kenda Paryamo NPM 120720070012

hAYfARlSJ

HALAMAN nJDln,

. ii

LEMBAR PENGESAHAN PF.R\JYATAAN

111

ABSTRA.K

IV

KATA PENGANT.'\R......................................................................................

v

DAFT AR !SI.....................................................................................................

vi

01\rT/\R Ti\BEJ

vii

40........................................

viii

f)AFTAR GAMBAR........................................................................................

DA.FTA.R LAMP lRAN. . BAH I. PENDAHULUAN

.. . .. . . . .

. .. . . . .. . .. . . . . .

ix

.

1.1 Latar Belakang

.

J .2 Perumusan Masai ah

.

JO

. I'eneI'iuan . I -~' TUJuan

.

11

1.4 Ruang Lingkup Penelitian

.

12

1.5 Kegunaan Penelitian

.

13

HAH II. KA.HAN PUST AKA, KERANGKA PEMlKJRAN DA.\J HIPOTESJS 14 2.1 Kajian l'ustaka

.

14

2.1.1 Pengcnian lnflasi

.

14

2.1.2 Aspck Makro 11 lKJinllasi

.

16

2.1.3 Aspek Mikro IHK/lnlla~i

.

l7

2.1 .'I Seki las Perkernbangan Teori lnflasi

.

J ')

2.1.5 Konscp dan Definisi

.

2.1.6 Penghirunga» lnOasi

.

24

2.1.7 Smdi-smdi dan Pcnclitian Sebelumnya

27

2.1.7 I Studi Karakteristik lnflasi di Indonesia.....................

27

2.1.7.2 Studi Pcngukuran Non Accelerating Inflation rate of Capacity Ctilization (N/\ICU)........................

29

2.1.7.3 Studi Pengukuran lnflasi Inti (Core Inflation) Di Indonesia

. . .. . .. .

30

2.1.7.4 Studi 1 lubungan Kausalitas Antara lnflasi Win Pcrtumbuhan Ekonomi Di Beberapa Negara Di /\SEAN.................................................................

32

2.1. 7.5 Studi-srudi Hubungan lnflasi dengan Pertumbuhan

Ekonorni

.

33

? .2 Kcrangka Pemikiran,

.

34

2J I lipotesis

.

35

.

37

UAH Ill. METOOOLOGI P1;1'1·UTl/\'.'I ).1

Objck Penelitian

.

37

3.2

Metode Pcuelitiun

.

38

I.?. I Dcsnin Penelirian

.

3S

3.2.2 Konscp Kausalitas

.

39

3.2.J l'eknik Pcngumpulan Data

..

40

3.2.4 Jonis dan Sumbcr Data

..

41

Metode Anal isis

.

42

3.3.1 Mctode Diskriptif..

..

-12

3.3.2 Model Empirik

..

42

Pcnguiian Awai l intuk Data Time Series

..

47

3.4.1 Uji Sta~i11uaritas (U11i1 Root Tl•:;/)

.

47

~' ~

" 4 ., U" . K omtcgrasi . . ~1 [)erajat

..

48

}.-U Uji Kcluyakun I .ag

..

-19

3.4..l Uji Durbin Watson

.

50

Model Pengujian Dcngan Dalu Panel

..

:' 1

3J

).4

\5

J.u Opcrasronalisasi Vanabel

53

3.7

5'

Evaluasi Model

DAFTA!{ TAUEL

Tabel 4.1

Jurnlah Komoditas
67

Tabcl 4.2 Andi! Kelornpok Pengeluaran Terhadap Inflasi Nasional Tahun 2003-2007 (persen)..............................................................

69

Tabcl 4.3 Pernbahan/Perbedaan SRl-1 2002 dan SBH 2007

'/3

Tabel 4.4 Bobot/l'enimbang (%) Beberapa Kora (dengan bobot hesar).........

74

Tabcl 4.5

Ringkasan Uji Akar Unit Pada Level Jenis Penghitungan

Jnflasi dengan Data Bulanan

77

Tabel 4.6 Ringkasan Uji Akar Unit Pada Jenis Penghirungan dengan Laju GDP dengan Data Tri w ulauan . .. .. . ..

80

Tabcl 4.7 Ringkasan L'ji Kausalitas Granger Amara Core Inllasi dan Lnj11 PDB

84

Tabel 4.8 Hubungau Kausalitas Granger Amara Core lnllasi dan Laju PDB

84

Tabcl 4. 9 Ringkasan L~i Kausalitas Granger Antara lnllasi Volatile Goods

dan Laiu PDR Tabel 4.10

85

Hubungan Kausalitas Granger Antara lnflasi Volatile Gooch

dan Laj u PD B............ ..

.. .

.. ..

.

Tabcl 4. l I Penguiian Dengan Pcndekatan Common Effect..

.. ~....

86 89

Tabet ~ .12 Pengujian Dcngan J'endekatan Fixed Effect..................................

90

Tabcl 4.13 Redundan: Fixed Efli'cts Te.11s.......................................................

91

Tabet 4.14

CJ2

Persanaan Regrcsi yang mclibarkan Dummy Vanabel

DAITARGAMBAR

Gambar I. I Kurva Phillips

:.......................................................

4

Gambar 1.2 Laju lnflasi di Indonesia Tahun 1999-2007..................................

7

Gambar 1.3 Tingkat Pengangguran di Indonesia Tahun 1999-2007

8

Gamber 1.4 Laju Perturnbuhan di Indonesia Tahun 1999-2007

9

Garnbar 2.1 lllustrasi Cost Push Inflation.........................................................

22

Garnbar4.I tnflasi Nasional. 1951-1968(perscn)............................................

64

Gambar 4.2 lnflasi Nasional, 1969-2007 (persen)............................................

65

Gambar 4.3 Pcrscntase Andi I lnflasi Makanan dan Non Makanun

68

Gambar4.4 Series lndeks Core. ValatilcGoodsdan Administered Price........

71

DAFTAR LAMPfRA:-1

Lampiran L

Plot Data Inflasi Bulanan -

Lampiran 2.

Uji Akar Unit Untuk Data lnflasi Bulanan

Lampiran }.

Granger Causality TestUntuk Jenis-jenis Penghitungan Inflasi

Lampiran 4.

Plot Untuk Data Triwulanan Jenis-jenis lnflasi

Lampi ran .~.

Basil llji Akar Unit Untuk Data T riwulanan

Lampiran 6.

Granger Causality Test Untuk Hubungan Jenis lnflasi Dcngan Laju PDB

Larnpiran 7.

Pengujian Dengan Common Effect

Lampiran 8.

Pengujian Dengan Fixed J::J]i:ct

Lampiran 9.

Pengujian Dengau Random Effec:

l.ampiran I 0. Redundam Fixed EffectsTests Lampiran 11.

Pengujian Dengan Common Fffect Per Sektor dengan Variabcl Dummy

BABl PF.Nl>AJ:iULUA_ ~

I.I.

Latar Belakang Pertumbuhan ekonomi, tingkat pcngangguran


ukuran utama dalarn pcrckonomian maim>. Pertumbuhan ckonomi yang dihiumg

melalui produk domestik bruto riil (l'UB riil) untuk mcngukur pendapatan total setiap orang dalam perekonomian, tingkar pengangguran untuk rnengukur bagian dari angkatan kerja yang bclum bekerja dan tingkat inflasi digunakan ruengukur

seberapa ccpat harga meningkat, Para ekooom makro mempelajari bagaimana variabel-variabel

ini diukur, mengapa variabcl-variabel

im berubah scpaniang

wakru dan bagaimana variabel-variabel itu saling berinreraksi. Inflasi sccara harliah didefinisikan sebagai pergerakan kenaikan harga

secara umum. Dcngan

kata lain inflasi mencenninkan kenaikan harga barang-

barang konsumsi secara mcnycluruh. walaupnn lingkat kenaikan harga di masingmasing komoditi sccara relative bcrbcda satu dcngan yang lainnya, Dcngan demikian, pcmahaman tentang dinamika pembcmukan harga di Ievel mikro atau

di tingkal kornoditi dan sckror akan sangat membantu dalam rnernahami pola pergerakan harga sccara umum. lnflasi

memiliki implikasi yarnJ cukup besar terhadap

nasional. Begitu pul., terhadap masyarakat karena pengaruhnva

langsung olch masyorak,u. inllasi rnenurunkan

tcruuuna

perekonomian yung dirasakan

saat inflasi tingg]. Hal ini disebabkan karcna

penghasilan riil mereka. semcntara

masyarakat lndonesia urnumnva masih rerdah.

kcmampuan

daya beli

1.

Inflasi scbagai salah

Salli

indikator ckonomi makro dalam sistern ekonomr

terbuka, tidak hanya dipcngaruhi oleh fakror internal permintaan dan penawaran rnelainkan juga faktor external sepcrti pcrkembangan tingkai suku bunga dipasar uang dan nilai tukar rupiah di pasar valutn Hsing yang, sangat- scnsitif rerhadap perubahan

ckonomi global.

Adakalanya

inflasi

mcningkat

deugan tiba-tiba

sebagai akibat suatu pcristiwa tertenru yang terjadi di luar ekspcktasi pemeriutah misalnya efek dari pengurangan nilai uang (depresiasi nilai uang) yang sangat

bcsar atau ketidakstabilan politik, Olch karcna itu untuk memperkirakan

tingkat

inflasi di waktu yang nkan dntang tidnk cukup dengan mcmpcrhatikan trend/polo

pcrubahan indcks harga semata nrciainkun

hams

mcmperhatikan faktor-Iaktor

lain pcnycbab langsung maupun tiilak langsung yang memicu kennikan/penumnan hargn.

l3agi para akadernisi inflasi merupnknn Ienomena ckonomi yang hams dipelnjari

secara terns menerus karcnu si fl1tny~ yang dinamis, Fcnomcna ini

scmnkin mcnarik dengan pcrckunomiun dunia yang sudah bersifar µlobal. Untuk itu pengkaiian

tcrhadap inflasi harus torus dilakukan

m~ngingat solusi lewat

sebuah model seringkali tidak dapat bcrlaku sccara umurn. Model model inllusi yang bekcrja dengnn baik pada tahun clan kasus-kasus

tcrteutu,

bisa mcujadi tiduk

rclevan untuk masa rnendatang atau dalam kundisi yang berbcda. tJn111k mengikuti sifat inllasi yang dinamis. Badan l'usat Stausuk (HI'S) sclalu rnelakukan pcmharuan padn komponcn tahun dasar. cakupan komoditas.

cakupan kora, dnn diagram timbang mclalui survci besar yaitu Survci Biayu Hidup (SBH).

3

Sejalan dengan kompleksitas mara ranrai hubungan antara inllasi dengan beberapa variabcl rnakro lainnya. sangatlah sulit untuk pembentukan

harga sccara spesifik,

mengamati

perilaku

Sulitnya pengamatan tcrhadap

perilaku

variabel tersebut juga berkaitan dengan sulimya mengidentifikasi/memprediksi sumber-sumbcr g('.jolak struktural (shocks) yang memicu tekanan intlasi, apakah

dari sisi penawaran ataukah dari sisi pennintaan. Menurut

Bank

Indonesia

perkembangan

inflasi

Indonesia

di

mempcrlihatkan bahwa mekanisme pembcntukan harga di Indonesia rnasih sangat dipcngaruhi oleh xisi penawaran

sehingga laju intlasi sangat reruan t.erhadap

kejutan pasokan (supp~y shocks). Lebih dominannya pengaruh sisi penawaran dalam mckanismc pernbentukan harga tururama disebabkan olch besarnya peran

komponen biaya input dalam struktur harga produk. Kondisi ini juga tcrccrmin pada besarnya konrribusi barang dan jasa yang harganya diatur oleh pemcrintah (administered prices) dun. bahan makanan yang harganya

sangat [luktuatif

Perekonornian

tvolatuc food) dalam kcraniang IHK, yaitu sekitar 40% (Laporan

Indonesia 2003) taju inflasi di Indonesia juga dipengaruhi oleh proses pcmbentukan harga yang umumnya dilakukan pedagang

besar.

sccara berkala, tcrutama di tin[;kat

Mckanismc

pembentukan

lmrgn secara

produsen dan

berkala

selanjutnya telah menimbulkan

rigiditas dalam proses pembcntukun

berimplikasi

rcnrang wakru yang dibutuhkan

pada panjangnya

tersebut

harga yang

oleh kebijakan

moneter dalam mempengaruhi laju inflasi. 1'fok tunda ini scmak in p:rnj:mg lagi mengingat dampak kehijakan moncter ke sektor riil terlehih dahulu diunnsmisikan melalui sektor keuangan. Dengan kondisi ini. dalam upay» pcngcndal iun i:1 llasi.

kebijakan rnoneter diruntut untuk lebih bersifat forward looking dan transparan, serta didukung oleh kebijakan fiskal yang konsisten dalam rnenjaga kestabilan ekonomi makro (Laporan Perekonomian Indonesia 2003).

Selanjutnya hubungan apa yang seharnsnya terjadi di antara inflasi dan tingkat pengangguran. Hubungan antara inflasi clan pcngangguran ini ditcliti olch ekonom lnggris yang bernama A.W Phillips

(1958)

negatif antara tingkat pcngangguran dengan

tingkat iuflasi yang diukur dari

pertumbuhan

yang mcmantau korclasi

tahunan dari upah tenaga keria secara nominal seperti gambar

bcrikut.

Garnbar 1.1. K urva Phillips lnflasi (X}

\ IJ

--------:------~

: 0

;

K~

Philtip~

~--rr-----n:--"'e"'ng"'a"'ng"'g"'ur=<~1n(%)

Sumbu vcrtikal mcnunjukkan pcrscntase kcnaikan harga umum sedangkan sumbu

horizontal menunjukkan persentase pengangguran relatif terhadap angkatan kcria. Upaya rnernrunkan angka pcngangguran dari titik yang discpakati

sosial akan dapat berakibat pada mcningkmnya

intlnsi,

secara

Korelasi 11e~<11ir inilah

yang dipatenxan oleh Phillips lewar kurv.mya yang tcnar disebut T'hiliips Curve:

5

pengangguran (unemploynumt) berkorelasi uegatif dengan intlasi. Turunnya angka pcngangguran akan menirnbulkan inflasi. f.aju perekonomian

y~ng mcningkar

akan mengurangi pengangguran tapi akan menimbulkan inflasi. Konsep ini sendiri sudah
dan pengangguran, yang dikcnal dengan konsep Non Accelerated InflationRate of Unemployment (NJ\IRU),

yang artinya tingkat pengangguran

yang

tidak

mcndorong pada percepatan laju inflasi. Menurut kousep

ini.

N:\IRU rncrupakan batas ams dimana

tingkat

pengangguran bclum mcmberikan tekanan pada laju inflasi. Pada saat tingkat pengangguran sarna dengan NAJRU. kurva Philips berbeniuk vertical. Ilal ini rncngimplikasikan bahwa penurunan inflasi hanya dapat dilakukan bila tingkat pengangguran aktual lebih tinggi dari Ni\lRU. Dalarn hal ungkat pengangguran sudah mencapai NA.IRU maka pcnurunan tingkat pengangguran akan mendorong pada laju inflasi. Ilal int mcrujuk pada hubungan antara ckscs pcrrnimaan/ penawaran tcnaga kcrja dcngan Juju inflasi sebagaimana digambarkau dalarn kurva Phillips. Kemudian bagaimana Karena para pckerja

hubungan antara pengangguran

mcmbantu

mcmproduksi

baning

don POB riil.

dan _1asa dan para

pcnganggur tidak, pcningkatan dalam tiugkat pcngangguran seharusnya dikaitkan dengan penurunan dalam PDB riil. Ilubungan amara PDR riil dan pcngangguran tersebut dijelaskan

oleh hukum Okun (Okun 's law) yang mcnyaraknn bahwn

terjadi hubungan negari i' anrara pcn:;angl!-uran dan PDB ri ii.

6

Scjalan dcngan Hukum Ohm yang mcngaitkan antara outpu: gap dengan

labor market gap. maka konsep yang sama yang juga banyak dipakai adalah NAICU,

singkatan dari Non Accelerating Inflution rate of Capacity Utilization.

Mcnurut konsep ini, NAICU merupakun batus alas dimana 0111p111 xap bclum mcmbcrikan

tekanan pada inflasi. Hal ini berarti bahwa upaya mendorong

perrumbuhan

output dapat dilakukan

tanpa mcnimbulkan

scpanjang 0111pu1 gap masih hcrada dihawah Ni\lCIJ.

mencapai

tekanan intlasi

Pada ~11a1 output sudah

NAlCU maka sctiap kcnnikan m11p111 gap berarti akan meningkatkan

tckunan inllasi. Untuk kasus Indonesia iingkat N1UR1J dun NAICU belum tersedia, narnun berdasarkun ~ludi dengan pendekatan industri pcngolahan dan tini;tkat inrlasi yang digunakan adalan inllasi

inti (cOrli i11/la1i1Jn), menghasilkan

tingkat

NAJCU

scbcsar 80 pcrscn. Artinya tingkat pcnggunaan kapasitas yang akan menimbulkan kcnaikan

inflnsi ialnh scbcsar 80 person, nilui ini tiduk juuh berbeda dengan

tlngka: N/\lClJ di Amcrika yaitu 82 persen. Darnpak ckonorni dari rendahnya penyerapan icnaga kcria pada akhirnya juga dapat scmakin mcrcduksi jumlah tenaga k~1J01 yane :1rl:i. Rcndahnya rlnya he! i misalnya

akan

turunnya

permintaan

aklivitus

bcrdampak pada nuuunya akan mengurnugi

pcrmintaun aktivitas

barung dun jasa, dun

lapanguu

usuha,

Iurunnya

lapangun usaha salah satunya <1ka11 berdornpak pudu pengurangan jurnlah

tenaga keija. Pcngangguran

di Indonesia

mcrupaknn

f'en i ngkaln n j um I ah nngk.uan kerja yang

masaluh

yan~ cukup serius.

lid ;i k di i m bangi dengan pcrluasan

kescmpuum kcrja, menvebabkan iumlah JK'ng
7

ekonomi yang rnelanda Indonesia scjak tahun 1997, mcngakibatkan

jumlah

penganggnran meningkat pesat dan hingga k ini terns meningkat. Di Indonesia

dalam agenda program ekonominya,

Prcsiden Susilo

Bambang Yudoyono rnenyeru para memerinya untuk mengendalikan laju inflasi

eta lam tingkat yang rendah dan juga mengharapkan para mcnterinya mampu mencapai target pertumbuhan ekonomi yang lcbih tinggi dari tahun-tahun

scbclumnya. Dalam kontcks ekonorni, tentu saja kedua hal tersebut merupakan hal yang saling bertentangan (trade-off). Dcngan kata lain. laju inflasi bergerak seiring dan scjalao dengan pertumbuhan ekonomi. Jadi, rasanya sulit mcncrima sebuah gagasan mernpertahankan level inJlasi yang rendah di satu sisi, scrncntara di sisi yang lain mengiuginkan sebuah pertumbuhan ckonomi yang tinggi.

Gambar.L? Laju Inflasi di Indonesia Tahun 1999-2007 Laju lnlbsi di Indonesia Tahun 1999-ZXJ7

6

• 2 ISE:e

20))

a»l


2COl T.lhur-.

[-wi.;. S11111lx1 llPS.

2XM

20:5

~

'2007

8 Gmnbar.1.3 Tingkat Pcngangguran di Indonesia Tahun 1999-2007 llngl
12~---

10

7

1 EGG

2(0)

axl'Z

~

a:x:c

2:)()!t

2WO

2005

'2JX'J'1

Tilhu"

E

·r~

R:t'(J•lV-";;i

Sumber OPS.

Penel itian ini di lakukan berdnsar pada hasi I plot l:iju inflasi sctelah krisis dun plot pcrkcrnbangan tingkat pcnganggurun di Indonesia. Dari husil plot kedua variabct tcrscbut dapat dilihat bahwa seolah olah bcrupupun tingkat inflasi yang terjadi, ringkar pcnganggurun cendcrung mcngalarni

pcuingkatan seiiap tnhunnya.

N111nun jika dilihat dari hubnngan korclasi yang terjadi antara inflasi dan tingkal pengunggurnn tcrjadi korclasi yang positit. artinya kcnaikan tingkat inflasi skan diiriugi olch kenaikan ringkat penganggoran, dun hubungan tersebut tkluk sejalan dengan hukurn kurva Phillips.

9 Gambar.1.4 1.aju Pertumlmhan di Indonesia Tahun 1999-2007 Lajtt Pertumtwlhandi ~

Tahun1~

- '1J07"

r 6

2

SumberBPS

Kemudian dari hasil plot variabel ungka: pcngangguran dan laju pcrtumbuhan dapat dilihat bahwa hubengan korclasi yang terjadi antara laju pertumbuhan dan tingkat pengangguran terjadi korelasi yang positif artinya kcnaikan lingkat pertumbuhan akan diiringi oleh kcnaikan tingkat pcngangguran,

dan hubungan tersebut juga Lidak scjalan dengan hukum Okun (Okun ·slaw) yang mcnyatakan bahwa terjadi hubungan ncgaiif antara pengangguran dan POB riil. Hal ini sesuai dcngan pcnclitian Sukarna Wiranta ( 1997) untuk periode yang berbeda, }ang mcngatakan kurva Phillips dan siklus bisnis tampaknya kurang berlaku di Indonesia karcna pcrturnbuhan ekcnomi iinggi. inflasi masih tinggi dun pengangguran tctap tinggi,

Menurut Sukama Wiranta (1'197) inrlasi mcmiliki bcrbagai aspek. haik ekonomi. social, budaya maupun politik. Karena menyangkut kehidupan masynrakar.

keluarga. bahkun individu, maka 'nfonm
sangat

10

penting untuk diketabui. Dengan demikian pengertian tentang inflasi, pengukuran dan kaitannya dengan indihtor ekonomi lainnya perhr untuk diketahui,

Dari uraian pembahasan yang dikailkan dengan k11I'V3 Philips dan hukwn Okun di atas akon timbul pertany3all "Apakah pertumbuhan ekonomi dipenglll'Ubi .inflasi ataukah sebaliknya", Kcmudian bagaimana hubuogan pcrt11mbuhan lcrhadap tingkat peoganggura:n. Karena itu dalam ndisan ini aken

ekonomi

dibahas karakteristik dari inflasi daa hubungan yang sebenamya terjadi antara in1lasi dan pertumbuhan

ckonomi di Indonesia.

Disamping

itu juga akan di

kemukak.an variabel mana yang mempunyai pengaruh yang lebih kuat dan lebill segera, kondisi dan uraian di atas, maka Penulis berencana

Berdasarkan melakukan

pcnelitien

Kawalilas

lnfbsi

dengan judul : "Karakleristik deng:1n

Pertumbuhan

lnOasi. Hubungan

Ekonomi

dan

Tingklt

Pcnganggur.in di Indonesia" . .K.arakteristik inflasi dolmn hol ini ynng dimaksud

adalah komponen-

komponc:n yang rnembentuk dalam penghitungan inflasi, yang dapat dilihat dari share dari penghitungan inflasi tahun-tahun sc:bc:lumnya.Karakteristik inflasi ini juga mcncakup hasil dari Survei Biaya llidup tabun 2007.

1.2.

Prrum11s1m M:ualah Bcrdasarkan

uraian ·- uraian sebelumnya, maka dapat dirinci beberapa

permasalahan yang timbul, vanu :

tjf,~:;.•••••••

11 I. Bagairnana karaktcristik inflasi di Indonesia ? Karakteristik inflasi dalam

hal ini yang dimaksnd

ndalah komponen-komponen yang membentuk

dalam proses penghitungan inflasi,

yang dapat dilihat dari share dari

pcnghitungan inflasi rahun-rahun scbclumnya. Karakteristik inflasi ini juga .mcncakup hasil dari Survci Biaya Hidup rahun 2007. 2. Bagaimana hubungan kausalitas antara inflasi dan pertumbuhan ekonomi di Indonesia ?. 3.

Bagaimana korelasi hubungan

penumbuhan

ckonomi dengan tingkat

penycrapan tcnaga kerja di lndoncxia Z.

l.J.

Tujuan Penelitian Secara umum pcnclitian

ini bertujunn

untuk mcngctahui

inflnsi di Indonesia yang ditinjau dnli kornponen-komponcn

proses penghirungannya.

Semi uruuk mengctahui

karakrerisiik

yang dipakal dalam

huoungan jenis-jcnis

inflasi

yang mel i puti inflasi um urn U11.wdlint? infto: ion). i nflasi in Li (c11re "!flation), in flosi adminlstered price, dun irflas! volatile goods dcngan tingkat perturnbuhan ckonomi dan ringkat pc11ga11ggura11 di Indonesia.

Dal am kaitnnnya dengan i den Li fi kasi masalah maka tujuan duri pe nc I it in 11 ini adalah : I.

Uruuk rnengetahui karakteristik

2. lnein mengerahui

hubungan

ekonomi di Indonesia,

iullusi di Indonesia. kausalitas

nntara inflasi dun pertumbuhan

12

3. Ingin

mengetahui

korelasi penumbuhan ekonomi dengan tingkat

penyerapan tenaga kerja menurut sektor di Indonesia. Sektor-sektor meliputi

9 sektor antara lain : scktor pertanian, sektor pertambangan,

sektor industri, sektor listrik. gas dan air. scktor koostruksi, sektor perdagangan, sektor transportasi, scktor keuangan dan sektor jasa.

Dalam tul isan ini tidak dilakukan pengujian korelasi secara Iangsung dari laju inflasi terbadap tingkat penyerapan tenaga kcrja, karcna scktor scktor yang terdapat

dalam

tingkat

penyerapan tenaga kerja

tidak

sesuai

dengan

pengelompokan pada penghitungan laju inllasi.

JA.

Ruang Lingkup l'enelitian Adapun data yang digunakan dalam pcnelitian adalah data sekunder

berupa indikator yang berasal dari Badan Pusat Statisiik (BPS) yaitu: (I) Data series inflasi bulanan. (2)

Survei Biaya Hidup (SBH) merupakan data hasil

pencacahan di lapangan, dan (3) Data pertumbuhan PDB. dan (4) Data penyerapan tenaga kerja sektoral di Indonesia.

Masalah yang dienalisis dalam resis ini dibatasi pada data Makroekonorni yaitu dara inflasi berdasarkan jenis dan kelompoknya di Indonesia rahun 2000-

2007. Adapun umuk alat pcnclusuran digunakan data andil inllast, Data PDR clan data penyerapan

tenaga kerja sekioral diguaakan untuk melihat hubungan

kausalitas dun korclasi dengan iingkat penganggurandi Indonesia.

13 1.5.

Kcgunaan Penelitian Kegunaan penclitian meliputi dua aspek : aspek teoritis yaitu kegunaan

penelitian bagi pengembangan ilmu pengetahuan dan aspek praktis yaitu kegunaan penelitian bagi penerapan ilmu, Aspek T eoritis : Kegunaan pcnelitian bagi pcngembangan ilrnu pengetahuan diharapkan dapat menambah khazanah kajian ilmu ekonomi khususnya masalah informasi ieruang karakteristik inflasi serta kaitannya dengan tingkat pcrtumbuhan ekonomi

dan tingkat penyerapan tenaga kerja di Indonesia.

Aspck Praktis : Kegunaan penclitian dalam pencrapan ilmu adalah dapat memberikan masukan kepada lembaga pcmcrintah

temang informasi karakteristik inflasi dan

hubungan kausalitas antara inrlasi dun pcrtumhuhan ekonomi yang dapat dijadikan bahan kajian lebih lanjut.

14

BABll KA.HAN Pt/STA KA, KF:RANGKA .PEMJKIRAN DAN IDPOTESIS 2.1.

Kajian Pustaka Berbagai literatur yang berkaitan dengan pembahasan yong meneliti

karakteristik inflasi dun hubungannya dcngan pcrturnbuhan ckonomi dan iingkat pengangguran akan disampaikan secara ringkas dalarn bab 2 ini. Tinjauan

tcrhadap pcnclirian

tcrdahulu dimaksudkan

untuk melihat

berbagai indikator serta mctodologi yang digunakan, juga tcmunn yang didapat. Bcrdasarkan litcrruur yang dijadikan rujukan iersebut akan dipilih metodologi atau pendckatan

11nt11k mcnganalisis

fcnomcna karaktcristik

inflasi dan hubungan

kausalitas dengan t ingkut produkt i litas dun tingkot pcngengguran di Indonesia.

2.1.1.

l'cngcrtian

lnll:t~i.

Menurul karnus ekonomi inllasi adalah penurunan

ungkat duya beli

masyarakat, Kernudian menurut teori kuantitas. inllasi adalah kernerosoran nilai uang karena

hanyaknya

uang beredar sehingga

peningkatan.

Sedangkan

rncuurut

pcrscntasc dularn terjadinya ke11;1ik<111

scluruh

iingkat

Mankiw

harga

intlosi

barang mcngalami

mcrupaknn pcrubahan

harga. Dan mcnurut

BI'S inllasi

adalah

harga barang dan jusa secnru agrcgut yang dituujukkan

dengan kenaikan indeks harga konsumen (11 IK).

lnt1asi dapat disirnpulkan mcrupakan kenaikan hargu secara iunurn dari barang dun jasa y:mg dikonsumsi oleh masyarakrn pada s11at11 pcriode, lnflasi negatif atau detlusi adalah penuru11:111 harga secara 11ml1111 dari h;ir:iug dan jasa yang dikonsumsi olch musyarakut padu suatu pcriodc.

15

Dalam pcngcrtian diatas tidak bcrarti bahwa semua harga barang dan jasa

meningkat dalam proporsi yang sama dan jarang sckali terjadi lnju kenaikan yang sama, Pada masa inllasi terjadi kennikan tingkat harga-harga yang diukur dengan indeks harga, -yaitu lndcks Harga konsumen. Indcks Harga K.onsumcn (!HK) adalah suatu indikaror yang digunakau untuk mengukur pcrubahnn rata-rata harga

tcrtimbang dari sejumlah barang dan jaxa yang dikonsurnsi masyarakar khususnya di daernh perkotaan pada suatu waktu. Dalnm I HK nilai penringnya suatu barang sccara ekonomis diukur dari bebcrapa bagian (share) dari total pcngcluaran

konsumen yimg digunakan untuk

mcmbeli barang tersebut pada tahun tertentu. Untuk mcndapakan share sehael'li buban pcnyusunan lHK dapai dilihat pada polo konsumsi didapat

dari Survci Biuyn H idup (StlJ I) . .SUll

masynrukat yang

adalah survei pengeluaran

konsumsi rumahtangga khusus di dacrah pcrkotaan. Angka Inflasi sebugai indikator ckonomi bcrdimcnsi gunda yaitu dimensi mukro (tiskal dan monctcr) Jun mikro (berapa nilai Rupaih riil yang dibuyar

konsumcn),

Sclain itu kenaikan anuka inflasi scringkali dihubungkan dengan

menurunnya daya bcli rlan kesejahrernan

masyarakat.

kcbijakan fiskal (antura lain dengan mcnaikan

anggaran bclanja dan mengurangi

pujakJ. bcrusaha

agar perrnintann alas baning dan jusa tcrus mcningkat sebagai

stimulus untuk meningkarknn

pcnawaran dan mcmbuka lapangan kcrja sehinggu

prnduksi meniugkat yang pada gilirannya

ya11g lain. angka inllasi

menunjukkan

masyarukat un.uk memenuhi .:cbutuhnn 1iriggi

Pcmcrintah. rnelalui

perekonomian pcrkcmbangan

akan bcrkcmbang. Sisi ringkat

daya hcli

riil

hidupnva. Apabila kcnaikan harg;1 lcbih

duri pcningkatun pcndapatan. makn dnya beli masyarakat mcnuruu: dcngan

16

kata lain nilai mata uang rupiah yang mereka miliki rnenurun. Dank Indonesia sebagai otoritas tunggal rnonctcr, rnelalui kebiiakan monetemya, berkewajiban menjaga agar angka inflasi pada Lingka1 yang wajar
2.1.2.

Asp ck M akro THKil nflasi

Tingkat in flasi yang merupakan pee bandiugan ll lK antar waktu, mcnggambarkan pcrubahan barga barang dan jasa konsurnsi masyarakat yang rerjadi di pasar (mar.kP.i). Perubahan harga tersebut adalah sebuah resulrante dari rnekanisme perm intaan dan penawaran antara konsumen

dan pedagang yang

tcrjadi di pasar cccran komoditi (re/ail commodity market). Apabila permintaan

lebih tinggi dari penawaran maka harga akan naik dan angka 1 HK pada bulan berjalan lebib tinggi dari bulan sebelumnya yang berarti terjadi inflasi (kenaikan harga), Sedangkan bila terjadi sebaliknya rnaka JHK bulan bcrjalan lcbih kecil dari IHK bulan sebelurnnyu dun terjadi dellasi (penurunan harga). Tingkat

inflasi,

selain

menggambarkan

mckanisme permintaan

clan

penawaran secara aggregat di pasar kornoditi, juga icrkait dcngan mekanisme penawaran dan permnuaan d1 pasar uang tmalley market} dan pasar vahna asim; (foreign exchange market). Di pasar uang tingkat intlasi mcncntukan bcsarnya

tingkat suku bungn tint crest rate) atau biaya modal (rns: 1~l capual} Apahila tingka; infl:isi naik mak a suku bung;) pinjarnan akan naik dan bi la tingkai mflasi melarrpaui tingkat suku hunga maka suku bunga riil rnenjadi ncgruit scperti yang

17 pernah terjadi pada puncak krisis moncrcr awal

l 998. Hal ini menyebabkan

turunnya nilai mata uang, tunmnya tabungan atau dcposito, dan masyarakat lebih memilih tabuugan/deposito US dollar. 1 lal seballknya terjadi dipasar valuta using, bila tingkat inflasi Rupiah jauh lebih tinggi dari inllasi US dollar, maka pcrmintaan

tcrhadap Rupiah turun dan

pcrmintaan terhadap US dollar naik rnengnkibatknn nilai Rupiah turun terhadap

U~ Juliar. Selain itu lingkat inflasi juga bcrkairan dcngan pasar tenaga kerja (labor market) untuk mcnggambarkar berapa upah riil yang diterima pckcrja sebagai halas jasa tcnaga kerju yang mcrcka bcrikan dalam proses produksi. Dcngan demikian perunan angka IHK dan inllasi sangat pcnting sebagai indikator ckonorni rnakro untuk mcnggarnbarkan lenomenn ckonomi sccara aggregat yang tcrjadi di pasar kornoditi, pasar uang, pasar valuta using, pasar ienaga kcrja, bahkan pasur modal (<.:apitullbuml market).

2.1.3.

Aspek Mikro 11 IK/lnflasi

Data husil SBH dan inllasi, yang mcnunjukknn polo konsumsi masyarakat dan kecenderungan pcrubahan luu ga b.u w1g dan jasu. juga berdirnensi mikro amara lain uruuk: lndexasi Upah & Tunjungan

( IVage-JndexC1rion). Pembayaran

Kontrak (( 'ontractual Poy111e11t), Eskalasi Nilui Proyek (Project fawilatic>n) dan scbagai proxy rcrhadap pcrubahun tingkut bin ya hidup. Dijudikunnya angku influsi clan darn Sill-I unruk kcpcrluan pcnyesuaian upah clan gaj i karena data Sl31 I don iullasi n1c111m1t inlornusi

mengenai pcrkembangan harga hnmpir scluruh barang

dun iasa keburuhan masyarakat khususnyu pekerja, Kenaikan harga barang dan

jusa ( inllasi)

tanpa diimhanei dcng:oH k('11~1ib11

upuh dun gaji pekerja akan

18

menyebabkan upah nyata menurun dan mengakibatkan daya bel i rnenurun. Upah yang diterima pekerja, dengan scndirinya, tidak lagi sesuai dengan kebutuhan hidup pckerja dan keluarganya sehingga kesejahteraan pcgawai dan keluarganya menurun dan pada akhirnya produktivitasnya juga menurun. Sl)H rncngurnpulkan data pengeluaran rumah tangga disuatu kota dari berbagai lapisan dan pendapatan rnasyarakat mulai dari pengeluaran kebutuhan hidup dasar seperti pangan. sandang dan perumahan sampai dengan kebutuhan yang bersilat kepuasan rohani

dan pcngcmbangan kualitas hidup sepcrti pcndidikan, kesehatan, rekreasi dan transponasi. Dengan demikian data SBlJ bisa dijadikan dasar untuk mcnctapkan berapa standar biaya hidup (cos/ of living standard) dari berbagai kelompok masyarakat clan menentukan skala pengupahan dan penggajian bagi berbagai

kclompok pekerja, Begitu

banyak

Iaktur

pembentuk

angka inflasi

dun

variable

yang

mernpeugaruhinya, sehingga setiap penghitungan, perkiraan, asumsi. intervensi maupun target inflasi ridak akan berhasil mendekati keadaan yang sehenarnya tanpa memperhitungkan

aspek mikro yaitu

berapa Rupiah yang bcnar-bcnar

dibayar oleh konsumen atas barang dan jasa yang biasa dibcli untuk mcmcnuhi kebutuhan hidupnya. Dalam ha! ini masyarakat tidak akan pcduli bahkan mungkin akan mendukung kcputusan kcnaikan harga dan rarifapabila kcnaikan biaya hidup

iru diimbangi dan didahului olch kcnaikan pendapaun. Sclain itu pcrlu dipaharni juga siapa target

populasi

produsen/pcnjual dalam

clan bagaimana tingkah laku

bcnransaksi

konsumen

dan

di pasar, Kenaikan harga yang herlaku

screnrak untuk beberapu komoditas pokok dan berkorelasi linggi dcngan borang

19

kcbutuhan lain tidak membcri peluang bagi konsumcn unruk melakukan substitusi menukar barang yang mahal dengan yang murah.

2.1.4. Sckilas l'erkembangan Tcori lnflasi lntlasi secara garis besar merupakan ccrminan dari perubahan harga barang dan jasa secara umum dalarn suatu perckonomian. Apahila harga kcscimbnngan dalam suatu pcrckonomian domestik mengalami peningkatan scbagai akibat dari peningkatan permintaan yang Jebih bcsar dari peningkatan dari sisi pcnawaran rnaka inflasi tersebut disebut sebagai demand pull inflation. Di sisi lain. apabila biaya produksi perusahaan mcningkat yang tidak dipcngaruhi (independently) olch perminraan agregat haik yang bersumber pada peningkaran

biuyn material input. nilai tukar maupun pcngaruh kcbijakan pemerintah yang kcmudian ditransmisikan olch perusahaan kc dalam bentuk pcningkaran harga yang bcrkclanjutan maku inllosi yang tcrjadi dikntcgorikan scbagai cost push inflation. Di samping kedua foktor d1 atas. mcngingat bahwa pcmisahan antura

demand pul] il!flati1m dan l"OS! ;mslr inj/01ion sangai sulit, maka teori tentang intlasi terus berkernbang dan rnemunculkan teori-teori baru, Termasuk kc dalam teori-tcori tersebut antaru Jain adalah short run dan /01111 rtut i11jlatiu11. close« dau Open eCOliOlll_v models tl{iJif/cUirJll. Iiscnt dan monetary theory of inttanon, perfect co111pe11!1<111

dan imperfect competi1im1 model dan masih banyak tamnya.

lnllasi dari sisi pcrminraan. antara I: in dikcmukakan

oleh Keynes ( 1940)

Jan parJ ckonom yn11g mendukungnya. T eori yang dikembangkan

adalah teori

inllasi non moneter yang mcngcmukakan adunvu rijiditus lta:ga di pasar icnagu

20 kcrja. Adanya pcningkatan dalam

permintaan akan menyebabkan harga meningkat

kondisi full employment. Peningkaian harga ini akan

memlorong

pcningkatan profit perusahaan sernentara nominal wages tidak berubah (war.es rigidi1y). Peningkatan profit ini pada gilirannya akan menyebabkan ·tambahan pcrmintaan barang, Di sisi lain, adanya keinginan perusahaan untuk rnemenuhi

pcningkatan permintaan rnenyebabkan adanya ekses permintaan tenaga kerja schingga akan menyehabkan real 1wges meningkat dan kernhali kepada kondisi awal, Pcningkatan real wages ini akan menyebabkan peningkatan pcrmintaan

tambahan pada pasar barang sehingga harga barang akan kembali meningkat (injlacionary spiral). Dalam

kondisi tersebut, hanya kebijakan rnenurunkan

permintaan agregat yang dapat menurunkan laju inflasi antara

lain rnelalui

pcnurunan pengcluaran pcmerintah atau peningkatan pajak (Kibritciohlu,

A,

2001). Sernentara iru. intlasi dari sisi penawaran (cos/ push iY!flation) tcrutarna didorong oleh beberapa Iaktor utarna yaiiu upah, kekuatan pasar. imported inflnsion, dan kcbijakan kenaikan

upah

tenaga

pcmcrintah. Mcningkamya biaya tenaga keria karena kcrja

)'Mg

produktivitas, tcrulama bagi industri perusahaan

akan

menaikkan

lebih yang

bcsar daripada

meningkatnya

labor intensive mcnyebabkan

harga agar dapal mcrupenahankan

keuntungannya. Kekuatan pasar berperan dalam menciptakan cost

margin

/11LVh

inflauon

jika perusahaan mcmiliki kcmampuan unruk menaikkan harga tanpa drpengaruhi kondisi permintaannya dengan 1ujwu1 untuk mcningkatkau keunturrgan. Kondisi ini

sering dijumpai

compet ili<Jn).

ketika

r1:1.~ar barang sargat terkonsenrrasi

timperfect

21

Imported inflation sebagai konsekuensi dari kondisi perekonomian yang bersifat global. berpengaruh terhadap biaya perusahaan melalui mekanisme imper

bahan baku, (Fields, 1990). Jikn terjadi kcnaikan harga bahan baku imper di luar kontrol pcrusahaan, maka perusahaan akan terdorong unruk mcnaikkan harga, Hal ini dapat discbabkan oleh bebcrapa faktor ekstcrnal yakni (I) nilai rukar di mana

depresiasi nilai

tukar mengakibatkan nilai imper menjadi semakin mahal,

schingga perusahaan hurus mcmoayar impor bahan balm yang lebih tinggi (2) kcnaikan harga koinoditi internasional yang mcngakibatkan kenaikan kcnaikan

biaya bahan baku, (J) external shock baik karena faktor yane hersifat alami (musibah/bencana alam) atau perilaku sckclompok negara yang bcrusaha mcningkatkan kckuatan ekonominya

Terkait dengan dampak perubahan nilai rukar tcrhadap inflasi (exchange rme pass1llro11>:h). Richards. T. dan Stevens,

(i .. 19R7 mcnernukaknn

bahwa

pengaruh terbesar dari pclcmahan nilai tukar domcstik rcrhadap inflasi adalah mclalui pcningkatan harga imported i11p111 material, Scmakin bcsar komponeu irupor dalarn lungsi produksi perusehaan. maka semakin besar pula pcngaruh dari

nilai tukar terhadap harga output perusahaan. Meskipun dcnukian, tidak scmua peningk.unn

harga imported illput ini akan ditransmisikan

ke dalam bentuk

pcningkatan harga output pcrusahaan, Hal tcrscbut antara lain dikcmukakan oleh Carlos . .I. G. T. dun Jorge. ~- R. (2002) dimana dal<1111 kondisi pcrckonomian yang sedang mengalami resesi. pcrusahaan akan sulit untuk meningkatkan produk mcrcka sehubungan dengan odanya dcprcsiasi tcrjadi 111e11gingat kondisi permininan p;•tl'l lcmah.

l.ebih

s;i;il

l;111ju1. dalam kondisi rasar ~ang

h~rg;1

mlai iukar. I lal ini dapat

rescsi yang cenderung sangat ccnderung bcrsifat i1111Nrfec1

competition,

pcrusahaan akan cendcrung untuk mcngakomodasi

peningkatan

imported input price dcngan rnengurangi profit margin untuk menjaga market

share dari perusahaan yang bersangkutan. Selain faktor tersebut di atas, pemerintah juga memegang peranan pealing dalam mendorong tcrjadinya cost push inflation. Hal ini sering dijumpai ketika pemerintah

menaikkan

Perubahan/kenaikan

suku

pajak produk

tertemu atau harga energi

bunga juga akan mempengaruhi

biaya

(BBM). produksi

terutama bagi perusahaan yang memiliki pinjaman dalamjumlah yang signifikan. Dampak dari kenaikan biaya tcrscbut akan mcngakibatkan pergeseran ke

kiri kurva penawaran agregat. Sebagaimana diperlihatkan pada diagram di bawah ini,

pergeseran kurva pcnawaran agregat

tersebut pada akhimya akan

mengakibatkan kenaikan harga (Gambar 5). Gambar 2.1. Illustrasi Cost Push Inflation Tingket

H~rg:s

2.l.S.

Konsep dan Detinisi

lnflasi IHK atau inflasi umum iheadline i11j111tio11)

adalah inflasi seluruh barang/jasa yang dimoniror harganya sccara periodik. lnflasi umum adalah kornposit dari intlasi inti, inflasi administered prices. dan inllasi volatil« goods. lnflasi umum berdasarkan Survci Biaya Hidup 2002 terdiri dari 7

kelompok unturn lain, kclrnnpok bahan makanan, kelompok makanan jadi, rninuman, rokok clan tembakau, kelompok perumahan. air. listrik, gas dan bahan baker, kelompok sandang, kelompok keschatan, kclornpok pcndidikan, rekreasi dan olahraga,

dan kelompok transpor. komunikasi dan jasa kcuangan. Dari 7

kelornpok terscbut inflasi umurn juga diklasifikasi kc dalarn 35 sub kclompok.

Inflasi inti (core i11f/flti<111) adaluh

inllasi

barnng/jusa

yang perkembangan

harganya dipcngaruhi

olch

perkembangan ckonomi sccara urnum, seperri ckspcktasi inflasi, nilai tukar. dan kcscimbongnn pcrmintaan dun penawnran, yang si fain ya ccndcrung pcrmancn, persistent, dun bcrs1fa1 umum . Jumlah komodirasnya

sebanyak 670 aruara Iain

kontrak rumah, upah buruh, nue, susu. mobil, sepeda motor. dun sebagainya,

1 ntlasi othninistrrcd prices adalah inflasi b111a11g/jas<1 yung pcrkcrnbangan hargunya secure urnurn dapat diatur pemcrintah . Jumlah komoduasnya sebanyak 19 antura lain bensin. tarif listrik, rokok, dun sebagmnya.

24

lnflasi volatile goods adalah inflasi barang/jasa yang perkernbangan barganya sangat bergejolak.

Bcrdasarkan tahun dasar 2002, inflasi voknile goods masih didominasi bahan rnaknnan, sehingga sering disebut juga scbagai inllasi volatile

foods.

Jumlah

koinoditasnya sebanyak 55 antara lain bcras, minyak goreng, cabe, daging ayam ras, dan sebagainya

Pakct kornoditas

adalah sekeranjang/sejurnlah barang
dominan

dikonsumsi oleh masyarakat di suatu kota, yang jenisnya diperoleh dari hasil survei biaya hidup.

Diagram limbaog adalah

diagram yang rnenunjukkan perscmasc nilai konsumsi tiap jcnis

barang/jasa terhadap total rata-rata pengeluaran rumah tangga di suatu kota, yang nilainya dihitung berdasarkan hasil survey biaya hidup.

:2.1.6.

Peughitungan lnflasi,

Rumus yang digunakan untuk menghituna lndeks Harga Konsurnen (IHK) adalah l.aspcyrcs yang dimodilikasi mengacu

pada

manual

Orr.anisasi

(Modified Laspeyres). Rumus tcrsebut Rnmh

Dunia ilntemationa!

Labour

Organisation'll.O). Pcngclompokkan IHK berdasarkan klasifikasi internasional baku yang tertuang dalam ( 'lassificinion n; lndtvidua! Consumption According lo

25 Purpose (C(HCOP) yang diadaptasi untuk kasus Indonesia rnenjadi Klasifikasi

Baku Pengeluaran Konsumsi Rumah Tangga. Hahan dasar penyusunan inflasi adalah hasil Survei Biaya Ilidup (Cost of Living Survey). SBH diadakan antara 5-10 tahun sekali dan terakhir diadakan pada tahun 2007. Sekitar I 00 ribu rumah tangga di Indonesia diianya rnengenai iingkat

pengeluaran sena jenis dan nilai barang/jasa apa saja yang dikonsumsi selama setahun penuh. Secara nasional paket komoditas yang diperoleh dari hasil SBJI 2002 sebanyak 744 barang dan jasa. Sedangkan pakct komoditas untuk 115 kota berkisar antara 283-397 jenis barang dan jasa. Selain dari paket komoditas, hasil

SBH lainnya yang digunakan unruk menghitung inllasi adalah diagram timbang. Untuk penghitungan laju inflasi setiap hulan, peniabaran formulanya adalah sebagai berikut : L (1)0

=

IHKn - IHK(n-l) !HK x 100 (n-1) =

l' IHK(n-11 IHKn

, atau

) x 100 - 100

dimana : I. (I).,

=

l.aju inflasi/deflasi pada hulan kc-n.

tux,

lndeks harga konsumen pada bulan ke-n.

II I Kcn-1 >

lndcks hargn konsumcn

pada bulan ke-m-I L

26 Kcmudian rumusan Indeks l larga Konsumen menggunakan formula indcks laspeyres yang dimodifikasi yaitu sebagai berikut :

p l:-n-xp

p

n-l

L:p

n-

lQ

o

xlOO

Q o a

climana: Indeks harga konsurncn bulan ke-n,

llJK.0

Rcletif harga pada bulan ke-n. Nilai konsumsi pada bulan kc-In-J). Nilai konsumsi pada periode dasar.

Dan untuk mengetahui berapa person dampak/pcngaruh dari perubahan harga/tarif suatu jcnis barang.jasa tcrhadap inflasi umum di suatu kola digunakan formula

share (sumbangan) inllasi. Penjabaran formula share (sumbangan) inflasi adalah sebagai bcrikut : ( /J. RHin J Boboti (n-l \

100

NKi(n-1) Boboti(n-l) = --'---'- x 100 i:NKi(n 1)

dirnana :

S (l\11

=

Share (sumbanganj inf.asi/deflasi jcnis barang

tcrhadap

inflasi/deilasi umum pada bulan ke-n. =

Rl1;11

-

IOO

=

Pcrsentasc perubahan relatif harga jcnis

har:ing i pad» bu h1 n ke-n.

27

Bobot, (n-I) =

llobot jcnis barang i pada bulan ke-(n-1 ).

1'.'K; (n·I)

Nilai konsumsi jenis barang ipada bu Ian ke-(n-1 ).

E NK; (n-I]

=

Jumlah nilai konsumsi dari scluruh jcnis barang (umum) pad a bulan ke-(n-1 ).

Dari rumusan penghitungan inflasi di atas dapat dilihat bahwa scbenarnya tingkat inflasi yang digunakan hanya mengarnbarkan perkernbangan harga (P) dan tidak mcnggembarkan

perkembangan jumlah atau kuantitas (Q). Dalam ha! ini

dapat dikatakan bahwa penghitungan penghitungan inflasi di Indonesia hanya dipengaruhi oleh shock dari sisi penawaran, Apabila biaya produksi pcrusahaan meningkat baik yang bcrsumber pada peningkatan biaya material input, nilai tukar maupun pcngaruh kebijakan pemerintah yang kcmudian ditransrnisikan

oleh

perusahaan kc dalam bentuk peningkatan harga yang berkelanjutan maka inflasi yang terjadi dikategorikan sebagai cost push inflation.

2.1.7.

Studi-studi clan Penclitian sebelumnya

2.J.7.1. Stud! Karakteristik JnO;isi di Indonesia Perkcmbangan

intlasi yang terjadi scjak }0 1al11111 terakhir rncnunjukkan

adanya persistcnsi y(1ng tinggi. l lelum pernah inflasi di Indonesi bisa mcncapai angka Ji bawah 5

'}~>.

Dibandingkan dengan

ncgara

teiangga, sepeni Malaysia,

Thailand, Lian Pl1ilipin:.1. augka i111lasi di lndnnesia jelas mcnunjukkan

yang paling

cinggi. Studi

mcngidr-mi tik:isi

scbelumnya

yang

surnbcr-surnbcr

me1:gka_ii

shocks yani;

karaktcristik rncmicu

inflasi

tckan.m

inilasi

sena

di

28

Indonesia dilakukan oleh Solikin M. Juhru (2007}. Studi ini mencari kcjelasan rnengenai peran dominan suatu jenis shocks terhadap jenis shocks yang lain. analisis juga diarahkan untuk menginterpretasi seberapa kuat tekanan intlasi ke depan tirflaiion outlooki. Berkaitan dengan itu, mctodc yang digunakan adalah

adalah Structural Vectar Autoregression (SV AR). Berdasarkan kajian tcrsebut tingginya fenomena inflasi di Indonesia cenderung Jebih didominasi oleh kuatnya tekanan inflasi yang bersumbcr pada pengaruh shock pada sisi penawaran (Cost push injlation) sebesar 55-60 perscn kctimbang pcngaruh shock sisi permintaan (demand pull inflation)sebesar 40-45 persen,

Rclatif besarnya kontribusi pengaruh shock sisi penawaran pada perubaban harga mcngimplikasikan

bahwa

dengan penargctan intlasi berpotcnsi

pelaksanaan

kebijakan moneter

mengalami hambatan terutama karena

ekspcktasi inflasi lebih didominasi oleh variabel-variabel sisi peuawaran yang bcrada di luar jangkauan ororitas moneter seperti administered price dan harga sembako. Arrinya untuk mcngarahkan inllasi sangat diperlukan

upaya sinkronisasi

kearah yang diinginkan,

kebijnkan

maka

antara otoritas moneter clan

otoritas fiscal dan pcrdagangan. Bcrdasarkan kajian ya11g dilakukau infltuion diduga kuat bckerja melalui

oleh

pcningkatan

Bank Indonesia Cost push biaya pcrusahaan baik mclalui

kcnaikan bahan baku terutama hahan baku irnpor balk yang tcrjadi karcna pcngaruh imported irflaiion a1n11 pergerakan nilai rukar (pass through). pcngaruh biaya bunga sorta kcnaikan upah tcnaga kcrja.

Bcberapa studi tentang perilaku pcmbcruukan harga di tingkat produscn mcugindikasiknn bahwt~ pcningkatnn

biayu proiluksi nkan diiransmisikan kepada

29 peningkatan harga output pada derajat dan kurun waktu rertentu (Darsono, 200 I dan l'PSK, 2003). Meskipuu dernikian, berbagai studi tersebut bclum dapal rnengukur seberapa besar pengaruh dari berbagai perubahan pada biaya input

terhadap perubahan harga produk,

2.J.7.2.

Studi Pengukuran

Non Accelerating

Inflation

rate of Capacity

Utilization (NAICU).

Studi pengukuran NAICU ini terakhir dilakukan oleh Endy Dwi Tjahjono iahun 2007, yang rnelakukan pengukuran pada sektor industri pengolahan. Sesuai dengan tujuan penelirian.

srudi ini akan mengestimasi

(threshold) capacity utilization

nilai ambang batas

atau NAlCU tnon-accelcratine inflarion rate of

capaci~y 111i1izatio11) untuk scktor industri pengolahan Indonesia. Terdapat tiga pengcnian mcngcnai nilai threshold, yaitu (i) dari sisi definisi umum (the World

Book Dictionary, I 994i: "Threshold is

<~

point at which rwo stimulus can be

di{ferenliated." (ii) dari sisi ekonometrika, nilai threshold merupakan suatu nilai "target" yang besarnya tidak selalu dikerahui dcngan jelas (Gujarati. 2003: 318), dan (iii) d1u i sisi ekonomi, khususnya dalam konteks inflasi, mcncrut Dorsey dan Stark (2005) mcskipun

pnda awalnya

huhungan antara tingkat

teori dasar diformulnsikan

harga dengan capacity

mcnghubungkan inflasi dengan capacity utilization

utilization.

bcrdasarkan

teori

modern

=I'his theory .1·1{g?,es1s that

prices increase (ti afaster rate when utilizasion rates cu·e lr(S{J1", Ucrdasarkan definisi-definisi

diutas. nilai threshold adalah suuru ririk di

mana dua stimulus d;1pa1 dibedaknn dan nilai tersehut tidak dikctahui sccara jclas,

Olen karena itu. nilai threshold terscbut hat us dicstimasi.

1);·1la111

konieks studi ini.

30 tingkat capacity utilization dianggap mcmpunyai dua stimulus yang berbeda, tingkat

capacity utilization

di bawah

tingkat

mempercepat laju inflasi, sedangkan tingkat NAICU

akan

mempercepat

perurnusan kebijakun

dianggap tidak akan

capacity utilization di atas tingkat

laju inflasi.

111011e1er harus

NAICU

Berdasarkan

pcrtimbangan itulah

memperhatikan tingkat capacity utilization di

perekonomian agar dapat mcminimasi inflationary consequences dari kebijakan rnoneter.

2.1.7.3. Studi Pengukuran lnflasi Inti (Core Inflationidi Indonesia.

Studi ini dilakukan olch tim inflation targeting Bank Indonesia tahun 2000. Dalam

srudi ini para pcnulis

ingin rncrnperolch angka inflasi yang

komponen-komponennya persisrerr dari sctiap perubahan harga . Maka dari hasil pcngukuran

inllasi perlu dipisahkan antara komponen yang persisren clan

komponcn yang temperer. Kornponcn yang persistcn ini tcrkait dengau kondisi

supply Jan demand di dalam perekonomian. Dengan demikian komponen persisien iersebut dapat dipengaruhi oleh kcbijakan moneier .sebagai salah satu kebijakau (disamping liskal) yang dapat mengendalikan sisi pcrmimaan. Dalam kaitnn

ini Fricdmcn (1963) berpendapat

bahwa elemen persisten dari intlasi

bcrpcran sangat pcming dalam mcmbcntuk

ckspciasi masyarakat, sebaliknya

komponcn temperer kuraug berpcrun kareua kejadiannya tidak bisa diantisipasi dengau baik oleh masyarakat. Dcngan kat;1 lain

in!lasi

yang

diakibatkan

olch kcbijakan-kcbiiakan

J)Cmerintah. pcugaruh gargguan alam. dan gcjolak yang bersilat random lainuya ti.Jak dapat dibebnnkan kepada flank lndoncsia. Kehijnkan-kebijakan

pemcrintah

31

disini diantaranya, perubahan kcbijakan fiskal (penurunan subsidi, kenaikan pajak), dan kebijakan tataniaga yang diatur olch departerncn tcknis. Di sarnping itu kejadinn alam yang bcrada di luar kendali Bank Indonesia juga terrnasuk pada jenis inflasi yang tidak menjadi t:mggung jawab Bank Indonesia, scpcrti kegagalan panen, huru haru yung berakibm tcrpurusnya pasokan barang/jalur distribusi, dan kejudiau-kejadian lain yang bersifat temperer. Olch karena itu untuk memisahkan inllasi mana yang mcnjadi tanggung jawab Bank Indonesia dan yang tidak dapat dibebankan kcpada Bank Indonesia, dipcriukan suatu mctodc yang dapat mcmisah-misahkan

kedua jenis inflasi

rcrscbui, Di dalam litcrarur mcngcnal intlasi, pcndekatan yang daput digunakan 11nr11k memisahkan jenis-jcnis

secara umum dikarakan biasanya dixcbut dt:11g<111

inflasi tcrsebut pada dasarnya beragam, Narnun

bnhwa inllasi ynng dipcngaruhi olch kcbijnknn monctcr iullusi inti (c:(ll'e i11flwio11) dan intlasi yang ridak

dipengaruhi olch kebijukan moneier disebut dengan inflasi scsaat (noise).

Di tingkat apl ikusinya konsep pengukuran inflasi inti terkait dengan ekspctasi inflasi rnasynrakut don tckanan tckannn darl sisi perrnimnnn agregat, scria mcmbuang unsui -unsur

ganggua11 dari sisi pasokau (supply shocks 01·

disturbances). Secara tcoritix ini bcrurti laiu inflasi atau headline inflation dapat di

dekomposisiknn menjndi sehagai herikul.

P1 -n, I t, + c l)imf111a :

P, n,

heodline injlatiun (scpcrli = iullasi

inti

(ci>r<' iuttutinn

y<111~

diukur olch IHK)

atau ko.nponen y;mg persistcn]

32

c

=

inflasi sesaat (noise atau komponcn yang transient)

=

inllasi yang bcrasal dari perubahan kebijakan pernerintah

2.I.7.4.

Studi

Uubungan

Kausahtas

Antara

lnflasi

dan

Pcrturnbuhan

Ekonomi di Beberapa Negara di Asean. Studi hubungan kausalitas antara inllasi dan pcrurmbuhan ekonomi di beberapa negara Asean ini dilakukan oleh Mappaujung Magnun (1995). Studi ini

bermaksud untuk rnengkaji hubungan kausalitas antara inllasi dan pertumbuhan ekonomi di bebcrapa negara Asean selama periode 1978-1992, yaitu periode sebelum krisis, Uji kausalitas yang diguuakan adalah menggunakan model yang diajukan

oleh Granger ( 1969) dan Sims (1972). Model ini rncnggunakan data kuartalan dengan meneutukan panjang lag 8 dan persarnaannya

dapai dirulis sebagai

bcrikut:

I• .. , ALEG,_, p:.)

R

+

I

c11 ,.\1.F.r;, •

·=' Dimana : LEGt - k>g

(ECit),

UNFt - log (IN l't ). £G adalah pcrtumbuhan

ekonomi. fNF adalah inllasi dan l menunjukkan waktu. I lasil srudi ini monunjukkan bahwa tc1jndi kausalitas d·.m arah untara laju inllasi dan laju pertumbuhan ekonomi di Indonesia dan Malaysia. Dicatat juga

bahwa l:tju inflasi di Indonesia don Malaysia mcmbcri penguruh yang lebih kuat dun lcbih scgcra tcrhadap laju penumbuhan ekonomi.

Dengan demikian hasil

studi ini menunjukkan bahwa rnasyarakat di Indonesia dan Malaysia cukup pcka terhadap lnju kenaikan harga dalam mcningkatkan produksi.

2.1.7.S. Studi~<\tudi Hubungan Inflasi dengan Pertumbuhan Ekonomi, Studi sebelumnya mengenai hubungan inflasi don pcrtumbuhan

dilekukan oleh Mallik dun Chowdhury

ckonomi

(2001 ), yang mcngkaji hubungan inflasi

dan pertumbuban ekonorni dari cmpat Negara Asia Selaran. Mcrcka rnenemukan bukti adanya satu hubungan positif jangka panjang antara laju perturnbuhan GDP dun inllasi unruk kccrnpat Negara icrscbut.

Studi lain

yang

Pertumbuhan ckonorni

pernah

dilakukan adalah hubungan

di Hanglades olch Mortaza (2005).

lnflasi

Dalam

dan

tudi ini

rnenyelidiki hubungan nruara inflasi dan penurnbuhan ekonomi di llnnglodcs dcngan mcnggunakan

data tahunan membatasi GDI' riil dan CPI untuk pcrioda

1980 unruk 2005, dcngan model coinregrauon dan error corection.

Dari studi

empiris didapatkan hasrl tcrjadmya hubungan ncgatif dalam jangku panj:mg yang sccara sratistik signifikan untura inllasi dan pertumbuhan (amara CPJ dan GDP riil). Simli serupa juga pernah dilakukan oleh Hanif (2004) yang mencliti hubungan antara intlasr dan pcrtumbuhan ckonomi di Fiji. Dari hasil pcngujian dapat disimpulkan adanya korelasi ncgatif leruah yang rcrjadi untara inflasi dan perturnbuhan, dun teriadi hubungan sebab akibat antara kedua variabel tersebut.

Dari penelitian ini juga dikerahui t>ah"a 1ingka1 pengaruh pcnumbuhan kcpada intlasi lcbih kuat cari pada S<'IA1l:kn~ a.

GDP

34

2.2.

Kerangka Pemikiran Berdasarkan kejian kurva Phillips.

hukum Okun dan juga

fenomena inflasi, pengangguran dan pertumbuhan ekonomi di Indonesia, terliha: bahwa ternyata begiru banyak fakror pembenmk angka inflasi dan variabel yang mcmpcngaruhinya. Maka dalam penelitian ini akan meneliti tcntang karakteristik intlasi di Indonesia. Karakteristik inflasi dalam ha) ini yang dimaksud adalah kornponen-komponen yang membenruk dalam pcnghitungan inflasi, yang dapat

dilihat dari share dari penghirungan inflasi tahun-tahun sebelurnnya. Karakteristik inflasi ini juga rnencakup hasil dari Survei Biaya Hidup tahun 2007. LJi dalam tulisan ini juga akan diteliti apakah inflasi inti yang digunakan Bank Indonesia sebagai rolok ukur perekonomian masih dipengaruhi oleh trend dari kebijakan perneriruah yang dirunjukkan olch inflasi administered price, dan juga rnasih dipengaruhi

oleh faktor musiman yang ditunjukkan oleh inflasi

volotile foods Kemudian berdasarkan studi-studi litcrarur diatas, dapat dilihat bahwa dalam pernbcnrukan laju inflasi sangat dipengaruhi oleh dorongan sisi penawaran

(cosh push injla1ion) yaitu yang roenyangkut biaya produksi perusahaan. Dan pada laju pertumbuhan ckonomi tidal> Iepas dari masalah ungkat produktifitas

yang sar.gar tergantung pada kualitas dan kuam ita'i faktor input. Kenaikan faktor input salah sarunya dipengaruhi oleh kenaikan fakior harga barang input yang sangar dipengaruhi oleh kenaikan barang sccara ugrcgat [inflasi).

Maka dalam peuvlitian iui akau dilakukan pcngujian apakah intlasi mempcngaruhi pcnumbuhan ekonomi (pcuingkaian (il)P riil y,u:g rncncerrninkan ungkat produktifuas) atau justru pertumbuhan ckonorni yang mempcngaruhi laju

35 inflasi. Di dalam penulisan ini juga dilakukan pcngujian apakah inflasi inti (core injlati01i) yang digunakan

Rank Indonesia masih dipengaruhi oleh inflasi

administered price dan inflasi vokuile goods Uji kausalitas dilakukan pada jenis-

jcnis pcnghitungan inflasi yang meliputi inflasi umum, inflasi inti, inllasi administered pric« dan inflasi votatile goods terhadap laju penumbuhan ekonomi. Dan sclanjumya dilakukan uji korelasi anrara peningkatan GDP tcrhadap penycrapan tenaga kcrja.

2.3.

Hipntesis

Dari kcrangka pcmikiran di ntas maka dalnm rulisan ini akan dibahas tentang hubungan yang scbenarnya terjadi antara laju inllasi dan pcnumbuhan ekonomi di Indonesia. Dal;im tulisan ini akan dilakukan pengnjian rerhndap hubungan dari jenis-jcnis pcnghitungan inflasi dengan tingkat produktifiras atau

oor. Adapun jenis hipotesa y<Jng akan di bentuk adalah : •

lnflusi administered price mernpengaruhi inflasi inu.

•

lnflasi volatile goocls mernpengaruhi inflasi inti.

•

Tcrjadi kausalitas nnrara inflasi umum (heo1Di11e i11fln1io11)

dcngan

pertumbuhan GDP. •

Terjadi kausalitas antara inflasi inti

(con? i1!flation)

dengan pert umbnhan

GDI'. •

Terjadi ~ausali1as anturu inilusi administered price dengan pcrturnbuhan

GIW.

36

•

Tcrjadi kausalitas antara inflasi volatile goods dcngan pertumbuhan GDP.

•

Terj adi korelasi antara penyerapan tenaga kerja terhadap pertumbuhan GDP.

Dalam tulisan ini tidak dilakukan pengujian korelasi sccara langsung dari laj u in [lasi terhadap tingkat penyerapan tenaga kerja, karena sek tor sektor yang terdapat dalarn tingkat

penyerapan tenaga

kerja tidak

sesuai dengan

pengelompokan pada penghinmgan laju inllasi. Hubungan antara Jaju inflasi dan pcnyerapan tenaga kerja secara tidak langsung dapat dilihat dari hubungan antara inflasi dan laju GDP dan hubungan laju GDP dcngan tingkat penyerapan tenaga kerja,

37

BABill METOOOLOGI Pit: "F'.LfTIAN

3.1.

Ohjek Penelitian Ohjck pcnclitian yang dilakukan penulis adalah penghitungan inflasi

scbagai indikator dari pergerakan harga secara umum. Menunn penelirian yang dilakukan bank Indonesia inflasi wnum (headline inflation) yang dihitung selama ini rerbagi atas tiga jcnis inflasi. yaitu inflasi inti (core injlu1ion), inflasi administered price. dan inflas] m/011/e good» (penjelasan jenis-jenis

inflasi

lercl:>irat ri-1cta 511b bab 2.1 5 R"n13ng Konscp dan Definisi). Pada pengujian kausalitas untar jenis penghiiungnn inllasi digunakan series data bulanan dcngan periodc Fcbruari 2002 sampa] dengan ~1ci 2008. Kcrnudian pada pengu] ian antara jenis-jenis penghitungan inllasi dengan pertumbuhan ekonorni (pcrtumbuhan GDP) digunakan series data triwulanan dcngan periede triwulan II tahun 2002 snrnpai dcngan triwulan I tahun 2008. Pcmbatasan periodc ini dilakukeo karcna

sebelum u iwulan II tahuu 2002 proses penghitungannya menggunakau iuetode yang scdikit bcrbeda. Objek selanjutnya adalah produk domestik hruto (Pf)R) sebagai indikaror dari pertumbuhan perekonomian.

Data yang dipergunakan adalah berupa data

ti-nc series triwulanan dalam kurun waktu triwulan II tahun 2002 sarnpni rlcngan triwulan I tahun 2008. Scdangkun dal:I series l'Dl3 sckioral )ang digunakan untuk

mcngerahui korelasinya terhadup tingkut peny~rnp;m teraga kerja rnenunu -ckror disajikan dalam bcntuk data tahunan dari

tanun

199+.20071? scktor). Pcmbatasan

38

periodc ini dilakukan karena sebelum tahun 1994 meruiliki jenis pengelompokan yang bcrbeda, Sektor-sektor yang dimaksud dalarn pcnelitian ini meliputi : scktor pertanian,

peternakan, kehutanan dan perikanan, sektor

pertambangan .dan

penggulian, sekror industri pcngolahan, scktor listrik, gas, dan air bersih, sektor

bangunan, scktor perdagangun, hotel, dan restoran, scktor pengangkutan dan komunikasi, scktor keuangan, persewaan dan jasa pcrusahaan, dan sektor j>L<;;Jjasa, Ruang lingkup kajian dalam penclitian ini adalah karakteristik inflasi di Indonesia. kausaliras

hubunga»

kausalitas

anrar jenis

inllasi

di

Indonesia,

hubungan

anrara jcnis-jcnis inflasi rerscbui dcngan lnju pcrtumbuhan ekonomi,

dun korclasi antura luju penumbuhan dan tingkut penycrnpan tcnaga kcrja.

:1.2.

Mch11lc l'cncliti:10

3.2.J.

U<·sain Penditii1n Meuxle yang digunakun dalam penelitiun

ini adaluh melului pendekatan

dcskriptif dun kuantitati f yang bertujuan untuk memberikan

gambaran. mengkaji

dan menguji keberadaan teori secaru empirik dari variabel-variabcl yang telah diformulasikan hubungan metodc

dalam hipotcsis yang sclanjutnya akan diaualisis

untura bebcrapa variabcl tcrsebut berdasarkan

pcngaruh atau

data cmpirik dcngan

explanatory research. Metode unalisis deskriptif digunnkan untuk mcngctuhui sccara lcbih jclas

dari karakteristik inllasi di Indonesia. Penclitian iui disusun berrlasarkan data hasil Survei U 1 ayn I lidup 20lJ7. data andi I i 11Jl,c1s1 (share\ dari I ahun-tuhun ierdahul u,

39

data-data sekunder lainnya, jurnal-jurnat,

anikel srudi literatur clan basil-basil

pcnclitian terdahulu yang berhuhungan dengan permasalahan. Metode

kuantitatif

didasarkan

pada

perhitungan

statistik.

Dalam

melakukan analisis penulis menggunakan model ekouometrik dan model dilakukan dengan teknik Granger Causality Test Teknik. Granger Causality lest ini dilakukan pada pengujian kausalitas antar jenis penghirungan inflasi, dan pada pengujian kausalitas inflasi dengan tingkat pertumbuhan ekonomi. Valam penelitian ini juga dilakukan estirnasi model data panel dengan teknik Ordinary Least Square (OJ ,S) nnruk mengestimasi

korelasi tingkat pertumbuhan dengan

tingkat penyerapan tenaga kerja.

Teknik analisis yang digunakan adalah data runtut waktu (time series)

untuk hubungan kausalitas antar jcnis penghirungan inflasi dan hubungan kausaluas aniara jenis penghiumgnn inllasi dengan tingkat pertumbuhan ekonorni.

Penelitian ini juga menggunakan data sckundcr bcrupa dam panel (pooled data) yang merupakan gabungan anrara data nmtut waktu (time series) dan data silang tcmpat (cross-section) 9 scktor usaha di Indonesia uniuk menganalisis korelasi antara pertumbuhan ekonorni dan tingkar pcnyerapan tenaga kerja selama periode 2000-2007.

3.2.2. Konsep Kausalitas Ungkapan yang rncnarik dalam analisis regresi adalah hahwa regrcsi dapat mcngukur derajat hubungan stntisuk

anrar variabel. tctapi tidak dupat mcnjclaskan

huhungan kausalitas. Granger mcugcmukakan definisi

kausalitas sebagai berikut:

40

suatu variabel X dikatakan menyebabkan Y,jika variasi Y dapat dijelaskan sccara lebih baik dengan mcnggunakan nilai masa lalu X dibandingkan jika tidak menggunakannya(Granger 1969). Dcngan menggunakan basil pemikiran Granger, rnaka Sims juga mengajukan cara pengujian kausalitas yaim : apabila X adalah variabel bebas (lndependent variable) dan Y adalah variabel tak bebes (dependent variable) dan kausalitas benar-benar bergerak dari X ke arah Y dan tidak sebaliknya. maka

koefisien untuk masa datang X harus masing-masing sama dengan not. Hal ini discbabkan karcna nilai rnasa datang Y dipengaruhi oleh nilai masa lalu X. Sebaliknya jika X diregresikan dengan variabel Y. maka akan diperoleh nilai

signifikan untuk nilai-nilai masa datang Y (Sims. 1972).

3.2.3. Teknik Pengumpulan Oata Dalam pcuclitian iui penulis menggunakan pendekatan analisis makro dan

data yang digunakan sebagai bahan analisis adalah data sekunder. Data tersebui dikumpulkan mclalui kcgiatan penelitian kepusiakaan ilibrar» research) dari berbagai sumber. Pengumpulan data dilakukan dengan mencatat ke dalarn tabeltabet yang telah dipcrsiapkan scsuai dcngan varicbcl yanr, diidentifikasi dalam kerangka unalisis. Selunjutnya

dilakukun 1aliula~i yang dibagi ke dalam tiga

katcgori, yaitu : (a) rnbcl uruuk darn dasar; (b) tabel uruuk peugolahan data; dan (c) label unruk hasil olahan data. Sedangkan

untuk

mencari

gambaran sccara rakrual.

dimulai

dcngan

melakukan kajiani siudi pustaka
41

dapat dipcroleh gambaran yang jclas dan mcnyeluruh tentang objek dan analisis

yang akan diteliti. Pengolahan cia1a dilakukan dengan menggunakan paket software komputer yaitu MS-Excel dan Eviews 5.0 terutama untuk esrimasi dan pengujian model.

J.2.4. Jenis dan Sumber Data Jenis data yang digunakan adalah data sekunder yang bcrbcntuk data time series untuk pcngujian kausalitas antar jenis penghitungan inflasi dan pengujian kausalitas jenis inflasi dcngan tingkat pcrturnbuhan ekonomi dan data panel untuk

analisis korclasi tingkat pcrtumbuhan ekonomi dengan tingkat penyerapan tenaga kcrja. Data yang dikumpulkan bersumber dan HPS Pusat. data dari Bank Indonesia

dan data dari referensi studi kcpustakaan

artikel dan bahan-bahan dari pcrpustakuan

melalui

jurnal, makalah,

Magistcr l~konomi Terapan, Fakultas

Ekonorni dan Program Pasca Sarjana di Universitas Padjadjaran. Data yang diperlukan adalah : Data series inflasi umum (headline inflation), inflasi inti (core il1ilasi), inflasi administered price. dan inllasi volatile goods.

Data series inllasi pcrkclompok dan sub k elompok. l)ata antlil inllusi.

Data series laju pertumbuhan l'DB.

Data series laju pcnumbuhan PDll menurut sck tor. D~11n rcny<·:rnran tenaga kerja rncnurut scktor .

42

3.3.

Metode Analisis

3.3.1. Metode Deskriptif Dalam penelitian ini akan digunakan analisis deskriptif dari data-data inflasi yang ada untuk mengetahui karakteristik dari inflasi di Indonesia. Datadata tersobut adalah : series data inllasi yang meliputi inflasi nasional, inflasi administered price, inflasi volatile goods, inflasi inti dan inflasi berdasarkan kelompok dan sub kclorupok. series data andil inflasi,
kausalitas antarajenis-jcnis penghitungan

inflasi dengan pertumbuhan (il)P riil.

!Jntuk menguji hubungan kausalitas dnri jenis-jenis penghitungan inflasi digunakan sampcl data bulanan yang dimulai scjak Februari 2002 sampai dcngan Mei 2008 dengau rncmpcrtirnbangkan syarat stationarity. Sedangkan uruuk pcngujian hubungan kausalitas antara intlasi dan GDP riil digunakan sarnpel data rriwulauan

mulai tahun 20tl2:Q2

sampai

dengan

2008:Ql. Dalarn penclirian

ini

JUga

ak an digunakan

mcnganalisa hubunuan antara pe1111mbL!l1~11

analisis

rcgrcsi

ckonomi dan iingkar

untuk

pcnycrapan

tenaga kerja. Rtgres1 menunjukkan hubungan ~<1111 nrah dari variabe l inocpenden

43

ke variabel depcnden. Besarnya pengarub variabel ini dapat diduga dengan

besaran yang ditunjukkan oleh kocfisicn rcgrcsi. Dan koefisien korelasi menunjukkan kekuatan tingkat hubungan antara variabel dcpcnden dan variabel independennya. Model yang akan digunakan adalah mcrupakan turunan dari model kurva

Sebagai cenninan dari biaya inflasi yang harus ditanggung oleh

Phillips.

perekonomian bila menginginkan laju pertumbuban yang lebih tinggi digunakan kurva Phillips yang menggarnbarkantrade off antara output dan inflasi sebagai berikut : IT111

=it*

I- (H

(y,-y1*)

I

(11 I c)

············-··············--···························-··········(3.1)

Dimana : = lnflasi

= lnflasi yang diharapkan

rr* ILl

(y, - y,*)

= Deviasi penganggurandari ringkat alamiah = Goncangan pcnawaran

c

= Konstanta Goncangan penawaran atau shock dari s1s1 supply bersifai scrnentara

schingga dala:n jangka panjang bernilai nol (white noises. ~e•fane~an c adalah konstanra yang bcrasal dari pcnyesuaian narg.:i barang-barang yang dikendalikan

oleh pcmerintnh. Kenaikan inllasi yang '.>erasalJari unsur c ini banvak ditemukan Ji ncguru-ucgara ~'ang ~
44

harga dilakukan mclalui berbagai kebijakan sektoral yang langsung mengatur tingginya tingkat harga (price /ere!) dari suatu barang dan jasa. Model hubungan kausalitas didapat dari turunan model kurva Phillips di

atas dengan model Granger, sepcrti model peneliuan yang tclah dilakukan oleh Mappaujung Magnun (1995) yang menguji hubungan kausalitas antara inflasi dcngan pertumbuhan ekonorni di hcbcrapa oegara Asean,

Kemudiao didapat persamaan umum kausalitas Granger yaitu sebagai berikut : k

r a; yt-i

..

r=I

k

>pz - i t-1

.o.

"t

·-··················-·············<32)

i-1 k

k

Ir; zt-i i:I

+

L: J., 't-1. +

"1 ············-······························-··········0.3)

i=I

Kctcrangan : Y dan Z

: adalah variabel-variabel yang akan kita tcliti tingkat hubungan kausalitasnya.

U-O dan Yo

: adalah konstama : adala.h error term

nr,

p,. y,. dan O;

: adalah koctisicn-koefisien regresi : adalah periode waktu ke-t

Namun sebelum

dilakukan

uji kausalitas Granger terlcbih

dahulu

dilakukan pengujian-pcngujian awal pada data. dengan harapan hasil pcngujian kausaliias

Granger tcrscbut akan kbih dapat dipcrcaya, Pengujian-pcnguiian awal

45

yang harus dilakukau rneliputi pengojian stasioneriias. pengujian kointegrasi,dan

pendcteksian adanya gangguan autokorelasi. Dampak sebuah kebijakan ekonomi sepcrti kebijakan moneter dan fiskal biasanya tidak secara langsung berdampak pada akiivitas ekonomi tetapi memerlukan waktu atau kelembaman (lag). Model regresi yang memasukkan tidak hanya nilai sekarang, tetapi juga nilai kclembaman (lag) dari variabel independen disebut model kclcmbaman idistributed-log model). Hubungan jangka panjang antara jcnis-jcnis inflasi dan dcugan GDP riil dilakukan melalui pengujian yang dilakukan dua tahap. Pertama rnelakukan uji stasionaritas dcngan mcmasukkan nilai kelembaman, Dari basil statistik AlC dan SC yang ierkecil

akan

diperoleh

faktor kclcmbarnam

yang nantinya akan

digunakan dalarn proses selanjutnya. Kedua. mengikutkan faktor kelembamau (lag) dalam uji kausalitasnya. Uji

knnsalitas yang digunakan adalah rnetode Granger (Granier Causalitytest). Dalam melakukan

pengujian adanya hubungan kausalitas

variabel tersebut dilakukan dengan melihat koefisicn-koefisien secara keseluruhan dan menguji dengan t-statistik

beberapa kondisi : a.

Kausalitas satu arah dari Zt kc Yt

i'ccimli jika h,

I

Iii

+ u dan l:oi = o

K nusnl iras sain nrah dari YL kc 7.1

Terjad i j i ku

2: fli -

0 dun [

oi i

0

antara kedua

regresi liniernya

Y
46

c. Yt dan Zt bebas satu dcngan yang lain Terjadijika L ~i~ 0 dan

Z:: &i = 0

d. Kausalitas dua arah antara Yt dan Zt Terjacli jika

•

L ~i i

0 dan

L oi t- 0

Model persamaan tanpa pcmbatasan Yt"

"o

k I

!:a1Y1_1

111

(3A)

I= I

•

Model pcrsamaan dengan pembatasan k

l: Cl; Yl-i

+

(3.5)

111

1-I

Langkah

pcngujiunnyu

dcngan mcrcgrcslkan masing-masing

model

sehinggu didupnt 11i/11i residua! sum ofsuuar« (RSS). Adil dua macam RSS. yaiiu

RSS1i untuk model dengnn pembatasan pcmbntasan.

Dala111 pcngujinn

Granger

dan RSSw( untuk model dcngan

menggunakan

tnnpa

regresi tunpa

v1:111 batasan dan 1 egresi d1:11ga11 vi.:111 l>n1<1~a11. ki ta perlu mengacu pada de Ii nixi Kausalitas Granger. Mcnunu

Grangcr : "Variabel 7.1 dikatakan

mempengaruhi Yt jika nilai Yt dapat

did11g<1 lcbih baik apabila scluruh informasi pada periode yang Ialu (I - i) di dulam semesta digunakun untuk mcmprcdiksi Y1. daripada nilni Zl dikeluurkun scmcsra. dimana hanyu tcrdnput <111a variahel. yairu

duri

7.t dun Yt."

Hcrdasarkan detinisi tcrscbut. maka umuk menyatakan 7. mcmpcnuaruhi Y. various dari model regrcsi tanpr pcmbatasan haruslah lchih kccil danpada

47

varians dari model regresi dengan pcmbatasan, Dalam hal ini dipcrlukan uji F

yang dimaksudkun untuk mengetahui apakah nilai varians dari model regresi dengan pembatasan dinyatakan dengan nilai yang signilikan. Menghitung uj i F : F

= (RSSu

- RS.'i;.:11) i m RSS~,I'. / 11-k

................................................................................

(3.6)

Dimana : m

: degree offreedom dari penyebut

n

: jumlah observasi

k

: jurnlah parameter dalam regresi unrestricted Dengan uji F kernndian melakukan peugujiau apakah seluruh nilai-nilai

yaitu parameter-parameter

p,

yang bcrkaitan dengan Z secara signiJikan tidak sama

dengan nol.

3.4.

Pengujian Anal unluk data TimeSeries

3.4.1. Uji Stasioncruas (Unit R1Jl)f 1es!) Adalah uj i yang digunakan untuk mengeiahui apakah data time series yang ditcliti bcrsifat suttionary atau non-stasionary. Lji stasioneritas penting dilakukan karma jika data time series yang ditcliti bcrsitat non-stationary. maka hasil regresi y~ng bcrkairan

dengan data time series mengandung R" yang rclatif tinggi dan

D11rbi11-Wa1su11 /('SI )'
kua menghadapi masalah

spurious regression scpcrti yang dikcmukakan Phillips ( J 986). Kcstnhilan suaru

melnlui uji

.-l1tg111c11!<'d

Dickey-Fuller (..f/JF-Test) untuk meugctuhu] npakah data

48

time series yang digunakan memiliki masalah akar unit atau data tidak stasioner (Gujarati, 2003). Jika suatu data time series tidak stasioner pada order nol atau 1(0), maka stasionaritas data tcrsebut bisa dicari melalui berbagai order sehingga diperoleh tingkat stasionaritas pada order ke-I (firs/ difference) aiau 1(1), order kc-2 (second difference) atau 1(2), dan sctcrusnya.

Persarnaan regresi yang

digunakan pada pengujian ini adalah sebagai bcrikut:

c.Y1= a0 +

rr,_1

k

+

IP;

.1. Yt-i

+

111

(3.7i

;~I

Hipotesis untuk pengujian ini adalah : I Jo :

Pi=

1-1 I :

f\i -f 0 (tidak

0 (tcrdapat unit roots. variabel Y tidak stasioner) tcrdapat unit roots. variabel Y stasioner)

.t4.2. Uji Derajat Kointegrasi Uji kointcgrasi bertujuan untuk mengetahui bagaimana variabcl-variabcl

bebas mempcngaruhi variabel tidak bebas pada jangka panjang. Yang dimaksud jangka panjang dalam pendekatan koiutegrasi adalah jangka waktu dimana pengaruh setiap variabel bebas terhadap variabel t:1k bebas tidak bcrsifat sekctika,

mclainkan

mcmbutuhkan sclang wakru, dun merupakan suatu kondisi dimana

masing-masing

variabcl mcmuugkinkan untuk mcngadakan penyesuaian secaru

peuuh terhadap perubahan-perubahan

yang timbul atau tidak ada kecenderungan

49

untuk naik atau turun. dan variabel tersebut bcrada dalam kondisi optimumnya (Gujarati, 2003).

Tahap pertarna dari uji kointegrasi ini adalah mencrapkan lag yang layak kointegrasi

agar dapat diterapkan dengan tepat. Jlasil

uji kointegrasi akan

bcrvariasi pada sctiap lag yang bcrhcda, sehingga kelayakan lag harus ditcruukan secara hati-hati. Lalu langkah sclanjutnya adalah dengan mcngestimasi model dan

mencntukan tingkat Ltrace yang didapat. Hipotesis dalam uji ini adalah : Ho: p - 0 (artinya tidak ierdapat kointegrasi) HI : p :f; () (artinya terdapat setidaknya satu kointegrasi atau lebih)

3.~.3. llji Kclayakan Lag Panjang

lag ini mcnjadi

pcnting karena besar kernungkinan dapat

tcrjadinya specifictuion error akibat ti
benambah sebesar

kuadrat dari jumlah

pa1tjang be yan~

akan digunnkan

variabcl.

dalam model

Untuk

meneniukan

berapa

Vi\X. digunakan

Akaike

l11/or111mion Criserio» (/\IC). Adapun krireria lain scpcrti Schwarz Information Criterion (SJC). hauya diguuakau untuk mendukung kritcria A IC. AIC = -2 (l!T) I 2( l.JT) SIC

-2 (Iii")+ k kig (T) IT

50

Dirnana I adalah nilai log dari fungsi likelihood dengan sejumlah k parameter dicstimasi dengan T observasi. Penenmen jumlah lag yang tepat adalah deogan

mencari nilai AIC dan SIC yang.paling kecil diantara persamaan-persamaaa )'11ng berbeda jwnlah Jag. Di dalam praktcknya

pcneliti memiliki kebebasan penuh

unruk menentukan panjang lag yang sesuai dan kriteria ini tidak menjadi pcnduan yang rmnlak dalam mencntukan panjang Ing.

3.4.4. Uji DurbinWaboo Uji Durbin Watson bel11tiuan untnk mengetahui ada tidalcAya autokorelasi.

Autokorelasi atau korelasi serial adalah suatu keadaan di11111n9 kesalahan pe11gganggu dalam poriode tertentu katakan e., berkorelasi dcngan kesalahan peugganggu dari periode lainnya katakan e,. Jadi kcsalahan pcngganssu tidak bebas atau saiu sama loin iSllliog berkorelasi/saling berhubungan, Uji aulok<>rcJn.si ini meacoba mendeteksi ada tidaknya suatu kondisi yang bcrurutan diantara gangguan kesalahsn (disturbances error) yang mesuk ke dalam fungsi regresi. Adapun hipotcsis yang digunakon dalarn uji Durbin Watson ini adalah : Ilo : p ~ 0 (artinya tidak terdapat a•.llo~ordasi)

I I I : f) :f. 0 (artinya tcrdapa; uutokorela>i)

I

51

3.5.

Model Pengujian dengan Data Panel Pada penelitian ini juga rnenggunakan data panel (pooled data), yaitu

gabungan aetara data runtut waktu {tilrre series data) dan data silang tempat (cross section data). Pe:rnilihan data panel dalam penelitian ini sangat bcrkaitan dengan tujuan penelilian yang ingin mengestimasi korelasi dari pertumbuhan ekonomi dengan tingkat penyerapan tenaga kerja pada 9 sektor ll!aha di Indonesia selnma

1

~·. ' e

periode 19!}4-2007 • Regre$i darn p1111el dari pengnruh tiJi&ki)t penyerspan tenaga kerja (X) sebagai independen variabel terhsdap pa1wnbuhan ckonomi (Y) sebagci dcpenden variabel mcmpakan gabungsn JaJ3 lime ~c:s antar waktu dan data cross section pada 9 scktor usaha. Adapun model rcgresi yang tcrbcnruk adalah

sebagai berikut : yit.

P, ~

jJ?.X,,

+

"11 ·-··----··-···-· ----

(3.5)

Di sampi~ diberlakukan uji asumsi klasik., langkah awal untuk melakukan UJ• estimasi rcgrcsi data panel, maka ads tig11 prosedur estirnasi data panel

(Gujarati, 200J). I.

Menggebengkan data itme series dan data cross seaion kcrnudian melakukan regresi OLS,

2. P1:11ggabuugan data lime series dan data cross section ditambah dengan variabel boneka

(dummy \'tlrinble) umuk mcngetahui

variabel yang

mcnycbabkan perhedaan intcrscp antar individu {ems.\ .1ecti1111). Model mi

52

disebut Fixed Effect Model (PEM) atau Least Sq11at1< Dummy Variable (LSDV).

3. Model Random Effect (REM) atau Error Component, yang menghitung

kesalahan (error ter.m) yang dapat menimbulkan korclasi antar data lime series dan data cross section.

Unruk menentukan model mana yang terbaik dalam mengestimasi model persamaan dilakukan pengujian model Common !:.[feet. Fixed Effect dan Random

Effect

dcngan

mcnggunakan Redundant

Fixed Effects Test dan Hausman

Specification Test.

Common r:ffcci, Fixed Rffect Model dan Random Effect Model Sccara ckonometrika. pcnggabungan dam runrut waktu (time series daw) dcngan data linias ruan.g (cross section data; yang dikenal dengan data panel

(pooled data) dapat menimbulkan masalah dalam proses esrimasi, Masalah terscbut

dapat

berupa

gangguan antar waktu,

gangguan

antar individu

dan

gangguan dari kcduanya, Adu tiga caru yang dupat dignnakun untuk mengantisipasi

gangguan

gangguan rersebut. Pertama, menganggap bahwa tidak ada pcngaruh gangguan

baik dalaru dimcnsi individu maupun waktu (<·0111111011 effect). Kcdua, mengan:ggap bahwa ierdapat gan).\guan yang seluruh gangguan terscbut mempunyai sifat yang bcrd.unpak tctao (fixed cr/fectj. Ketiga. mcngangg;1p

hahwa scluruh gangguan

terscbut mengikuti sifat acak (random ~l,/i·cf). Bil:! mcnggunakau asumsi bahwa g:lnggu~111

rcrscbnt mcrnpuny.u

dampak yang bcrsi 1:1t tcrap. maku analisa akun

53

menggunakan model variabel boneka (dummy variablemodel). Sebaliknya, jika menggonakan asumsi bahwa seluruh gangguan bersifat acak, rnaka analisa mengarah pada error components model.

3.6.

Operasionalisasi Variabel meliputi variabel-variabel yang dipilih dengan

Vanabel yang dianalisis

pengcrtian dasar atau konsep operasionalisasi sebagai berikut : 1. Inflasi headline ukurannya person. 2. Inllasi inti ukurannya persen.

3. lntlasiadministered priceukurannya perscn. 4. Inflasi volatile goods ukurannya persen.

5. Laju PDB rill ukurannya persen, 6. Laju PDB riil scktoral ukuranya persen. 7. Tingkat pcnyerapan tenaga kerja sektoral ukurannya pcrscn.

3. 7.

Evaluasi Model Evaluasi dimaksudkan

untuk

memuruskan

taksiran-taksiran

tcrhadap

parameter adalah bcrmakna secara teoritis (theoritica/ly meaningfull) clan nyata xccara statisti], (;1111isti<:ul~1· siy.11i/ict11.t). Untuk itu digunakan kritcria scbagai berikui : I.

Kritcria ekonomi. yuitu arah hubungan (sig!1) dan besaran (111ug11i1w/e).

Kriteria ini ditcntukan

oleh pnnsip-prinsip tcori ekonomi.

Jika nilai

ma11p11n rnnda taksiran parameter tidak ses.rai dengan kritcria ckonomi.

54

maka taksiran-taksiran untuk

menyatakan

itu harus ditolak, kccuali jika acln alasan yang kuat bahwa dalam kasus-kasus

tertentu

prinsip-prinsip

ekonomi tidak berlaku sehingga mcmbenarkan taksiran yang bcrheda.

dcngan yang telah digariskan oleh teori ekonomi hams dinyatakan dengan jclas.

2. Kriteria statistika, yaitu uji t, uji F dan koeiisien dcterminasi (R2).

Uji Statistik t Pengujiau iui uutuk rnclihut adunya pengaruh dari masing-masing variabcl

indcpcndcn terhadap variabel dependcn, Uji statistik menunjukkan

scbcrapa

mcncrangkan

jauh

pcngaruh satu

I pada dasarnya untuk

vnrinbcl

indcpcndcn

dalem

vnriasi variabcl tcrikat. Hipotcsis nol (Ho) yang skan di uji adalah

apakah suatu parameter (rt1) sama dcngan nol, aiau 11,, : a1 = 0, artinya suatu

variabcl indcpcndcn bukan merupakan penjelas yang signitlkan tcrhadap variabcl indcpcndcn, dcngun

1101,

Hipotcsis ultcrnatifnya (11,) parameter suatu variabel tidak sama atau H,:

111

t: 0, artinya variabel ierscbut mcrupakan pcnjclas yang

sigi fikan terhudap variabet dependen. Adapun mm unruk mclakukan t\ii l adalah dcngun mernbandingkan nilai tstaristik dcngan nilui t tabcl. Scdangkun uji t dirumuskan scbagui berikut :

I=

p, - µ;

,

Se (.(/1) Dimnnn:

n.'

= nilai pada Ho

(3.9)

55

Jika nilai t-statistik nilainya Iebih besar dari Habel, maka hipotesis alternatif (H,) tidak ditolak yang artinya bahwa suatu variabel indcpcnden secara individual

mempeugaruhi variabel dependcn, dengan kata lain apabila Ho ditolak berarti ada pengaruh nyata dari variabel independen terhadap variabel dependen. Sccara ringkas dapat dituliskan sebagai berikut : H0 ditolak apabila t-hitung > I-label H" ditolak apabila t-hirung
Uji Statislik Ii'

l.Jji F digunakan untuk menguji adanya pengaruh variabel independen sccara simultan/ bersarna-sama terhadap variabel dcpenden. Pengujian ini didasarkan

atas hipotesis not (l 10) yang hendak diuji, yaitu apakah semua parameter di dalam model sama dcngan nol, atau l I., : a1 = u2 = .... =a,. = 0, artinya apakah semua variabel indcpendcn bukan merupakan peojelas yang signifikan terhadap variubel

dependen, dan untuk H,: minimal saiu dari Uni 0. Untuk menguji kedua hipotesis tersebut adalah dengan cara mcrnbandingkan nilai

F-hitung dengan nilai Fvtabel. Jika nilai F-hil101g lcbih besar nilai

dari

F-tabel maka hipotesis alrcrnarilnya adalah bahwa semua variabel indcpcndcn secara bcrsaruu-sama

ruerupengaruhi

var iabel dependcn. Sccara ringkas dapat

dituliskan sebagai berikut :

H., ditolak npabila F-hituug > l'-rubel 11. diiolak apabila F-hitung < F-tabcl

56

Uji Koefisien Determinasi (R?)

Untuk mengukur seberapa jauh kemampuan model dalam rncnerangkan variabcl depcndcn

dilakukan dengan melakukan

pcnghitungan

koefisien

dcterminan (R2 ). Nilai koefisien detenninan antara nol dan satu, atau 0 < R? < I. Rumusan uji koefisicn detcrminasi (R2) adalah sebagai berikut:

R

2

=-

ESS

.......................................................................................

TSS

(3.10)

Dimana : R2 = Koefisien goodness ojjit

ESS = Explained of Sum Squared TSS = Tota! ofSum Square Nilai R2 yang kecil berarti kemampuan variabel-variabel independen dalarn menjelaskau variabcl dcpcndcn sangar terbaras. Jika nilai R2nya mcndckati satu bcrarti variabcl

indcpenden hampir dapat menjelaskan semua informasi yang

dibutuhkan untuk mcmprcdiksi variabcl dependcn tcrscbut.

Dapat dlkatakan bahwa semakin tinggi nilai R2 sernakin baik model tcrsebui

karcna kcmampuan mcnjelaskan variabel independen terhadap variabel dependen seruakin besar.

Karena di dalam tulisan ini juga menggunakan nnalisis kornbinasi

aniara

Jt;t;-1

data panel yaitu

thnc series
konsekuensi juga akan diguuakun bcbcrapa uji dau teknik ekonomctri.

Dala111 .analisis y;in~ digunaka».

rcgresi yang menggunakan darn panel terdapat uga model

vanu Conunnn lcfji:ct Modri (CEM). Fixed Ff/eel ,\-fodel (fSv!)

dan Random /}/eel Model (REM). Untuk meuem uknn model mana yang lebrh

57

tcpat, maka digunakan Redundant Fixed £.(fecr~Test dan Hausman Specification

Tes 1. Ret/11111fa111 FixedEffects Test

Pengujian dilakukan bcrdasarkan kritcria bcrikut : Apubila

hasil ksl statistik lebih kccil dari nilai P-tabel. maka common effect

model lcbih tepat digunakan. Tehnik ini paling sederhana Yllllg mengasurnsikan bahwa data gabungan yang adn menunjukkan kondisi yang sesungguhnya. Model ini mcngasumsikan

bahwa intercept sctiap scktor sama dalam berbagai kurun

waktu :

Y11= f~o + P1X;1+ c;,

(3.11)

Dimana : Y - variubcl terikar X = variabcl bcbas

fl

parameter

c = error l<·r111

ll1111s1111111Snecificotion Test

Apahila .lnri pcngnjian liedundnnt Fivi-d l'[kc·rs 7 est dipcrolch hasil bahwa model dcngan pcndckainn

fixed effect lcbih baik. mob akan dilakukan uji sclanjurnya

dcngan I l111m11<111 Specification Tc.11. Dalan- uji ini akun ditcntukun model yang repat yang akan digunakan apakah Vi.red /://<'Cl ;\,/odd (J-'1-:M) atau Kand11111 lij]i:c1 .\lode! (REM). Pengujian dilnkukau hcrd.isarkan kriieria bcrikut :

..

58

il 0

f.l

(a). Apabila hasil test statistik lebih keci1 dari nilai tabel chi-square, maka random

effect model lebih tepe; digunakan. Model inl meogasumsikan bahwa intercept setiap sekror bersifat random dan nilainya berubah sepanjang periode, misalnya :

1'

Y;1 = J}H + 1}2Xn + U•

,

(3.12)

Dimana: Y = variabel tcrikat X = variabel bebas

~ =parameter u = error term Metode ini mengasumsikan

Pu sebagai

variabel random dengan nilai rata-rata atau

mean value pr [tanpa subscript i). Nilai mtercep( untuk mssing-masing individu

data cross section dapa1 ditulis scbagai bcrikul : P11= J31 + u Dimana

E•

dimanav= l.2,3y

N ,,_

(3.13)

adalah random error dengan nilai rata-rata sama dcngan nol dan

variansnya adalah G.' Semua individu memiliki nilai mean untuk inierceps {P1) dan setiap individu memiliki nilai intercept berbeda yaitu error term (co). Dcngan mensubsntusikan kedua persarraan di atas diperoleh :

Yn~ 131 +Pix. + f.:> + uo Atau Yn = fl1 + ~2X11 +

W11

- .•. _

(3. !5)

_

Dimana w11 = r,, • un . Komposlsi error y~ns menunjukkan cross stet ion dan

(3.14)

ti;rm

\LI

w. terdiri atas dua kornponen. yaitu

}'ling meaunjukkan

ti

kombinasi time series.

59

Asumsi yang berlaku dalam model random effect adalah : f:o --

N (0,

<Ju' )

Uic-·

N (0,

E(~·

-t-

<Ju' )

un) = 0

E(lli1 u n ) ~ E(un uu)

0

E(rn1 ti.is) = 0

{I :f; j: tis )

Berarti error component individu ridak bcrkorclasi dcngan yang lainnya dan tidak ada autokorelasi antara unit-unit cross section dan time series. (b). Apabilu hasil test statistik lebih besar dari nilai tabel chi-square. rnaka Fixed Ji_tfe.cr lvfode.l lcbih tcpai digunekan. Model ini mengasurnsikan bahwa intercept setiap sektor bcrbcda-bcda, tetapi nilainya tidak bcrubah scpanjang pcriodc,

y .. - P11 + P2Xi1

I llil "

'" ""

"."

"

(3.16)

Dirnana :

Y - vnriabcl tcrikm X - vuriubcl helms

P - koefisien u=

error term

i- cross suction uni/ l - 1i111~

periods

Model ini rncngasumsikan

bahva koctisicn rcgrcsi tidak berubah unruk setiap

ducrah sepanjang

Untuk

waktu.

rncngetahui

variasi intercept anrar dacrah

tlir.,1111akan variubel dummy atau differeutia! intercetn d1011111ies yang dapat ditulis scbagai berikut :

60

II

Y.= JL

Ii. ,.-II

'

P-X J;' I/

•

) a iDji +

u;1 ·····-·-··-···--······ ........ -······-··················G.17)

;=I

Do;= I j ika observasi untuk daerah n dan 0 untuk dacrah lainnya.

61

BAB IV HASIL PENELITIAJ'I DAN PEMBAHASA.N

4. I. Karakteristik Inflasi di Indonesia 4.1. t , Pcrkcmbangan Inflasi di Indonesia Selama periode 1951-1957 besamya inflasi nasional tertinggi terjadi pada tahun !957 yakni sebesar 42,2 persen Selanjurnya selama pcriodc 1958-1968 perekonornian lndonesia makin mcmburuk. bcberapa tahun selama pcriode itu

inflasi

mencapai 1 clijit

Akibat

terjadinya kenaikan harga-harga secara

mcnycluruh dan sangat tinggi pada tahun 1965 dan 1966 terjadi hyper irflasi scbesar 594,44 persen dan 635,35 persen, Kcmudian pada tahun 1967 dan J 968

mulai rnenurun menjadi 112, 17 persondan 85.1 0 persen. Sejak pertengahan tahun 1968, pemerintah ordc baru melakukan usaha rehabilitasi dan stabilisasi ekooomi. Salah satu usaha yang ditempuh adalah pcngendulian harga kebuiuhan masyarakat, Usaha ini mcmbuahkan hasil yang spcktakulcr. inflasi rurun drastis menja:li hanya 9.89 perseu di awal Pclita 1, yaitu

pada tahun 1969. Sejak tahun 1%9 pada umumnya pcrkcmbangan harga-harga cukup tcrkcndah hingga tahun :9\14. Selama 26 tahun. hanya 9 tahun ierjndi inllasi yang lebih dari 10 persen (2 dijit) yaiiu di tahun 1972-1977.

tahun 1979,

191\0. clan l 9IG. Pcrkcmbangan inllasi selama tah.m 1995-~007. menunjukkun bahwa inflasi h!rting~'.i tcrjcdi pada tahun 199R sebesar 77.6'- pcrscn. dan inflasi tcrcndah tcrjadi pad a tahun I 999 yuitu ~.O I person. Ting.gin: a inllasi iahun I 'WR discbabkan olch

62

adanya krisis monctcr yang kcmudian rncnjad i krisis ekonomi yang mcnerpa 'Indonesia. Fundamental ekonomi Indonesia yang semakin terpuruk saat itu menyebabkan pemerintah tidak mampu mcngcndalikan harga-harga barang dan jasa yang di konsumsi masyarakat. Selarna periode 1951-1957

besarnya inllasi

nasional sangat bcrvariasi,

dimulai tahun 1951 sebesar 34.88 persen, kcmudian terjadi deflasi di tahun berikutnya sebcsar 1,72 persen. lnflasi nasional terbesar selama periode ini dialami tahun 1957 yakni mcncapai 42,17 persen, padahal pada tahun 1956 tidak rncngalami inflasi atau deflasi dengan kera Jain stabil (nol persen). Sedang inflasi tahun 1953 relatif kecil yaitu sebesar 5.26 person. Selanjutnya sejak tahun 195& hingga 1968. perekonornian Indonesia rnakin memburuk, walaupun inflasi pada tahun 1958 adalah I 7 .. 80 persen, jauh lebih kccil dibanding tahun sebelumnya, rctapi kcrnudian pada

tabun berikutnya secara berturut-rurut inflasi semakin

tinggi. Keadaan scpcrti ini terjadi karena pada saat iru perekonomian Indonesia dipengaruhi olch pcsatnya pertumbuhan jurnlah uang bcrcdar, scbagai akibat adanya ekspansi dari scktor pcmerinrah (Sejarah Moncier periode 1959-1966:

Uank Indonesia). Pada tahun 1959. inflasi 19-42 persen. tahun 1960 naik mcnjadi 29,52 pcrsen, tahun 1961 rnelonjak mcnjadi 76,711 persen. Kcmudian pada rahun 1962,

J ')63. dan 196'- inflesi rnelonjak l:igi mcnjadi 3 dijit yaitu masing-masing 154,40 pcrs.:11. 128.07 pcrscn. dan 135.13 waktu iru masih terns bcrlaujur

pcrscn. hiugga

Pcrkcmbangan harga-harga pada

tahun

1965. Kcm1ik1111

harga-harga

kelompok makanan. perumuhan. sandang, scna ancka barang dan jasa mcloujak

63

drastis.

Hal ini disebabkan karena kcbijakan pcmerintah pada saat itu lebih

mengutamakan kcpcntingan politik. Doktrin ckonorni lerpimpin telah menguras

hampir seluruh potensi Indonesia akibat mernbiayai proyek-proyek politik pernerintah, sehingga udak meugherankan PDB pada investasipun

saM

itu sangat rendah dan

merosot tajam (Sejarah Moneter periode

1959-1966:

Bank

Indonesia). Gambar 4.1. Inflasi Nasional, 1951 -1968 (persen)

600

500 400 .300 200 100

M~~~~$~~$~~mm~~OOITT~ -100

----------

Sumher : RPS Padu iahun 1965 kelornpok

inflasi kclompok

maknnan mencapai 685.36 persen,

perumahun .567,34 pcrsrn. sa11da11g 3~2.56

dun jaxa 500.JO person. Selanjutnya pada 111hnn pcn.mahan. musing

sandang.

persen. dan aneka barang

1966 intlasi kelompok makanan.

dan ancka barang dan jasa scmakin

tin~i yaitu masing-

:'D0.2.1 pL'fSL,11. 866.34 pcrscn. 854.7(• pcrsen. dan 1.128.07

persen.

Akibat

64

terjadinya kcnaikan harga-harga secara menyeluruh dan sangat tinggi pada tahun 1965 dan 1966 terjadi hyper inflasi sebesar 594,44 pcrsen dan 635,35 persen. Kernudian pada tahun 1967 dan 1968 rnulai rnenurun menjadi 112, 17 persen dan

85,10 perscn. Kondisi ini menurut Emil Salim {1999), karena adanya kebijakan pernerintah dalam pengendalian inflasi melalui kebijakan anggaran berimbang dan kebijakan uang ketat, diimbangi

dengan pencukupan kcbutuhan sandang dan

pangan, serta dilakukan rehabi Ii t;1si berbagai sarana dan prasarana ekonomi, Pemerintah pada saat itu juga

mclakukan peningkatan ckspor

dengan

mengembalikan share scpcnuhnya kepada eksportir, menggulirkan dcrcgulasi dan dcbirokratisasi, dan juga mcmbuka kran penanarnan modal asing secara bertahap. Pernerintahan

dimungkinkan

ordc

baru beranggapan

apabila stabilitas

bahwa

pcmbangunan

ckonomi

ckonomi rclah dicapai. Oleh karena itu, scjak

peneugahan tahun 1968. scgala potcnsi dan usaha dikonsentrasikan kepada

stabitisasi dan rchahilitasi ckonorni.

Salah satu usaha yang ditempuh adalah

pcngcndalian harga kebutuhan masvarakat banyak. Usaha ini membuahkan yang spektakuler,

hasil

inflasi turun drastis menjadi hanya 9,89 person di awal Pelita I,

yaitu pada tahun 1969. Sejak

tahun 1969 pada umurnnya

pcrkembangan harga-harga cukup

terkendali hingga tahun 1994. Sela ma l6 iahun. hanya 'I tahun tcrjadi inllasi yang

lcbih dari I 0 persen (2 dijit) yaitu di tahun 1972 s.d. I 977, tahun 1979, I 9RO, clan i 9ll1. lnllasi rcrcndah tcrjadi pada tahun 1971

tahun I 9&4-1994

pcrkcmbnngnn

yaitu ~.47 persen. Pada pcriode

harga-harga sangat tcrkendali dengan ringkai

65

inflasi I dijit (di bawah I 0 person)

Jnflasi rerendah dalam pcriodc ini dicapai

pada tahun 1985 sebesar 4-31 persen dan tahun 1992 sebcsar 4,94 persen,

Gambar 4.2. Inflasi Nasional, 1969- 2007 (persen) 90 ---80·-70-1-----

60 50·<---

40 30 20 10

~

O+----------~-~~----·-·-·-~· I

Sumber : BPS Perkernb.mgan inflasi sclama tahun 1995-2007. menunjukkan bahwa inflas: tertinggi tcrjadi pada tahun 1998 sebesar 77.63 person. dan intlasi rerendah terjadi

pada tahun 1999 yaitu 2.01 persen. Tingginya inflasi tahun 1998 discbabkan oleh adanya krisis moneter yang kcmudian meojadi krisis ckonumi Indonesia.

lundarncntal

menyebabkan

yang,

rueuerpa

ekonomi Indonesia yang scmakin terpuruk

saat iru

pcmcrinmh ridak mampu mengcndalikan

harga-harga barang dan

jasa yang
4.1.2. Perkcuillaugan Andi! Inflasi di lndenesia lnllasi

)Ung

mcrupakan perubahan dari

ludeks

1 Iarga Konsumcn )'3JJg

sampai saai ini cligunak:m dihr.~i kedatam rujuh kclornpok pcnpeluaran yaitu :

66

kclompok makanan jadi, minuman, rokok dan

kelompok

bahan rnakanan,

ternbakau,

kelompok perumahan, kclornpok

sandang,

kelompok

kcschatan,

kclorrrpok pendidikan, rekreasi dan olahraga, dan kclompok transpor, kornunikasi dan jasa keuangan, Berdasarkan hasil Survci Biaya Hidup 2002 bobot inflasi didominasi oleh unsur makanan yang mcrupakan pcnjumlahan dari kelompok bahan makanan dan kclompok makanan jadi, minumaru,

yaitu scbcsar 42,31 pcrscn. Artinya

intlasi

rokok dan tembakau

di Indonesia 42.31

persennya

dipcngaruhi olch perubahan harga pada kclompok makanan. Kemudian kclompok berikutnya yang juga mcndominasi adalah kclompok pcrumahan yairu 26,:l5 person, kclompok iranspor,

kornunikusi

dun jasu keuangan

14,47 person,

kelompok sandang 6.37 pcrscn, kclompok pcndidikan rckreasi dan olah raga 6.18 person.

dun kelompok kesehatan

4) I pcrsen.

Kemudian

dari total jumlah

komoditns

yang dicakup yaitu 7411 komodiras. 366 komodlmsnyn bcrnda puda

kulontpok

ruakunan, uni 11yu variahi I itas pcru hahun kornodhasuya Jm111 pi r 50

perscnnya didominasi oleh kelompok makanan.

67

Tabel 4.1. Jumlah Kemoditas dan Bobot Kclompok SBH 2002 dan SBH 1996 SBll 1996

SHH 2002 Kelompok l'engeluaran

Jumlah

Robot

Jumlah

Robot

Komcdiias

(~i.)

Komoditas

(%)

Umem

744

JO(I

c,,yz

I (10

Uahan Makanan

270

24.69

2~2

21.50

~·_f3k{manjadi. Miuurnan, Rokok (J:'1n Tembekau

96

11.62

~2

16,56

Perumahan, Air. Listrlk, Gas dan Ballan B~kar

1(•3

26.35

105

2836

Sarulang

%

6,37

94

7,54

Kcs.c-h.at{IO

·lb

·1.31

38

'1.47

Pcndidikan, Rckrcasi, dan Ola::irag.a

75

6.18

4S

s, 72

58

14,47

·'13

J2.8·l

-Transpor, Komunikasi & Jasa Kcuangan

-

~

Sumber : £3PS Dalam tulisan ini akan diteliti andil inflasi dalam pcriodc waktu dari tahun 2000 sampai tahun 2007 yaitu periode sctelah krisis. Selarna tahun 2000 sampai dcngan tahun 2007 inflasi yang tcrjadi bcrkisar antara 5,06 persen pada tahun 2003 sarnpai dengan 17, 11 pcr:;cn tahun 2005. Sebenamya sejak tahun 2000 laju

inflasi di lndonesiu

sudah tergoloru; siabil dengan nilai yang umumnya tidak

mencapat dun diri1. kecuali pada lahun-tahun ym1g diwarnai kebijakan pcmerint.rh.

dengan adanya

yaitu pada tahun 2001 dengan adanya kcnnikan (IBM dua

tahap yaitu pada bulan Juui dan bulan Juli. pada rahun 2002 dan 2003 dengan adanya kcbijakan kcnaikan tarif dasar listrik secara bertuhap dan pada tahun 2005


dengan adanya kebijakan pemcrintah unruk mcnaikkan

tarif BBM pada bulan

Oktobcr.

Dilihat dari besamya sumbangan/andil inflasi. selama tahun 2003 sampai tahun 2007 andil inflasi umumnya didominasi oleh kelornpok makanan yang terdiri dari bahan makanan dan pada tahun 2003 sampai 61,21

makunan

jadi yang bcrkisar antnra 16.21 persen

pcrscn pada tahun 2006. Padaumumnya pada saat

intlasi pada posisi yang tcrkendali atau tidak mencapai dua digit share-nya akan didominasi pada kclompok makanan, karcna dalam kondisi normal tersebut akan dipcngaruhi

olch kclompok

yang

mcrniliki

bobot yang besar/dominun

yaitu

kelornpok rnaknnan

Camhnr 4.3. Perscnrasc Andil lnllasi M:il
CJ Makanan

II Non Mtlkanan

S11111her:

RPS data diolah

Kcmudian nilai and ii mukanun yang rclati f lcbih kccil pada iahun 2003 cl i scbabkan ndanya kcbjjakan kena i kan t ari I' dasar I isui k ynng bcrdampa k na i k 11ya

nndil kclompok non makunan yuitu kclompok pcrumahan. sednngkan untuk tahun 21)(!5 disebabkan ;ida11y" l..emik.u11 a11f!kuta11

pada kclotupok

icrkcadali

dan Jllga tidak dibarcngi

)o:ugn

transnortusi.

KHM yang diikuii kcnaikun

l'<1da sani koudisi

inllasi

uuif

yang rclatil'

olch kcbijokan pcmeruuah untuk u11t11k

69

menaikkan harga komoditas tertentu, maka andil inllasi

umumnya akan

didominasi oleh taktor makanan. Pada tahun 2007 meskipun juga tcrjadi kenaikan 13DM namun persentase peruhahannya tidak scbcsar kenaikan yang terjadi pada tahun 2005. Kenuikan harga BBM pada tahun 2007 ini hanya terjadi pada komoditas bcnsin saja, namun pada tahun 20U5 kcnaikan BBM terjadi menyeluruh termasuk kcnaikan minyak tanah dan solar. Pada tahun 2007 andil makanan yang tcrjadi tcnuama disebabkan oleh kenaikan komoditas beras, minyak goreng dan bawang meruh. Pcngcluaran rerhadap Inflasl Nasional Tahun 2003 - 2007 (perscn)

Tabet 4.2. Amlil Kelumpuk

,\ndil lnO:ul ('lol Kdo111vot.. Prn~ttunrnn

UMU,\'I

200.1

l004

200~

20M

2007

M4 .0 't6

6.~o

17.1 l

l,SI

' ~,,

6.60 1,01

6,59 ?.~1

I.II

0.36

LW

0,99

1,10

I.

Bahan r-.lnkonon

2.

~.fukiu1a1i

3.

l'crurnuhan.J\ir, 1.bttik, (in:s d:in BM.an&kar

2.00

2.~

H'I

1.28

1,27

4,

Sandan@

(o,56

0.ll

0.JJ

Q.3~

(l.4$

s,

Kcschata.n

(i

1'

01~

0.1~

lo.17

6.

l·1cndid1i:in.

<'.92

0.6&

U.55

C\" 0.·19

7.

trenspor,

Co.SO

0.3~

Id~

(1.18

l•,21

J,•Ji. Minu10\111. Rot...ot..

t.f:an

lcmbOOlu

Rekreasi C.n1 <>lat1rJg:1

Kn1nuu1kth1 1J.10

Ja)._1 KtUJn~n

0.51

Sumber RPS: data diolah Pada tahun 2005 dengan adanya kenaikan ~BM menyebabkan

pada bulan Oktober

kcnaikan pada komoditas yang lain secara sercntak. hal iui dapat

dilihat dari banyaknya komoditas yang memberikan :mdil yang dominun pada setiap kclompokuj a. Hal mi rncnunjukkan bahwa kcbijakan pcmcrintah dalnm mcncntukan lnrga san,,:m mempengaruhi perkembangan atau kcnaikun harga barang-barung lain secar.r serentak.

70

Kemudian,

jika

dilihat

dari

komoditas-komoditas

yang

dominan

memberikan sumbangan terhadap inflasi selama tiga tahun terakhir tercatat bahwa pada tahun 2007 lima komoditas yang paling rlominan adalah : beras, .minyak goreng, bawang merah, emas perhiasan, dan kontrak rumah, pada tahun 2006

kornodi las yang paling dominan adalah : bcras. kontrak rum ah, sewa rumah, nasi dengan lauk, dan emas perhiasan. sedangkan untuk tahun 2005 komoditas yang paling dominan adalah: tarif angkutan dalam kola, bensin. minyak tanah, beras,

clan kontrak rumah. Kcnaikan komoditas pertanian seperti beras dan bawang merah terutama discbabkan oleh banjir yang selalu terjadi pada awal dan akhir tahun yang

bcrdampak pada penurunan tingkat produktifitas. Kenaikan minyak goreng pada tahun 2007 dan kenaikan nasi dengan lauk pada iahuo 2006 disebabkan oleh

kenaikan pada bahan baku produksinya. Sedangkan untuk kenaikan emas perhiasan sangat dipengaruhi oleh flnktuasi perkembangan nilai iukar rupiah terhadap rnata uang asing,

Dari komoditas-komoditas yang dominan tersebut dapat disimpulkan bahwa inllasi di Indonesia umumnya disebabkan olch komodiras yang ridak langsung bcrhubungan dcngan ungkat produktifiias. dan umurnnya discbabkan olch faktor alum. luktor kcbijakan pcmcriruah. Iaktor musiumn Jan perkembangan nilai tukar. t.aju infiasi di lndonesia mcnurnt srudi bank Indonesia tcrbagi rncnjadi tiga

ko111p(111rn yauu. inllasi inti. inflasi administered prim dan inflasi volutll« goods. l Icntasarknn

hasil penghimngan diagram dasnr ya;ig dilakukan bank Indonesia

dan rlPS tahun :2002 didapatkan hasil bahwa intlasi umum (head i11flmi1111) )ani.i

71

dihitung selama ini tcrbagi atas komponen administered price 23,0972 persen yang mencakup 19 komoditas, komponen volatile goods l 8,5121 persen yang mencakup 55 komoditas, scdangkan komponen core inflasi adalah sisanya yaitu 58.3907 persen, namun mencakup komoditas yang sangat banyak yaitu sekitar 670 komoditas, Walaupun inflasi administered price dan inflasi volatile goods memiliki pcnimbang yang relatifjauh lebih kecil namun kcnyataannya kedna kelompok ini mendominasi andil pada inflasi headline-av«. lni menandakan bahwa komoditaskornoditas yang dicakupnya adalah komoditas-komeditas yang sangat suategis. Walaupun inflasi volatile goods dianggap inflasi yang berfluktuasi karena dipengaruhi takror musim namun kenyataannya dari trend indcksnya akhirnya mampu melampaui inllasi inrinya, scpcrti terlihat pada grafik 4.4.

72

Ga m bar 4.4. Serie.~ I ndeks Core, Volatile Goods dan Administered Price

Dulan .lanuari 2002- Desember 2007. ?.00.00

ieoco 100.00

~

"T

1~.00·. 100.00

eo.oo 00.00

~

!!I -r

~

., 3

~ ~

t>3

~

., .,~ ..., ...,~ 3

i

i.,

.,

.... 9

..., 3

BulanTah\m

Sumbcr ·Data Bl-RPS

-l.I .3. Survei Biaya Hidup 2007 l Jalam fHK nilai pemingnya suatu barang secara ckonomis

diukur dari

bcbcrapa bagian (share) dari total pcngcluaran konsumen yang digunakan untuk mernbcli barang tersebut pada tah.m tertcntu. Lntuk mcndapatkan share sebagai bahan penyusunan didapat

(HK dapal dilihm pada pola konscmsi

dari Survei Hiaya Hidup (Sill-I). SBH

adalah

masyarakat vane

- "'

survei pengeluaran

konsumsi rumahtangga khusus di dacrah pcrkotaan,

Survei Hii1ya Hidup (SBI l) yang barn saja selesai dilaksanakan adalah Sl3J I 2007. SHH 2007 dilakukan !!lma untuk mcmpcrbaiki diagram timbang dnn pakei

kouioditas

uhun dnsar sebelumnya yanu 20G:'.!

1 lal ini dilakukan karcna pola

73

konsumsi masvarakat telah banyak mengalarni perubahan, yang mcnyebabkan cakupan paket komoditas dan bobot rnasing-masing komoditas berubah, semakin beragamnya komoditas (kualitas, merk, kemasan) yang beredar dan dikonsumsi masyarakat, dan juga dengan bcrtambahnya proviusi dan rnenyebarnya kegiatan ekonomi di bcbcrapa kota potensi, maka cakupan kota perlu diperluas, dan dengan dernikian bobot seuap kota [uga akan bcrubah.

Tabcl 4.3. Peruhahan/Pcrhednnn TAJ-IUN Sllll

SBH 2002 dun SBIJ2007 P1\KET

C.\Klll'1\N KOT!\

ON:iAR

KOMOr)tT1\S

Rel.EASE

'14 MAKANAN &

l'MAI\ O~TA

NON \1AKAN1\N

• ~iakonan 45 l<.;11:1

To1lll 7tl-'

j1-;,;s

I. rtodiSIC'lflUI

SHH

( l'O Prio:or}

JO lbukot111'1ovinlf1

2W2•1!0

•

p,-., Ki'l•A

J:1nu11n 200.-

io02 IS Kc•ln/K ob\111111~·11

J>IJ.

Z MvJcrs• I')'?

• Nfln ~·1nkm)l11

( 97 P'>O• l ~{116?

• l\·14lnnnn'.

boK:itn Sill I

~J

2007•1t0

I. 1 radis1onn1

·101111:$2~ Jl.bl

lb11k()lj1 1'10\'ll\~I ~

l007

luh 2008 • N1\n 1\foknn:wi

33 K111:LIKat-11pn1c1\

\ 153 rasm1

l\•r l\uta

2 Moocm

284 • -14•1 61.11

( l)~ PilSl'I)

Dari label 4.). d1 urns dapru dilihat bah-va pada penimbang SB! I 200i persenuse mnkanan urrun duri 43.38 person menja

111c111il

1);,11lu11

dari

lenomena sebelumnya

terlihut

bahwa

ik i inusih und i I yanl? snngat domi nan dan pe rn bentu kan angka

i111lasi nasionul. Jika dilihat dari cakupan koumya 11 IK tahun dasar 1007 mencukup 66 kola )'<:Ilg

meliputi 33 ibukotn propinsi dan .H kntn/kabupoten tin;!kal dua. 'lubel 4.-1.

74

disajikan data dari bobot kota 11 IK tahun dasar 2007 bcrdasarkan dari bobot yang icrbcsar. Tabcl 4.4. Bobot/penimbang (%) beberapa kola (dcngan hohot besar) NO

KOT1\

~l.lH2002

SBll 2007

l

JAKAlffA

27/16

22:19

l

llEK·\SI

.

S.26

)

l',\NUl:RANG

.

l.?~

,,

llEPOK

J,76

I

nr)(i1~

2.20

6

Sl!J\.\IJ,\ 'f A

~.90

(i,47

1

llANl)t ING

f1,?f1

~.33

8

,1r:r•,\N

},C)g

1,67

9

!'C.\lJ\l~ANC'l

•l,JI•

J.'18

1(1

!>1\I ,( :1vl01\t..( i

,,.)J:I

2,9(,

II

t-.1AKAS:.;l\I(

J,f!(,

2,!6

12

l~r\ l'Af\·1

1,72

2.02

11

I ~ANl)/\K Lt\,\.IPUN< I

l,2$

1,91

14

IVIJ\l.1\N(i

2,(i}

l.'17

l'l'l'\l\N UJ\Rli

1.1)~

1.10

~I ... lif/~ L1\ll\~YA

)I 1l

l9,4J

IO'lt\l.

I nu

10~

.'" t'i(•

3(6'i

·~

Jsscn«usu:

75

Apabila pernerintah ingin

mengendalikan

lnju inflasi rnaka 1uga

harus

mcmprioritaskan penanganannya pada kota-kota tersebut di alas.

4.2. Hubungan Antar Jenis Penghitungan lnflasi Pada sub bab ini aknn dijclaskan rncngcnai hubungan antara pcnghitungan inflasi inti (core inflation) terhadap inflasi administeredprice dan irflasi volatile goods scrta hubungan kausaliias jangka panjangnya. Analisis padn penelitian

ini

mcnggunakan data time series. Alut analisis yang digunakan dalam penclitian ini adalah 1111ir root rest, colntegration test, autocorelation test. dau Gr1111ger

Causality rest. Pcngolahan data dilakukan dcngan mcnggunakan perangkai lunuk MS-Excel dan Evicws 5.0. sedungkan dHt;i adaluh

d~110

y11111;

digunakan pada analisis

ini

series bulanan dari bulan l~ebruori 2002 sumpai dengun Mei 2008.

Dalam analisis lime series. data yang digunaknn harus bersifat stasioncr, I lal lni pcrlu dilakukan al!ar kira dapat mernpelnjari pcrgerakun variabcl antar waktu yang berbcda Dcngan kara Jain jika datu tidak srasioner, ki1;1 Hkan mendapnt hasil

regresi yang tanpa arti utuu lebih dikcnal dcngan istilnh spurious regression. Selanjutnya jika variabel yang diamati

liclak srasioner, pada level arau 1(0), maka

stasionariras darn tersebut bisa dicari mclalui bcrbagai ordo schingga dipcrolch ungkat stasionarnas pada ordc kc-n ifirst d{fjerenc:e 1(1). 1(2). dun seterusnya).

atau second difference

76

4.2.1. U.ii Akar Unit (Unit Root Te.~t) Uji akar unit (unit roof rest} dimaksudkan unruk menguji stasioncritas pada data. Karena jika yang akan kira regres tidak stationer, maka akan mcnyebabkan spurious regression (Gujarati, 2003).

Spurious regression adalah rcgresi yang memiliki R2 yang tinggi, namun tidak terdapat hubungan yang bcrarti dari keduanya. Mnsalah ini muncul karcna keduanya memiliki trend yang kuat. Jadi R2 yang tinggi tcrsebut dischabkan oleb

keberadaan trend tersebut, bukan karena hubungan diantara keduanya. Salah saru konsep yang dipakai untuk menguji kestasioneran data time series adalah 1tii akar iroo! test).

Di dalam penelitian ini akan digunakan uji akar melalui Augmented Dicky-

Fuller (ADJ') test unruk rnengetahui apakah data time series yang digunakan memiliki masalah akar unit atau dengan kata lain data tidak stationer. Prosedur unruk mcncnmkan apakah data stationer atau tidak dengan cara rnembandingkan

antara nilai staristik ADF dengan nilai kritis distribusi statistik MacKinnon. Jika nilai absolut ADF lcbih besar dari nilai kritisnya,

maka data yang diainati

mcnunjukkan stasioneriias dan sebaliknya jika nilai absolut staristik ADF lebih kecil dari uilai kritisnya rnaka data tidak stasinner. Jika suatu data time series tidak stationer pada level arau 1(0), rnaka stnsionaritas

data iersebut hisa dicari

mclalui berbagai order sehingga diperolch 1irigk.n1 stasionaritas (first dif.f(•,·,•11ce I( I), atnu second tl!(!'trence 1(2). dan sctcrusn ya}.

pada ordc kc-n

77

Pada label 4.5 kita dapat melihat basil dari ADF Uni: Root Test untnk semua variabel yang akan diestimasi, Hasil uji tersebut menunjukkan bahwa ketiga variabcl yang akan kita uji sudah stasioner pada level 1(0). Rcrikut mt adalah ringkasan basil pengujian stasioneriras data: Tabel 4.5 : Ringkasan Uji Akar Unit pada level .Ienis Penghitungan Inflasi dengao Data BuJanan Variabel

Core AdministeredPrice VolatileGoods Sumbcr : data diolah

Level Level Level

t-stanstc

P1ob.

-6293529 8.597302 -7.055403

0.0000· 0.0000·

nooeo-

Ket r " menunjukkan Ho ditolak pada level u-1% Selain uji formal Augmented Dickey-Fullerpada lampir.m jnga disajikan uji corrclogram untuk melihat stasionaruas data. Bcrdasarkan basil uji stasioneriias baik dcngan corrclogram maupun dengan

l~i formal A ugmemed Dicker-Fuller. didapat bahwa seluruh data dari variabelvariabcl yang diuji bersilat srasioner pada tingkat level atau 1(0) pada ringkat signifikansi 1%. Ila! ini bisa dilihat dari nilai mutlak ADF test yang lebih besar

dari nilai rnutlak i\DF tabel (.\lackim1011 Critical mlu~si. (Hasil estirnasi dapat dilihai sccara lcngkap pada lampirnn)

Karena series data yang akan dipakai sudah stasioner, maka kita dapat mcnyusun model rcgrcsi amara inf.asi administered price terhadap core intlasi dan intlasi vo!1111/i goods terhadap core inflasi. Mode! regrcsi dari kcdua model

tcrschut dapat dituliskan sebagni bcrikm :

78

CORE,= ~o +Pa VOL.+ Pc Dimana: CORE,= Inflasi inti pada pcriode ke t ADM, = Inflasi administered price pada periode kc t

VOL,= Inrlasi volatile goods pada periode ke t
dan

e, dan

~1

= Koefisicn Regresi

111 =

Error Term

Pcrhitungan

dengan menggunakan software eviews 5.0 mclalui rcgrcsi

linier diperoleh basil persamaan sebagai berikut :

Unruk mcnguji

hubungan inflasi administered price terhadap inflasi inti

persamaan yang dihasilkan adalah sebagai berikut : COR, = 0.481732

Prob = (0 0000) R2

1

0.081237 ADM, (0 COOO)

= 0.446081

Adj R2

= 0.4385~6

D-W stat -

f-stat - 59.59356

1.347442

Sumber : pcngolahan data dcngan E-vicws 5.0 Sedangkan unruk menguji huhungan inflasi volatile goods terhadap infl=si inti pcrsamaan yang dihasilkan adalah scbagai bcrikut : COR, = 0.497594 1 O O>l5976 VOL, Prob ~ ( 0 0000)

(0 (1000)

79

R2

= 0.256701

F-sta1 = 25.55617

Adj R2

0.246656

D-W stat= 1.587889

Sumner: pcngolahan data dengan E-views S.O Hasil estimasi dapat dilihat secara lengkap pada lampiran Dari basil uji t-statistik dan nilai Prob yang lcbih kecil dari nilai u= I% pada

dua pcrsamaan tersebui, maka dapat dikatakan bahwa core inflasi yang dihiiung sclama ini dipengaruhi olch pola pcruhahan dari inflasi administered price dan intlasi volatile goods sccara signifikan.

4.2.2. IJji Kausaliras Granger (Gra11;:er Causality Test) Padu pcngujian kausalitas Granger. yang perlu kiia perhatikan adalah pcnentuan lag tcrbuik dalam model. I lal ini diunjurknn karena pada umumnya pengaruh lag yang berdekatan lcbih tinggi dibanding lag ya.11g lebih jauh. f>ncla penelitian hubungan anrar jcnls pcnghnungan inflasi ini penulis mencoba mcrnasukkan panjang lag mulai I sampai lag 12 ynng ienlapat dalam lampiran. Dari seluruh pengujian kuusaliu.s

Granger

yang dilakukan

tidal. ada

satupun basil yan]; signitiken baik pada level a= I%. u-5%. n=l 0%. IJal ini dapat disirnpulkan bahwa drlam j~nglrn panjang tidak ada hubungan balk antara core inflasi dengan inflasi administeredpnce maupi.n anrara core in1lasi dengan inflasi

80

4.3. llubungan .Ienis-jenis l'cnghitungan lnflasi dcngan Laju l'DU

Pada bab ini akan dijclaskan penghitungan

rnengcnai hubungan

inflasi yang meliputi inflasi inti (core

antara jenis-jenis inflation), inflasi

administered price dan inflasi volatile goods tcrhadap laju pcrtumbuhan GDP,

serta hubungan kausalitas jangka panjangnya. Alat aoalisis yang digunakan dalarn bah ini juga menggunakan 1111il root test. cointegration test. autocorelation test, dan Granger

Causality

test.

Pengolahan

data dilakukan juga

dengan

rnenggunakan perangkat lunak ~fS-Excel dan Eviews 5.0, scdangkan data yang digunakan pada analisis ini adalah data series triwulanan dari triwulan II tahun 2002 sampai triwulan I tahun 2008.

4.3.1. Uji Akar Unit (U11l1 Root Tes()

Pada tabel 4.6 kita dapat melihat basil dari ADF Unit Root Test untuk semua variabel yang, akan dicstimasi. llasil uji rersebut menunjukkan bahwa ketiga variabcl yan~ akau kita uji

sudar srasioner pada level 1(0). Bcrikut ini

adalah ringkasan hasil pcngujian stasioneritas data: Tahel 4.6 : Riugkasan Uji Akar Unit Jenis Penghuungan lntlasi dan Laju (;l)P dengan Data Triwulnnan vansbei Cote

Levet

Arlmimstererl Prtce

Level

Volalile Goods

Level

Volatile Goods

First Difference Level

Laju PDB

Surnbcr : data diolah

t-Stausuc

Prob

-4.254480 ·5.082561 -1.489190 ·8.644318 -17.15556

0.fl032'

0.0005' 0.5182

o.q_ooo· O.UUOU'

81

Berdasarkan basil uji siasioneritas dengan uji foanal Augmented Dickey-

Fuller, didapat bahwa variabel core inflasi, inflasi administeredprice dan !aju PDB bersifatstasioner pada tingkat level aiau 1(0) pada tingkat signifikansi l %, sedangkan inflasi volatile goods stasioner pada first difference1(1). (Hasil estimasi dapat dilihat secara lengkap pada lampiran)

Untuk series data series yang sudah stasioncr pada level atau 1(0), maka kita dapat langsung menyusun model regresi yaiiu : model hubungan antara core in llasi dengan laju PDB dan hubungan antara inllasi administered price dengan laju PDB. Sedangkan hubungan amara inilasi volatile goods dan laju PDB harus mclalui uji kointcgrasi tcrlcbih dahulu.

Model regresi Jari model hubungan antara core inflasi dan laju PDB daput dituliskan sebagai bcrikut:

C'OR, = no r n1 I .POR, + •:. Dimana: COR, = Inflasi inti pada periode ke t

LPDI3, = Laju PDB pada periode ke l
-

Koefisien Regresi

r., - Error Term Pcrhitungan dengan menggunakan software eviev-s 5.0 mclalui regrest Ii nicr diperolch hasi! persamaan sebagai ber-kut : COR, = 1.860259 t -0.099146 l.l'IJB, l'roh

- [U.UOUO)

(0.1551)

82

R2

= 0.446081

= 0.438596

Adj R2

!'-stat~ 59.59356

D-W Stal - 1.347442

Sumbcr: pengolahan data dengan E-views 5.0 Dari hasil uji t-statistik dan Prob yang lebih besar dari n=I 0%. maka oleh sebab itu pengujian tersebut tidak signifikan yang berarti bahwa antara intlasi inti dan laju PDB tidak rncmiliki hubungan yang nyata, Kcmudian model rcgrcsi hubungan antara inflasi administered price dan

laju PDB dapat dituliskan scbagai berikut : ADM,~ o0

1 "'

LPOB, + &,

Dimana : ADM,= lnflasi inti pada periode kc

I

1.Pl)H, ~ Laju PDB pada pcriodc kc

1

rxo = Konstanta 1.q

= Kocfisien Rcgres i

~, - Error Term Perhitungan dengan rnenggunakan sotiwarc cviews 5.0 mclalui rcgresi tinier dipcrolch hasil persarnaan sebagai berikut : /\OM,~ 3.740061 + -0.569205 Ll'DG, l'rob = (0.0077)

R2

= 0.446081

F-slat ~ 59.59356

(0.2380) Adj R2

= 0.4:)8596

U-W stat - 1 347442

Sumbcr : ocnuolahan data denuan . ..., .. L-views ) I!

83

Dari basil uji t-statistik clan Prob yang lebih besar dari c= I 0%, malca pada pengujian tersebut juga tidal signifikan yang herarti behwa dalam janglca pendek

antara inflasi administered price dan laju PDB juga tidnk memiliki hubungan yaug nyata.

Kesimpulannya dalam jangka pendek semua jenis peughilWlganinflasi tidak .::-

~

berhubungan sccara nyeta dengan laju pertumbuhan GDP. Selanjutnya unruk hubungan antara inflasi votante goods dengan laju GDP, karena series damnya tidak stasioner pad.a level, maka tidak terjadi hubunganjangka pendek..

4.3..2. Ujl K.usalltas Granger (Granger Causality Ttsl) Di dalam uji uji kawalila• Granger pencntuan panjang lag didasarkan pada basil statistik AJC dan SC dengan nilai yang terkceil. Kemudian dengan uji

kausalitas Granger ioi peoutis juga mencoba mcmasakkan bcberapa lag tersebin pada setiap proses pcngujian. Pada peogujian hubungan jangka paniang antara core intlasi dengan laju

PDB mcnggunakan program E-views diperoleh hasil bahwa dari nilai AIC dan SC nilai minimumnya tcrjadi poda lag 1 dan lag 2. Dalam pengujian kausalitas

Grungcr padu lag I Jan Jag 2 terjadi signifikensi satu arah peda level n-10%, dimana pada lag tersebut dalam jangka panjang core inllasi akan mempengaruhi foju UVI' dengan tingkal signifikruisi YO person.

84

Tabet 4.7: Ringkasan Uji Kausalitas Granger Antara Core Inffasi dan LajuPDB

Lag

PDl:l -7 CORL~

t

0.86367

0.03666•**

2

O.t0t?3

0.03577***

CORE-7

PDH

-

Sumber : Data diolah Keterangan : •·•. rnennnjnkkan Ho ditotak pada n=I 0%

Tabet 4.8: Hubungan Kausalitas Granger Antara Core Inflasi dan Laju PDB

lag

Arab

Jenis Ilebungan Kausalitas

I

Saru Arah

2

Satu Arah

·--

CORF.-7 PDB CORE-? PDB

Sumber : Hasil pengolahan

Pada pengujian hubungan jangka panjang antara inflasi administered price dengan Jaju PDB menggunakan program E-views diperolch hasil bahwa dari hasil nilai i\lC dan SC nilai minimum tcrjadi juga pada lag I dan lag 2 Dalam pengujinn kausalitas Granger umuk setiap :ag yang dilakukan iidak ada satupun hasil png signifikan

baik pada level u~I%. u-5%. a=J0%.

Hal ini dapat

disimpulkan bahwa dalam jangka panjang tid.1k ad:i hebuugan timbal balik antara inllasi admimsierc.l price dengan laju perurmbuhan GDP.

85

Kcrnudian pada pengujian hubungan jangka panjang antara inflasi volatile goods dcngan laju PDB rnenggunakan program E-views dipcroleh basil bahwa nilai AIC dan SC minimumnya tcrjadi pada lag 3 sampai lag 8. Dan dalam pcngujian kausalitas Granger pada setiap lag-nya, pada lag J tcrjadi signifikansi dua arah pada level yang sangat signifikan a=I %. dimana pada lag tersebut dalam jangka panjang inflasi volatile goods tcrdapat hubungan dud arah, yang bcrarti

bahwa inflasi volatile goods akan mempengaruhi laju GDP dan bcgiiu pula sebaliknya, Sednngkan pada lag 4, lag S. lag 6. dan lag 7 terjadi huhungan kausal itas satu amh, dengan tingkat signifikansi yang berbeda-beda, Pada lag tcrscbut hubungan yang tcrjadi adalah inflasi volatile goods dalam jangka panjang akan mcmpengaruhi laju Pl)~ namun tidak berlaku scbaliknya. Tnbel 4.9:

Ringk:1~11n Lji Kamalitas Granger Antnru lnnasi 1111/atile Goml.f dun Lnju PDB

-l.ag

l'OB ~VOL

J

0.00952*

4

-

-

0.00996 .. 0.00801 •

0.5i889

5

0.39705

6

0.'.!1523

~

0.5.>491

-

I

Sumbcr : Data dioluh Ketcrangau : ".

VOL~ PDB

0

_

--

0.01446** 0.0065·1·

--

0.03}74°

-

-

-

1r.1:nunju"-kan Ho cuolak pada u= I% dan u=5%

86

Tabcl 4.10: Hubungan Kausalitas Granger Antara Inflasi Volatile Goods

dan Laju Pl)R

. l~g

Jenis Hubungan

Arah

Kausalitas 3

Dua Arah

VOL~ -7 PDB

4

Saru Arah

VOL-7 PDB

5

Satu Arah

VOL7PDB

11'

Satu Arah

VOL-7 Pl).13

7

Satu Arah

VOL-7 PDB

-

Sumber : Hasil pcngolahan

4.4.

Korclasi Hubungnn Laju PDB Scktoral dengan Tingkat Pcnyerapan Tenaga Kerja

Pada bab ini akan dijelaskan mengenai korelasi hubungan antara laju pcrtumbuhan PDH berdasarkan sektor terhadap tingkat pcnyerapan tenaga kerja. Teknik analisis yang digunakan adalah Panel Data Regresion Mode], Penelitian i ni mcnggunaknn data sekundcr bcrupa data panel (pooled-data) yanj; mcrupakan gabungan antara data runuu

waktu (time .reries) tahunan dan data silang 1c111pa1

(cm.u-sec1w11) sclama periodc 1')9•1·2007. Pernilihan data panel dalam pcnclitiau

ini sangat berkaitun dcngan rujuan penelitian yang ingin mcngestimasi korelasi dari pcrtumbuhan ckonorni dengan ringksu penyerapan tcnaga kerja puda Y sekior usaha di Indonesia selama periode 2000-2007.

87

Regresi data panel dari pengaruh tingkat pcnycrapan tenaga kerja (X) sebagai independen variabcl terhadap pertumbuhan GDP (Y) sebagai dcpendcn variabcl mcrupakan gabungan data time series antar waktu dan data cross section pada 9 sekior usaha, Adapun model regresi yang tcrbcnruk adalah sebagai berikut: yit -

fJ, - P2X it ~

cu

Data yang dipcrlukan adalah : Data series laju POB meourut sekror (9 scktor), yang mcliputi scktor pertanian. sektor pertambangan, sektor industri. sektor listrik. gas dan air. sektor konstruksi. sektor perdagangan, sektor transportasi, scktor kcuangan dan sekior jasa. Data series tingkat penyerapan ienaga kerja mcnurut sekror, Di sarnping dibcrlakukan uji asumsi klasik. langkah awal umuk melakukan UJI

estimasi

rcgresi data panel. maka ada tiga prosedur estirnasi date panel

(Gujaruli. 2003). I. Menggabungkan data lime series dan data cross sect ion kemudian melakukan rcgrcsi 0 LS 2.

l'enggebungun

variabcl

boncka (d11111111.1' l'(lf'l(lb/e) nntuk

rnenyebubkan d iscbui

{I.SOY).

data lime series dan data cross section
perbedaan intcrsep anuu individu

Fixed !\!feet Model (FEM) atau Least

{t'/'O.\.f

variabel yang

section).. Model ini

S1111<1rl'

Dnmrny Vanahle

88

3.

Model Random Effect (REM) atau Error Component, yang menghitung kesalahan (error term) yang dapat menirnbulkan korelasi antar data time series dan data cross section.

Untuk mencntukan model mana yang tcrbaik dalam ruengestimasi persarnaan model hubungnn laju PDB tcrhadap tingkat pcnycrapan tcnaga kerja dilakukan

pengujian model Common Effect, Fixed Effect den Random Effect dcngan menggunakan Redundant Fixed Effects Test dun Hausman Specification Test.

C:1m111tt>11 EffectMntfel, l'i.xed J::jfecl Model dan

Secara ekonometrika,

Kandom lijfect 1Wof/el

penggabungan dma runtui waktu (time series dolt/)

dengan data lintas ruang (
masalah dalam proses esrimasi.

Masalah

antar waktu, gangguan antar individu

dan

gangguan daii kcduanya,

Ada tiga earn yang duput digunakan untuk rncngantisipnsi go11ggun11gangguan tcrsebut. Pertarna, mcnganggap bahwa tidak ada pcngaruh gangguan haik dulam dimcnsi individu maupun waktu (co111111011 e.f)ec1). Kedua. mcnganggap bahwa terdapat gangguan yang seluruh gangguun tcrsebut rncmpunyui $if::11 ynng bcrdampak tctap (fixed ".Oec:I). Kciign, mengnnggap bohwu seluruh ga11gguan 1c1 scbut incngikllli sirat acak iraudo»: q0el·t). Bila menggunakan asurnsi ouhwa )\ang~uun rersehut mcmpunyai dnmpak yang bcrsitnt tctap, maka anulixa

akun

mcnggunnkan model variahel boncka tduouny variable 11101ief). Scbaliknya. jika

89

mcnggunakan asumsi bahwa scluruh gangguan bcrsifat acak, maka analisa

mengarah pada error components model. label 4.l I. Pengujian dengan dengan pendekatan co111111011 effect Variable

Coefficient

Std. Error

t-Slatistic:

Prob

c

'l.19-\364 0.122665

0.637906 o.~0393

6.575211 2.434155

o.ocoo

LTK? R-squared Adjusted R-squared S.E. of rcgrcssk>n Sum squared resid Log likelihooc Durbin-Watson stat

0 045604 0.037907 6.842272 5805.269 -420 0913 1 385824

Mean depeodent var

0.0164 4 6~?104 6.975766 6.699862 6.744883 5.925110 0 016351

S.O. dependent var Akai1<e info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-s!atistic}

Sumbcr: I lnsil pengolahnn data Hasll regresi dengan menggunakan pendekuran cQ111111011 ef(ecr menunjukkan

bahwa variabcl laju pertumbuhan tc:naga kerja berhubungan posirit dengan laju pertumbuhan Pl)l:l dcngan kocfisicn sebcsar 0.12. llji statistik juga menunjukkan scmua kucfisicu

signifikau

sccara statistik dengan uji

t

pada iingka; signi likans-i

5% muupun uji scrcmpak dcngan uji ~ yang dapat dilihat dari nilai Prob-nya.

<13

Pada hasil di atas kitn mcngasumsiknn bahwa intersep mnupun slope adalsh sama baik antar wnktu m:oupun anlar sektor, Namun osumsi ini jclas sangat jauh dari rcalim sebcnarnya. Karakterisiik anlar scktor jelas akan berbedu. Salah saru cara :ran~ pal ing sederhana untuk mcngctahui adanya perbedaan adalah dengun rnengasumvikan bahwa i111
samn.

Model

yang mengasumsikan adanya

pcrhedaun

intcrscp Jalam

persamaan adalah model :C!;[CSi l·fred F.ffecl. Berikui i11i akan disajikan tahel hasil pengolalum dengan model fixed .-ffi'<1.

90

Tabel 4.12. Pengujian dengao dengan pendekatanfrxed effect Variable

Coefficient

Sta. ErrOI'

t-StatistJc

Prob.

c

4209724 0.118549

0.626771 O.C'50C92

6.716527 2.366625

0 0000 0.0196

LTK? Fixed Effects (Cress) -1-C - 2-C 3--C

-_.:-c

-5--C

_6-C -7-C

_8--C

_9-C

-1.819070 ·2.998115 0.640134 4.085285 -0.210257 -0.396369 2.960255 ·1.372003 -0889859 Effects Specification

Oross-secton fixed (du'llmy variables) R-squared Adjusted R-squared S. E. of regression Sum squared resld Log likeliliood Durbin-Watson stat

0.140001 0.073277 6.115321 5231.082 -413.5300 1.534038

Mean dependent var S O.dependentvar Akalke into cn:enon Schwarz criterion F-statishc Prob(F-s1ausuc)

4.652104 6 975766 S.722699 6947800 2.098216 0.035025

Sumbcr : Hasil pcngolahan data

Hasil cstimasi regresi dengun menggunakan pendekatan fixed effect juga mcnunjukkan

hubungan yang sarna dcngnn pcndekatan cm11111'm effect, yairu

bahwa variabel laju perturnbuhan ienagu kerja berhubungan positif dengan laju peruunhuhan

l'l)H dengan kocfisien

sebc-ar 0.12.

mcnuniukkan kocfisicn yang siguifikan sccara statisiik baik dengan uji tingkat signilikansi u-5% maupun uji serempak dengan uji

dnri nilai Prob nyn.

juga

llji statistiknya

r

t

pada

yang dapat dilihut

91

Sctelah menghitung estimasi rcgresi dengan dua pendekatan yaitu commom

effect dau fixed effect, kemudian akan dilakukan pengujian untuk menentukan model yang sebaiknya dipakai dalam penelitian dengan menggunakan Redundant

Fixed EffectsTests. Dalarn ha! ini akan ditcntukan hipotesis sebagai berikut : Ho : Model common effec: II I : Model fixed effect Tabel 4.13. Red1111d1111r Fixed Effects Tests Pool: LPE Test cross-section fixed effects Effects Test

Statistic

Cross-section F Cross-section Chi-square

Dari tabel 4.14.

1.591586 13.122634

Prob.

d.f.

(8, 116) 8

0.1347 0.1077

tcrlihat bahwa nilai F-statistik adalah 1,59, sedangkan nilai

f-tabel
<,

F tabcl. maka Ho tidak

ini model dengan pendekatan common

~OeCI

lebib baik digunakan daripada model fixed effecr.

Pcrsamaan umurn model i'nmmon effec: adalah sehagai berikut :

Dari pcrsamaan di atas dcngan program E-Vicws juga aknn dianalisa rcgresi masing-rnusiug melibatkan

scktor

dcngan

variabel dummy akan diperoleh

analisis

rcgrcsi

satu

objck.

untuk Dcngun

persamann umum sebngai berikui.

92

Dimana : l~o = in tersep fl1 = stopc/koefisien tingkat penyerapan tenaga kcrja pada sektor 9

ii

= kocfisien dummy variabel

Sektor I adalah sektor pertanian Scktor 2 adalnh sektor pertarnbangan Scktor 3 adalah sektor industri Soktor 4 adalah sektor listrik, gas dan air Scktor .5 adalnh sektor konsiruksi

Sektor 6 adnlah sckior pcrdagangan Sckrur 7 .1d<1IHh sektor transportnsi Sektor 8 adalah scktor kcuangen Sektor 9 adalah scktor jasa Tabcl 4.14. Persamaan Regresi yang mclibatkan Ou111111y Variabel Included observations: 126 Variable

Coeffir.ienl

i'ltrt Frrnr

t-St:ilistic

c

3595411 0.551355 0.664361 ·0636289 .0.486186

0 620010 0·t10490 0.358453 0.153122 0 132240 0 14B197 0.234560

5.798950 4.990107 1853410 4.155430 -3.676540 -~ 047~10 ·2.062361

LTK D1'LTK D2'LTK D4'LTK rlfl'I TK D9'LTK R-~q11i:11t:!d Adjusted R-squared S.E. or regress·on Sum squareo resid Log likelihood

-0445509

-0.483747 0.186345 0.145320 6.448891 ~946.996 -410.0377

Mt:!iJll

dependent var

S. D. dependent var Akaike info crueron Schwarz criterion F-slatlshc .~ ---

--

Prob 0.0000 0.0000 0.0663 Q.0001 0.0004 fl 0028 0.0413 4.652381 6.975629 6.6t96~6 6.777217 4.542267

93

Slope/koefisicn tingkat penyerapan tenaga kerja untuk sektor 3, sektor 5, sektor 6

dan sektor 7 adalah scbesar

~1

Slopc/koefisien tingkat penyerapan tenaga kcrja umuk sektor l adalah ~1 + o1 Slopc/koefisien tingkat penyerapan tenaga kerja untuk sek:tor 2 aclalah ~1 + 5:z

Slope/koefisien ringkat penyerapan tenaga kcrja uotuk sekior 4 adalah ~1 + o4 Slope/koefisien tingkat penyerapan tenaga kerja 11111.11k sektor 8 adalah ~1 + 03 Slope/koefisien tingkut penyerapan tenaga kerja untuk scktor 9 adalahB, + &i

Dari hasil pengolahan diperolch persamaan scbagai berikut : Y, = 3,595 + 0,551 X, - 0,664 D1X, - 0,636 D2X, - 0.486 D.,X, - 0,4,16 D~X1

-

0,484 D9X1

Maka akan diperoleh slope/koefisien iingkat penycrapan tcnaga kcrja berdasarkan sektor scbagai heri k ut : Sektor J, scktor 5. sektor 6 dan sektor 7 atau sektor industri, sektor konstruksi,

sektor perdagangan dan sektor transportasi adalah scbcsar 0.551 Sektor penanian = 0.551 - 0,664 = -0.113 Scktor pertarnbangan - 0.551 - 0,636 ~ -0,085 Sektor listrik, gas clan air= 0.551 - 0.486 = 0,065 Sektor keuangnn = 0551

0.~~6 = O.l 05

Sektor jasa - 0,551 - 0.484 = 0.067

94

Dari persamaan individual di alas yang merupakan hasil pengolahan dengan metoda common effect dapat dillhat bahwa slope/kocfisien umuk rnasingmasing sektor sangat bervariasi. Pada sektor pertanian dan sektor pertambangan terjadi slope yang negatif, yang berarti bahwa dengan peningkatan tingkat penycrapan tcnaga kcrja justru ceuderung akan menurunkan ringkar pertumbuhan

ekonomi, yang berarti

peningkatan biaya renaga kerja yang harus ditanggung lebih tinggi dihandingkan dcngan tingkat kenaikan produktivitas tcnaga kcrjanya, Dalam ha] ini berarti pcrtumbuhan dalam kedua sektor ini bukan dari peningkatan tcnaga kerja tetapi

dari faktor lain, misalnya peningkatan kapital dan teknologi yang digunakan. Sedangkan uo1uk tujuh sektor yang lain slope nya bemilai positip, artinya dcngan adanya peningkatan persentase tenaga

kerja akan meningkatkan

laju

pcrtumbuhan ckonomi. Dan dapat dilihat bahwa sekror-sektor yang mendominasi {rnerniliki slope yang relatif besar) adalah scktor industri, sektor konstruksi, sekior perdagangan dan sektor transportasi.

95

BABV KESIMPULANDAN

SARA>~

5.1 Kesimpulan Berdasarkan karaktcristik

basil

inflasi,

penelitian

hubungan

dan

kausalitas

pembahasan antar jenis

mengenai

analisis

penghitungau

hubungan kausalitas antara jenis-jenis peaghiumgan inflasi

inflasi,

dengan

Jaj u

pertumbuhan ekonomi (laju PDR) serta korelasi hubungan laju POB sektoral terhadap tingkat penyerapan tenaga kerja diperoleb beberapa kesimpulan sebagai

bcrikut: I. Berdasarkan

hasil

Survei Biaya Hidup 2002 bobot inflasi di Indonesia

didominasi olch unsur rnakanan yang merupakan pcnjumlahan dari kelompok bahan makanan dan kclompok makanan jadi, minumam. rokok dan tcmbakau

yaitu sebesar 42,31

perscn. Artinya inflasi di Indonesia 42,31

pcrsennya

dipengaruhi oleh pcrubahan harga pada kelompok makanan. 2. Dilihat dari

besarnya sumbangan/andil inflasi

terhadap

intlasi nasional

illeodline !n/fa1io11). sclama rahun 2003 sampai tahun 2007 andil inflasi di Indonesia umumnya didominasi oleh kelompok makanan yang berkisar antara 16.21 persen pada tahun 2003 sampai 61.21 pcrscn pads rahun ~006. 3.

Sclain berdasarkan kelornpok pengcluaran inflasi umum ihead line influtions )'ang dihi.uug sclanra ini juga t.lihagialas komponcn administered price 23.10

pcrsen yang meucakup 19 komoditas. komponen votattte J!.Ood; 18.51 pcrsen vang mencakup 55 komodiias. sed.mgkan komponen core inll.isi

ndalnh

96

sisanya yaitu 58.39 pcrsen, namun mencakup komoditas yang sangat banyak yaitu sekitar 670 kornoditas.

Walnupun inflasi volatile goods memiliki

peuimbang yang relatif jauh Jebih kecil narnun kenyataannya kclompok ini mendominasi

andil pada inflasi neadline-tiye.

Ini menandakan bahwa

komoditas-komoditas yang dicakupnya adalah komodiras-komoditas yang

sangat stratcgis dan scluruhnya berada pada sektor rnakanan. 4. Inflasi inti yang selama dihirung ternyata dalam jangka pendek polanya secara signifikan sangat dipengaruhi oleh pergerakan inflasi administered price dan inflasi volatile goods. Namun hal iersebut tidak mempengaruhi pola dalam jangka panjangnya.

5. Dari keriga jenis penghitungan inflasi tersebut ternyaia yang paling memiliki hubungan yang dengan laju pertumbuhan Pl)B secara signifikan adalah intlasi

volatile goods, bahkan pada lag 3 terjadi hubungan dua arah, artinya antara inflasi volatile goods dan !aju pertumbuhan PDB dalam jangka panjang saling mcmpengaruhi.

6. Sedangkan dari basil analisa regresi hubungan antara tingkat penycrapan tenaga kerja terhadap

laju perturnbuhan

PDB sektoral terlihat bahwa dari

scmbilan sektor yang diteliti, sektor scktor pcrtanian dan sektor pertarnbangan

terjadi slope yang ncgutif, yang bcrnn i bahwa dcngan peningkaton ringkat pcnycrapan

rcuaga

kcrja justru

akan

ccndcrung

pcruunbuhan ckonomi. Hal ini beran i pcningkrnan

mcnurunkan

biaya tcnaga kerja yang

hares tlir1111ggung oleh kcdua scktor tcrsehui lcbih ringgi dibandingkan tinzkat kcuaikan pmduktivitas te11ag11 kcrjanva.

tingkat

dcngan

97

untuk rujuh sektor yang lain merniliki hubungan yang positip,

7. Sedangkan

arrinya

dcngun

adanya

pcningkatan

persentase

tenaga

kerja

akan

mcningkakan laju pcrtumbuhan ekonomi, Dan dapat dilihat bahwa sektorsektor yang mcndominasi (rnemiliki slope yang relatif besar) adalah scktor konsrruksi,

sektor transportasi.

sekror pcnlagangan dan sektor

industri

pengolahan. R. Dari hasil pcnclitian

terlihat

bahwa inflasi volatile goods yang mcliputi

komoditas makanan mcmiliki hubungan kausalitas dcngan laju pertumbuhan ekonomi, namun dari sisi tingkat pcnycrapen kerja justru memiliki hubungan yang negatif I lal ini yanu menycbabkan inflasi di Indonesia bcrlawanan dcngan hukum kurva Phillips.

5.2. Saran 1.

Apabila flank

lndonesi»

ingin

mcnggunakan

menggambnrkan

fcnomena monetcr, maka scbaiknya di dalnm

hams mengeluarkan pcngaruh musimau

d1111

inflasi

pengaruh

inti yang dapat Iormulanyn

faktur kebijakuu

perncrintah di dulam proses penghitungannya. 2. Dalam rnemperkirakan penentuan target

tiugkat

inflasi

tiduk

intlasi

di waklu yang akan

cukup

dengan memperhatikan

datanf~

mau

trend/polu

pcrubahan harga indeks semata. tempi harus jugn mcmpcrhatikan fnktor luktor

lain

pcnyebab

k~mikan/prnuruuan

1(11\gsung harga.

maupun

tiduk

laugsung

yang

mcnucu

98

3. Karena inflasi di Indonesia baik bobot/share rnaupun trend perubahannya harganya sangat didomonasi oleh sektor makanan, rnaka dalarn pengendalian pencapaian target inflasi den sekaligus

meningkatkan la]u pcrtumbuban

ekonomi, pemerintah harus meprioritaskan pcngcndaliannya

pada sektor

makanan, serta faktor-faktor lain yang mendukungnya. 4. Kcmudian di dalam pengendalian tingkat pcngangguran, pcmerintah harus mcmpriorirasknn pcngcmbangan pada sektor industri, sekior konstruksi, sektor perdagangan dan sektor transportasi, karena merniliki daya serap tenaga kerja yang cenderung lebih tinggi dibanding scktor scktnr lainnya

DAFTAR PllSTAKA

Ahmed. Sham1111, and Mortaza,

Md. Golam. (2005), "iliflaron and Economic

Growth in Bangladesh: 1981-2005", Working Paper Series: (December.2005). Policy Analysis Unit (PAU)

Andi

WP0604

(20-06), • Annlisis Perilaku Instabilitas, Pergerakan Harga, Kesempatan Kerja, dan lnvestasi di Sektor Pertanian Indonesia". dalam lrawan.

Jurnal Agro Ekonomi, Volume 24 ~o.l, Mei 2006: 59-94 Agus Widarjono. (2007), "Ekonometrika, Tcori dan /\plikasi unruk Ekonomi dan Uisnis", Edisi kcdua Cetakan Pertama, Pcncrbit EKONlSIA, Yogyukurtn

Bank lrulonesia. Lcporan Tahunan Rank Indonesia, Bcrbagai cdisi clan pcncrbiran, Jakarta !:lank Indonesia (2003), "Dinamika Pembenrukan Hurga dan Upah di ludouesia: Suatu Pendekatan Survci .. , Kcrtas Kerja Pcnclitian, PPSK l>nnk

lndoncsin. Suuisiik F.konomi dan Keuangen Indonesia, Bcrbagai pcnerbitan dan website : www .bi.go.id, Jakarta : Bank Indonesia

cdisi

lliro 11us:11 Smt1stik. Buletin Ringkas, Berbagai cdisi dan penerbitan. Jnknno l3i1L• Pusat Staustik. \V,ina lndeks ll:irga Konsumcn, Herbagai edisi dun µ1;11c1bi1<111.

Jukana !\mil Salim, (1999), "Scjuruh l.isjn Indonesia (196511971)''. CSIS (Cc111rc (or Strategic and /11:1?ma1im111l .St111l:e•). Jakarta. Agusius 1999 Enders, Wal tcr, ( 1918 ), Applied Econometric Time Series, Iowa State Uni vcrsi Iy

P.11..ty l)wi Tjnhyouo. Akhis R. Hutabarut, Erwin Ilaryu110. fadjar Majardi. dan Hambnng Pi.u110110. (2000). "Pengukuran lnflasi Inti (Core il!fla1iu11) Di

lndoncsia", dalarn Bulctin El.onomi vionetcr dan Perbankan, Maret 2000 Eudy

1)11 i

Tjahyouo, Jardme Husman. dan Desthy Siarupar. (2007), "Pcngukurtm NAICIJ Pa
Damndar.
/la5it

Econometrics, Mc Graw-Hill. lnternurional

Fr.ria. J.fL (1U1Jl). "Does High Inflation .((Teet Groll•h In me Long and Short 1<1111 ?" • Journa! Q{,lpplicd Economics. ml IV No. I. (Mei 200 I): X9- I0.5

I (10

Gocal, Yikcsh, and Hanif Subrina. (2004), "Relationship Between lnjlaton and Economic Growth", Working Paper {December 2004). Department. Reserve Bank of Fiji, Sum, Fiji

Economics

Mallik, Girijasankar, and Chowdhury, Anis. (2001), "lnjlaton and Economic Growth: From Four South Asian Countries", Asia-Pacijic Development Journal, vol 8 No. J, (Jvne 200 I)

Mankiw, N. Gregory, (2003), Macroeconomics, Worth Publisher. Terjemahan, Iman Nurmawan, Teori Makroekouomi, edisi kelima. Pcnerbit Erlaugga,

Jakarta Mappaujung Maknun, (1995), "Hubungan Kausalitas Amara Inflnsi Dan Pcrtumbuhan Ekonomi Di Beberapa Negara Asean", dalam JEBI, September 1995 Priadi Asmanro. dan Soebagyo. (2007). "Analisis Pengaruh Kebijakan Moneter Dan Kcbijakan Fiskal Regional Terhadap Siabilitas l larga Dan Pertumbuhan Ekonomi Regional Di Jawa Timur (Periode 1995-2004)", dalam Bulelin P.konomi Monetcr clan Pcrhankan, April Solikin M. Juhro, (200./). "Karaktensuk Tekanan lntlasi Di Indonesia: Pengaruh Dinamis Sisi l'ermintaan-Penawarnn Dan Pmspck Kc Dcpan", dalam Bulerin Ekonomi l'vfonctcr dan Perbankan, Januari Todaro,

Michael.

( l 994),

Economic Development, Longman. Terjemuhan, Munandar. Haris (2000), Pe111b11ng111wn Ekonomi, cdisi kclima, Penerbit Bumi aksara, Jakarta

\Jndang-

Undanu Rcpublik Indonesia No 23 Tahuu 1999 w111;:n:,: Ba11k Indonesia

Wiranta ( 199'). "Kait:111 Antara lnflasi, Tingka! Suku Bunga Dan Pcrtumbuhan Ekonomi: Suatu Ulasan Makro", dalarn Jurnal Keuangan dan

Sukarna

Moncier, April Wing Wahyu

Winamo, (2007). "Analisis Ekonometriku dun Statistika dengan Eviews", Pcncrbn Sckolah Tinggi llmu Manajernen Y KPN. Juni

102

l.ampiran I. 1'101 Data laflasi Bulanan

25

2.0.

20 15 10

a.

I

6

11

11

4

2

0 2

i \\ 11

II\

\I~ ,~ I V"'

I

'

I 'I.1 ,J

ti/

--1 ~·· ..... _, ••~-.-.-.~

!\ \U'

,

/

I\\I)II ,.) I

I

...

·-··o-r······-'·-··- __ __,

103 Larnpiren 2. t:ji Akar Unit llntuk Data lnflasi Buhman Null Hypothesis: CORE has am~ rool Exoqenous: Constant Lag Length: O (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

I-Statistic

Prob.'

Augmented Dicke)~Funer test...:sta=tiso"'·"'c-------'~'"'·.29=35=29=-----'o,_,.0000="'-Test critical values: 1% level -3.520307

5% level

-2.!>J0670

10% le•el

·2.587691

'MacKinnon (1996) one-slced p-vaues.

Augmerted Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CORE) Method: Least Squares D
Coefficient

Std. Error

t-Slat!StiC

Prob.

CORE( 1)

·C.705076

0.112022

0.403134

0.076801

·6.293529 5.240097

0.000) 00000

c R·SQuared Adjusted R-squared .s.E. of regression Sum squared resit Log hkelih::iod Durbin-Watson stat

C.351736 C.342856

o 372970 I0.15476

-31.4374.3 1.986400

Mean dependent var S.D. depen-:Jentvsr Akaike info criterbn $Chwal7 et~erion F-stafistic Prob(F-statistic)

0.•)02933 0.460091) 0.891665

o.a53465 39.60851 0.:>00000

!04

Null Hypothesis: AUM has a urnt root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Autorratic based on SIC, MAXLAG=11)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% levet 5% level 10%1evet

t-St3listic

Prob.·

-8.597302 -3.520307

0.0000

2.9')C670 -2.587691

'MacKinnon (1996) o,e-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(AOM) Method: Least Squares Dale: 11/10108 Time: 07·53 Sample (adjusted): 2002M03 2008MC5 Included eeservations: 75 after adjuslme
Coelficleot

Sid E110.-

t-&alislic

P100.

ADM(·1)

• 1.007641 1.083203

0.117204 0.390729

-8.597302 2n226J

0.0000 0.0071

c

R·S(JU~r&d Adjusteo R·sqvared S.E. ol r;igress1on sum squared reso Log likcl,hood Durbin-Watson stat

0.503109

U.496303 3.206569 750.5924 -192.7()69 1.986296

Mean dependent vat S.O. dependenl var J\kaikc info c·iteooo Schwa"? critenon F-slatistic Prob(F-s1atislicJ

0.010267 4.!>1800\l

5.194585 5.256385 73.91359

o.cooooo

105

Null Hypothesis: VOL has a unit roo: Exogenous: Constant Lag Lerigth: O (Anornatlc based on SIC. MAXLAG=11)

Augmented Dickey-Fuller IP.SI fiWistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

t-Statistic

Prob.•

-7.05.5403

0.0000

-3.520307

2.()00670 -2.587691

'MacKinnon ( 1996) one-sided p-valuos.

Augmented Dlci<ey-Fuller Test Equation Dependont Variable: D(VOL) Method: Least :>quares Date: 11110108 nme: 07:54 Sample (adjusted): 2002"'103 200oM05 Included observations: 75 after adjustments V;;d~ble

Couffi~i~ut

su. Eu 01

t·St
P1:;1.>.

'/OL(-1)

·0.805193 0.593164

0.114'124 0.246M3

·7.055403 2.364403

0.0000 0.0207

c R-sqL1ared ACJJu~te(I R-squared S. E. or regression

Sum souareu resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.435434

Mean dependent var

r-stausuc

·0.014933 2.583732 4.256333 4.3181:i2 49.77871

Pr®( F-stalist ic)

0.000000

0.3~t2UO

S.D. oepencont var

2.005865 293.7151 • 157.6125 1.786442

Akaike Info criterion SChwarz critenoo

106

Lampir .,, 3. Granger Causality Test UntuJc Jenis-jenis l'mghitungan

~~ -;

s

~ :.).

~.

Ieflasi

Pairwise Granger Causality Tests Date; 11110/08 Time: 07:28 Sample: 2002M02 2008M05 l..3gs: 1

~ ~

Obs

F-Stati*

Probability

75

0.54252 0.1G002

D.46379 0.68167

CORE CORE does not Granger Cause VOL

75

0.96470 0.16859

0.32930 0.68259

VOL does llOI Granger cause ADM docs not Granger Cause VOL

75

0.10488 0.23808

0.746911 0.62708

Obs

F-Statistic

Prnb;ohility

73

0·43553 0.:!0700

0.72759 0.81980

076845

0.51578

0.28525

083588

050587

0.67957 0.15365

NIJI Hypolhesi$: ADM does nol Gra119Cr Cause CORF

CORE does not Granger C11u>Xt ADM VOL

eees not Grariger Cause

ADM

Pairwise Granger Cao.>sali1y Tests Date: 11/10/DS lime: 07:29 Sample. <:002M022Q08Mll5

Lags: 3 Null Hypothesis:

ADM does not Granger Cause CORE CORE does rot Granger Cause ADM VOi.. does nol Granger Cause COR[ COflE does not Granger Cause VOL

73

VOL does not Granger Cause ADM ADM doos not GrangerCauso VOL

/3

181138

107

Pairwise Granger Causallly Tests Dale: 11i10/08 Time: 07:~ Sampl
Obs

F-Statistic

Probability

ADM does no! Granger Cause CORE CORE does not Granger Cause ADIA

71

0.25316 0.28532

0.93661 0.91936

VDL does not Granger Cause CORE CORE does not Granger Cause VOL

71

0.47964 1.13812

0.79005 0.35030

VOL does not Granger Cause AOIA ADM does not Granger Cause VOL

71

0.27924 1.06934

0.92274

0.38641

Pairwise Granger Causality rests Date; 11/10108 nme: 07:31 Sample: 2002M02 2008M05 lags: 7 Null Hypothesis:

Obs

F-SlatiSliC

Probability

ADM docs riot Granger Cause CORE CORE does nol Gr"'''~"' Cause A::>M

69

0.70513

0.66761

0.28781

0.95598

VOL does r•ul GrangGr Cause CORE CORE ooss nol Gr:inger Cause VOL

69

o.~5041 1.70376

0.86555

VOL does <'01 Granger Cause ADM ADM does noc Granger CauS-O VOL

69

0.498C9

0.83180 0.15804

1.!>90&)

-

0. ~27G8

109

Lampiran .'i. 1 lasil Uji Akar Unit Unrulc Data Triwulanan Null Hypothesis: CORE has a uni; roct Exogenous: Constant lag Length· 0 (Automatic based on SIC, MAXl..AG=5}

Augmented Dickey-FuP.er l-0$! statistic I est critical values: 1% level 5'% level 10% level

I-Statistic

Prob:

-4.254400 -3.752946

0.0032

·2.998064 -2.638752

·MacKnnon i1996} one-sided p-vakle.<;.

Augrm;nted Dickey-Fuller Test EGuati:io Dependent Variable: D(CORE) Method: Least Squares Date: 11110/08 Time: 07:42 ~rnple (aojustec); 200203 200801 Included observations: 23 after adjustments Variable

Coefficient

Sid Error

I-Statistic

Prob.

CORE(-1)

·0.95•1663 1.696093

0.223685 0.400835

-<1.25«8a

0.0004 0.0005

c R-squcred l\djusted R-squarcd S.E. of regression Sum squared resid Log fikelihood Ourtin-Watson ~tat

0.462924 0.437349 0.811324 13.823t8 -26.7803!1

1.82W46

4.148595

Mean depenc'ent 'Jaf

S.D.dependentvar Akaike info criterion Sdn...-(1:£ u~aiun F-stalistic Prob(F-s:a,-sic)

0.11260B 1.081620

2.502643 2.601382 18 10060 0.000354

11 0

Null Hypot~esis: AOM has a unit root Exogenous: Constant La·~ Length: (A>Jtomatk: based on SIC. MAXLAG=S)

o

AugmP.ntP.d Oickey-Fuller test statistic Test critical values:

1 % le•et 5% level 10% level

I-Statistic

Prob,"

-5.082561

0.0()05

-3.752946 -2.998064 -2.638752

'MacKinnon (1996) one-siced p-valoes.

Augmented U1ckey-Fuller Test Equation Dependent Variable: O(ADM) Method: least Squares Date: 11.'10/08 Time: 07.44 Sample (;irljusted)· 200203 200801 Included observations: 23 alter adjustments Variable

Coe'ficient

Sid. Error

t-StatiS'.ic

Prob.

ADM(-1)

-1.0%879 3.153927

0.216206 1.349183

-5.082561 2.337656

uonco

c R-squ3red Adjusted R-squared S .. E. of regression Surn squared resid Loy likeU1rn:xJ Durbin- W8tson stat

0.551593 0.530240 5.666737 674.3501 -71.48552 2.019291

Mron dependent var S.D. dependent \'ar J>.kaike info c-ncroo Sc.hwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.0294 -0.156087 8.267897 6.390045 6.488784 25.832•2 0.0000l9

111

Null Hypolhesis: VOL has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Autcmatic based on SIC. MAXlAG=5) I-Statistic

Prob.·

Augmenteo Dickey-Fuller test statistic

-1.489100

0.5182

Test critical values:

·3.008546

1% level 5% level 10% level

-3.020686

-2.650413

•MacKinno.111996) one-sided p-values.

Augmeoled Dickey-Fuller Test Equation Dependenl Variable: D{VOL) Method: Least Squares Date: 11110/0B Time: 07:45 Sample (adjusted): 200302 200S01 Included observations: 20 after adjustments Variable

Coefficient

Std. Err0<

t·Slatislic

Prob.

VOL(-1) D(VOL(-1)) D(VOL(-2)) D(VOL(·3l)

·0.647523 -0.357738 -0.411345 ·C.551427 2.015817

0.434815 0.357669 0.266774 C.167505 1.202737

-1.4S9190 -1.000191 · 1.5419'.10 -3.292009

0.1572 0.3331 0.1439 0.0049 0.1144

c R-squared Adjusted R·:;quared S.E. (Jf '"[ression Sum squared resid Log likehhood Dtrrbin-W31SOn Stal

C.774628 0 714529 3 040611 138.6797 -47.74312 2.294098

1.676024

Mea~ dependent var S.D. depeodent •ar Akaike info ctiterioo Schwarz dterbn F-statistic Prot{F·Slalistic)

0.535500 5.69088$ 5.274312 5.523245 12.88917 0.000095

112

Null Hypolbesis: D(VOL) has a uni! root Exoyenuu:;: Constant Lag Wn!Jlh: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=S)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10%1ovcl

t-Statislic

rrob. •

-8.644318 -3.808546 -3.020686 2.650413

0.0000

'MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VOL,2) Melhl>d: I east Squares Dale: 1 1110/08 Time: 08:15 s~rnple (adjusted): 200302 2008Q't Included observations: 20 alter adjustments

-

-

Variable

Coefficient

Ste. Error

I-Statistic

Prob.

D('JOL( ·I)) D(VOL(·l).2) D(VOL(-2).2)

-3.275021 1.427904 0.701230 0.538937

0.378864 0.276623 0.138939 0.705890

·8.644318 5.161914 $.047032 0.763485

0.0000 0.0001 0.0001 0.4563

c

R-squarod Adjustecl R·souared S.E. of rc9rc:i3s1on Sum squared resid Log likehhood Durbin-Walson stat

0.926852 0.913137 3.154193 159 1629 ·49.12199 2.341277

M~an dependcni var S.D. dependent var Akeike info orhonon Schwarz critenon

0.730000 10.70216 5.312100

r -stctlstlc

5.511345 67.57857

Prob(F-statistic)

0.000000

I 13

Null Hypolhesis: PDB has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic: h:iSP.ct on SIC. MAXl..AG=2)

A11omented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10%1evel

I-Statistic

Prob.'

-17.15556 -3.7880~ -3.012363 -2646119

0.0000

'MacKinnon ( 1996) on&-sidP.
Augmented Dickey-t-uller I est EQuatioo Oependenl Variable: D(POB) Method: Least Squares Dale: 11/10/08 Time: 08:0>1 Sample (adjusted): 2oo:io1 ?OOIJQ1 l11clude~ allSll1v~ti<Jns: 21 alter adjus1men1s Vatiable

Coefficient

Sid Error

l·Slaasac

PDB(·I) Of PDB(-1)) U\f'OB(-2))

·3.573201 1.708898 0.870294 4.931628

0.208282 0.152950 0.083356 0.325310

-17.15556 11.17200 10.440i3 15.15977

c R-squared Adjusled R-squared S.E. of regression Stirn SQuared res1d Log likclihoo~ Durbin-Watson stal

0.971108 0.9&0009 0.750380 957/191 -21.54828

0 941548

Mean dependent var S.D. deperdent var ~ik~i11foc·it~1iun !'i<".h'N'YT r.riterion F-slatistic Prob(F-stalistic)

Prob.

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.288571 4.070043 2.433169 ? 6.12126 190.4635

0.000000

114

Larnpiran 6. Granger Causality Test Untuk Huhungan Jenis Inflasi Dengan I .aju POB Pairwise

Granger Causaf.ty Tests

Date: 10/26/08 Time: 09:47 Sample:

200202 20C8Q1

Lags: 1 • Null Hypothesis: POB does r.01 Gra11>;ier Cause CORE CORE does not Granger Cause PDB

Obs

F-Statistic

Probabiity

23

0.03025 5.01441

0.86367 0.03666

Oos

F·Stalistic

Probability

22

2.62212

0.10173

4.07736

0.03577

F-Stausbc

Prob;ib lily

Pairwise Granger CausaEty Tests

Date: 10/26/08 nme: 09:49 Sample: 200202 200801

Lags: 2 Null Hypothesis: 1-'DB does not Gran~er Cause CORE CORE does not Granger Cause ros

Pairwise Granger Causality Tests Date: 10126/0B Time: 09:49

Sample: 200202 200801 Lags: 3 Null Hypotnesrs: POB doe;, 1101 Grn11ytr Cause CORE CORE I Granoer Cause PDB

Pairwise

Obs

21

1.57517 0 1961?

023973 0.89729

Granger Causality Tests

Oato: 10126/08 fone: 09:50 Sample: 200202 2·3080 I Lags: 4 Null 1-'ypothesis: PDB doc" not Granger Cause CORE CORE doss rot Grange< Cause POB

Obs

20

F-Statis~

Probability

1 01627

0. 44054

0.33611

0.84804

115

Pairwise Granger C3U$Dlity Tests Date: 10126/08 Time: 09:51

Samote: 200202 200801 Lags: 6 Null Hypolhesis:

POB does not Grongcr Cause CORE CORE does not Granger Cause PDB

Obs

F·Stotistic

Probability

o

0.55961 0.19866

0.72921 0.95417

Obs

F·Statistlc

Probabilily

23

0.01879

0.89234

0.00706

0.93387

Obs

F-Statisllc

Probability

22

0 03C91

0.96961

0.02036

0.07087

oos

r -Slat,slic

Probability

21

0.30502 o. 18372

U.~2133 0.00569

1

Pairwise Granger Causality I ests Doto: 10126108 Time: 09:52 Sample: 200202 200801 Lays; 1 Null Hypolhes s: PDB does rot Granger Cause ADM ADl.1 does not Granger cauee PDB

Pairwi~e Gr11ngP.r C:nusality Tests Datu: 10126108 Time: 09:52 Siim~le: 200202 200801 LaQs: 2 Null Hypothesis: PDB does not Gran,er Cause ADM ADM does not Granger Cause PDO

1'01rwise Gronger Causality Tests Dale. 10i26/08 Time: 09:53 Sample. 200202 200001

taas: 3 Null Hypothesis: PDB does not Grange• Cause /\OM ADM does not Granger Cause rDB

116

Pairwise Granger Causality Tests Date. 10126/08 Time: 09:54 Sample: 200202 200801 lags: 4 Null Hypothesis:

Obs

F-Statistic

Probabilily

POB does not Granger Cause ADM ADM does not Granger Cause POB

20

0.37471 0.12349

0.82199 0.97101

Obs

F-Statistic

Probabillly

19

0 23850 0.07070

0.93445

Obs

r-Stahslic

Probabrttty

23

0.95'.J'J 0 64764

u.~413:.l 0.43042

Cbs

F-~"lahsoc

Probability

22

1.54910 1 18985

0.24098 0.32837

Pairwise Granger Causalrty Tests Date: 10/26/08 Time: 09·54 Sample: 200202 200801

Lags: 5 Null Hypothesis: PDB does not Granqer Cause ADM ADM does 1101 Gr ar C~IJSe POB

l\J'"

0.99515

Pairwise Gr:ingor Caus Sompie: 200202 200801

la~s: 1 Null Hypothesis.

FOB does not Granger Cause \/Ot. VOL does not Oranqer Cause POB

P:iir.vitc G·ongor Causality Tests Date: 10/26/08 Ti11e: 10:05 Sample: 200202 /QOllQ I Lags: 2 Nut Hy1>01hesis:

POll does not Granger Cause VOL VOL does rot Granger Caose POB

-

117

Pairwise Gran~er Causalitf Tests Date: 10/26/G8 Time: 10:06 Sample: 2C02Q2 200801 Lags: 3

Null Hypothesis:

Obs

F-Statislic

Probability

POB does not Granger Cause VOL VOi does not Granger Cause POB

21

5.63990 5.56988

0.00952 0.00996

Obs

F-Slatistic

Probability

20

0.85689 6.04054

0.51889 •100801

Obs

F-Statistic

Probability

19

1.17929

4.85577

0.39705 0.02446

F-Slatistic

Prohc.bility

P
Null I lypolhesis: POD does not Granger Cause VOL VOL does not GranGer Cause POB

Pairwise Granger Causality Tests Date: 10126/08 Time: 10:08 Sam.)le: 2C0202 200801 Lags: 5 Null Hypotnesls: PDB does not Granger Cause VOL VOL does not Gran.ger Cause f'DB

Pairwise Granger Causality Tests

Dale: 10126108 Time: 10:09 Samole: :!00202

2ooao1

Lags:6 Null Hypothesis:

PDB does not Granoer Cause VOL VOL does not Granger Cause PDB

Obs 18

2 1:)840 12.ll009

0.21523 0.00654

118

Pairwise Granger Causality Tests Date: 10126/00 Time: 10: 10

s~mplA: ?00202 zooeoi Lags: 7 Nul Hypolhesis: POB does not Granger Cause VOL VOL does not Granger Cause PDB

Obs

F-Statistic

Prcbability

17

1.09800 28. 9900

0.55491 0.0337 4

119 Lampiran 7. Pengujian Dengan Common Effect COMMON D<:<µemlenl Variable: LPE? Method: Pooled Least Squ2rEI$ Date: 10.126/08 Time: 12:08

semcte: 1994 2007 Included observations: 14 cross-secuons incladed: 9 Total pool (balanced) observations: 126 Variable

Coefficient

Std. Error

!-Statistic

Prob.

c

4.194364 0122665

0.637()06 0.050393

6.575211 2.434155

0.0000 0.0164

LTK? R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resit! Log ikelihood uurtan-watson stat

0.045604 0.037907 6.842272 5805.269 -'120.0913 1.385824

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion scnwarz criterion F··statistic Prob( F-statistic)

4.652104 6.975766 6.699862 6.744883 5.925110 0.016351

120

I .ampiran 8. Peugujiau Deegan Fi~edi:,1fec1 Dependent Variable: LPE? Me1hod: Pooled Least Squares Date: 10/26108 Time: 12: 10 Sample: 1994 2007 Included observations: 14

Cross-sections included: 9 Total pool (balanced) observations: 126 Variable

Coefficient

Sid. Error

l·Statisllc

Ptob.

c

4.209724 0.118549

0.626771

6.7'6527

0.000-0

0.050092

2.366625

0.0196

LTK? Fixeu Eflttt.is (Cius~)

_1-C

_2-c _3-C

_4-C 5-C -_6·-C

-

7-C _R-C

_9-C

-1.81907C -2.99811!> 0.640134 4.085285 -0.210257

-0.396369 2.960255 ·1 :l7?003 -0.889859 Effects S~cclfication

cross-secson fixed (
Sum squared resid Log tikefihoo:J Durbin-Watson stat

0.140001 0.073277 6.715321 5231.082 -413.5300 1.631038

"'1ean dependent var S.O. dopondont

,.31

Akaike info criterion Schwarz a~erlOO

F-statistJc Prob(r-statistic)

-

4.652t04

6.975766 6. nio\l'J 6.047800

2.0£-8216 0.035025

l 21

larnpiran 9. Pengujian Dcngan Ra11dv111 Effect Dependent Variable: LPE? Method: Pooled EGLS (Crcss-sectkn random effects) Date: 10/26/08 Time: 12:12 Sample: 1994 2C07 Included observations: 14 Cross-secuons included: 9 Total pool (balanced) observations: 126 Swamy and Arora estimator of component variances Variable

Coefficient

Std. Error

t-Slalistic

Prob.

c

4.201001 0.120887

U.819581 0.049733

5.125789 2.430702

0.0000 0.0165

LTK? Random Effects (Cross) 1-C 2--C

- a-c 4--C

S--C - 6-C

- r-c

8--C -.v-c

-0.794373 ·1.315003 0.281483 1.790643 -0.092874 -0.173698 1.296343 -0.605192 -0.387329 Effects SJecification

S.D. Cross-section random lcf1osynera1lc random

1.585666 6.715321

Rho 0.0528 0.9472

Weighte
U.045779 0.038D84 6.692334 5.948969 0 016142

Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat

3.486331 6.82352U 5553.630 1.446990

Unweighted S:atistics R-squa(ec1 Sum squared resid

0.045594 SilOS.328

Mean cepencent var Durbin-Watson stat

4.652104 1.384254

122

Lampiran JO. Redundant Fixed PffeasTests Pool: LPE Test cross-sectlcn fixed eftects Effects Test

Statistic

Cross-section F Cross-section Chi-square

1.591586 13.122634

d.l.

(8, 116) 8

Prob.

0.1347 0.1077

Cross-sectionfiiced effects test equation: Dependent Variable: LPE? Method: Panel Least Squares Date: 1 i/20108 Time: 14:54 Sample: 1994 2007 Included observatens: 14 Cross-sections iacluded: 9 Total pool (b~l~ncccl) observations: 1~ Variable

Coefficient

Std. Error

t-Smtislic

Prob.

c

4.194364

LTK?

0.122665

0.637906 0.050393

6.575211 2.434155

0.0164

R-squared Adjusted R-squoce j S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Du11Jin-Watso11 stat 0

0.045604 0.037907 6.842272 5805.269 -4/0.(1913

1.3-3~824

Mean dependent var

s.n. depelldent var Akaike info criterion Schwarz aiterlon F-statislir. Prob(F-:;t
:>.0000

4.652104 5.975766 5.699862 8.744883

5.925110 0.016351

123 lampiran 11. Pcngujian Dengan Common Effect Per Sek tor dcngan Vanabel Dummy

Dependent Variable: LPE Method: Least Squares Date: ·12117108 Time: 17:31 Sample: 100t 1126 Included observations: 126 Van able

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

c

3.595411 0.551355 -0.664361 ·0.636289 -0,486186 -0 445509 -0.483747

0.620010 0.110490 0.3584S3 0.153122 0.132240 0.146197 0.234660

5.798960

0.0000 0.0000 0.0663 0.0001 0.0004 0.0028 0.0413

LTK Ol'LTK 02'LTK 04.LTK 08.LTK 09.LTK R-squared Adjuste
0 1863~5 0.145320 6448891

4948.996 -410.0377 1.329621

4.990107 -1.853410 -4.155430 -3.676548 -3.047310 -2 062361

Mean dependent var S. D. dependent var Akaike info criterion Schwarz aiterion r-stalistic Prob(F-statistic)

4.652381 6.975629 6.619646 6.777217 4.5422G7 0.000350

124

Dependent Variable: LPE Melhcd: least Sqrares Date: 11121108 Time: 15:11 Sample: 1001 1126 lnclurJP.d cbsarvations: 1 ?6 Variable

Coefficient

Std. Error

I-Statistic

Prob.

c

3.624053 0.067179 -0.181003 -0.15?617 0.274148 -0.002226 0.675826 0.24!;()17

0.628408 0.208235 0.400323

5.767036 0.322611 -0.452143 -0.649839 0.951492 ·0.010071 2.550418 0.710907 1.fl~::l?fill 0.164336

0.0000 0.7476 0.6520 0.5171 0.3433 0.9920 0.0121 0.4780 0.00~1 0.8698

LTK 01'lTl( D2*l TI< D3'LTK 04'LTK OS'l TK 06'LTK D7'LTK 08'LTK R-squared Adjusted R-squ3red S.E. of regression Sum squared resid 1-09 llkAlih~O(I Durbin-Watson stat

•'

0.560!'i5R

0.037953 0.209205 0.147850 6.439340 4809.952 ·40R ?424

1.352592

0.7341JS4 0.288125 0.221083 0.264986 0.345498 0.::1~1()5~ 0.230948

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-,o;tr.ti~1ir. Prob(F·st3tistlc)

4.652381 6.975629

6.638768 0.803809 3 409755 0.0009'4