Nilai Tukar Rupiah Riil
Equilibrium Sebelumdan SelamaMasaKrisis Imam AwaLuddin, Keywords:
UEl
real exchangerate equilibrium, misalignuenL behavioral equilibrium exchangerate approach.
ABSTRACT This study concemsabout how much economicfactorshave impact on real exchangemte equilibrium and how much exchangerate misalignmentoccurs,The objective is to find the level of real exchangerate equilibrium before and during the crisis, Real exchangerate equilibrium is founded from Behavioral Equilibrium Exchange Rate approach. From tegression estimation we will find real exchanse rcte equitibrium,which will comparedwilh acrualreal ex=change rate. The result is real exchange rate misalignment or deviationofreal exchangemto from its equilibriumlevel.
Pe.nuli:mel+Teka.l :Dagr lerima kasih kepadaDR. Yoopi Abirnanw untuk sarandan rnasukan)€ng berharga tulsan mt. t]emrkranJugauhtukSaudaraAM. Alfian parewangidan Saudarayoke Muelgjniuntuk diskusi )Eng mendalamdan masukanuntuk tulisan ini, penulismengu-capkan lerimakasih.
7 0 l r n d o n e s i a n J o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t PENDAHULUAN Latar Belakang Krisis ekonomi yang melanda Indonesiabermula dari terpuruknyanilai tukar rupiah' Krisis ekonomi ini berkembang menjad'i krisis yang bersifat multidimensional. Krisis ekonomi ini ditandai denganmeroketnyalaju inflasi dari 6,47 persen di tahun 1996 menjadi 11,05 persen tahun 1997 dan bahkan menjadi ?7,63 persen di tahun 1998' Pertumbuhanekonomidi tahun 1996 yang mencapai7,8 persenmelambatdi tahun 1997 menjadi4,9 pe$en dan bahkanmengalamipertumbuhannegatif sebesar 13,7persendi tahun 1998. Gejolak nilai tukar merupakan suatu pertanda adanya akumulasi dari permasalahan ekonomi yang terpendam selama ini, baik petmasalahan di sellor perbankan' sektor moneter maupun sekor riil. Untuk mencapaikestabilannilai tukar, diperlukanadanya usaha yang menyelwuh dan terpadu dalam pembenahandari permasalahanyang melanda selcor perckonomian.Hal ini tidak lepas dari asumsi bahwa pcrgerakannilai tukar ditentukanoleh sistem nilai tukar yang dianut dan juga dipengaruhioleh fundamental ekonomi dan aspek psikologis yang mempengaruhi ekspektasi masyarakat.t Pergerakan nilai tukar rupiah sebelumterjadinyakisis mengalamidepresiasiyang rata-rataberkisar antara 5 - 6 persen petahun. Hal ini dilakukan untuk menjaga daya saing ekspor Indonesiadengandidukung sistem nilai tukar mengambangtetkendali (managedJlodting). Secaragaris besar, sejak tahun 1970 sampai sekarangIndonesiatelah menganuttiga sistern nilai tukar yaitu: pertama sistem nilai tukar tetap, fxed exchange rate system (1970-1975). Kedua, sistem nilai tukar mengambang terkendali, managed floating exchangerqte system(1978-1997)yang terdiri dari tiga periodeyakni managedfloating l, managedfloating Il, dar crawling band. Peiode 1978-1986daPat dianggapscbagai peiode managed floating I karena unsur pengendaliannya lebih besar dari unsur mengambangnya.Sejak devaluasi September 1986, unsur pengendaliannyasemakin mengecil semEntataunsut mengarnbangnyamembesar, yakni dalam peiode managed floating ll (1986-1992).Periode ketiga adalah periode ctawling band (1992-1997)'di -utru tt'ilai tukar bebas bergerak dalam rentang (band) yang telah ditentukan oleh Bank Indonesia. Ketiga, sistem nilai tukar mengambangbebas,flexible eachangerate system ' ( 199?-sekarang). terhadapnilai Sesuaidengansistemnilai tukar yang dianut,besam)" tingkat pengendalian tukar akan berpengaruh terhadap perilaku nilai tukar rupiah Semakin tinggi tingkat fleksibilitas nilai tukar (semakin kecil tingkat pengendali&nnilai tukar), semakin sulit memprediksi pergerakannilai tukar tersebut. Hal ini disebabkankarcna harya nilai tukar akan semakin ditentukan oleh kekuatan permintaan dan penawaran pasar, yang dipengaruhi oleh ekspektasipasar.Namun demikian, nilai tukar yang terjadi di pasartidak sepenuhnya mencerminkan kekuatan pernintaan dan penawaran untuk memenuhi kebutuhan transaksi (underlying trans.)ction), namun juga dipergaruhi oleh ekspektasi masyarakat menlangkut a6pek ketidakpastian (uncertainty).' EksPektasi pasar ini dipengaruhi oleh faktor-fakor ekonomi danjuga faklor-faktor non ekonomi. '? SecaE teodtis meng€nai faktor-faktor yang mernpengaruhiequilibrium nilai tukar ditentukan oleh equilibriumintemaldan ekstemal,lihat misalnyaEdwards(1989, 1994),Baillie dan McMahon(1990), (1996). Riv€raBatiz- Batiz(1994),Isard(1995)danRossenberg 3Goeltom,MirandaS. danDoddyZulverdi(1998). 4 Lihat Kumiati,Yati danA.V. Hardiyanto (1999).
InanAtuafutr&4 Nilail|}.ar Rupiah RiilEquilib um| 7l Relatif tingginya tingkat inflasi di banyak negara berkembang telah menyebabkan peningkatanpenggunaandepresiasimata uang untuk mempenahankan tingkat daya saing intemasionalrelatifnya.Denganmengadopsikonsepnilai tukar riil yang didasarkanpadi teori paritas daya beli Qturchasingpower parity), penggunaandepresiasinilai tukar teiah meluas digunakan di banyak negara berkembang dengan tujuan mempertahankannilai tukar riil padatingkat yang konstanpadaperiodedasar.Namundemikian,konsepini akan mengalamikegagalandalammernpertahankan nilai tukar riil equilibrium manakalaharga telatif barangtradableterhadapnohtqdeble konsistenmengikuti equilibrium intemal dan ekstemal.Jika tedadi suatus&oclcterhadapperekonomianyang di satusisi menyebabkan nilai tukar riil equilibrium terdepresiasi,sedangkandi sisi lain nilai tukar riil tetap dipertahankan padatingkatyangkonstan,makanilai tukar riil aktualakanberadadi bawah nilai tukar riil keseimbangannya. Dengankata lain nilai tukar riil aktual akan teraprcsiasi relatif terhadapequilibriumnya,Hal ini mengakibatkanmunculnya misalignmenrnilai tukar, di mana nilai tukar riil aklual tidak berada dalam equilibri_umnyasehingga menyebabkan menurunnyatingkatdayasaingnegarayang bersangiutuu., Permasalahanyang diangkat dalam penelitian ini adalah seberapabesar faktor-faktor ekonomi mempengaruhi equilibrium nilai tukar riil rupiah, dan seberapa besar m.isalignmentnilai tukar yang tedadi, Tujuanpenelitianadalahuntuk mengetahuitingkat nilai tukar rupiah riil equilibrium sebelumdan selamamasa krisis, Dalam penelitianini nilai tukar nil equilibrium (egzilrbriumreal exchangerare) diperolehmelalui pendekatan perilaku nilai tukar equilibrium (Behavioral Equilibrium Exihange Rate1.Dari estimasi model_regresiakan diperolehtingkat equilibrium nilai tukar riil,-yang selanjutnyaakan drbandrngkandengannilai tukar riil aktual sehinggadiperolehmisalignmentnilai tukar. Misalignmentnilai tukarini adalahdeviasinilai tukar riil dari equilibriumnya. METODE PENELITIAN Ruatrg Lirgkup Periodepenelitianini dimulai dari triwulan pertama1987.Hal ini didasaripertimbangan bahwa pada saatitu Indon€siabaru saja melakukandevaluasidi bulan Sepiember19g6. Sejak devaluasitelscbut, Indonesiamenganutsistemnilai tukar mengambangterkendali denganunsur mengambangnyalebih besar(managedfloating lI) dibanding periode l97g _ 86 (managedfloating I). Berdasarkan pertimbangan tersebut maka diazumsikan bahwa nilai tukar rupiah pada saai itu baru saja mencapaiequilibrium baru. periode akhir dari penelitianini adalahtriwulan keempattahun2001,sehinggasecarakeseluruhanpeneljtian rnr dapatmencakupbeberapakebijakannilai tukar yang pemahberlakusejaktahun 19g7, yalflr.penodemszqgedJloating Il (1987-92),sistemcrctwlingband (1992- Agustus 1997), dan sistemnilai tukar mengambangbebas(Agustus1997-sekarang);di sampingitu juga qalam penode tersebutmencakupperiodekrisis ekonomi yang melanda Indonesiayang oeflangsung dan pertengahan lahunI997 sampaiakhirtahun2001. DATA Data dan sumberdata yang digunakan(diperlukan)dalam penelitianini adalahsebagai berikut: . PengukuranNilai tukar efektif riil (REER) rupiah yang menggunakanpersamaan (1.4.2) telah dijelaskan sebelumnya.Data nilai tukar nominal (S), indeks harga 5Abimanlu, Yoopi (1997).
72 llndonesian Journa'i of Economics and Development
. o . . . .
konsumen Indonesia (PI) dan indeks harga konsumenke-sembilannegara mitra dagarg utama Indonesia(PI*) diambil dari data Bank Indonesiadan Intelnational Financial Statistics(IFS) dari lMF. Sedangkantimbangan perdaganganmenggunakan datatujuan ekspordan asalimpor IndonesiadengansumberdataBPS, Extenal Terms of trude (TOTEX) merupakan indeks harga ekspor dunia dibagi indeks harga impor dunia yang diambil dari IFS. Konsumsi pemerintah untuk barang non traded (GCN) di-pro.ry oleh lasio total konsumsipemerintahterhadapGDP (GCGDP)dengansumberdataBPS. Technological progress (TP) di-proxy oleh pertumbuhan GDP riil (GGDP), dengan sumberBPS. ProporsiinvestasiterhadapGDP (INVGDP) diambil dari BPS. Excesscredit domestik (EXCRE) merupakanselisih pertumbuhankredit domestik denganpertumbuhanGDP periodesebelumnya, dengansumberdataIFS dan BPS. Rasio defisit anggaranterhadap lag reserve nonel (DEH), digunakan data-datadari DeparternenKeuangandan IFS,
TEKNIK ANALISIS Padaumunmyadata ekonomitime-seriesseringkalitidak stasionerpada level series.Jika hal ini terjadi,makakondisi stasionerdapattercapaidenganmelakukandifferensiasisatu kali ataulebih.6Apabila datatelah stasionerpadalevel series,maka datatersebutadalah integrated oforder zero atau I(0). Apabila data stasionerpadaflst-difermce level maka dala tersebut adalah integrated.of order one atau I(l). Prosedur pengujian stasioneritas data adalah sebagaiberikut; 1. Langkahpertamadalam uji uhit root adalahmelakukanuji terhadaplevel series. Jika hasil uji unit root menolak hipotesis nol bahwa ada unit root, berarli seies adalah stasioner pada tingkat level atau dengan kata lain series t€rinlegEsi pada l(0). 2, Jika semua variabel adalah stasioner, maka estimasi terhadap mode) yang . digunakan adalah denganregresi OLS. 3. Jika dalam uji terhadaplevel serieshipotesisadanyaunit root ]'Jntukseluruhseries diterina, makapadatingkatlevel seluuh seriesadalahnonstasioner. 4. Langkah selanjutnya adalah melakukan uji unit loot terhadapfirst tliference d.ai senes. 5. Jika hasilnya menolak hipotesis adanya unit root, berarti pada tingkat t,,Jt dffirence, series sudah stasioner atau dengan kata lain semua series terintegrasi pada orde I(l), sehinggaestimasidapat dilakukan denganmenggunakanmetode kointegrasi. 6. Jika uji utit loot padalevel seriesmenunjukkanbahwa tidak semuaseriesadalah stasioner,maka dilakukn first-differmce terhadapseluruh series. 7. Jika hasil uji unit root pad,atingkatf.tst-diference menolakhipotesisadanyaanil loot tmtuk seluruh series, berarti seluruh series pada thgkat first-difere ce terintegrasi pada orde l(0), sehingga estimasi dilakukan dengan metode regresi OLS pada tingkatfrs t4ifference-ny a. 8. Jika hasil lji unit root menerima hipotesis adanyaunit rool , maka langkah berikutnya adalah melakukan diferensiasi lagi terhadap se es sampar series menjadi sta.sioner,atau seriesterintegrasi pada orde I(d). Untuk mengetahuistasjon€ritas data,digunakanPhillips-Perronunit root test. Jikahasll uji msnolakhipotesisadanyaunit root \ntuk semuavariabel,berartisemuavariabeladalah 0LihatmisalnyaP),ndick Rubinfield(1991) and danEnders(1995).
Rupiah RiilEquilibnum Ilna,n AuatultiLNilailular I 73 stasioner atau dengan kata lain variabel-variabelterkointegrasipada I(0), sehingga estimasiakan dilakukandenganmenggunakanregresilinear biasa (OLS). Jika hasil uji unit rool terhadaplevel dari variabel-variabel menerimahipotesisadanyaunit root, maka berartibahwasemuadataadalahtidak stasioneratausemuava abel terintegasipadaorde OLS dipaksakan,maka dapat terjadi I(l). Jika estimasi dengan menggunakan_teknik regresi yang palsu (spurious regression).'Jika semua variabel adalah tidak stasioner, estimasiterhadapmodel dapatdilakukandenganteknik kointegrasi. Konsepkointegasi padadasamyaadalahuntuk mengetahuiequilibriumj angkapanjangdi antaravariabel-variabelyang diobseruasi.Kadangkaladua variabelyang masrng-masing tidak stasioner atau mengikuti pola randon wcl& mempunyai kombinasi linear di antara keduanyayang bersifat stasioner.Dalam hal ini dapat dikatakanbahwa kedua variabel ter€but saling terintegrasi ata\betcointegrqled. Ada bebempacatatanpenting yang perlu diperhatikan mengenaidefinisi kointegrasif yangnonl. Kointegrasiberkenaandengansuatukombinasilinier dari variabel-variabel stasioner, 2. Seluruhvariabelhanrsterintegtasipadaorde yang sama.Jika ada dua variabelyang terintegasi pada orde yang berbeda, maka kedua variabel ini tidak mungkin berkointegasi. 3, Meskipun demikian,terdapatkemungkinanadanyasuatucampurandari orde series yang berbedajikaadatiga ataulebih seriesyang diperhatikan.Dalam kasusini, suatu himpunanbagiandari seriesdenganorde yang lebih tinggi dapatterkointegrasipada orde yangIebih rendah. 4- Iika \ mempunyai n komponen,maka terdapatkemungkinansebanyak z-l vektor kointegmsiyangindepandenlinier. Namun jika hasil pengujian unit root menunjukkan bahwa tidak semua va abel nonstasioner, maka telorik kointegrasi tidak dapat dilakukan karena kointegmsi mensyamtkanseluruhvariabelharusterintegrasipadaorde yangsamayaitu I(l ). Pei)guji3'n unit root dengan menggunakan pendekatan Phillips Penon unit rcot test, merupakanpengembanganprosedur Dickey-Fuller dengan memperbolehkanasumsi adanyadistribusi eror. Dalam uji Dickey-Fuller digunakanasumsiadanyaer/or yang homogendan independen,SedangkanPhillips-Perronrnit rool /eJtdapatmengakomodasi adanya error yang dipenden dan terdistribusi secam heterogen (heteroskedasitas).Di dalam uji ADF, kita harus menentukan/ag yang digunakansehinggakesalahandalam penggunaan lag akan mvnpengaruhi hasil pengujian. Sedangkandalam Phillips-Perron Unit Root ?esl, kesalahantersebut dapat dihindari karena besamya /ag telah ditentukan berdasarkankisaran data. Di sampingitu, hasil ADF reJ, dapat memberikanhasil yang bias akibat tidak menolakadanyaunit root. Hal ini tejadi karenaperubahandata akibat adanya shock, sepsrli booming minyak, deregulasi keuangan, dan intewensi dalam kebijakan moneter oleh Bank Sentral, dimana shock tersebut dapat menyebabkan perubahandatasecampermanen.Dalam kasusini, Phillips-Penonunit root test memilikl tingkatpengujianyanglebih tepat.
7Spufiousregressionditandaidengankoefisiendeterminasi (Ra)yangtinggidannilai sraristik)"ng rerlihat signifikan,namunDw-statistiknya sangatrendahdanhasilnyatidakmempunFiarti secaraekonomi.Lihat misalnyaCuthbertson, Hall,andTaylor(1992),Mills (1993),Enders(1995)dancreene(2000). s Enders(1995),h. 358-360.
?4 lrndonesian lournal of Economics and Development dasaryang tidak boleh Dalam melakukanestimasimodel regresi,terdapatasumsi-asumsi dilanggaragarhasil estimasinyadapatdigunakansebagaidasaranalisis.Ada dua masalah yang seringkali muncul )ffig dapat mengakibatkantidak terporuhinya asumsi dasar,yaitu heteroskedasitas dan korelasiserial.Dalampenelitianini akandilakukanuji terhadapadatidaknya heteroskedastisitas dan korelasi serial. Salah satu asumsiklasik adalahbahwa varian setiap disturbance term adalah konstan yang sama dengan a2. atau disturbance maka dalam be$ifat homoskedastis. Untuk mengetahuikeberadaanheteroskedastisitas, penelitian ini digunakan uji Autoregressive Conditional Heteroskedaciry (ARCH). Masalah korelasi serial muncul pada saat error tem dari observasi yang berbeda berkorelasi. Hal ini disebut sebagaikorelasi seial (serially correla/ed). Untuk mengetahui ada tidaknya orelasi serial, maka dalam penelitian ini uji korelasi serial yang digunakan adalahBreusch-Godfreyserial correlation LM test. Tahap-tahapan€stimasi adalah sebagai berikut: (l) penentuan orde integrasi atau melakukanuji unit root, (2) uji kointegrasijika semuavariabeltidak stasionerpadatingkat fevel, (3) penlusunan model error coftection jika tahapan (2) terpenuhi, dan (4) klasikregresi. melakukanuji diagnostikmodelterhadapasumsi-asumsi MODEL Nilai Tukar Riil Equilibrium Konsep dasar dalam penentuan nilai tukar equilibrium (equilibrium real exchange rate, ERER) adafah konsep paritas dayabeli Qturchasingpower pqity, PPP) yang merupakan suatuindikatordayasaingeksporsuatun€gara.Ada tiga velsi PPPyang secaratradisional dapatdigunakan.' Velsi pertamaadalahdalil satuharga(law of oneprice) yang menghubungkan nilai tukar denganhargabaranghomogensecaraindividual di antarasuatunegaradengannegaralain. Versi dalil satu harga dinptakan sebagaiP=S.F', di mana F dan p' adalahharga barang I di domestikdan luaxnegeri,sedangkan,S adalahnilai tukar nominal.Dalil satu harga mengasumsikantidak ada biaya transaksidan halanganperdagangan,sehingga harga suatubarang di suatunegaraakan samadengan harga di negaralain jika diukur dalam satuanmata uang yang sama. Versi PPPkeduaadalahabsolutePPP,yang merupakanperluasandari dalil satuhargake dalam harga secara umum. Bentul$ya adalah N=S/.|t, di mana nilai tukar diekspresikan sebagai ,S, = P, / P,' , dan P, serta P,' adalah harga rata-mta sek€ranjang komoditi di dalam dan luar negeri,AbsolutePPP mempunyaikonsepequilibrium yang khusus untuk nilaj tukar nominal yang disebut nilai tukar PPP dan didefinisikan sebagai tingkat kesamaanharga sekeranjang komoditi dalam dua negarayang berbeda. Versi ketigaadalahrelative PPPyang merupakankondisi lebih lemah dibandingabsolrlte PPP.Dalam relative PPP diasumsikanbahwatingkat perubahandari nilai tukar nominal akan samadenganperbedaanantaratingkat inflasi dari sekeranjangkomoditi di dalam dan luar negeri. Secara umum relative PPP dinyatakan dalam bentuk perbedaan logaritma yaitu A1ogS, = Alog4 -Alog4' ataudapatdituliskansebagai3, = P,- i,:
, LihatCla*etal.(1994).
Rupiah Riiltquilibdum Itltdlr.Awatuldiq\ilailr|?ir I 73 stasioner atau dengan kata lain variabel-variabelterkointegrasipada I(0), sehingga estimasiakan dilakukandenganmenggunakanregresilinear biasa (OLS). Jika hasil uji unit rcot terhadap fevel dari variabel-variabel menerima hipotesis ^dalya unit root, maka berartibahwasemuadataadalahtidak stasioneratausemuavariabelterintegrasipadaorde I(l). Jika estimasi dengan menggunakan_teknik OLS dipaksakan,maka dapat terjadi regresi yang palsu (spurious regression),' Jika semua variabel adalah tidak stasioner, estimasiterhadapmodel dapatdiiakukandenganteknik kointegrasi. Konsepkointegrasipadadasamyaadalahuntuk mengetahuiequilibriumjangka panjangdi antaravariabel-variabelyang diobservasi.Kadangkaladua variabelyang masing-masing tidak stasioner atau mengikuti pola rundom walk mernpunyai kombinasi linear di antara keduanla yang bersifat stasioner.Dalam hal ini dapat dikatakanbahwa kedua variabel tersebut saling terintegnsi atatbeFcointegrated. Adabeber^p catatanpenting yang perlu diperhatikanmengenaidefinisi kointegrasi:' yangnonl. Kointegrasiberkenaandengansuatukombinasilinier dari variabel-variabel stasioner. 2. Seluruhvariabelharusterintegmsipadaorde yang sama.Jika ada dua variabelyang terintegrasi pada orde lang berbeda, maka kedua variabel ini tidak mungkin berkointegrasi. 3. Meskipun demikian,teldapatkernungkinanadanyasuatu campurandari orde series yang berbedajika ada tiga atau lelrih seriesyang diperhatikan. Dalam kasusini, suatu himpunan bagian dari series dangan orde yang lebih tinggi dapat terkointegrasi pada orde yanglebih rendah. 4. Jika 4 mempunyai n komponen,maka terdapatkemungkinansebanyak rl-l veldor kointegrasiyangindependenlinier. Namun jika hasil pengujian unit root menunjukkan bahwa tidak semua variabel nonstasioner, maka teknik kointegrasi tidak dapat dilakukan karena kointegrasi mensyaratkan saluuh variabelharusterintegrasipadaordeyang samayaitu I(l). Pengujian ,r1i, toot dengm menggunakanpendekatanPhillips-Penon unit root lesl, merupakanpengembanganprosedur Dickey-Fuller dengan memperbolehkanasumsi adanyadistribusi ertor. Dalam uji Dickey-Fuller digunakanasumsiadanyaerrol yang homogendan independen.SedangkanPhillips Penonunit root test dapatmengakomodasi adanya et'ror yang dipenden dan terdistribusi secara heterogen (heteroskedasitas),Di dalam uji ADF, kita harus menentukan/ag yang digunakansehinggakesalahandalam penggunaan/ag akan mempengaruhihasil pengujian.Sedangkandalam Phillips-Penon Unit Root Zerl, kesalahantersebutdapat dihindari karenabesamya/ag telah ditentukan berdasarkankisaran data. Di sampingitu, hasil ADF /eJl dapat memberikanhasii yang bias akibat tidak menolakadanyaunit root. Hal ini tejadi karenaperubahandata akibat adarryashock, seperti booming minyak, deregulasikeuangan,dan intervensi dalam kebijakan moneter oleh Bank Sentral, dimana shock tercebut dapat menyebabkan perubahandata secarapermanen.Dalam kasusini, PhilliprPenon anit root test memiliki tingkatpengujianyang lebih tepat.
7Spurious (*) yangtinggidannilai statistikyangterlihat rcgressionditandaidengankoefisiend€terminasi signifikan,namunDw-statistiknya sangatr€ndahdanhasilnyatidakmempunyai arti secaraekonomi.Lihat misalnyaCuthbertson, Hall,andTaylor(1992),Mills (1993),Enders(1995)danGr€ene(2000). 3Enders(1995), h.358-360.
7 4 l r n d o n e s i a n J o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t Dalam melakukan estimasi model regresi, terdapat asumsi-asumsidasar yang tidak boleh dilanggaragarhasil estimasinyadapatdigunakansebagaidasaranalisis.Ada dua masalah yang seringkali muncul yang dapat mengakibatkantidak terpenuhinya asumsi dasar, yaitu heteroskedasitas dan korelasiserial.Dalam penelitianini akandilakukanuji terhadapadatidaknya heteroskedastisitas dan korelasi serial. Salah satu asumsi klasik adalah bahwa varian setiap disturbance term adalah konstan yang sama dengan o2, atau disturbance maka dalam bersifat homoskedastis. Untuk mengetahuikeberadaanheteroskedastisitas, penelitian ini digunakan uji Autoregressive Conditipnal Heteroskedacity (ARCH). Masalah korelasi serial muncul pada saat eryor term dari observasi yang berbeda berkorelasi. Hal ini disebut sebagaikorelasi senal (serially core,lared). Untuk mengetahui ada tidaknya orelasi serial, maka dalam penelitian ini uji korelasi serial yang digunakan adalahBreusch-Godfiey serial correlation LM test. Tahap-tahapanestimasi adalah sebagai berikut: (1) penentuan orde rntegrasr atau melakukanuji unit root, (2) uji kointegrasijika semuavariabeltidak stasionerpadatingkat level, (3) penyusunanmodel error cotrection jika tahapan (2) terpenuhi, dan (4) melakukanuji diagnostikmodelterhadapasumsi-asumsi klasik regresi. MODEL Nilai Tukar Riil Equilibrium Konsep dasar dalam penentuan nilai tukar equilibrium (equilibrium real exchange rate, ERER) adalah konsep paritas daya beli Qturchasingpower partty, PPP) yang merupakan suatuindikatordaya saingeksporsuatunegala.Ada tiga versi PPPyang secarabadisional dapatdigunakan.' Versi pertamaadalahdalil satuharga(/aw of oneprice) yang menghubungkan nilai tukar denganhargabaranghomogensecaraindividual di antarasuatunegaradengannegaralain. Versi dalil satu harga dinyatakensebagai F=^g.F', di mana p dan p" adalahharga barang i di domestikdan luar negeri,sedangkan5 adalahnilai tukar nominal.Dalil satu harga mengasumsikantidak ada biaya transaksidan halanganperdagangan,sehingga harga su&tubarang di suatunegaraakan samadengan harga di negaralain jika diukur dalam satuar mata uang yang sama. Verci PPPkeduaadalehabsolutePPP,yang merupakanperluasandad dalil satuhargake dalam harga secara umum. Bentuknya adalah \ =S/.4', di mana nilai tukar diekspresikan sebagai ,9, = P,l P,' , dan P, serta P,' adalah harga mta-mta sek€mnjang komoditi di dalam dan luar negeri.Absolute PPP mempunyaikonsepequilibrium yang khususuntuk nilai tukar nominal yang disebutnilai tukar PPP dan didefinisikansebagai tingkat kesamaanharga sekeranjangkomoditi dalam dua negarayang berbeda. Versi ketiga adalah relative PPP yang merupakan kondisi lebih lemah dibanding absolu/e PPP. Dalam rclative PPP diasumsikanbahwatingkat perubahandari nilai tukar nominal akan samadenganperbedaanantaratingkat inflasi dari sekeranjangkomoditi di dalam dan luar negeri. Secara umum relative PPP dinyatakan dalam bentuk perbedaan logaritma yaitu trfeg.! = A log - A log 4 4' ataudapatdituliskansebagai3,-b,-b:.
, LihatCla*et.al. (1904).
IrnanA! atuai\ Nilail\tkarRupiah Riit tquitibrium | 75 Secataumum nilai tukar riil didefinisikansebagaitingkat harga sekeranjangkomoditi suatu negararelatif teihadapharga komoditi negaralain yang dinyatakandalam satuan mata uang yang sama. Secara matematis nilai tukar riil dinyatakan sebagai Q, = 5,.P,' I P,, di mana Q, adalahnilai tukar riil, .9, adalahnilai tukar nominal (harga mata uang asing yang dinyatakandalam mata uang domestik),sedangkanP, aan P,' adalahtingkat harga dom€stik dan luar negeri. Nilai tukar riil yang dinyatakandalam bentuk logaritma adalah sebagaiberikut: logg, = 1695 + log.f'- log{ (t) ataudapatdituliskansebagaiberikut: 4t=s,tP,-Pt Q) Suatukenaikan(penurunan)dalam 4, menandakanadanyadepresiasi(apresiasi)riil nilai tukar,karenanilai tukar didefinisikansebagaihargamatauangdomestikper satuunit mata uangasing. Untuk menentukanequilibrium nilai rukar riil jangka panjang(LRER), langkahpertama adalahmenentukantingkat nilai tukar riil (RER) altual. Namun untuk menentukankedua pengukurannilai tukar riil tercebutterdapatkesulitanbaik dari konseptualmaupunsecara empiris.Ada banyakdefinisi konseptualRER, tergantungdari kerangkakerja analisisdan penggunaannya, di sampingitu juga terdapatperbedaandalamaplikasiuntuk kasusnegara berkembangyang didasarkanpada konsep untuk negara industri. Ada dua altematif definisi RER yaitu ekstemal RER dan intemal RER.10 RER ekstemal didefinisikan sebagai perbandingan harga relatif dari sekaranjang barang yang dikonsumsi atau diproduksi di antara negala-negarayang berbeda.pengukuran RER ekstemal yang secam luas digunakansebagaisuatudaya saingadalahpengukuranexpenditure-pppberdasarkan CPL the Mundell-Flenming atau aggregate prcduction cost, unit labor cost in manufacturing, wholesale price indexes, value-added deflator for mantacturing, dan export unit value." RER intemal didefinisikansebagairasio arftarahargabarang b;dable terhadap nontradable domestik yang dinyatakan dalam satuan barangiontradable dalam satu negara,di mana definisi ini merupakankonsep RER intemal untuk dua barang. Definisi lain RER intemal adalah harga relatjf antara barang exportable dan importabie yang dinyatakandalam satuanbaranghohtradable,di manakonsepini adalahRER untuk uga Darang. Ada beberapapendekatandalam meng€stimasinjlai tukar riil equiiibrium (equilibrium r:!l_?\cha!ge rate, ERER) 12,yaitu pendekatan berdasarkan pi'p relatif (tie relative PPP-b.ie! approach), pendekatan persamaan perdagangan (the taAe-equations approach), pendekatan struktural equitibrium umum (t}e sructural general "qiilibrtu^ apyroagh), dan pendekatan reduced-form general equilibrium atau juga biaia disebut sebagaimodel behaviour equilibfium exchangerate . Spesilikasi Model B ehaviour Equilibrium Exchange Rate (BEER\ Dasar dari pendekatanini adalah bahwa equilibrium nilai tukar riil jangka panjang ditentukanoleh faktor-faktorfundamentalyang mempengaruhi nilai tukar riil di sektor 'oMontiel andHinkle t1999). n Pengukuran RERekslemafunfuknegaraindusfi secambe ala ditebit(andalamhtenalionatFkardal&djslbs.
:"il:l'r:[jf li,ItJ
nesaE berkembans berun diterbitkan secara be*ara "T:i,l
76 lrndonesian Journal of Economics and Development trad.ed.dan harga relatif antara barang-barangtraded dan nontraded di dalam dan luar negeri. Dari persamaan(2) sebelumnya,hubungan antaranilai tukar riil dengannilai tukar nominal dan tingkat harga di dalam negeri serta tingkat harga luar negeri, dapat dikembangkan lebih lanjut untuk mendefinisikan nilai tuk riil di sektor /raded sehingga menjadi sebagaiberikut:
ql =s,+pl'-r!
(3)
menandakanvariabel yang didefnisikan sebagaibatang traded. di mtma superscript Dalam persamaan (2) diasumsikan bahwa tingkat harga umum dapat dibagi ke dalam komponen traded d8rf.tnon-traded, sehingga tingkat harga dalam dan luar negeti dapat dinyatakan sebagaiberikut: (4) p, = (t-a,)pl +a,p!l
(s)
pi =0-ai\Pi' +aiPY'
di mana a, adalah pangsa dari barang-barang di sektor non-tradable dalam suatu (4) perekonomian,dan iy'f menandakanbarangnon-traded.Denganmensubstitusikan dan (5) ke dalam (3) dan (2) diperolehpersamaanumum dari equilibriumnilai tukar riil jangka panjang (long-run equilibriuw exchange rate), berikut:r3
Q,
yang dinyatakan sebagai
q, = ql + a,d - p:') - d: (pi' - pi")
(6)
di mana q, adalahnilai tukar equilibrium riil jangka panjang; 4/ adalahnilai tukar riil untuk sektor /raded; d' dan a, adalahpangsabarangnontraded luar dan dalam negeri; pr adalahtingkat harga;
r dan Nr menandakanbercng traded dur nonttaded.
Pe$amaan (6) menjelaskan adanya tiga faktor penting yang secara potensial mempengaruhi pergerakan nilai tukar riil jangka panjang. Ketiga faltor tersebut adalah pertama,ketidak-kotrstanan nilai tukar riil untukbutrg traded yang ditunjukkan oleh q,r di mana faktor-falcor yang secarasistematik mempengaruhivaiabilitas qt. Kedua adalah pergerakanharga relatifbarang traded dar' nonlrad.ed goods antaradalam dan lual negeri -(f" -pfr"latau juga dapat berarti yang ditunjukkan oleh bagian (d -pY) perbedaan produktivitas di antara sektor trqded antta dalam dan luar negeri. Keliga adalah perbedaan dalam menentukan bobot yang digunakan dalam membentuk hargaharga dalam dan luar negeri yang ditunjukkan oleh besamya ai dan a, . Harga relatif barang traded (qr) ditentukan oleh komponen barang dan jasa nonfactor dalam neraca transaksi berjalan (cwrcnt account). Neraca transaksi berjalan mencerminkan besamya kesenjangantabungan dan investasi (CA = S - I). Karena salah satu komponen xabungan nasional adalah neraca fiskal, maka kebijakan fiskal akan mempengaruhiharga relatif barangtraded \q: \ sebagaisatu komponennilai tukar riil. Faktor-fallor yang mempengaruhipergerakannilai tukar riil dl sel4ortrcded (ql ) lainnya. adalahxingkat bunga t'ril, etforeigt ossets,dan tetms oftrade.
13Percamaan (6) tersebuttandauntuktrtdan Dr* berbedadari tutisanMacDonald(1997),hal ini karena dalam tulisan MacDonaldnilai tukar didefinisikan sebagaihargamatauangasing per-satuunit rnatauang domestik.
Inan Awah!y'dot/.ilailular Rupiah RiilEquilibrium | 7?
Faktor-faktor yang mempengaruh _@it _py\ i (pi -pY) adalah yang disebut sebagai Balassa-Samuelsonefect, dan adanya demand side bias. ta I)alam Balassa_ Samuelson effect, dimisalkan nilai tukar nominal bergerak seiring dengan pergerakan harga sehinggahargarelatif barangtraded akanselalu konstan,atau nt = .-pJbedaan " produklivitas-dalam produ,ksibarang traded di antara negara satu dengan yang lain dapat menJacrsumberbtasterhadapkeseluruhannilai tukar riil karenakenaikanproduktivitas akan cenderung tetkonsentrasi di seklot traded. Harga relatif barang traded akan meningkat relatif lambat untuk negan yang relatif tinggi produktivasnya dj sektor tfadeable, sehingga nilai tukar riil akan terapresiasi untuk n"g^r"-n"gu.a yang cepat pertumbuhannya,manakala dalil satu harga berlaku untuk barang traid. Berdasarkan pe$amaan(6), jika negaradomestikrelatif lebih cepatpertumbuhannya dari negaralain, maka dom€stik mempunyainilai negatif untuk persamaan(pi - pi\ _@i" _ p!r'), sehingga4, di bawah 4f. Dengankata lain, nilai tukar untuk sektortradable men larni overvalued dibandingnilai tukar riil jangka panjangnya. Keberadaan _dari barcng non-tr(1deddapat memberikan suatu bias pada sisi permintaan (d,emand.side bias) yang akan menekan nilai tukar untuk menlmpang (terdeviasi) da trngkat PPP yang didefinisikan dengan menggunakan harga barang iaded. perubahan hargarelatif akan diperkuatoleh kenaikanpangsapengeluaianpemJintah untuk barangbaftng nontruded yang lebih besardari pangsapengeluaranswasia. Model Edwards rs Model nilai tukar riil kesembanganyang dikembangkan Edwards (19g9, 1994) mengasumsikan (1) Konsumen,produsen,dan pemerintahmelakukanoptimisasidengan dasaxperfect foresight (2) Model didasarkan pada teori inrefiemporal duality d,enga(l asumsi harga adalah fleksibel; terdapat kondisi /z//_ employment; dan adanyu percarngan Nitai rukar riii equilibrium didefinisikan sebagaiharga ietalf baring Iun9,rl.luTu: rraaaDte rernadap nohtradable, sebagai hasil dari interaksi secara simultan dari equilibrium internal dan €kstemal. Equilib um intemal adalah kondisi tidak adanya kelebihan permintaan atau penawaranbarang nontradable di pasar domestik. Sedangkan equilibrium eksternaladalah kondisi di maiu neracahansaksiberjalan dalam keadaan seimt-angatau defisimyadapatdibiayai oleh arusmodal yang sustainable.Nilai tukar riil equlloflum merupakantungstdari variabel_variabel fundamentalyang mempengaruinilai tukar riil, seperti terms of trade; technolgical progress; konsumsi p"r,i*ntah; taiif irnpor; danpengendalian terhadaparusmodal. Model ini merupakanperekonomiannegarakecil di mana perusahaanmemaksimumkan profitnya dalam memproduksi barung exportable, importable, d^n nontradable: _ menggunakanconstantreh,tmto scalei dandalam pasarpeisaingansempuma.Model ini m3nggunakandua peiode waktu, yaitu periode sekarangdan pe-riodeyung datang, sehingga dalam model tenebut, tidak han)" terdapat satu nilai tukar"kan dil (RE[.) equilibrium, tetapi tcrdapat satu veldor nilai tukar riil equilibdum, yaitu RER = (RER,R.ER). Vektor nilai tukarriil equilibriumsecaraimplisit dapatditutiskan sebagaifungsi dari variabel-variabel eksogendalambentuk: '' Lihat MacDonald n99t. It Dalarnbagianini diambiidarj model)- ng dikembangkan olehEdwards(1989,1994).
78 lrndonesian lournal
of Econom.icsand Development
nzn= f @.,v-,r,v,r ,7,GbG,,c fiGMrr,rF1
(7)
nfln=f @.,F. t,v,r,7,G,,G,,G,,G *,rr,rF1
(7',)
adalahterms of trade, r adalah tingkat larif impor; Z adalah pajak; G, adalah lionsumsi pemerintah te*adap barang /radable; Q, adalah konsumsi peme ntah untuk barang nontradable; dan IP adalah technological p,'og7e,ss.Tanda kruel (-) menunjukkanperiodekedua. di mana p'
Pengaruhpengenaantarif impor terhadapnilai tukar equilibrium adalahsebagaiberikut Dengan asumsi perfect foresight, jika pemerintah akan mengenakantarif pada periode kedua, perkiraan harga impor pada periode kedua akan naik, sehinggakonsumsi di masa datang morjadi relatif lebih mahal. Melalui efek substitusi intertemporal, hal ini menyebabkankonsumen akan lebih banyak melakukan konsumsi pada periode pertama, sehingga permintaan terhadap semua barang akan meningkat pada periode pertama lermasuk permintaan terhadap barang nonlradable. Hal ini akan menyebabkan harga relatif barang nontrad,able terhadaP tradable mengalami kenaikan. Dengan asumsi substitutab'ilitas,pengenaantarif akan menyebabkannilai lukar riil equilibrium mengalami aplesiasi dalam periode yang bersangkutandan period€ selanjutnya Namun jika tedapat komplemcnter dalarn konsumsi, dapat dimungkinkan pengellaantarif menyebabkannilai yang tukar riil equilibriummengalamidepresiasi.Secaraumum efek kontrol perdagangan di-proxy denganpengenaantarif terhadapnilai tukar riil adalah berhubungannegatif, atau daoat dituliskan:
ARER ^ At
Pengaruhperubahanterms of trade terhadapnilai tukar riil teryantungdad jumlah efek substitusi dan negatif efek pendapatan yang proporsional terhadap total impor nilai sekarang. Jika efek subslitusi lebih dominan dari efek pendapatan, penururen lerms of /rade menyebabkannilai tukar riil terdepresiasi. Sebalilarya,jika efek pendapatanlebih besar dari efek substitusi, maka membuuh\ya tetms of trade meryebabkannilai tukar riil equilibrium mengalami apresiasi.Namun demikian, analisis tradisional menyatakanbahwa suatu penurunar daldfi terns of trade akan menyebabkan nilai tukar riil equilibrium mengalami depresiasi.Argumen ini hanya didasarkanpada efek pendapatanyang berperan dalam perubahan tems of trade. Mernburuknya terms of trade akan menurunkan pendapatan, sehingga menyebabkan berkurangnya permintaan terhadap barang nontuadable,dan selanjutnla akan mengakibatkanharga rclatif bar?xirgnonft\dable ltlfurt. Hal ini berarti nilai tukar riil equilibrium mengalami depresiasi,sehinggadapat dituliskan sebagaiberikut:
^ -ARER
Adanya kebijakan suatu liberaliasineracamodal (dalam hal ini misalnya pengurangan pajak pinjaman luar negeri) akan rnenghasilkan suatu kenaikan dalam harga relatif nontradable, atau nilai tukar riil equilibrium mengalami apresiasi dalam periode 1. Terapresiasinya nilai tukar ini terjadi melalui dua jalur, yaitu pertama melalutLefek substitusi interternporal, Penguranganpajak pinjaman luar negeri membuat konsumsi di masa depan menjadi relatif lebih mahal. Akibatnya individu masyarakatakan melakukan substihrsi secaraintetemporal denganlebih banyak melakukan konsumsi pada periode l. Hal ini menyebabkanharga relatif barang nontradable meningkat atau teladi apresiasi nilai tukar riil pada periode 1. Jalur kedua adalah melalui efek pendapatan-Penurunan pajak pinjaman luar negeri akan mengurangi disto$i hanya di negara yang bersangkutan, dan hal ini dapat meningkatkan pendapatannegara tersebut. Efeknya adalah konsumsi akan meningkat, sehingga akan menekan harga rclattf nontradable terhadap tradable
I'nnnArrahtr&rNilailukat Rupiah RiilEquilibdum 179
untuk naik sehingganilai tukar riil equilibrium terapresiasi.Dengan demikian dapat disimbolkanbahwa: - > oARER ACAPCONT Jika pemerintahmenerapkankebijakanpemotonganpajak pada periode l, hal ini akan menyebabkannaiknya pinjaman yang diperiukan untuk menutupi defisit anggaran,Givez denganbudget constraint pemerintah, maka pajak dalam perode 2 harus dinaikkan agar intertemporal budget constraint dapat dicukupi. Dengan asumsi perfect foresight, rumah tangga dan perusahaanakan mengintemalisasi perubahanwaktu pengenaanpajak dalam menanggapinya.Pajak dalam periode 2 akan naik sebesarpenurunan pendapatan disposible rumah tangga. Dalam kasus ini Barro-Ricardo equivalence akan berlaku, di manapemotonganpajak tidak berpengaruh terhadapnilai tukar riil equilibrium,ataudapat dituliskansebagaiberikut:
ARER ARER
-=-=tt
AT AT Perubahandalam tingkat konsumsipemerintahakan berpengaruhtefiadap nilai tukar riil equilibrium. Misalkan kenaikan konsumsi pemerintah pada periode I dibiayai oleh kenaikan hutang publik. Jika konsumsi pemerintah hanya untuk konsumsi barang nontradable, maka kenaikan konsumsi pemerintah terhadap barang nontrqdable ini akan mempengaruhi nilai tukar riil equilibriummelalui duajalur, yakni (i) kenaikanpermintaan Ierhadapnontardable menyebabkannaiknya harga relalif nontrqdaDle,sehingganilai tukar riil equilibriumteraFesiasidalamperiode1. (ii) kenaikanhutangpemerintahpadaperiode I akan diikuti kenaikan pajak pada periode 2. Hal ini akan menurunkanpendapatan masyarakat dan cenderung untuk menurunkan permintaan torhadap nontradable pada periode I dan 2. Sebagaihasilnya, kenaikan konsumsi pemerintah terhadapnontradable pada periode 1 belum tentu akan mengakibatkannilai tukar riil equilibrium mengaiami apresiasi,hal ini tergantung pada kekuatan relatif antara efek substitusi dan efek pendapatan.Jika efek substitusilang dominan, maka nilai tukar riil equilibrium akan mengalamiapresiasi,atau: ^ -ARER (U AG, Kenaikan permintaan pemerintah tethadaptladable pada periode 1 yang dibiayai dengan pinjaman akan menyebabkanharga relatif tradable naik, sehingga nilai tukar riil equilibrium akan mengalami depresiasipada periode yang bersangkutan,atau dapat dituliskan: ^ -ARER >u AG, Pengaruh kenaikan produktivitas sebagai akibat technological progzess terhadap nilai tukar riil equilibrium dapat melalui dua cara yaitu: (i) kenaikan produllivitas akan meningkatkan pendapatan,dan selanjutnya akan menaikkan permintaan terhadap barang nontradable, Hal ini akan menekan harga relatif nontrudable untuk naik, sehingga nilai tukaxriil equilibrium akan teraprcsiasi.(ii) kenaikanproduktivitasdi sektornontradable akan meningkatkan p enawatannontradable, sehinggaharga relatlf nontradable turun atau nilai tukar riil mengalami deprcsiasi. Namun jika kenaikan Foduktivi tas sektor tradable lebih cepat dibanding nontradable, harga rclatif tradable akan mengalamr penurunan sehingganilai tukar riil equilibrium akan mengalami apresiasi.Secara umum dapat dituliskansebagaiberikut: ARER
ATECH
80 lrndonesian Journal of Economics and Development Keb€radaannilai tukar riil equilibrium tidak berarti bahwa nilai tukar riil aktual akan selalusamasecamperrnanendenganequilibriumnya,Dalam hal ini terdapatdeviasinilai tukar riil akluaf dari equilibriumnya, dan keadaanini disebut sebagaimisalignment dai nilai tukar riil. Penyebab munculnya misalignment nilai tukar adalah kebijakan makoekonmi yang tidak konsisten, diantaranya adalah kebijakan makoekonomi yang ekpansif. Berdasarkan asw\:'si perfect foresryit, kebijakan makrcekonomi yang terkadang tidak konsisten (khususnyakebijakan yang ekspansif) dapat mengakibatkankrisis neraca pembayarandan devaluasi.Prosesterjadinyadevaluasibiasanyaditunjukkanoleh: (i) nilai tukar yang ovemalued; (ii) neraca transaksi begalan (current account) yang defisit; dan (iii) menipisnyacadangandevisa.Hal ini akan nmgakibatkankrisis neracapembayaran danberakhil dengandevaluasi(Abimanyu,1997a). Misalnya dalam suatu sistemnilai tukar tetap,defisit yang tinggi di negaraberkembang dibiayai oleh penciptaanuang.Jika tingkat inflasi terlalu tinggi, maka harganontrad.able (P") akan meningkatlebih cepat dibandingharga tradqble intemasional(P;). Hal ini akan menyebabkannilai tukar riil tempresiasi.Ketidak-konsistenan kebijakanfiskal akan menimbulkan ekspansi kredit domestik yang lebih cepat daripada pertumbuhan permintaanuang. Kelebihan kedit domestik akan disalurkan ke dalam: (i) kelebihan permintaan terhadap barung badable yang akan dicerminkan oleh meningkatnya defisit (berkurangnya surplus) neraca perdagangan, berkurangnya cadangan devisa, dan meningkatnya pinjaman luar negeri; (ii) kelebihan permintaan terhadap barang nontradable yang akxr mengakibatkankenaikan harga banng nontradable, sehingganilai tukar riil mengalamiapresiasi.Jika tidak adaperubahandalamvariabelfundamentalnilai tukar equilibrium, maka apresiasiyang disebabkankelebihankredit domestik ini akan menyebabkanadanyadeviasinilai tukar riil aktual dari equilibriumnya.Hal ini disebut sebagaimisalignmezl nilai tukar, Unluk menyelaraskanhal ini, maka pemedntah harus kembali konsisten pada kebijakan makoekonominya. Jika tidak, maka hal ini akan menyebabkanmenipisnya cadangandevisa yang berujung pada L.risisneraca pembayaran (Abimanlu, 1997a). Model penentuanERER yang dikembangkanoleh Edwards (1989, 1994) merupakan persamaan dinamikperilaku,nilairukarriil yang dituliskansebagaiberikut:
Alose,=A[ose--loge,,l-).\2,-zll + o{togE, -togc,_,}- v {eunT,- ?MRT,J
(s)
di mana e, adalahnilai tukar riil aktual; e: adalahnilai tukar riil equilibrium yang merupakan fungsi dari fundamental; Z, adalah suatu indeks kebijakan makroekonomi (seperti lingkat
pertumbuhan laedit domestik); Zi adalah tingkat kebijakan makoekonomi yartg sustain.lble (seperti peningkatan permintaan terhadap uang domestik); Er adalah nilai tukar norrinal; PMRT, adalah spread dalam pasar paralel untuk nilai tukar; dan e,A,A, dan Y adalahparamaerpositif yang menangkapaspekaspekdinamis yang pantiug terhadapprosespenyesuaian. Persamaan(8) menjadi dasaruntuk menjelaskanperilaku dinamik nilei tukar riil aktual yarg ditentukan oleh empat bentuk kekuatan ]aang tercakup daTammodel. Pertama, kecenderungan otonomus dari nilai tukar riil aktual untuk mengoreksi adanya misalignment yang ditunjukkan oleh bagian 0log{ -toge,-,}. Kecepatan dalam
lndnAwatutrfr&NilailukarRupiah RiilEquilibium | 8l penyosuaiandii (self-adjustment) ini ditentukan oleh besamya d di mana semakin kecil nilai d semakin lambat kecepatanuntuk mengoreksiadanyazr'salignmekt njlai ttkar fiil. Kedua, kebijakan makroekonomiyang ditunjukkan
_l"lZ,_Zij. Jika Z,=l, "l.U menandakan kebijakan makoekonomi yang diambil konsisten dengan kebijakan makroekonomi ywtg sustainable, berarti tidak ada kebijakan yang over erpa sive at^u under expansive, Jika Zt > Z: berarti ada kebijakan makroekonomi yang over expansve, dan jika Z,
Z; atat! z,_z: >0,m ka hal ini akan menyebabkan nilai tukar manjadi overt alued sehingga diperlukan suatu koreksi terhadapnilai tukar. Biasanya koriksi terhadapnilai tufl y"ng overyalued dilakukandengandevaluasi. Ketiga, pertbahandalam nilai tukar nominal yang ditunjukkanoleh O{1sgE',_1.*r,_,1, misalnyanominal devaluasi.Suatunominal devaluasjakan mempunyaiefek yang positif teftadap nilai tukar riil terdepresiasi,yang besamya tergantungparameter @- pada ptinsipnp nominal devaluasiakan membantunilai tukar melakukanprosespenyesualan jika kondisinya berada dalam ketidak-seimbangan. Nominal devaiuasibiasanyaselalu dibarengi dengankebijakan makroekonomi yang konsistenKeempat,adalahperubahandalampremium pasarparalelnilai tukar riil. Kenaikandalam spread pasarparulel akan mcnyebabkanterapresiasinvanilai tukar riil. Model Emplris Tahap pertamadalam menentukannilai tukar il equilibrium adalah menghitungnilai tukar efektifriil (REER)aktual,yang diukur denganrumussebagaiberikut:
REER=zJRERtJ(w)
(e)
di mana:
pr'
RE4=s,+ d- *=.--!rJ!4L rt Lt(xt1Mt)
di mana ftER, adalahnilai tukar riil bilateralantalamata uangnegaB mitra dagangke_r. tqhadap rupiah; q adalahnilai tukar mata uang negarake-i diukur dalam rupjah; p/-, adalah indeks harga negarake-l (digunakanindeks harga konsumendan indeks harga perdaganganbesar); P/ adalah indeks harga Indonesia (digunakan indeks harga konsumen); w, adalah bobot rata-rata perdagangannegara ke_l terhadap total perdaganganIndonesia;X. adalahnilai eksporIndonesiake negara i; dan M ad,alah nilai impor Indonesia dari negara |, Dalam penelitian ini REER dihitung d€ngan mempertimbangkan12 negarcmit{a dagangterbesarlndonesiayaitu kelompok negara_ ^ Diambil d,a _Appleyardand Field Jr. (1995).perhitungan serupajuga dapatditihardalamcillis and Dapice(1988),Edwsrds(1989),Mills andNallari(1992),Sadoutet an; de Janvry(1995),sertaHinkteand NsengiFmva(1999).
82 lrndonesian lournal
of Economics and Development
negaraindustri (G-7) yakni Amerika Serikat, Jepang,Inggris, Perancis, Jerman,ltalia, dan Kanada; ditambah Singapura, Malaysia, Hongkong, Belanda, dan Ausffalia. Rata-rata selama periode observasi total nilai perdaganganIndon€sia dengan keduabelas negara tersebut mencapai 67,9 pelsen dari total nilai perdaganganIndonesia, sehinggapemilihan keduabelasnegaratercebutdapat dianggapmerepresentasikanseluruh negaramitra dagang Indonesia. Mengikuximodel yang dikembangkanEdwards(1989, 1994) dalam mengestimasiniiai tukar riil equilibrium rupiah, dalam penelitian ini memasukkanfaktor-faktor yang secara "fundamental" mempengaruhi perilaku equilibrium nilai tukar riil. Faktor-faktor fundamental tersebut adalah (l') external terms of trqde, (2) tingkat dan komposisi konsumsi pemerintah, (3) techaological progress, (4) akumulasi modal, (5) kontrol terhadap arus modal, dan (6) konhol terhadap nilai tukar dan Pcrdagangan.Model dasar dapat dituliskan dalam persamaanberikut:
los(kEER),=d + Ptlog(ToTEX), + B"IoglGCN),+ hgP), + B alog(INVGDP), (10) + c, + pulog(EXCONT), + Bslog(CAPCONn, di mana REER adalah nilai tukar riil efektif rupiah aktual; TOTEX adalah ettetnal terms of trade; GCN adalah konsumsi pemerintah untuk barang nonbaded| TP adalah technological progress; INVGDP adalah proporci investasi terhadap GDP; CAPCONT adalah ukuran kontrol terhadap arus modal; EXCONT adalah ukuran konhol terhadap nilai tukar; dan a adalahresidual. Persamaan(10) di atas dapat diaplikasikanunluk mcngestimasiequilibrium nilai tukar denganmemasukkan vaiabel prory untuk data-datayang belum tersedia secaraeksplisit. Mengikuti Edwards(1989), variabelkonsumsipemerintahuntuk nontradable(GCN) diproxy dmgan rcsio total pengeluaxankonsumsi pemerintah teftadap CDP. Technological progress (TP) di-pror1 dengan menggunakan tingkat pertumbuhan GDP riil. Untuk variabel kontrol terhadap arus modal digunakan perubahan devisa, Sedangkan untuk variabel kontrol terhadap perdagangandan nilai tukar, sesuai dengan Elbadawi (1994) digunakan tingkat keterbukaan perekonomian terhadap negara lain melalui rusio ekspor ditambah impor terbadapGDP. Equilibrium nilai tukar riil tidak hanya dipengaruhioleh faktor-faktor "fundamental", namun juga dipengaruhi oleh faktor kebijakan makoekonomi tethadap perilaku nilai tukar. Jika terdapat k€bijakan makoekonomi "tidak konsisten", maka nilai tukar riil akan menjadi oven)alued. Berdasarkan pada model Edwards (1989), faktor-fakor kebijakan malcoekonomi yang mempengaruhi nilai tukar riil adalah (1) kebijakan perkreditan domestik, dan (2) kebijakan fiskal. Persamaan(10) dapat ditulis kembali menjadi penamaan regresi (ll) yang akan diestimasi dengan menggunakanvariabel-variabel prory, variabel-variabel kebijakan makoekonomi, dan variabel nilai tukar riil periode yang mempengaruhiequilibrium niiai tukar riil. sebelumnyasebagaivariabel-va,r-iabel Pelsamaantersebutadalah sebagaiberikut:
= d + Aloc(ToTEX),+ B,log(GCGDP)t + A(GGDP), log(REER), + B|@XCRE), + Bolog(INVGDP)+Pslog(DEV)t+ B6log(OPEN), (11) +4B(DEH),+P,(DEP),+B.,olog(REER),,+e, di mana REER adalah nilai tukar riil; TOTEX adzlah terms of trade ekstemal; GCGDP adalah proporsi konsumsi pvnerintah terhaadap GDP; GGDP adalah pertumbuhan ekonomi Indonesia; INVGDP adalah proporsi investasi terhadap GDP; DEV adalah perubahan cadangandevisa sebagaiprory ukuran kontrol terhadap modal; OPEN adalah proporsi ekspor dan impor telhadap GDP yang merupakan tingkat keterbukaan
InanAuatutrdhNilailukar Rupiah RiilEqujtibtum 183 perekonomin sebagaiprory ukwan kontrol terhadapnilai tukar dan perdagangan; EXCRE adalahexcesscredit yartgdihitung sebagai(EXCRE), = Alog(DC), _Alo gIGDp\,_,, di_mana DC adalahkedi1 domestik,dan GDp adalahproduk domestikbruto digunakan sebagaiproxy kebijakan lcedit; DEH adalal rasio difisit anggaran terhadap iag dari reseme.money digunakan sebagaiprory kebijakan fiskal; DEp-idalah tingkat depiesiasi sebagaiukuran kebijakan di bidang nilai tukat dan 6 adalaherror term, HASIL DAN PEMBAHASAN Analisis Periode SebelumKrisis Hasil.pengujianunit root dengafit menggunakanpendekatanuji philiips_perronteftadap data-dataaiwulananuntukperiodesebelumbsis dirangkumdau- rub"l i l".itrt, Tabell. HasilUji Philtips-Perron UnitRoor Periode Sebelum Krisis(l987:Ql-1997:e2) KoostrntaDrn Tmnd Los (REER2) Dlog(REER2) L-os(TOTEx) DIos(TOTEX) GGDP DGGDP Log(INVCDP) Dlog(lNVcDP) GCGDP DGCGDP Log(oPEN) Dlos(oPEN) tog(DEV) Dlos(DEV) EXCRE DEXCRE DEH
-t.982166 -7.529436*++ :2.146606 -6.348480*** -13.57889*** :25.387231** _5.153036*i(* _12.27385*** _5.t62724*** -14.20302*r'+ **. -3.99648t 9.s99102*** -5.57406',1*** -1238?52**'+ -'7.0962',7 4*+* -15.55721**+ -8.155586***
Konstanta
Tanpa Konslrntt dan Trend
,2.031699 :7.33448911* -2.U2491* -6 I38437'|** -13.82656*** -2s.449t8*** -2.390609 ,12.3s694*** -t.482250 -t2.70629'+* -2.t17399 _9.500634*+* 4.712165*** -12.39304+**
0.r8s337 -'7.44u8221** 0.3768t I _6.200657*** _6.644690*** -2595857*** _2.053089** -10.89564*** -2.4n493,* _rl.l9t89*+* -0.792729 -9.60099j*** -2.7j9509,+* _12.58835*** -15.99610*** _J.0206r4*** _19.t8678,'**
DDEH
-t9.63976.**
-t5,'77922*** -5.939591*** -r9.28810'|**
DEP
_5.261635**l
-s.322998***
DDEP
_l1.59077***
-l1.694t9r,i*
-r.443884 -ll.'72947+**
(l) (0) (l) (0) (0) t(0) (0) (0) (0) (0) (l) (0) (0) (0) (0) (0) (0) (O) (0) l(01
'** signifikandalam lingkarkeyakilan99 persen ** signifikan dalamtingiar keyakinan 95 penen * signifikan dalam tingkat keyakinan 90 persen
I"9"] I a! atasmenunjukkanbahwabeberapavariabeJtidak stasionerpadatingkat level. Hal dapat dilihat dari nilai statistiknyasetelah dibandingkand'engan -ini nilai kritis MacKinnon." DenganmengajukanhipotesisHo: {,= 0, dan denian tinlko:t keyakinan99 persenhampir seluruh variabel tidak dapar menolak hipotesis-H6: Aj O tecuati unfuk
" Nilai kitis MacKinnon dilihat dari hasil output uji unit rcot denganmenggunakan pelrnCk^tEyiews v€rsi 3, I namuntidak disajjkandi sini.
84 lrndonesian Journal of Economics and Development log(REER2)dan log(TOTEX).18Dengankata lain, seluruhvariabelkecuali log(REER2) dan log(TOTEX) sudahstasionelpada levelnyaatau terintegrasipada orde I(0). Dengan me'lakukanJirst-diJferenceterhadapvariabel log(REER2) dan log(TOTEX), pengujian tlnit rorl menunjukkarbahwahipotesisHo: A = 0 tidak dapatditolak etauvariabel-variabelini sudah stasioner dalam bentuk f.rst-difference-nya, sehingga dapat dikatakan bahwa variabel-varibeltersebutterinte$asi pada orde I(1). Sedangkanvariabel-variabellainnya sudah stasioner pada tingkat level atau variabel-variabel tercebut terintegmsi pada orde
(0). Betdasarkan hasil $i unit /ool tersebut di atas, maka penggunaan metode kointegrasi untuk mengestimasinilai tukar rupiah riil equilibrium tidak dapat dilakukan. Hal ini disebabkankarenatidak semuavariabelyang dimasukkandalam model terintegasi pada orde satu (1). Oleh karena itu, maka untuk mengestimasinilai tukar rupiah il equilibrium dilakukan dengan menggunakanmetode re$esi OLS (ordinary least square) denganterlebih mel aklkali,Jirst-diference atas seluruh variabel. Hasil estimasi nilai tukar rupiah riil equilibrium dalam periode sebelumkrisis denganmeggunakanregresi OLS dapatdilihat dalamtabel 2 berikut ini. Tabet 2. Hasil Estimasi Equilibrium Nilai Tukar Riil PeriodeSebelumKrisis (198?:Ql-1997:QZ) Variabel dependenadalah Alog(REER2) varlabel --
At"gCOTEl),, A(CCDP),"3 Alog(INVGDP)r-3 A(GCCDP).-, Alos(oPEN)r-? Alos(DEV).-,
d(e\cRE), A(DEH),-, Alos(REER2)-r A(DEP)!r
c
AR(l) AR(2) AR(l)
Koelisien
Std. Error
t-StNtiBtik
-0.554212*+'
0.t63722
-3.385081
0.574536**'
0.t984'7',7 0.052020 0.910149 0.056925 0.000927 0.050698 0.034586 0.082021 0.716593 0.001329 0.140541 0.1?6?60 0.142140
2.894723 4.430883 2.049173 4.5020',76 2.113251 2;7683t'.l Ll053l9 13.02235 -3.891966 0.501985 -8.564s94 -6.302526 -5.278033
1.8650s2* {.256282*** 0.002014** 0.140347*** 0.038228 1.068180*** :2.',788956*** 0.000667 -1.203680*+'1 i!* -l .l 14034* -0.'750220***
R-squared Ljung-Box Q-stat.lag 12 LM lag 12
0.760t?"5 3.8706 20.60208
ARCHlas 12
4.53',7649 34
99persen i* signifikandalamtingkatkeyakinan95 persen * signifikandalamtingkatkeyakinan 90persenr Hasil estimasiseperti yang terdapatdalam tabel 2 rnenunjukkanbahwa hampir semua variabelindependensignifikan dalam taraf keyakinar.t99 persen,kecuali GCGDP yang hanya signi{ikan dalam tingkat keyakinan90 percen.,serta variabel DEH yang dengan keyakinan 90 persentidak signifikan.
13Ufltuk variabellog(lNvGDP), GCGDP,log (OPEN), dan DBP runtukkonstantadan tanpakonstantadan tidakdapatdjtolak,namundengan trer?ddengankeyakinan99 persenhipotesisHo:A = 0 tidakselurulhnya tingkat k€yakinanyang sarnadengankonstantadan l/erd sgluruhnya tidak dapatmenolakhpotesisHo:A.= O, maka dapat disimpulkan seluruhvariabel kecuali log(REER2) rlan log(TOTEX) stasionerPadatingkat level atauterintegrasipadaorde I(0).
InanAeatrldIi\Nilailukr Rupiah RiilEquilibfium | 85 Koefisien estimasiberikutnyaadalahekseskrcdit domestik(EXCRE) sebesar0.140 dan signifikan dengantingkat keyakinan99 persen.Angka ini menunjukkanbahwa untuk setiap kenaikan perubahan ekses kedit domestik sebesar satu unit menyebabkan nilai tukar riil mengalamideperesiasisebesar0.140 pemen.Seharusnyakenaikanekseskredit akan msnyebabkannilai tukar riil mengalamiapresiasi.Kemungkinanhal ini disebabkan karena proxy yang digunakan kurang tepat. Selain itu kemungkinan lainnya adalah disebabkankarenasistemnilai tukar yang dianutpadapedodeini adalahsistemcraw,/ing band, sehingga nilai tukar bergerak dalam kisaran yang telah ditentukan oleh otoritas moDefe,,. Variabel kebijakan makroekonomilainnya adalah DEH yang mengukur rasio derfisit anggaran,dan mempunyaikoefisien sebesar0.038. Hal ini berarti bahwa untuk setiap kenaikan rasio defisit anggaranterhadap lag dai reseme money sebesarsatu percen akan mengakibatkannilai tukar riil equilibrium terdepresiasisebesar0.038 persen.Namun koefisienini secarastatistiktidak signifikan,bahkandengantingkat keyakinan90 persen. Hal ini menunjukkanbahwadefisit angganntidak berpengaruhterhadapperubahannilai tukar riil equilibrium. Kemungkinanpenyebabnyaadalah karena variabel rasio defisit anggaranterhadap/ag reservemoneltkurangtepat [email protected] kebijakan fiskal. Perubahannilai tukal riil juga secarasignifikandipengaruhioleh perubahannilai tukar riil pada periodesebelumnya.Variabel ini mencerminkanperilaku dari dinamikanilai tukar equilibrium. Koefisien sebesaradalah 1,068 yang berarti setiap satu persendepresiasi (apresiasi)nilai tukar riil pada periode sebelumnyaakan menyebabkannilai tukar riil mengalamideprsesiasi(apresiasi)sebesar1.068persenpadaperiodesekarang.Ini berarti bahwapergerakannilai tukar riil akanlebih besardalamperiode-periode selanjutnya.Hal ini menur{ukkan bahwa pergerakan nilai tukar riil sangat dipengaruhi oleh pergerakan nilai tukar riil periodesebelumnya. Variabellainnya adalahDEP yang menunjukkanperubahandari depresiasinominal nilai tukar. Koefisien ini sigifikan dengantingkat keyakinan99 persennamun mempunyar tanda tidak selierti 'rng diharapkan.Koefisien estimasisebesar -2.789 berarti setiap kenaikalr perubahaD depresiasi (apresiasi) nilai tukar nominal sebesar satu unit akan menyebabkan aFesiasi(depresiasi) nilai tukarriil sebesar2.789persen.Menuruthipotesis depresiasinilai tukarnominal akansejalandengandepresiasinilai tukar riil. Kemungkinan besarhal ini tedadi karenasisternnilai tukar yang dipakaidalamperiodeini adalahsistem crawling peg di mana hampir seluruh gerakannilai tukar rupiah dikaitkan terhadap mata uang dolar Amerika Serikat, sehinggadepresiasinominal periode sebelumnyahampir samasekalitidak berpengaruh terhadapgerakannilai tukarriil periodesekarang. Berdasarkantabel 4.1.2 tersebutdi atas,uji kelayakanterhadapestimasimodel dilakukan dengan melakukan uji terhadap residualnya.Uji terhadap residual digunakan untuk mengetahui apakah hasil estimasi model mengalami gangguan autokorelasi dan heteroskedastisitas atau memenuhi asumsi klasik Fitu tidak terjadi autokorelasidan homoskedastisitas. P€ndeteksian terhadap adarrq autokorelasi dilakukan dengan mengajukandugaanHo:tidak adaautokorelasidanH1:terjadi autokorelasi. P-engujiandengan menggunakanpendekatandari Ljung dan Box e-statistik pada lag 12, {e4z adalah3.871.Denganmenggunakantingkat keyakinan99 persen,distribusif tabel I maka Ho: tidak ada autokorelasi .menunjukkanangka sebesar28.30. Karena torr. tidak dapatditolak, ataudengankata lain Hr: adaautokorelasitidak dapatditerima.
8 6 l l n d o n e s i a n l o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t Pendeteksianterhadapadanyaautokorelasijuga dilakukan denganpendekatanuji LM dari Breusch-Godfrey. Pendekatanini merupakan uji Lagange Multiplier dengan Ho: tidak ada autokorelasidan H1: ada autokorelasi.Dengan menggunakanlag 12, LM-statislik t'1z adalah20.602 yang nilainya lebih kecil dari distribusi f sebesar28.30 (dengan tingkat keyakinan 99 persen). Dengan demikian Ho : tidak ada autokorelasi tidak dapat ditolak, atau dengan kata lain hasil estimasi model tidak mengalami gangguan autokorelasi. Pendeteksian terhadap adanya gangguan heterokedastisitas dilakukan dengan manggunakan uji ARCH (Autoregressive Conditional Heteroskedasticilyr. tJji ini merupakanuji LagrangeMultiplier untuk prosesARCH denganmengajukanHo; gangguan (disturbarxce) dalam kondisi homoskedastis dalrtH;. disturbqnce adalah heteroskedastis' Denganmenggunakanpanjanglag 12 diperolehnilai statistikARCH-LM fp=rz sebesar 4.538,yang nilainya lebih kecil dibandingkandistribusiI sebesar28.30 (dengantingkat keyakinan 99 persen). Dengan demikian Hs: gangguan (disturbance)dalam kondisi homoskedastistidak dapal ditolak, sehinggaestimasimodel tidak mengalamigangguan heteroskedastisitas. Analisls Periode Krisis Untuk mengetahui stasionaritasvariabel-variabel yang dimasukkan dalam model, dilakukanpengujianterhadapkeberadaanunit root dmtuksetiapvariabel. Hasil uji rniT root dalam periode krisis (19973-2OO112) dengan menggunakan data bulanan ditunjukkan oleh tabel 3 berikut: Tabel3. Hasil Uji Unil Rool Phillips-Penon :M12) PeriodeKrisis (1997:M8-2001 Jumlah observasi=52 V
iabel
t g (REEPJ) Dloe(REER2) Log(TOTEX) Dlos(ToTEx) GGDP DGGDP L,og(INVGDP) Dlog(INVGDP) CCGDP DGCGDP I-og(OPEN) DIog(OPBN) I-os(DEv) Dlos(DEv) EXCRE DEXCRE DEH DDEH DEF DDEP
KonstantN Dan Trcnd
-3.218',732* 4.962857*** ,2.279618 -9.97545244' 4.096076*1 -2.688546 3.9268't14' -2.312891 4.403457*1 -r.592378 -3.153500 -8.231520*** -20.7519t*** -t1.35666**+ :7.292716*.* -t2.713521** -5.886505ii' -t2.57197*"*
Konst ntr -3.041547** -6-970516*** :2.046391 -t0.0?345*** _3.860187*** _8905182**. -2.988593** -2.993848+* -2.015445 4.3',7123l**1 -r.3?34t8 -3.204002** -7.898s 15*** _20.1.7400*1* -7.132699*** _17.56298*** -7.356106*** _t2.87466+** -5.87?865+.+ -12.',7201311*
**t signifikan dalam tingkat keyakinan 99 persen ** signifikan dalarn tingkat keyakinan 95 persen * signifikan dalam tingkat k€yakinan 90 persen
Trnpa Konrtanta danTrend 0.2t1061 0.552519 _3.851899*** 0.853543 2.575514*4 0.463490 4.423336**1 0.044334 _3.t89719*1* _7.805104*** _20.991t5*** :7.378266*.* -t'7.'76844*1* _7.189515*** _r3.03739*** -s.7.t7046+*+ -12.9180s***
(t) (0) (t) (0) (0) (0) (l) (0) (l) (0) (1) (0) (0) (0) (0) (0) (0) (0) (0) (0)
Inu,nA@atu&ah Nilailular Rupiah Riiltquilibrium 187 Hasil lji unit root dalam tabel 3 di atas menunjukkan bahwa dengan H0: A - 0 atau series tidak ada unit root, sebag)wtvariabel stasionerpada tingkat level atau terintegasi padaorde I(0) yalari untuk variabelccDP, log(DEV), EXCRE, DEH, dan DEP. Hal ini ditunjukkan oleh nilai t-statistiftnyayang lebih kecil dibandingkandengannilai kritis MacKinnon dengan tingkat keyakinan 99 percen (kecuali untuk GGDp dengan menggunakan konstanta dan trend dalam keyakinan 95 persen). Sedangkan 'rariabel lainnya yalni log(REERz), log(TOTEX), log(INVGDP), GCGDp, dan Log(OpEN) dengankeyakinanyang sama(99 persen)tidak dapatmenerimahipotesisHo: A = 0 atau variabei-variabeltersebuttidak stasionerpadatingkat level. Pengujianunit root terhadap f.rst-difference variabel-variabel ini dengan tingkat keyakinan 99 persen tidak dapat menolak hipotesis He: A:0. dengan kata lain variabel log(REER2), Iog(TOTEX), log(INVGDP), GCGDP, dan log(OPEN) stasioner pada tingkat filst-diferehce atau terintegrasipadaorde l( I ). Berdasarkan \ji unit root tersebtrt,analisisdenganmenggunakanmetodekointegrasitidak dapat dilakukankarenatidak semuavariabelterintegrasipada orde yang sama.Dengan demikian sepertihalnya analisisuntuk periodesebelumkrisis, analisisuntuk periodeini dilakukan dengan menggunakan metode reglesi OLS (ordinary least square\ dengan terfebih dahulu melakukanfirst4ifference terhadapseluruh variabel. Hasil regresi untuk periodekrisis denganmenggunakandata bulanan ditunjukkanoteh tabel4 berikut ini. Tabel4. HasilEstimasi Equilibrium Nilai TukarRiil Periode Selama Krisisfi 997rM8-2001 :Ml2) Dependen variabel adatah Atog(REER2) Variabel
Koefisien
A(GGDP)i ' Alos(INVGDP),-r A(GCCDP)r-, Alog(OPEN)r-3 Alog(DEV),-, A(EXCRE)r-r d(DEHLT Alog(REER2)-, ^(DEP)
0.590757'r'l* 4.259213** -t.79051t** 0.13+795"'+ {.001I4t** 0_069779*' 0.043120 0.905897*** 0.898670*** 0.000797 4.985201*** 4.744503r** 0.980869 8.0393 15.',72',773 1.l194ol 25
c
AR(l) AR(2) R-squared Ljung-Box Q-stat.lag 12 LM stat.lag l2 ARCH stal. Iag 12 Observasi ---
Std,Error
0.r66210 0.099438 0.865487 0.041198 0.000504 o.o32297 o.o4o22'7 0.02?068 0.022239 0.001218 0.t165t7 0.106190
t-Statistik 3.554274 -2.606',t't9 -2.068861 3.27t905 -2.2b2457 2.t60521 |.07t921 33.46806 40,40901 0.654589 -8.455396 -?.0t1046
691, --- .rg"Gk* d"1" ** signifikandalamtingkatkeyakinan 95persen * signifikandalamtingkatkeyakinan 90persen
Tabel 4 di atas menunjukkansemua variabel (kecuali DEH dan konstanta)signifikan dengan tingtat keyakinan 90 persen. Dengan menggunakantingkat keyakinan 9i persen ekseskedir (EXCRE), rasio defisit anggaran(DIEH),din konstantayang lgya y{{,a tidak sieinifikan.
88 lrndonesian lournal of Economics and Development Koefisien variabel log(TOTEX) signifikan dengan tingkat keyakinan 95 persen dan mempunyai koefisien sebesar1.272. Hal ini menunjukkan bahwa untuk setiaPPeningkatan termi oj trade sebesar 1.272 persen dalam enam periode (bulan) sebelumnya akan menyebabkannilai tukar riil teraegesiasi dalam periode sekarang' Meskipun signilikan, tidak sepeti lang diharapkan. Berdasarkanhipotesis, suatu kenaikan tand'akoefisiennya -akan menyebabkal nilai tukar riil equilibrium mengalami apresiasi' trude of tetms Kemungkinan penyebabnyaadalahkarenaselamaperiode krisis nilai tukar-riil equilibrium lebih binyak aipengaruhi oleh faktor-faktor intemal, sehingga falrtor eksternal seperti terms of Lrad.eekstpnal kurang berpengaruhterhadapnilai tukar riil. Variabel petumbuhan GDP (GGDP) sebagaiprotry technological progress mempunyai koefisien sebesal 0,591, berarti seliap perubahansatu unit persentasepertumbuhan GDP pada tiga periode sebelumnyaakan menyebabkannilai tukar riil equilibrium terdepresiasi jauh berbeda r"b"rJo,3tz p"t"*. BesamyakoefisienGGDP dalam periodekisis xidak menunjukkan dorgan periode sebelum kisis sebesar0,591. Namun hal ini belum koniistettsi variabel pertumbuhan GDP sebagaiproxy dari technological progress' katvna data 'ang digunakan fiekuensinya betbeda di mana untuk periode sebelum krisis dutu triwulanan, sedangkanuntuk periode l
IttuntAtustutr&a\itailu*ar Rupiah RiitEquilib um|89
yangditunjukkan olehbesamya koefisienDEv sebesar -0,001, yang Ill^Tl oeranr .:L:,ry11 untuk setiap kenaikan
satu.persendevisa pada dua periode sebelumnyaakai menyebabkan nilai tukar riil terapresiasi0,001persenpadapoioOe ,""t lni. Hal ini karena slsretnmrar tukar yang digunakandalam periodeobservasiini adalah sistemnilai tukar bebas,sehinq.ga pergerakan;ilai tukar ditentukanoleh kekuatanpermrntaan llneambane qan pellyaral pasar.Meskipun koefisien tersebutkecil, namun hat ini ryC -tA"dl di m:nTjukk9n bahwa kebijakanmakoekonomi yang tidak konsistenakan mempengaruhi terhadapnilai tukarriil equilibrium. Demikian,juga h]lY: {:lgg kebijakan perlcediranyang ditunjukkan oleh koefisien vanaDet.ekses. tsedit (EXCRE) }?ng juga secarasignifikan mempengaruhinilai tukar riil o€nganKoetrsrensebesar0,07. Koefisien ini menunjukkanbahwa untuk seriapkenaikan ekseskreditsebesarsatuunit padaperiodesebelurnnya akan-menyebaCkan nifai tutar riil ri*] sebesar.o,o7 persen.Meskipunangkakoefisiennyakecil, narnunhal l1q1Tl1",pt bahwa kebtakan.perkeditan yang tidak konsisrenakan menciprakan llL-T^T":]'j*p reKanan terhadap nilai tukar riil unfuk terapresiasi.Hal ini dapat mengakibatkan timbulnya misalignmenntnilaj tukar, di mana nilai tukar riil aktuai menympang dari tingkat equilibriumrya. Variabel DEH sebagaiprory dari kebijakan fiskal, mempunyai koeefisien sebesar0.043 yang berarti untuk setiap kenaikan rasio defisit anggaran -akank niaup Ug in resene money sebesar.satu persen.pada periode sebelumnya -*yebab-kan mlai tukar riil equrlronumterdepresiasisebesar0.043persen.Namun secarastatistik koefisienini tidak bahkan,dengantingkat keyakinan90 persen.ttal ini menunlutt
90 lrndonesian Journal of Economics and Development dilakukan dengan Pendcleksian terhadap adanla gangguan heterokedastisi"s Dalam uji ini Heteroskedasticity)' Canditiohal menggunakan uji ARCH (Autoregreisivi Hi distulbance dan homoskedastis kondisi dalam g;anggu baice) ,1d:istu H", ;;;ilil nilai statistik diperoleh panjang lag 12 menggunakan D€ngan adalah heteroskedastis.
2830 distribusi f sebesar ;"; i t,itg arr"iJbihkeciloiuandingkan
H&-;il;,'
(deneantingi;i-keyakinan 99 persen). Dengan demikian Ho: gangguan(disturbance) homoskedastistidak dapat ditolak, sehingga estirnasi model tidak )[l"ii t".i* gangguan heteroskedastisitas, mengalami Analisis PerbandinganKedua Periode tabel 4 4'l Untuk melihatperbandinganantamsatuperiodedenganperiode-lain-nya'.dalam ketiga dari estimasi hasil arah dan besamyakoefisien perban-dingan U"Jf.ti'ilt":itperiode krisis' dan periode selama krisis, yaitu pJriode sebelum p*i"J. "ut*"^i, selamalaisis. sebelumdan Tabel5. Perbandiigal Koefisien Estimasl antar Periode obseNasi vaiabel adalah Koelisictr
vrriabel')
A(GGDP) Alog(INvGDP) ^(GCGDP) Alog(OPEN) dlog(DEV) A(EXCRE) A(DEH) Alog(REER2).-, A(DEP)
c
AR(l) AR(2) AR(3)
SebelumKrisis
0.574536*** 0.21M93**. 1.865052* 4.256282.** 0.002014*r 0.140347*** 0.038228 1.068180*** 0.@066? -1.203680*** -l.l14034r**
Sel.ma Krisis
4.259213*t -l;7905'11*1 0.114795r'* {.001141'i* 0.069119" 0.M3120 0.905897"* 0.898670*** 0.000797 4.985201'f** 4.744503*'*
{.750220+** tr$gkar keyakinan 99 Persen Keti ** sigaifikan dalam tingkat keyakinan 95 persen * signifikandalamdngkatkeyakinan90 persen *' perbedaanpanjang!ag ridakdisajikandj sinr
di antara Berdasarkan tabel 5 di atas, terdapat persamaandan perbedaanhasil estimasi sebelum L'risis periode leriga periode observasi.2oJika diper6andingkan hasil estimasi variabel-variabel untuk koefisien tanda krisis, terdapat iesamaan a""E""'tA"-" dengan a(C-Cop),lGxcRE), i(DEHi, Alog(RIER2),-r.dan konstanta,sertaAR sampai dan t"g i a'L"iutu t"aua perioae observasitersebut' Khusus untuk variabel A(DEH) periode obeservasi' kedua dalam ko"nstantu, keduanya sama-sama tidak signifikan sedangkanvariabel-variabel yang lain semuanla si$ifikan.
{ Sebenamyasangatsulit membanclingkanhasil estirnasidi antaraketiga observasit€rsebutdisebabkan periode a"t"*ri autu yu.! aig"nakan berbeda.Hal ini karenaadanyaketerbatasandata,-s€hinggadalam ,"u"tu. ft"i"'a",i p"iode sebelumdan selarnakrisis menggunakandata triwuianan, sedangkandalam periodeselamakrisismenggunakandatabulanan.Meskipundenganadanyaketerbatasantefsebulanalisis i"i aif*"kai-untuk tn"titt"t p*g"ruh perubahanstruktuml terhadaphasil estimasidi htara i*l-ang* ketiga periodeobselvasi.
ItwntAeatutlh\NllailukarRupiah fiiilEquilibrium I 9l Di samping terdapat persamaan hasil estimasi antam periode sebelum k-risis dengan periode selama loisis, terdapat pula banyak perbedaandi antara kedua periode observ=asi ini. Perbedaanyang paling mencolok adalah pada periode selama krisis variabel AR signifikan haaya sampai denganlag 2 yakni selamadua buJan(karena menggunakandata bulanan),sedangkan padaperiodesebelumkisis variabelini signifikansampii dengan/ag tiga atauselamasembilanbulan (denganmenggunakandatatriwulanan).Ini berartibahwa pergerakannilai lukar riil padapeiodesebelumkrisis banyakdipengaruhioleh pergerakan nilai tukar riil itu sendiri pada waku sebelumnya.Hal ini sejalan dengan besamya koefisiendari variabelnilai tukar riil sebelumnya(Alog(REER2)r_,i, di manapadaperioie sebelumlaisis nilainya 1.068 yang lebih besardari koefisien variabelini DadaDeriode selamakrisis yakni sebesar0.906. Hal ini kemungkinanbesardisebabkaniarena sistem nilai tukar yang_dianut selama periode ini adalah sistem nilai tukar crawling band, sehinggapergerakannilai tukar sangatterbataspada kisaran yang sudah ditargetkan oleh olontasmoneter. Perbedaanlain dari hasil estimasiantaraperiode sebelumdenqanselamakrisis adalah tanda koefisien variabel-variabel Atog(TOTEX), Alog(fNVGDP), A(cCCDp), Alog(OPEN),Alog(DEV), dan A(DEP) yang berbedadi antira kedua periode observasi ters€but. Dari kes€mua variabet ini, Alog(INVCDp), A(cCcDp), ilog(OpEN), dan Alo€(DEV) mempunyai besar koefisien yang relatif hampir sama meskipun tandanya berbedauntuk keduaperiodeobservasi.SedangkanvariabelAlog(TOTEX), dan A(DEF) mempunyaikoefisienyangbesamyajauhberbedadan dengantandayangjugaberbeda. Secara-umum, perbedaanyang terjadi di antarakeduaperiodeobservasiini kemungkinan besar drsebabkanoleh adanya perubahan struktwal (itructural change) dai data yang digunakan. Hal ini tedadi karena adanyaperubahansistem nilai tukar d-arisistem cradr'zg bayd sistem mengambangbebas sejak 14 Agustus 1997. Di sampingitu jug,:a -ye-nfli teiladi Lrisis ekonomi dan sosial, serta adanya pergantian pemerintahan yang menyebabkante{adinya perubahankebijakan makoekonomi Perbandingan-perbandingan di atasjuga mengindikasikanbahwaterjad\nyami.salignment nilai tukar, di mananilai tukar riil terdeviasidari keseimbangannyidalam periodekrisis dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mernpunyai tanda koefisisen yang hipotesis. Variabel-variabel tersebul iaabh ttogltOtnXl, dai ::*u:i.-..q-gAlog(REER2)r-r,serta AR sampaidenganlag tiga. Hal ini menunjuklianbahwa dalam periode krisis, rzrsalrgzment nilai ttrkar yang tegadi dipengaruhi oleh faktor ekstemal dan faktor nilai tukar riil sebelumnya.Kemungkinanhal ini diiebabkanoleh sistemnilai tukar yang berlaku pada periode tersebut adalah sistem crawling band, sehingganilai tukar riil akancenderungbergeraksesuaipergerakannilai tukar riil periodesebeltiinyo. KESIMPULAN DAN SARAN Berdasaxkan dari hasil analisis,kesimpulanyang dapat ditarik dari penelitianini adalah sebagaiberikut: l. Pengujiananit root denganmenggunakanuji phillips_perronuntuk tiga perode perelitian, yaitu periodesebelumkrisis; periodeselamamasakrisis; dan periode sebelumdan selama masa krisis, menunjukkanbahwa untuk masing_masing periodetidak semuavariabelstasionerpadalevelnya,Dengandemikian,estimasi model dengan menggunakanOLS ataupun kointegmsiiidak dapat dilakukan terhadap variabel-variabel pada tingkat level. Untuk itu diiakukan lrsr_ difference terhadap seluruhvariabel dan dilakukan uji unit root pada tingkat frst_
92 lrndonesian Journal of Economics and Development dfference-nyz. Hasil uji axlt /oot menunjukkan bahwa seluruh variabel sudah stasionerpadatingkatfrst-difference, sehinggaestimasimodel dapatdilakukan denganOLS padatin gkatfrst-dilference. 2. Selamaperiode sebelumlsisis, nilai tukar riil equilibrium signifikan dipengaruhi oleh terms of trcde ekstemaldan nilai tukar riil periode sebelumnya.Sedangkan variabel-variabellainnya (kecuali rasio defisit anggaran)meskipun sigifikan secam statistik, namun tanda koefisiennya tidak sesuai dengan hipotesis' Kemungkinanhal ini disebabkanpemilihanproxy yangkuratg tepat.Di samPing itu kemungkina-njuga disebabkan oleh sistem nilai tukar yang dianut adalah sistem nilai tt kar crawling band, sehingganilai tukar riil aktual akan bergerak dalam kisaran yang telah ditargetkan oleh otoritas moneter. Dalam periode sebelumkrisis, re\;di, mkalignment nilai tukar, di mana nilai tukar riil aKual mengalami deviasi dari equilibriumnya. 3 . Dalam periode lo:isis,variabel yang signifikan mempengaruhinilai tukar riil equilibrium adalah variabel rasio investasi terhadap GDP sebagai proxy dari technological prograss; konsumsi pemerintah sebagaiproxy tingkat konsrrmsi pemerintah terhadap barang nontadable; tingkat keterbukaan perekonomian sebagaiprory kontol perdagangan;perubahan devisa sebagai prorT kontrol terhadaparusmodal;nilai tukaxriil periodesebelumnya;dan depresiasinominal. Dalam'periode VJrsis,misalignmentnilai tukar dapat dikatakan rclatif tidak tedadi. Misotigrrnert nilai tukar ysng terjad'i pada periode sebelum lcisis kemungktnan dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mempunyai tanda koefisisen yang sesuai d€ngan teori, yaitu variabel terms of trade dannilai tukar riil periode sebelumnla. Hal ini berarti, pemerintah perlu memperhatikan variabel-variabel ini s-eh'inggadi masa yang akan datang tidak terjadi lagi misaIignment nila,i tt tkar hasil estimasiantaraperiodesebelumkrisis dan periodeselamakrisis, 5. Perbedaan kemungkinan disebabkan oleh terjadinya perubahan struktural dari data yang digunakan. Perubahan sfruktural data kemungkinan tet'adi karena perbedaan sistem nilai tukar yang dipakai, di mana pada periode sebelum krisis menggunakansistem nilai tukar crawling band, sedangkandalam periode krisis menggunakan sistem nilai tukar mengambangbebas. Perubahanshuktural data kemungkinanjuga disebabkanoleh lcisis ekonomidan pergantianpemerintahan, sehinggakebijakan makroekonomi yang diambil juga berubah. Saran Agar penelitiandi masayang akan datangmenjadilebih baik, penulis memberikansaran sebagaiberikut: l. Pemilihan prory yang digunakan sebailcrya perlu dipertimbangkan lebih lanjut, sehinggaproxJ tersebutbenar-benardapat mewakili variabel yang sebenamya. 2. Data yarrg dig\nakan sebaiknyamempunyai iiekufisi yang sama untuk masingmasing periode,sehinggaakan lebih memudahkananalisisperbandinganantar periode walilu. 3. Penggunaandata interpolasisebaiknyaperlu dipertimbangkanlebih lanjut, dan interpolasi data sebaiknyadilakukan hanya jika data yang diperlukan tidak tersedia.
InamAu)at;Lf&aNilailukar Rupiah RiilEquilibiun I 9t Di sarnping terdapatpersamaanhasil estimasi antara periode sebelum krisis dengan periode selama kisis, terdapat pula banyak perbedaandi antara kedua periode observasi ini. Perbedaanlang paling mencolok adalah pada periode selamakrisis variabel AR signifikan hanya sampai dsngan /dg 2 yahi selamadua bulan (karena menggunakandata bulanan), sedangkanpada periode sebelumlqisis variabel ini signifikan sampaidengan/ag trga atauselamasembilanbulan(denganmenggunakan datatriwuianan).Ini berartibahwi perg€lakannilai tukar riil padapeiodesebelumlaisis banyakdipengaruhioleh pergerakan nilai tukar riil itu_sendiri pada waktu sebelumnya.Ha) ini sejalan dengan blsamya koefisiendari variabelnilai tukar riil sebelumnya(Alog(REER2)t-r), di manapadaperiode sebelumkisis nilainya 1.068yang lebih besardari koefisien variabelini iada periode selamakrisis yalni sebesar0.906. Hal ini kemungkinanbesardisebabkankarenasistem nilai tukar yang,dianul selama periode ini adalah sistem nilai tlkar crawling band, sehinggapergerakannilai tukar sangatterbataspada kisaran yang sudah ditargettian oleh otoritas moneter. Perbedaanlain dari hasil estimasiantaraperiode sebelumdenganselamakisis adalah tanda koefisien variabel-variabel- Alog(TOTEX), Alog(fiJvcDp), A(cCcDp), Alog(OPEN),Alog(DEV), dan A(DEP) yang berbedadi antira kedua periode observasi tersebut. Dari kesemua variabel ini, Alog(INVCDp), A(CCGDP), Atog(OpEN), dan Alog(DEV) mempunFi besar koefisien yang relatif hampir sama meskilun tandanya berbeda untuk kedua periode observasi. Sedangkanvariabei AIog(TOTEX), dan A(DEir) mempunyaikoefisienyangbesamyajauhberbedadandengantandayangjugaberbeda. yang redadi di antarakeduaperiodeobservasiini kemungkinan fecara.ym.u1,nerbed"an adanya perubahan struktural (strucntal change) dai data yang 3::."--1 :l*o::l"l 9leh crgunaKan. Hal rnr terjadl karanaadan)aperubahansistemnilai tukat daf- sistemcrawling sistem mengambangbebas sejak 14 Agustus 1997. Di samprngrru !:id.^r,^:i9i Juga teladl lo-isis ekonomi dan sosial,..s€rta adanya pergantian pe*".intatran yan-g menyebabkan te{adinya perubahankebijakanmakoekonoml Pelbandingan-perbandingan,di atasjuga mengindikasikanbahwategadinya misalignment nljar ruKar,01 fttananttat tukar riil terdeviasidari keseimbangannya dalam peribdeL.risis oleh variabel-variabel. yang signifikan dan memp-unyai tandakoefisisenyang 9ll-*g:*lt sesaual dengan hipotesis, Variabel_vafiabeltersebut adalah Alog(TOTEX). danAlog(REER2),-r,sena AR sampaidenganlag riga. Hal ini menunjukk-anbah$a dalam penoce tosrs, ztsalignmentnilai tukar yang tedadi dipengaruhi oleh faktor ekstemaldan faldor nilai tukar riil sebelumnya.Kemungkin"nhut ini clis-ebabkan oreh sistemnirai tukar yang berlakupadaperiodetersebutadalah sistemcrawling ban4 sehingganilai tukar riil akan cenderungbergerak sesuaipergerakannilai tukar riil ierioa" seUetu-rinyo. KESIMPULAN DAN SARAN Befdasarkandari hasil analisis,kesimpulanyang dapatditarik dari penelitianini adalah sebagaiberikut: l. Penqujianunit root dq\ganmenggunakanuji phillips_penonuntuk tiga perode penelitian,yaitu periodesebelumkrisis; periodeselamamasakrisis; dan periode sebelumdan selama masa kisjs, menunjukkanbahwa untuk masing_masing periodetidak semuavariabelstasionerpadalevelnya.Dengandemikian,estimasi model denganmenggunakanOLS ataupunkoiniegrasitidak dapat dilakukan ' terhadap variabel-variabel pada tingkat level. iJntuk itu diiakukan .,6rsr_ diference terhadap seluruhvariabel dan dilakukan uji unit root padatingkatrtrs[
92 Ilndonesian Journal of Economics and Development diference-n1a. Hasil uji azit root menunjukkan bahwa seluruh variabel sudah stasionerpada tingk * frst-diference, sehinggaestimasi model dapat dilakukan denganOLS pada tin gkatfirst4ifference2. Selamaperiode sebelumkrisis, nilai tukar dil equilibdum signifikan dipengaruhi oleh terms of trad.e eksternaldan nilai tukar riil periode sebelumnya.Sedangkan variabel-variabel lainnya (kecuali rasio defisit anggaran) meskipun signifikan secam statistik, namun tanda koefisiennya tidak sesuai dengan hipotesis. Kemungkinan hal ini disebabkanpemilih an proxy wr\gkwang tepat Di samping itu kemungkinanjuga disebabkanoleh sistem nilai tukar yang dianut adalah sistem nilai itkar uawling band, sehingganilai tukar riil aktual akan bergerak dalam kisaran yang telah ditargetkan oleh otoritas moneter' Dalam periode sebelumkrisis, te4adi misalignmenlnilai tukar, di mana nilai tukar riil aktual mengalamideviasidari equilibriumnla. 3. Dalam periode kisis, variabel yang signifikan mempengaruhinilai tukar riil equilibrium adalah variabel msio investasi terhadap GDP sebagaiproxy dai technological progress; konsumsi pemerintah sebagaiproxy tingkat konsumsi pemerintah terhadap barang nontradable; tingkat keteftukaan pelekonomian sebagaiproxy kontrol perdagangan; perubahan devisa sebagai prory kontrol terhadap arus modal; nilai tukar ri'il periode sebelumnya;dan depresiasinominal. Dalam periode kisis, misalignmenl nilai tukar dapat dikatakan relatif tidak terjadi. 4. Misalignmentriilai tukar yang tedadi padaperiodesebelumkrisis kemungkinan dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mempunyai tanda koefisisen yang sesuai dengan teori, yaitu variabel terms of ttade darnilai tukar riil periode sebelurmya. Hal ini berarti, pemerintah perlu memperhatikan variabel-variabel ini sehingga di masa yang akan dataflg tidak terjadi lagi '//'isolignment nllai t]lkar hasil estimasiantaraperiodesebelumkrisis dan Periodeselamakrisis, 5. Perbedaan kemungkinan disebabkan oleh terjadinya perubahan strultural dari data yang digunakaa, Perubahan stuktual data kemungkinan terjadi karena perbedaan sistem nilai tukar yang dipakai, di mana pada periode sebelum krisis menggunakansistem nilai tukat crawling bcnd, sedangkandalam periode krisis menggunakan sistem nilai tukar mengambangbebas. Perubahanstruktual data kemungkinan juga disebabkanoleh kisis ekonomi dan pergant'ianpemerintahan, sehinggakebijakan makoekonomi yang diambil juga berubah Saran Agar penelitiandi rnu"u yung akan datangmenjadilebih baik, penulismemberikansaran sebagaiberikut: L Pemlllhan prox.y yang digunakan sebailcryaperlu dipertimbangkan l€bih lanjut' sehinggaproxy tersebutbenar-benardapatmewakili variabel yang sebcnamya. 2. Data yang digunakan sebaiknyamernpunyai frekuensi yang sama untuk masingmasing periode, sehingga akan lebih memudahkan analisis perbandingan antal periode waktu. 3. Penggunaandata interyolasi sebailoya perlu dipertimbangkan lebih lanjut, dan iflterpolasi data sebailoya dilakukan hanya jika data yang diperlukan tidak tercedia.
Indn Awafraa;aNilailukar Rupiah RiilEquilibrium J93
DAFTAR PUSTAKA
Abimanyu, Yoopi, 1997, "Using Indonesia'sReal ExchangeRate to Test Ricardian Equivalence". Intemational Finance Group Working Paper, IFGWP-97-04, Universityof Birmingham, 2001,"From Currencyto EconomicCrisls".In RestorinsEastAiia's Dynamisw- Edited by Seiichi Masuyamaet.al., Nomura Reseaich Inshtute. Tokyo. Appleyard, Dennis dan Atfred J, Field Jr,, 1995, Intetnational Economics. Second edition.RichardD. Irwin Inc., Chicago. Ar$/, Victor, 1994,Intemational Macroeconomics:Theoryawl policy. Routledge,New York. BaiUie, Richard T. and Patrick MacMahon, 1990. The Foreign ExchangeMarket: Theoryand EconometricEvidence.CanhirdgeUniversityFress,London. Clarlq Peter et.al., 1994, "Exchange Rates and Economic Fundamentals,,.IMF OccasionalPaper,No. I 15,Decenber. Claassel, Emil-Maria, 1996,Globat MonetaryEconomics,Oxford UniversitypressI)rc_, New York. Edwards, Sebastian, 1989, Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment: E).change Rate Policy in Developing Countries, The MIT prcss, Cambridge, MA. 1994,"Real and Monetary Determinantsof Real ExchanseRate Belavior: Theory and Evidence from Developing Countries,,.tn Williamson (ed.). Edwards, Sebastiar(e_d,),1995,Capital Controls,ExchangeRates,and Monetarypolicy in the llorld Economy.CambridgeUniversityprcss,New york. Enders! Wafter, 1995,AppliedEconometricsTimeSeries.John Witey & Sons,Inc., New york. Faruqee, Hamid, 1995,,,Long-RunD€terminantsof the Real ExchangeRate: A Stock_ FIow Perspective".IMF Staf papers,yol.42, No. I, March. 1998-,'Methodology for CalculatingEquilibrium ExchangeRates and Questionof Global Cons.isten c!'. \MF Occasioial paper, No.l6Z. Edited by Pet€r Isard and Hamid Faruqee, Frankel, Jeffrey A. dan Andrew K. Rose, 1995, .,Empirical Researchon Nominal ExahangeRates".In Hdndbookof IhterhationalEionomics yol- III. Editedby G. Grossmanand R. Rogoff, ElsevierScienceIl.V., Aftsterdam.
9 4 l r n d o n e s i a n l o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t on PPPand Long-RunReal Froot, Kenneth A, dan Kenneth Rogoff, 1995,"Perspectives Vol lll' Edited by Economics, Intemational of Handbook ExchangeRates".In G. Grossmanand K. Rogoff. ElsevierScience8.V., Amsterdam' Gartner, Manfred, 1993, Macroecononics llnder Flexible Exchange Rofes Harvester Wheatsheaf,London. Gillis, Matcolm dan Dayid Dapice, 1988, "Indonesia". In Dombusch, Rudiger and F' Leslie C.H. Helmers(1988)eds.,The OpenEconomy:Toolsfor Policymakersin Developing Countrias' EDI Seriesin Economic Development, Oxford University D.C. Pressfor The World Bank, Vr'ashington Goeltom' Miranda S. dan Doddy Zulverdi, 1998,"ManajemenNilai Tukar di Indonesia dan Permasalahannya'. Makalah pada Seminar Sumbangan Pernikiran FEUI pada Reformasi dan PemulihanEkonomi. Jakarta,Nopember' Greene,Wilfiam H.,2OOO,Econometriclndlysis. Fourthedition,Prentice-HallInc , New Jersey. Guerguil, Martine dan Martin Kaufman, 1998,"Competitivenessand the Evolution of the RealExchangeRatesin Chile". IMF Working Paper,No 58, April' Gujarati, Damodar N. , 1995,Basic Econometics. Third edition. McGraw-Hill Book Co., Singapore. Hlnkle, Lawrence E. dan Peter J. Montiel (eds.), 1999,ExchdngeRate Misalignment: Concepts and Meas reuenl for DeveloPing Countries. Oxford University Press, New York. Hooper, Peter dao Jaime Marquez, 1995, "Exchange Rates, Prices, and Extemal Interdependence: Adjustmentin the Unit€d Statesand Japan".ln Llnderstanding The Macloeconomi.s of the Open Economy, Edlted by P.B. Kenen' Princeton UniversityPress,New Jersey, Isard, Peter, 1995,ExchangeRateEconomics.CambidgeUnive$ity Press,N€w York' Isard, Peter dan Mlchael Mussa, 1998,"Methodologyfor ExchangeRateAssessmenf'' Itr{F Occassional Pd.per,No. 167. Krugman, Paul R. dan Maurice Obstfeld, 1997, InternationalEconomics:Theoryand Policy, Fourthedition.Addison-Wesley:New York. Kurniati, Yati dan A.V. Hardlyanto, 1999,"PerilakuNilai Tukar Rupiahdan Altematif PerhitunganNilai Tukar Riil Keseimbangan",Bank IndonesiaBuletin Ekonomi Moneterdan Pelban&ar,Vol. 2, No. 2, September. MacDonald, Ronald, 1997, "What DeterminesReal ExchangeRates?The Long and ShortofIt'', IMF Working Paper' No' 21' January. Mills, Cadmatr Atta dan Raj Nallari, 1992,"Analytical Approachesto Stabilizationand AdjustmentPrograms",EDI SeminarPapar44, World Bank,WashingtonD.C'
InanAtuafutrfr?LNllailukar Rupiah RiilEquilib um195 Mills, T€rerce C., 1993, The Econometric Modeling of Financial Time Series, Cambidge UniversityPress,London. Mongardini, Joannes,1998,"EstimatingEgypt's Equilibrium Real ExchangeRate" IMF Working Paper,Vol. 5, January. Ogun, Oluremi, 1997, 'Real ExchangeRate Movementsand Export Growth: Nigeria, 1960-1990",African Economic ResearchConsortium Researchpaper,yol. g2. Paltirasarany, Gregorius D.V., 1997, ,,Long-Run purchasing power parity in lndonesia", Ekonomi dan KeuanganIndo,?eJla,Vol. XIV, No. 2. Pindyck, Robert S. dan Daniel L. Rublnfeld, lggl, EconometricModelsand Economic Forecasl,r,third edition.McGraw-Hill Inc., Singapore. Riv€ra-Batiz, Fransisco L. dan Luis A. Riyera Bafiz, 1994,InternationalFinanceand OpenEconotuyMacroeconomics,secondedition,prentice-HallInc., New Jersey. Rosenberg Michael R., 1996, Cutency Forecasting: A Guide to Fundamenral and Technical Models of ExchangeRate Determination. McGraw-Hill, New york. Taylor, Mark P., 1995, "Exchange-RateBehavior under Altemative Exchange_Rate Arangements". ln Understanding Interdependence:The Macroeconomicsof the O_penEconomy. Edited by peter B. Kenen. princeton University press,New Jersey. Williamson, John (ed.), 1994, Estirnating Equilibrium Exchanle Rates. Institute for IntemationalEconomics,WashingtonD-C.
