dt
-= Yr
gt -+ Yt
ht Tt - --Yt Yt
dt -= -(1+
(1 + It'+1)
b,
Rt)-+
Yr
(1+
()m'+1 1 +Y'+1
m,
--+Yl+1
Yt
) hr+l
ltt+l)(1+Yt+1
Yt.1
Yr
rasio defisit primer unggaran (~) tergantung pada tingkat suku
Persamaan di alas menunjukkan
y,
bunga utang, dan rasio utang pemerintah riil (~)
yang merupakan
hasil pengalian rasio utang
Yl+1
dengan pertumbuhan
pemerintah
rii! yang merupakan
PDn
penjumlahan
nominal atau Yt+l dan inflasi atau ltt+!. Jika tingkat pertumbuhan persamaan utang dapat stabil atau tiduk stabll tergantung
Menurut
Wickens (2008:98),
jika
persamaan di atas menunjukkan mcngabaikan
nilai mula-mula
berkelanjutan
untuk semua
permanen makaa
(;)
(:!» y
0
<
PDB dan harga positif, maka
(2.42)
1+ 1,)'
l
j<1
1;R (I+.tl+y)
bahwa jika (It + y) dari rasio
>
maka rasio utang stabil. lmplikasi
R maka rasio utang akan terbatas dengan
dcfisit anggaran
primer (~).
rasio defisit primer anggaran
0 dan rasio utang
akan konstan.
= 0 sehingga diperoleh persamaan
Tidak hanya kekokohan fiskal dapat berkelanjutan,
PDB
pada:
1+ R, (1+ n,)(
pertumbuhan
y,
(~)
Kcbijakan fiskal akan
jika kondisi
defisit primer
Jika rasio utang terhadap
PDB konstan,
y,
'2l>_1_~ Yl - n+'I-R Yl
(2.43)
tetapi permanen defisit primer akan
menyebabkan permanen total detisit.
~y, = ~y, +
R'2l
(2.44)
y,
E.4. Konsep Sleady Stat« Utang Pemerintah Jika tujuan utama kebijakan harus dijaga tetap stabil atau (2005) serta Farmer (2002:311). mampu menciptakan yang terkendali
he
fiskal adalah kesinambungan
= hi -1
dan konsep ini dijelaskan oleh Favero dan Monacelli
Konsep defisit penyetabil utang adalah jenis kaidah fiskal yang
kesinambungan,
dalam jangka
fiskal maka utang pemerintah
karena besamya
panjang yang menjaga
sasaran defisit ditetapkan rasio utang pemerintah
menurun sepanjang tahun. Penerapan kaidah ini akan memberikan
kepercayaan
pada tingkat
terjaga bahkan kepada investor
14
tingginya komitmcn dan kapasitas ncgara dalarn mcngclola kcuangan negaranya, mcningkatkan stabilisasi
kinerja fiskal keuangan
pemerintah
khususnya
penerimaan dan belanja. Farmer (2002:j 12) dan
untuk kebijakan
penyesuaian
Blanchard et al.• (2010) menjelaskan
persamaan anggaran pemerintah sebugai berikut, be = 2.:!l be-1 + di ltg,
Pcrsamaan di atas mengindikasikan bahwa pcnambahan utang (be) dapat dilakukan pcmerintah tahun ini karena dun alasan yakni pcmcrintah harus mcmbayar hunga atas utang yan~ dilakukan tahun lalu sebesar ~
l+gl
be-I dan untuk membiayai
defisit primer anggaran tahun ini (d;). Jika
diasumsikan defisit primer anggaran sarna dengan nol
(d; = 0), maka pemerintah
meningkatkan pajak untuk menutupi defisit atau pemerintah harus berutang sebesar (1
hums
+ Tt)
untuk membayar bunga dan pertumbuhan ekonomi akan rncmacu peningkatan penerimaan pajak. Faktor iniluh yang mcnyebabkan rasio utang pemcrintah ( be) meningkat, Pernerintah dalam mengelola utang ukan tergantung kondisi beban bunga pembayaran utang (rt). tingkat pertumbuhan ekonomi (9t) serta mempertimbangkan
kondisi defisit primer
angaran ld;) yang terjadi. Menurut Farmer (2002:311), jika rt > 9t atau beban bunga utang lebih tinggi dari pertumbuhan ekonomi maka utang pemerintah
(bt)
akan meningknt ,
sebaliknya jika beban bunga utang lebih kecil dari pertumbuhan ekonomi atau rt < 9t maka rasio utang pemerintah ( bt) akan menurun. Dengan
asumsi
utang
stabil
atau
be = be-1
dapat
dibuat
persamaan
yang
menghubungkan defisit anggaran dengan utang masa /a/u, seperti yang dilakukan Favero dan Monacelli (2005). Favero dan Monacelli mernperoleh persamaan atau konsep defisit penyetabil utang (debt stabilizing deficit) sebagai berikut. • -
dt = Persarnaan defisit
-
r,-Slt 1+.Q,
t
1
(2.55)
di atas mengindikasikan
bahwa jika pemerintah
rnenerapkan konsep utang yang stabil sepanjang tahun (steady state)
maka hubungan defisit
saat ini Cd'c) rt -
penyetabil utang (d;)
b-
dan rasio utang pemerintah tahun lalu atau Cbl-I) tergantung pada selisih antara (
9()·
15
F.J. Pcngaruh Delislt Anggaran Delisit anggaran
tcrhadap
berpengaruh
Varlabcl-Varlabel
terhadap
Ekonoml Malero ekonomi
rnakro, seperti
ditemukan oleh Ballassone (2005). Sargent dan Wallace (19l! I), Cebula (/997),
varibael-variabel
Laubach (2005)
Beare (1978). Agar konsep defisit anggaran tersebut dapat diterapkan dalam pcrekonomian di Indonesia. maka pcrlu diamati pcrilaku pcngaruh pcncrapan dcfisit pcnyctabil dcngan bcbcrapa variabcl-variabel ekonomi makro di Indonesia. F.t.J. Pengaruh Delisi! Anggaran Ballassone
permintaan
Terhadap
Output
(2005) menemukan bahwa peningkatan defisit anggaran akan meningkatkan
agregat dan mendorong
pertumbuhan
ekonomi
Pengaruh pcmbiayaan
detisit
anggaran yang bersumber dari dana masyarakat akan mendorong terjadinya crowding out. Jika sumber
pembiayaan
defisit
anggaran
didanai
dengan
pajak,
maka kebijakan
ini akan
meningkatkan inflasi dan berdampak pada penurunan konsumsi rnasyarakat dan juga investasi. Jika pembiayaan defisit anggaran melalui utang luar negeri, akan meningkatkan resiko premium (risk premium)
pada bunga utang tersebut sehingga bisa terjadi gagal bayar idefault) yang bisa
menurunkan tingkat kredibilitas pemerintah dan kepercayaan rnasyarakat. Pengaruh detisit anggaran terhadap
OUlpUI
dapnt dijelaskan dengan model IS-LM-MP,
sementara menurut Romer (2006:346) hubungun kedua variabcl scbagai berikut: E = E(Y.
r, G. T).
o < e; < 1. e. < O. fc > O. ET < 0 E
= C(Y
- T)
+
/(1')
+
G
Jika pcrsamaan ini disubstitusikan ke pcrsamaan di atas. maka: Y = f(Y.r.G. F.1.2. Pengaruh
Delisit Anggaran
terhadap
Sargent dan Wallace (198/)
T)
Inflasi
menemukan
dalam jangka panjang, detisit anggaran
mcmpcngaruhi inflasi, namun tidak dalam jangka pendek. Metin (1998) mcncmukan di Turki bahwa
ketika dcfisit anggaran
meningkat
telah mcningkatkan
inflasi dan rnenurunkan
pendapatan nasional. Hubungan antara detisit anggaran dan inflasi lainnya dijelaskan dengan menggunakan Kurva Phillips yang merupakan sebuah hubungan antara tingkat inflasi riil (rr ) dengan selisih antara agregat output riil
(VJ dcngan kecenderungan
dirumuskan oleh Williamson (2008:206) sebagai berikut.
outputnya (yT) , atau .'. ,
rr = H( Y _ yT) 16
11" -
11"" 11"
= a ( Y _ yT) =
+ cr ( Y _
11""
Sargent dan Wallace (19MI) mcngcmukakan
yl")
bahwa dctisit anggaran
yang didanai
menambah uang dalam masyarakat (money base atau H), akan mernpengaruhi
F.1.3. Pengaruh Delisit Anggaran
dengan
tingkat harga.
Terhadap Tingkat Suku Bunga
Cebula (/997) menjclaskan dalam jangka panjang. defisit anggaran mempengaruhi bunga tetapi tidak dalam jangka pendek. Demikian juga Laubach (2005) menemukan jib kenaikan sebesar i persen delisit anggaran
akan menyebabkan
panjang scbcsar 25-30 basis poin. Hubungan
suku terjadi
kenaikan suku bunga jangka
antara dctisit anggaran dan suku bunga ditcliti
Beare (1978). Hubungan kebijakan fiskal dengan suku bunga rnelalui mekamisme crowding Ketika pemerintah
melakukan
defisit anggaran
dengan meminjam
dana dari masyarakat
0111.
akan
mendorong kenaikan suku bunga
F.I.4. Pengaruh Delisit Anggaran Terhadap Nilai Tukar dan Asa Nilai Tukar Burney (1992) dan Bernheim (1988) kondisi perekonomian kenaikan
dimana ketika terjadi
nilai tukar riil domestik.
terjadinya
pergerakan
Peningkatan
menemukan
arus modal
Selain
kenaikan
perbedaan
internasional
delisit anggaran dapat dipandang
adalah
2006). Baily dan Friedman (1995: 190) menyatakan
manufaktur melemah, menurunnya
asa investor
terhadap
yang berdampak sebaliknya
peningkatan
suku bunga,
adanya
akan mendoromg penyebab
asa perubahan
nilai tukar. liskal
bahwa terdapat banyak faktor yang dapat
ekspor
produksi
yang terjadi pada asa nilai tukar inilah yang menycbabkan
prediksi
menurunnya
suatu negara, manufaktur
impor, sehingga asa nilai tukar akan mengalami
dimana asa apresiasi nilai tukar akan menyebabkan
utama
sehingga terjadi aliran modal keluar (Culha,
nilai tukar, misalnya
pada menurunnya
prediksi
defisit anggaran
ringkat
sebagai salah satu indikator kerentanan
yang membuat resiko investasi menjadi meningkat
mempengaruhi
delis it kembar atau twin deficit, yaitu
sehingga
akan
apresiasi.
produksi nilai tukar
berdampak
pada
Perubahan-perubahan
terjadinya aliran modal intcmasional,
aliran modal masuk dan asa depresasi nilai
tukar akan menyebabkan aliran modal keluar. Y = A(r
O ,
Y)
+
G
+ NX
(Y, E)
17
dE
(-)yy dY
=
1 - Ay-xy
Y=E(y,r',G,T,rer).,bE F.1.5. Pengaruh
Delislt Anggaran
terhadap
Hubbard et 01.• (2012:580)
kebijakan defisit anggaran
clrer
>0.
Neraca Transaksl
menjelaskan
Berjalan
pengaruh defisit anggaran dengan defisit neraea
transaksi berjalan melalui nilai tukar menggunakan mencrapkan
>0
xQ
pendekatan
untuk membiayai
IS-MP-NCF.
peningkatan
Ketika pemerintah
pengeluaran
pemerintah
akan mcnggcscr kurva IS dari IS, ke IS]. Pcrgcscran ini akan mcndorong
kcnaikan suku bunga
dan kcscimbangan
suku bunga riil ini,
membuat
jangka
investasi
menyebabkan
dalarn
pcndck
bcrgcscr
dari A kc B. Pcningkatan
negeri
menjadi
lebih
menarik.
Peningkatan
nilai rupiah menguat sehingga terjadi peningkatan
akhirnya menyebabkan
permintaan
rupiah
impor kc dalam negeri, yang
neraea transaksi berjalan bertambah defisit. IM(Y, E) Y = C(Y - T) + I (Y, r) + G - -+ X(Y' E
E)
NX = X ((Y' E) -
1M (y, E)/E IM(Y,E) Y - C - T = C(Y - T) + I(Y, r) + G - -E+ X (Y' E) - C - T
S = I +G-T-NX NX S + (T - G) - I hubungan searah dengan neraea transaksi berjalan, artinya jika
=
Defisit anggaran mempunyai defisit anggaran
meningkat
akan meningkatkan
defisit neraea transaksi
berjalan. Kondisi ini
dikenal dengan defisit kembar (twill deficit) seperti ditemukan Bernheim (1988).
F.1.6. Persamaan Persamaan
Defislt Primer
Anggaran
defisit primer anggaran dalam disertasi ini menggunakan
Monacelli
(2005)
persamaan
kebijakan
yang
sudah
dimodifikasi
fiskal karena diasumsikan
-dengan
menghilangkan
Indonesia
model Favero dan
variabel
tidak mengenal
rezim
penggunaan
pada rezim
fiskal dan menambah defisit penyetabil utang,
dt G. Model dan Tahapan Gl. Model
Penelltian
= lo + hyr + hd;+E6t
Penelltian dan Modlfikasl
18
Model penerapan leori
pcnclitian
dalam
suatu pemikiran
tersebut
Beberapa
dapat
discrtasi
ekonomi
diaplikasikan,
modifikasi
model
ini bersifal
dalarn dilakukan
yang
verilikasi
pcrckonomian,
maka pcrsamaan
menghilangkan karena
variabel
diasumsikan
tidak
panjang
[XI-I]=[XI],
untuk variabel
eksogen
dilakukan
variabel
eksogen
[£1]-1(0). Model persamaan
Pcrsamaan Pcrsamaan Persamaan Persamaan
[XI-I]
hanya
tetap
Asumsi
diperlakukan
agar lebih
sebagai
defisit
variabcl
sisternatis,
ketiga,
dan Monacelli
(2005),
fiskaI,
mengubah
nama
variabeI
beserta
ulang beberapa
dalam penelitian
[XI] dalam
jangka
dengan variabel
eksogen,
menjadi
atau
fiskal dalam
dengan mcnambahkan
mempengaruhi
ini akhrinya
variabel
peran kcbijakan
yang digunakan
menguji
leori tersebut.
menambahkan
rezim
berupa penurunan
karena
Agar pemikiran atau
fiskal Favero
penggunaan
keempat, menamai
penycsuaian
dalam penelitian
persamaan
kebijakan
dan mudah dipahami.
dalam jangka
sedangkan
ulang
mengenal
pada pesamaan,
agar konsisten
alas pemikiran
(2009) ini dimodifikasi
menyusun
saintifik
umum.
Untuk mcmpeljelas
rezim pada persamaan
Indonesia
kejutan (shock) struktural koefisiennya
Arcstis
utang. Kedua,
penyelabil
atau
yaitu pertama,
dilakukan
pcnyctabil utang pad a sctiap sistcrn persamaan.
defisit
deduksi
suatu keseimbangan
[Xt]-I(
pendek,
endogen
I), dan
ini,
dan
keempat
sebagai berikut,
yr =
IS aD + al r~ + aldi + a~et + a4E[Y~~d IA p? = blyr + b.d; + bJ(E[pt+llE[p~d)
+ Eit + Eu MP r~ = Cn + C1Y? + c.E[p~+11 + c,d; + '4r' + E3t NiIai Tukar et = fo + fl [r~1 - r('] + fzd; + fleA + f4E[et+tl + E4t I
= no
Beraca Transaksi Berjalan CAt + h1[Yr - yr] Kebijakan Fiskal dt = io + ilY~ + izd;+E61 g Defisit Penyetabil Utang d; = - «it- ,) bl-1
Persamaan Persamaan
+ hzd;
+ h3et
+ ESt
1+)(1)
Definisi
operasional
Notasi
~~
variabel-variabel
Arti Kesenjangan output
Suku Bunga
r'
Suku Bunga Kebijakan
dalam model tersebut adalah sebagai berikut, Definisi Variabel Kesenjangan output domestik adalah selisih Produk Domestik Bruto (Riil) dikurangi POB riil potensial Satuan POB Riil : Iriliun rupiah. Sumber :BPS. PDB riil potensial diperoIeh dengan menggunakan metode H-P Filter Suku bunga nominal,diproksi menggunakan suku bunga simpanan 3 bulanan. Satuan: persen,. Data dipcroleh dari Statistik Ekonomi Indonesia (SEKI) Bank Indonesia. Yaitu tingkat suku bunga yang I,~nsisten dengan kesenjangan output sarna dengan nol atau (y ~t;: 0 ). Suku bunga kebijakan, menggunakan BT Rate. Sumber: BT 19
r..
Suku Bunga Dunia
P
Tingkat Harga Domcstik Tingkat Harga Dunia
p::
Yr
Kesenjangan output Luar Negeri
Rer
Nilai Tukar Riil
CA E d"
Current Account Asa Defisit Penyetabil Utang
Yaitu tingkat suku bunga nominal dunia yang diproksi dengan tingkat suku bungaLmOR 3 bulanan. Satuan: persen. Sumber: CErC Data Base. MF. lndek Harga Konsumen (IHK) domestik dengan Tahun Dasar 2005. Sumbcr: IMF Indek Harga Konsumen (IHK) dunia yang diproksi dengan IHK rata-rata di negara-negara yang tergabung dalam Uni Eropa, dengan Tahun Dasar 2005. Sumber: IMF Yaitu output potensial rata-rata dari negara yang tergabung dalam Uni Eropa dikurangi Produk Domcstik Riil, Sumbcr IMF. Satuan juta $. Output potensial diperoleh dengan rnenggunakan H·P Filter. real e,~~~Jn~crate (ni Ini tukar riil). didapatkan dari perkalian nilai tukar Icrl'~'~I~;' III K Indonesia dibagi IHK rata-rata MEEle,' ~ CPJ ".
M~EI·
',' •. ll"luL: ..•,
h_ •.;.•1
Neraca Transaksi Berjalan. Satuan : juta $. Sumber: IMF. Merupa~~ ?operator asa (t-4). . Y':illl
d; == utang
+H
Delisit Primer
Selisih suku bunga :: domestik dengan suku bunga dunia Selisih output [Yl'-Yr) domestikdengan output dunia. r:1 - rCI
pernerintah riil terhadap total utang pemerintah riil • gtadalah pertumbuhan ekonomi riil .bt-I merupakan rasio utang pemerintah riil terhadap PDB riiJperiode sebelumnya. Sumber data mentah: Statistik Direktorat Jenderal PengeJolaan Utang (DJPU) Republik Indonesia. Defisit Primer Riil adalah Pengeluaran Pemerintah Riil sebelum dikurangi beban pembayaran utang dikurangi penerimaan pajak riil . Rasio Defisit Primer terhadap PDB riil dikali 100persen adalah (G-n/PDB. Satuan: persen. Sumber data mentah : DJPU danBKF Suku bunga domestik menggunakan suku bunga simpanan 3 bulanan ,suku bunga dunia yang diproksi dengan suku bunga LlBOR Selisih nilai riil PDB Indonesia dan PDB riilrata-rata negara yang tergabung dalam Uni Eropa
Model jangka pcndck dalam pcnclitian ini mcnggunakan mcdel VECM schagai berikut.
yr
A4 = ao + a. A.(rn + C(2A4(di) + C(3A.(et) + C(.A.•(E[Y~H») + as eet(-4) A4P? = ~lA4(y~) + ~2A.•(di) + 133A.{E[p?+4]- E[p~ .•]} + 134ect (-4) A4rf = Yo + yIA .•(r;) + Y2A4(y~) + Y3A.•(E[pt •• ]) + Y4A4(d;) + Ys eet(-4) A4CAt = CPo+ !flIA.• y(") + !flZA4(di ) +!fl3 A.(et) +!fl .• eet (-4) A4dt = Ilo HIIA.cyr) HlzA4(di) + 83ect (-4)
M-
20
Definisi
variubel-variabcl
yang ada dalam model dinarnis adalah scbagai bcrikut.
fl.y~1 udnluh kesenjangan output fl. (r:') udaluh suku bunga simpanan fl. (I'j) mlnlnh suku bunga kebijakan fl. (et ) adalah nilai tukar rupiah terhadap euro fl. p~1udulah tingkat harga-harga di dalam negeri fl. (CAt) aduluh neraca transaksi berjalan fl.(dj) udalnh defisit penyetabil utang fl.dt ndalah dcfisit anggaran primer fl4 [r~ -
r;-"
j adalah selisih suku bunga di dalam negeri dengan suku bunga rata-rata di Uni Eropa fl. (y:1 - yr'l adalah sclisih kescnjangan output dalam ncgeri dengan rata-rata output di negara-negara Uni Eropa fl.(E[y~+4») adalah asa kesenjangan output fl. (E pr+4j) adalah aSH harga barang di dalam negeri fl.(E[et+4J) udalah asa nilai tukar rupiah terhadap mata uang euro fl.{E p~I+4J- Elp~4J} udalah selisih an tara asa harga-hargu dalarn negeri dengan asa harga rata-rata di negara-negara Uni Eropa EeT( -4);5' EeT( -4)1 •• EeTe -4),. ECT( -4) • ECT( -4)< •. EeTe -4)dtadalah error correction term untuk masiug-masing persamaan ao. )'0. CPo.60.80 adaluh konstanta masing-rnasing persarnnan. di mana 10> 0 al" az. a3. a4,PI'PZ'P), YI' Yz. Y3Y.' CPl'CPz.
C.2. Hipotesls Hipotesis utama dalam penelitian ini adalah sebagai berikut. HI: Penerapan kaidah defisit penyetabil utang berpengaruh
positifterhadap
kesenjangan output,
tingkat harga, nilai kurs rupiah tcrhadap euro, ncraea transaksi berjalan dan defisit primer anggaran; H2: Kejutan defisit penyetabil utang berpengaruh
terhadap kesenjangan output,
suku bunga, nilai kurs rupiah terhadap euro, neraea transaksi
tingkat harga,
berjalan dan defisit primer
anggaran.
Secara rinci hipotesis dari masing-masing
persamaan jangka panjang adalah sebagai berikut.
I. Perrnintaan Agregat (IS) y~ = 30
+ 31r~ + 32d; + 33e! + 34E[y~+11+ E1t 21
Hipotesis.a, a1
< 0:
a2
>
a3
<
a4
>
< O.
a2
> O. a3 < O. a. > 0
Diduga suku bunga simpanan domestik berpengaruh negatif terhadap kesenjangan output 0 : Diduga delis it penyetabil utang berpengaruh positifterhadap kesenjangan output 0 :Diduga nilai tukar rupiah riil domestik berpengaruh negatif terhadap kesenjangan output 0 : Diduga harapan peningkatan kesenjangan output berpengaruh positif terhadap kesenjangan output
2. Penawaran Agregat (IA)
pr = b1y;1 + bzdi
+ bl{E[p~+ll-
E[p~tl}
+
ell
(2.133)
Hipotesis: b, > O. b2 > O. bl > 0 b I > 0 : Diduga kescnjangan output berpengaruh positif terhadap tingkat harga bz > 0 : Diduga defisit penyetabil utang berpengaruh positifterhadap tingkat harga b:l > 0: Diduga selisih antara harapan harga dalam negeri dan luar negeri bcrpcngaruh positif tcrhadap tingkat harga 3.Kebijakan rr
Moneter (MP)
= Co + Clyr + czElp~H 1+ C3d; + c.r· + ell
(2.134)
Hipotesis: CI < O. C2 > O. C3 > O. c. > 0 C1 < 0: Diduga kesenjangan output berpengaruh negatif terhadap suku bunga simpanan Cz > 0 : Diduga harapan kenaikan harga berpengaruh positif terhadap suku bunga simpanan C3 > 0 :Diduga defisit penyetabil utang berpengaruh positif terhadap suku bunga simpanan C4 > 0 :Diduga suku bunga kehijakan berpengaruh positifterhadap suku bunga simpanan 4.Nilai Tukar (E) el ;:: fo Hipotesis.f,
+ fl[r~
>0
- rtl
.r, > 0 .r,
+ fzdi + f3eAt + f:E[el+d + e41 < 0 .r, > 0
(2.135)
fl > 0 : Diduga selisih suku bunga simpanan dalam negeri dan luar negeri f2
>
f:l
<
f4
>
berpengaruh positif terhadap nilai tukar riil domestik 0 :Diduga delis it penyetabil utang berpengaruh positif terhadap nilai tukar riil domestik 0 : Diduga neraea transaksi berjalan berpengaruh negatif terhadap nilai tukar riil domestik 0 :Diduga harapan nilai tukar masa datang berpengaruh positifterhadap nilai tukar riil domestik
22
5.Ncraea
Bcrjalan arau Current
Transaksi
= ho + h, [y11 -
CAt
(C A)
Account
+ hzd; + h3el + E~t
yn
(2.136)
Hipotesis: hi < 0, h2 > 0, hJ < 0 hI < 0 : Diduga selisih kesenjangan output dalam dan luar negeri berpengaruh negatif terhadap neraea transaksi berjalan h2 > 0: Diduga dcfisit penyetabil utang berpengaruh positif tcrhadap neraea transaksi berjalan h, < 0 : Diduga nilai tukar riil domestik berpengaruh negatifterhadap neraea transaksi berjalan Fiskal (rp)
6.Kebijllkan
a, = lo + hY~'+ hd; +E61
(2.137)
lIipotesis: i 1 > 0, iz > 0 it > 0 : Diduga kesenjangan output h > 0: Diduga dcfisit penyetabilng G.3. Tahapan
positifterhadap defisit primer positif terhadap defisit primer
Penelltlan
Langkah
awal adalah
mengandung
unsur
negatif.
Untuk
dengan
rnengamati
rnclakukan
persen
yaitu
menghilangkan
data mempunyai ekspektasi
berpengaruh berpengaruh
transformasi
suku
bunga
clck musirnan
data secara
tahunan
pada data kuartalan
(as nalar) . yairu asa kesenjangan
harga luar negeri
E[pr:4]
logaritma yang
Dalam pcnelitian
E[yf+41,
output
dan asa nilai tukar rupiah E[et+4]
keeuali
mcngandung
dilakukan
LI''')'). dirnana datu ditransfer
tJ.4Xt = XI - Xt-4.
lag 4 atau
data ke bentuk
dan variabcl-variabcl
nilai
transformasi
sehingga
yang
data
masing-rnasing
ini menggunakan
4 variabcl
asa harga domestik
E PI+4j, asa
dan untuk memperolehnya
didekati
dengan metode Filled Value. Tahapan
uji ekonornetris
:.,akar unit dilakukan
dengan
diawali pendekatan
Perron test (pP test). Pada umumnya non stasioner data yang panjang,
Menurut
maka jangka
kointegrasi
Johansen
panjang
Untuk menguji residu
Augmented
variabel
yang
rnerniliki Untuk konsisten
(Johansen Co integration ada tidaknya
masing-masing
pengujian
Dickey Fuller (ADF-test)
jika
kemungkinan mengetahui dengan
teori,
memiliki
kombinasi
pergerakan
perilaku apakah
yang model
dilakukan
dan Phil/ips-
keeenderungan
bersifat
dua atau lebih
sarna dalam persamaan
uji kointegrasi
jangka memiliki dengan
Test).
heteroskedastieity
persamaan.
akar unit (unit root test). Pengujian
makroekonomi
dan Porter, 2009:762,
tersebut
data berkointegrasi.
hubungan
terhadap
Gujarati
non stasioner
dengan
Untuk
dan autokorelasi menguji
stabilitas
dilakukan
uji akar unit
model persamaan
regresi 23
digunakan
uji CUSUM dan CUSUMSQ.
pemberian
kejutan
dalam
suatu
persamaan kembali ke keseimbangan kembali
ke keseimbangan
pcramalan
sclanjutnya.
simulasi.
Jika
yang tidak stabil dilakukan
setelah
mengalami
kejutan
model
berarti model konsisten dengan teori, sebaliknya jika tidak
maka model
Untuk mcnaksir
VECM. Metode ini digunakan dalamjangkajangka
Untuk model pcrsamaan
proses
tidak konsisten
dengan
koefisien parameter
teori dan tidak baik untuk
yang diarnati digunakan
metode
untuk menguji perilaku variabel ckonomi baik perilaku variabel
maupun dalamjangka
pendek dan hubungan keduanya.
H. Hasil dan Pembahasan H.l. Uji Akar Unit Hasil uji akar unit dengan menggunakan dari 14 varia bel yang diuji akar unitnya, menggunakan
trend dan intercept
intercept, sementara menggunakan Pengujian terus
semua
variabel
dan PP test menunjukkan
pada 1(0) menggunakan
yang stasioner
metode PP test terdapat 5 variabel yang stasioner
dan 7 variabel
dilakukan untuk memperoleh
kembali setiap variabelnya. namun dengan
dan 3 variabel
dengan menggunakan
trend dan intercept
met ode ADF-Test
hanya terdapat 4 variabel yang stasioner pada 1(0)
yang stasioner
menggunakan
intercept.
derajad stasioner yang sarna dengan menurunkan
Hasil ADF test masih terdapat 2 variabel yang belum stasioner
PP test baik menggunakan telah stasioner
trend dan intercept dan intercept menunjukkan
pada 1( 1).1 Hal ini mengindikasikan
kemungkinan
bahwa terdapat
hubungan jangka panjang antar variabel dalam model yang dibentuk. Tabell.l.
No
Variabel
Ujl Akar Unit Pendekatan
ADF test 1(0)
Simbol
Tread.ad
Intercep.
latercept
ADF test dan PP Test
PP Test 1(0) Tread .ad
Interet'p'
Intercept
ADF test 1(1) Tread
latercept
.Dd
Kcscnjangan Output
2
Harga
..-.-
~-~
Suku Bunga
J.l008
·1I.11S)
·~.646S
-2.7174
·:!.7429
·).5425
-2.1356
-2.3215
11.0452'
Intercept
-4.7883'
-4.6904'
·],9557"
-3.9764-
-2.7245·'
-2.6717"
-:!.1574'·
-2.2505"
·).5058"
·).5916'
·2.4811"
·2.5041"
x" ~;
p'
3
-).1169
Iatereept
.Dd
Intercept
1
PP Test 1(1) Tread
---.;...-
·).495)"
.
:~~;
-1.S06O
'Dengan lujuan untuk mcnghilangkan efek musiman pada data, maka digunakan teknik penurunan variabel sebagai berikut I!..X, = X, - X,_.
24
--
NilniTubr
').l<J.H
·1.6117
·UUI'-
.1.t.])1
Current A..:oouut
·2.06S9
·IA121
·1.nb7
.(I.9111)
CA
..
Primer
Ocli:iil
.{Jl}~
.,
Deli-.it Penstebil
U 477~
·SlIIV7·
·511524"
·54029"
•.•• ,VUd·
·n~711"
·HIIMM"
·S.02IP
·54020·
·3.9887··
·5.1437·
•.••. hUU·
..1.l7:17"
.).1'.1117'·
.n71J..1··1
I ..1,.-2OV" ·lHB··
·S S)7v·
·S 7l71J·
I
·S.SJ7v·
...••.1870·
...••.77,,·
I
...:"7H"
Ulan,
j
Suku Run¥,11
I ·2 "'0
·38HI7""
I
·2egg7
I
·13"151
I ".0'112·
·'.P.e7··
I
·2."'75
-1----=2.51515-
Kcbijukan Asn Ke.e:njnngan
10
<, , . ......
r,
I Gap Kesenjangun
-5.15383'
E[·,
Output
....
..r',
Output Domestik
f ~-;i:i.26()O· I
·3.1e ••S"
I ·'2098··
I ., 215'·· T- ·'.2512··
·2.2344
I
I
,3.4882'
I
I
1
·5.3383'
1 ·3.20"'·
1
-H201
1 -,.,88-
I -28279
I
-20109 --T~..---,--:J.tI(ft"-T
1 -0.96'7
1
·2.9518
il ·370••• •
I ·,7'81·
I
=101728'
·3.0431
r
2
I
·5,.e7·
I"
1925"
-2.7102
·1.6887
i,
dun LN
II I Senjnng Suku
I .'
Bunge I>omcstik
I ·55oeP· I--:s:s••• •
',',"1'
-1.9716
·3.6498'
-23518"
I
-2.3211"
dlll1LN 12
E[ ......... 1
I AJu Nilai Tukar
13
I Asa Harga -Herga
E[",::. ; 1
Harp Dorrestik
r,..TPi? .•1 ··1
dIIIlLN
- HI/"'~~·II
I Scnjang Asa
Catalan.
11..2.
Cnn'-,--1
-'4f9-"·~.-
I'·· .•·
Domcstilc 14
1 -'.5814- I ".72012-
", •.II
Domcltilc
.0.9270
-'.515'-
-3."718
T
-'.7689-
I -3.803e-
I
Tandu (*), (**) menunjukkan
variabel signifikan puda derajad kepercuyaan
clan 5 persen
1 persen
Uji Kointegrasi Johansen Hasil uji kointcgrasi mcnggunakan
masing-masing
IS berdasarkan
sedangkan
dengan
pendekatan
metode max-eigen
trace statistic
Johansen dipcrolch bahwa .
diperoleh
memiliki
I hubungan
2 hubungan kointegrasi dengan metode trace-statistic
dengan metode max-eige. Pada persamaan model
Kointcgrasi
persamaan dalam model memiliki minimal satu hubungan jangka panjang. Pada
persamaan
mempunyai
pcndckatan
ini memiliki
4 hubungan
hubungan
kointegrasi.
kointegrasi,
Persamaan
harga
dan 3 hubungan kointegrasi
suku bunga atau kebijakan moneter terlihat bahwa
kointegrasi
hubungan jangka panjang berdasarkan
2
berdasarkan
nilai max-eigen.
pendekatan
Selanjutnya,
trace-statisitc
persamaan
dan 2
nilai tukar (E)
baik berdasarkan pendekatan trace statistic maupun max-eigen memiliki 2 hubungan kointegrasi. Persamaan neraca transaksi berjalan (CA) memiliki 1 hubungan kointegrasi dengan metode trace statistic dan 2 hubungan kointegrasi
dengan metode
fiskal (FP) mempunyai 3 hubungan kointegrasi
max-eigen.
Pada persamaan
baik dengan pendekatan
kebijakan
trace statistic maupun
25
max-eigen.
Sccara umum, hasil uji kointcgrasi ini mempunyai implikasi
bahwa model yang
dipergunakan di dalam pcnclitian ini dapat ditcrima dan ada hubungan jangka panjang. Tabel 1.2. Ujl Kolntegrasl Johansen I.Perumlan
PermlnlllaAcrccal
(IS)
Ho
Ht
Trote Statistics
reO
•.••1
123.8841-
88.8038
53.4055-
rSl
•.•• 2
70.4785-
63.8761
29.6995
32.1183
rS2
,.,.3
40.7790
42.9152
19.2245
25.8232
rS3
1"'4
21.5545
25.8721
15.2292
19.3870
rS4
•...~
6.3252
12.5179
6.3252
12.5179
2. Perslmlan
Innollon
AdJullment
S%CV
Max-Eigcn Statistic
S%CV 38.3310
(IA) so;,
cv
Ho
HI
Truce Statistics
so;, CV
Max-Eigen Statistic
r-O
,...1
120.9358-
63.8761
67.4777-
32.1183
rSl
,...2
53.5812-
42.9152
27.7295-
25.8232
rS2
•.••3
25.7285
25.8721
20.7723-
19.3870
rS3
r=4
4.9561 12.5179
3.Persamaan
KebljakanMoneler
4.9561
12.5179
IMP)
Ho
HI
Truce Statistics
so;, CV
Max-Eigen Statistic
So;,CV
r=O
r=1
148.4161-
88.8038
53.7393-
38.3310
rSl
r=2
94.6766-
63.8761
46.8366-
32.1183
rS2
r=3
47.8400-
42.9152
21 ..4729
25.8232
rS3
r-4
26.3671-
25.8721
17.7882
19.3870
rS4
•.••S
8.5788
12.5179
8.57887
12.5179
Max-Eigen Statistic
so;, CV
4.Persamaan
NUalTukar
(E)
Ho
HI
Truce Statistics
r=O
,...1
136.4804-
76.9727
81.4144-
34.8058
rSl
r=2
55.0659-
54.0790
29.8823-
28.5880.;
rS2
r=3
25.1836
35.1927
19.7852
22.2996
rS3
r=4
5.3984
20.2618
3.8075
15.8921
rS3
r=4
1.5908
9.1645
1.5908
9.1645
S.Persamaan
Currenl
S%CV
Account (CA)
Ho
HI
Trace Statistics
so;, CV
Max-Eigen Statistic
SO;,CV
r=O
r=1
68.6894-
63.8761
32.4139-
32.1183
rSl
•.•• 2
36 ..2754
42.9152
25.9973-
25.8232
rS2
",3
10.2781
25.8721
8.4769
19.3870
26
r-4
r$l
6,Penlm.an
1,8011
KebiJakanFilkal
12,5179
1,8011
12,5179
5% CV
Max-Eigen Statistic
5 %CY.
(FP)
He
HI
r-O
•• I
81,0397'
42,9152
42,4538'
25,8232
. 1$1
••2
38,5859'
25,8721
25,4541'
19,3870
r$!
r=3
13,1317'
12,5179
13,1317'
12,5179
Trace Statistics
Catatan: Tandat") menunjukkan hubungan kointegrasi, dimana nilai trace dan max-eigen statistlcs Iebih besar dati nilai kritis Spers.n,
H,3. Ujl Autokorelasl
dan HeteroskedasUas
regresi dengan two stage least square (2sls)
Salah satu asumsi dasar dalam perhitungan adalah
regresi
tersebut
tidak
boleh
mengandung
autokorelasi
dan
heteroskedastisitas.
Autokore1asi yaitu hubungan antara residual satu observasi dengan residual observasi Bila estimator mengandung
autokorelasi,
lainnya,
maka estimator akan bersifat LUE (linear, unbiased
estimate), tidak BLUE (best, linear, unbiased estimate). Asumsi berikutnya adalah model tidak memiliki
hctcrokcdastisitas.
masalah
Jika tcrjadi
ada tidaknya hetcroskedustisitas
metode untuk menganilisis
menguji akar unit dari residu masing-masing flY1
Dimana
III adalah
(I) E(flXI Ill)
(2) E (Ill)
=
residu dan
=
III
=
= I (0)
persamaan.
a1·flXI
atau
III
-
tidak minimum, Salah satu
dan autokorelasi
adalah dengan
Dengan formula sebagai berikut.
02£1-1
+ 1/1
stasioner jika:
0
112
Hasil uji akar unit terhadap residual rnasing-rnasing ADF-Test
uji F dan uji t yang
hctcrokedastisitas,
berdasarkan standard error tidak dapat dipcrcaya karena variannya
mcnunjukkan
persamaan
bahwa scmua residu masing-masing
Hasil estimasi ini menunjukkan
dengan menggunakan
pcrsamaan
bahwa model tidak mengandung
metode
stasioncr pada J(O)H
unsur heteroskedasitas
dan
autokorelasi, Sehingga langkah estimasi selanjutnya sahih dilakukan. Tabel 1.3. Ujl Akar Unit Terhadap No
Persamaan
I 2 3 4
Kesenjangan Output
Residual Pendekatan )(0)
Harga
Suku Bunga Nilai Tukar
." suo
?~ ~f
ADF test
ADFTest
Simbol -5,9494 -7,3768 -3,3493 -6,2113
Prob 0,0000 0,0000 0,0083 0,0000 27
I Neraea Transaksi Berjalan I Delisil Primer Anggaran
5 6
H.4. Ujl Stabllltas Uji CUSUM dan CUSUMSQ dilakukan untuk mernastikan stabilitas koelisien parameter. Uji
CUSUM
menggunakan
rekursif yang dikuadratkan
recursive
residual. uji CUSUMSQ
(R2 adjusted). Berdasarkan
yang stabil yaitu persamaan
kesenjangan
menggunakan
total residual
hasil uji stabilitas diperoleh 3 persamaan
output, persamaan
persamaan
harga dan nilai tukar,
dan terdapat 3 model persamaan yang tidak stabil, yakni persamaan suku bunga, neraea transaksi berjalan
dan
persamaan otoritas
defisit
primer.
Ketidakstabilan
perilaku
suku bunga diduga akibat penerapan
moneter
Ketidakstabilan
yang
dilakukan
dalam
variabel
independen
tingkat suku bunga kebijakan
rangka
menjalankan
fungsi
dalam
pengendalian
pada neraca transaksi berjalan di Indonesia kemungkinan
mata uang euro sebagai
negara-negara
kawasan
yang tergabung
dalam
ekonomi tersebut mempengaruhi transaksi
berjalan,
persamaan fiskal
yang
penyusunan
signilikan anggaran
dinamis (unbalanced diikuti
sehingga
defisit primer
dengan
perdagangan
neraea
anggaran khususnya
berimbang budget)
perubahan
transaksi
dalam
pengelolaan
sistem
(balanced
budget)
anggaran
di
fenomena-fenomena yang menekan neraea
stabil.
Ketidakstabilan
pada
karena ada perubahan kebijakan anggaran,
menjadi anggaran
yang dasar pelaksanaanya
penyusunan
Indonesia
tidak
terjadinya
sehingga rnerubah posisi utang pemerintah, adanyapolicy
berjalan
dimungkinkan
dengan
alat transaki perdagangan
Uni Eropa. Terjadinya internasional
harga
disebabkan beberapa
kejadian di luar negeri, yakni krisis ekonomi di Amerika Tahun 2010 dan dilanjutkan krisis Eropa tahun 2012, digunakannya
model
(81 Rate) oleh
yaitu dari prinsip tidak berimbang
dan
dengan UU no 17 Tabun 2003 yang
dari model
posisi penerimaan
T-account
menjadi
dan pengeluaran
I-account,
negara serta
lag. Tabel 1.4. Ujl Stabllltas
Persamaan
Nama Persamaan
IS IA MP E CA KF
Kesenianzan Outout Harga Suku Bunga Nilai Tukar Current Account Delisit Primer
CUSUM dan CUSUMSQ
J.ANGKA CUSUM Stabil Stabil Tidak Stabil Stabil Stabil Stabil
PANJANG CUSUMSO Stabil Stabil Tidak Stabil Stabil Tidak Stabil Tidak Stabil
JANGKA CUSUM Stabil Stabil Tidak Stabil Stabil Stabil Stabil
PENDEK CUSUMSO Stabil Stabil Stabil Stabil Tidak Stabil Tidak Stabil
28
H.S. Model Vektor Koreksl Kesalahan (Vector Error Correction ModelDalam jangka
panjang
seluruh
semen tara dalam jangka pendek
variabel
variabel-variabel
waktu untuk berubah dari keseimbangan penyesuian
(speed of adjustment)
mampu menggambarkan nol
dalam
jungka
yang diamati
VECM)
dalam
keseimbangan,
yang terkena dampak kejutan memerlukan
yang lama
menjadi
berada
ke kcscirnbangan
yang barn. Waktu
tcmuan pcnting dalam model VECM ini karena
berapa lama pengaruh kcjutan berdampak dan akhimya
panjang.
Model
VECM
ini mensyaratkan
sarna dengan
variabe1 adalah
/(1)
dan
terkointcgrasi yang didukung oleh dasar teori ekonomi yang kuat. Model VECM menurut Briiggemann (2006) adalah scbagai berikut.
Po +
Yt =
+
PIXt
(3.13)
/it
/it = Yt - Po - P1Xt
(3.14)
lIt ndalah error correction term (eet) yaitu residual yang stasioner dan diperoleh
regresi terkointegrasi mempunyai
error
diformulasikan
yang stasioner
atau [(0). maka persamaan
VECM
dari persamaan
regresi kointegrasi dalam studi dapat
sebagai berikut.
+
I4fl = ao Koefisien
dan memiliki varian yang konstan. Jika persamaan
a1.t:..X1 - azJlt-4
eet menunjukkan
besamya
+
(3.15)
EI
pengaruh
kejutan masa lalu terhadap
Yt (Briiggeman,
2006). Koefisien eet seeara absolut harus lebih keeil dari satu (Thomas, 1997: 286) yang artinya, setiap perubahan kejutan masa lalu sebesar satu unit akan menghasilkan
perubahan Yr yang lebih
keeil dari satu dan kejutan itu akhiroya akan hilang dan menuju keseimbangan
kembah. Makin
besar koefisien eet rnakin eepat proses menuju ke keseimbangan.
H.6. Two Stage Least Square (TSLS) Metode VECM diestimasi menggunakan untuk
mengatasi
masalah
kehadiran
variabel
metode TSLS. endogen
sebagai
persamaan dan untuk mengestimasi regresi linear yang mengandung
Model TSLS variabel
instrument yang
dari variabel
tidak berkorelasi dengan error terms untuk mengestimasi hasil prediksi pertama tersebut untuk mengestimasi
terikatnya.
Karena
nilai yang dihitung
didasarkan
dalam
variabe1 instrument.
Regresi TSLS melalui dua tahap. Tahap pertama yakni meregresi
kedua, menggunakan
dipergunakan
independen
menggunakan
variabel
nilai prediksi. Tahap model regresi linier
pada variabel
yang tidak
29
berkorc1asi dengan error term, maka hasil cstimasi optimal. Pada umumnya
scmua variabe1
eksogen dalam variabel penje\as dispesifikkan sebagai variabel instumen. H.6.1. Identlflkasl Sebelum ditujukan
Sistem Persamaan
dilakukan
estimasi
untuk memastikan
dilakukan
parameter
dalam sistem dapat dicstimasi
identifikasi
sistem
persamaan
dalam sistem dapat diestimasi
menunjukkan
TSLS
dan syarat parameter
adalah over identified (Gujarati, 2003:748).
persamaan dalam model penelitian
dalam
Hasil identititikasi
bahwa seluruh persamaan dalam kondisi over
identified, sehingga seluruh parameter dapat diestimasi
No 1 2 3 4 5 6
Tabel l.4a. Identltas K-k m-I 4-1-3 8-2 - 6 2-1 = 1 8 -3 = 5 8-2=6 4-1=3 8-3=5 4-1=3 8-2=6 4-1=3 8-2=6 2-1=1
Persamaan IS IA MP E CA KF
I. Hasll Estlmasl
Sistem Persamaan
Jangka
Persamaan (K-k) ><= (m-I) 6>3 5> 1 6> 3 5>3 5>3 5>1
Panjang
dan Jangka
Keterane:an Over Identi led Over Identi led Over Identi led Over Identi led Over Identi led Over Identi led
Pendek
Tabel1.5. dan 1.6 menyajikan hasil cstimasi sistem pcrsamaan jangka panjang danjangka pendek dengan menggunakan persamaan
jangka
panjang,
dilakukan
penghitungan.
metode Two Stage Least Square (TSLS). Dalam analisis sistem konstanta
dan signifikan
tidak dianalisis
meskipun dalam regresi
Jangka panjang adalah kondisi yang menggambarkan
teori sehingga
analisis dititik beratkan pada analisis koefisien melalui kesesuaian tanda dengan teori. Tabel 1.5. Koefisien
Estimasi Persamaan Simbol
Jangka
Panjang
Coefficient
C(1)
0.000389
C(2)
-0.004101
C(3)
1.111060
C(4)
0.001287
C(5)
-7.716477
C(6)
0.167877
C(7)
1.169884
C(8)
-£.086175
C(9)
-0.787693
C(10)
-0.101255
C(11)
0.874927
30
C(12)
.Q.OOO290
C(13)
1.010797
C(14)
.Q.011530
C(15)
.Q.Ol0193
C(16)
-4.522141
C(17)
.Q.082611
C(18)
0.323049
C(19)
46.71777
C(20)
.Q.ll0SOO
Dalam jangka pendck pcrubahan variabcl dependen tidak hanya dijelaskan oleh perubahan variabel independcn tctapi juga olch variabe1 ketidakseimbangan
masa lampau atau error
correction term (eet). Nilai eet dapat mcngindikasikan kecepatan penyesuaian suatu variabel kembali ke keseimbangannya setelah menghadapi kejutan (Thomas: 1997:384). Tabell.6. Hasll Estimasl Model Sistem Persamaan Jangka Pendek Coefficient
..Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(l)
0.000281
0.000290
0.967050
0.3345
C(2)
.Q.009729
0.007623
-1.276224
0.2031
C(3)
0.604125
0.136776
4.416884
0.סס00
C(4)
0.000800
0.000125
6.376350
0.סס00
C(5)
-'1.631834
0.279507
-2.260531
0.0018
C(6)
.Q.560857
1.803749
.Q.310940
0.7561
C(7)
0.000611
0.001263
0.483559
0.6291
C(8)
1.350913
0.127717
10.57740
0.סס00
C(8)
-'1.788272
0.444688
-2.247073
0.0056
C(10)
-117.5666
44.24234
-2.657332
0.0084
C(ll)
.Q.514832
2.041029
.Q252241
0.8011
C(12)
.Q.024702
0.031776
.Q.777399
0.4377
C(13)
0.694354
0.079150
8.772610
0.סס00
C(14)
-'1.418791
0.179935
·7.885031
0.0000
C(15)
0.002170
0.001192
1.820438
0.0699
C(16)
1.071672
0.129755
8.259227
0.סס00
C(17)
.Q.014557
0.005704
-2.551947
0.0113
C(18)
0.004075
0.003668
1.110989
0.2677
C(19)
-'1.439018
0.220231
·1.993447
0.0474
C(20)
26.78273
38.00358
0.704742
0.4817
C(21)
.Q.002684
0.059886
.Q.044817
0.0643
C(22)
-12.74393
5.073987
-2.511621
0.0127
C(23)
-'1.485222
0.311029
-1.560056
0.0201
31
C(24)
-131.4610
176.5862
-0.744458
0.4573
C(25)
0.400393
0.121928
3.283851
0.0012
C(26)
~.540523
0.276140
-1.943347
0.0300
Determinant
2.19E-09
residual covariance
1.1. Perum •• n K ••• nJ.ngln Output (JS)
Berdasarkan
hasil estimasi
persamaan
bcrpcngaruh
ncgatif tcrhadap kcscnjangan
kcscnjangan
output (C2), ckspcktasi
kesenjangan
'output
aktual
jangka
panjang
diperoleh
hasil suku bunga
output (C I), nilai tukar bcrpcngaruh
kcscnjangan
(C3) dan defisit
output mcmpunyai
penyetabil
ncgatif tcrhadap
hubungan scarah dengan
utang berpengaruh
positif
terhadap
kesenjangan output (C4). Dalam jangka pendek seperti yang ditunjukkan pada C I Tabel I.6, suku bunga tidak signifikan mempengaruhi
variasi kesenjangan
ECM pcrubahan
output tidak hanya dijelaskan
independennya
variabcl kcscnjangan namun juga dipengaruhi
Nilai eet pada persamaan kesenjangan
menyebabkan
ketidakseimbangan keseimbangan
menyebabkan
kesenjangan
output
atau C5 pada Tabel I.6 diperoleh sebesar -0,63 J 8,
peningkatan
mengalami
lalu tersebut
variabel
mas a lamp au ectr_4•
tingkat kesenjangan output lebih tinggi dari tingkat
terjadinya
output
masa
olch pcrubahan
oleh variabel ketidakseimbangan
artinya jika ada kejutan yang menyebabkan output potensialnya
output di Indonesia. Dalam model
dalam
kesenjangan
penyesuaian
setiap
output.
sebesar
periode.
Sehingga
0,63
Kondisi persen
untuk
ini dari
meneapai
yang baru dibutuhkan waktu 1,58 periode.
1.2.Persamaan Harga (P) Berdasarkan
hasil penelitian
menunjukkan
searah antara kesenjangan
output
kesenjangan
signifikan
output
hubungan jangka utang.
tidak
panjang antara
Dalam jangka
pendek,
signifikan mempengaruhi
dalam jangka
mempengaruhi
penerapan
panjang ada hubungan
tingkat harga, sementara
tingkat harga
pembentukan
lanjutan adanya konsekuensi dengan kekelemahan
dengan
pembentukan
dalam jangka harga
barang dengan penerapan
defisit penyetabil
variasi harga-harga
di dalam
tidak
pendek, negeri.
defisit penyetabil
utang (C7) pada Tabe1 1.6 tidak barang, hal ini merupakan dampak
kekakuan harga (sticky price) dalam perekonomian,
ditambah lagi
pada kebijakan fiskal itu sendiri yang menurut Hubbard et al., (2012:432)
terjadi pada aspek policy lag yang akan menyebabkan time lag ..
32
Ekspcktasi harga yang tcrlalu tinggi ccndcrung akan mcningkatkan
harga aktual,
scbaliknya ekspektasi harga yang terlalu rendah cenderung menggeser harga aktual menurun. Jika senjang ekspektasi masyarakat terhadap harga-harga barang (Ce) pada Tabel 1.6 meningkat sebesar I persen, maka dalam jangka pendek akan mendorong kenaikan harga barang dalam ncgcri scbcsar 1,16 pcrscn, Hnsi I ini mendukung beberapa tcmuan pcnclitian bahwa faktor yang paling dominan mcncntukan tingkat harga adalah ckspcktasi harga. Nilai koefisien ectt_4 pad a persamaan harga atau C9 pada Tabel 1.6 sebesar -0,7992, artinya jika ada kejutan yang membuat tingkat harga lebih tinggi atau lebih rendah dari tingkat harga keseimbangan, maka tingkat harga
akan melakukan penyesuaian sebesar 0,79 atau
persarnaan harga membutuhkan waktu 1,26 periode untuk kembali ke keseimbangan setelab mengalami kejutan.
1.3.Persamaan Suku Bunga Persamaan suku bunga
yang diterapkan di Indonesia mengadopsi penerapan kaidah
moneter. Untuk mengendalikan harga dan nilai tukar, otoritas moneter menetapkan target suku bunga kebijakan. Variabel suku bunga dalam model persamaan suku bunga ditentukan oleh 4 variasi variabel independen yakni kesenjangan output, ekspektasi harga, kebijakan fiskal dan suku bunga kebijakan. Berdasarkan hasil estimasi diperoleh bahwa dalam perilaku jangka panjang, seluruh variabel penentu suku bunga tersebut mempunyai arab yang mendukung teori. Hubungan jangka panjang anatara kesenjangan output dengan suku bunga negatif., artinya jika terjadi peningkatan kesenjangan output yang disebabkan peningkatan output nasional yang mclcbihi output potcnsial atau y harga. Ketika harga-harga barang
>
Yp • kondisi ini akan mcndorong terjadinya kescnjangan
cenderung terus meningkat, dalam jangka panjang otoritas
moneter akan mempengaruhi suku bunga pasar agar turun melalui penurunan suku bunga kebijakan. Arah yang sarna juga terjadi dalam jangka pendek yang ditunjukkan oleh C 10 Tabel 1.6 dimana jika terjadi peningkatan kesenjangan output sebesar Rp 1 triliun akan menurunkan suku bunga sebcsar 117,56 point. Ketika ekspektasi masyarakat
terhadap
harga terlalu tinggi maka ekspektasi
ini
cenderung akan mendorong pelaku ekonomi membeli barang-barang lebih banyak, dorongan ini akan memicu kenaikan harga barang. Kenaikan harga-harga barang yang terus menerus dalam jangka panjang ini, memaksa
Bank Indonesia
mengintervensi
pasar untuk menstabilkan 33
kembali harga mclalui pcnurunnn suku bunga kebijakan dcngan harapan suku bunga pasar turun. Peningkatan
I persen ekspektasi masyarakat terhadap harga
dalam jangka pendek akan
menyebabkan suku bunga simpanan turun sebesar 0,514 persen. Dalam jangka panjang penerapan defisit penyetabil utang mempunyai hubungan negatif dcngan variasi suku bunga yang ditunjukkan olch koefisicn C I0 pada Tabel 1.5, scbaliknya dalam jangka pendek, pencrapan
defisit penyctabil utang tidak signifikan
mcmpcngaruhi
pembentukan suku bunga pasar di Indonesia yang ditunjukkan oleh C12 pada Tabel1.6. Adanya kendala lime lag pad a penerapan kebijakan fiskal kemungkinan menyebabkan kondisi ini terjadi. Suku bunga kebijakan mempunyai arah yang sama dengan suku bunga pasar, baik dalam jangka panjang CII pada Tabel 1.5. maupun dalam jangka pendek CI3 pada Tabel 1.6. Artinya jika suku bunga kebijakan dinaikkan. maka suku bunga pasar akan naik, sebaliknya ketika suku bunga dituronkan suku bunga pasar akan mengikutinya. Nilai koefisien ectt_4 pnda persamaan suku bunga yang ditunjukkan oleh CI4 Tabel 1.6 sebesar -0,4187 artinya jika ada kejutan yang membuat tingkat suku bunga lebih tinggi atau lebih rendah dari suku bunga keseimbangan, maka suku bunga akan melakukan penyesuaian sebesar 0,41. Dengan demikian persamaan harga membutuhkan
waktu 2,43 periode untuk
kembali ke keseirnbangan setelah mengalami kejutan.
1.4. Persamaan
Nilai Tukar
Persamaan
nilai tukar yang dibentuk oleh penerapan
defisit penyetabil
utang,
ekspektasi nilai tukar, neraea transaksi berjalan dan senjang suku bunga dalam negeri dan luar negeri. Hasil estimasi menunjukkan
pada perilaku jangka panjang pada sistcm pcrsamaan
nilai tukar
adanya konsistensi hasil dengan teori, kecuali untuk varia bel kesenjangan suku
bunga dalam negeri dan luar negeri. Dalam jangka panjang penerapan defisit penyetabil utang menyebabkan nilai tukar rupiah terhadap euro melernah, hal ini tcrlihat pada CI2 Tabel 5.5, scbaliknya dalam jangka pendek, mekanisme transmisi pcncrapan dcfisit
penyetabil utang terhadap nilai tukar lebih
banyak tcrpcngaruh melalui sektor riil, dimana ketika terjadi peningkatan dcfisit anggaran sebesar I persen melalui penerapan defisit penyetabil utang akan menguatkan nilai tukar rupiah sebesar 0,0021 persen. Hal ini terlihat pada koefisien CIS pada Tabel 5.6. Temuan ini juga mendukung temuan dati Maryatmo (2004). 34
Ekspcktasi nilai tukar rupiah tcrhadap curo baik dalam jangka panjang dan jangka pcndck berpengaruh
positif dan signilikan
memprediksi
bahwa
aktual.
nilai tukar rupiah akan menguat pada periode t,
terhadap nilai tukar
akan meningkat,
mata uang asing yang dimilikinya, rupiah menguat
nilai tukar rupiah
terhadap
atau sebaliknya
Masyarakat akibatnya
Ketika
masyarakat
ekspektasi
masyarakat
akan beralih mernegang rupiah dan melepas
pcrmintaan
ketika ckspektasi
rupiah meningkat
masyarakat
tcrhadap
dan nilai tukar
nilai tukar rnclcmah
mendorong masyarakat masyarakat menjual rupaihnya, sehingga nilai mata uang rupiah tertekan. Oalam jangka mempunyai
panjang
hubungan negatif
yang ditunjukkan dan signifikan
dengan teori dan dugaan penelitian.
C 14 Tabe1 1.5 neraea
transaksi
berjalan
dengan nilai tukar rupiah dan temuan ini sesuai
Perilaku jangka pendek neraea transaksi berjalan terhadap
nilai tukar ditunjukkan oleh C 17 Tabel 1.5 mcngindikasikan
bahwa ketika terjadi
peningkatan
defisit neraea transaksi berjalan sebesar I persen maka nilai tulkar rupiah mengalami depresiasi sebesar 0.0145 point namun dalam dalam jangka
pendck hubungan
kedua variabel ini tidak
signifikan .. Persamaan nilai tukar mempunyai nilai koelisien kejutan yang membuat nilai tukar lebih tinggi terjadi penyesuaian
ectt_4
sebcsar -0,4390 artinya jika ada
dari tingkat tukar keseimbangan,
nilai tukar sebesar 0,43 persen dari ketidakseimbangan
dalam setiap peri ode. Oikaitkan dengan lamanya waktu penyesuaian,
maka akan
masa lalu tersebut
dibutuhkan waktu selama
2,32 periode bagi nilai tukar untuk meneapai keseimbangan yang baru.
1.5. Persamaan
Neraca Transaksi
Berjalan
Model persamaan neraea transaksi berjalan di Indonesia dalam studi ini dipcngaruhi olch, kesenjangan
tingkat output di dalam negeri dengan
dan kebijakan fiskal berupa penerarapan
luar negeri, nilai tukar rupiah terhadap euro
defisit penyetabil utang. Berdasarkan
hasil penelitian
ditemukan bahwa dalam jangka panjang ada hubungan negatif antara kesenjangan output dalam ncgcri dan rata-rata tingkat output di ncgara-ncgara Indonesia. Ketika senjang output
rnakin
Uni Eropa tcrhadap ncraea transaksi berjalan
besar dan menjauhi output potensial atau y
> yp
akan
terjadi kesenjangan harga barang yang makin melebar. Ketika perbedaan harga dulam negeri dan luar negeri tcrlalu tinggi nilai tukar rupiah riil akan tcrtekan pe1emahan nilai tukar rupiah ini menyebabkan barang-barang
karena
rer
= er.~.
kinerja ekspor bersih meningkat
ekspor relatif lebih murah dibandingkan
harga barang-barang
Sebaliknya, karena harga
impor. Peningkatan 35
pcrmintaan barang-barang ckspor akan mcmpcrbaiki kondisi ncraea transaksi berjalnn dalarn jangka panjang, Hal ini dlrunjukkan pada koefisien Cl6 pada Tabel 1.5. Dalam jangka pendek ditemukan hasil sebailknya, kesenjangan output dalam negeri dan rata-rata tingkat output di negara-negara Uni Eropa tidak mempengaruhi secara signifikan kondisi neraea transaksi berjalan di Indonesia karcna neraea transaksi berjalan ditentukan juga oleh kondisi perekonomian di negara-negara tujuan ekspor. Kondisi ini ditunjukkan pada kocfisicn C20 Tabcl 1.6. Ada hubungan negatif antara neraca transaksi berjalan dan defisit penyetabil utang yang ditunjukkan oleh C 17 Tabel 1.5. Artinya peningkatan defisit penyetabil utang akan memperbaiki kondisi neraea transaksi perdagangan.
Sebaliknya dalam jangka pendek penerapan defisit
penyetabil utang yang ditunjukkan oleh C21 Tabel 1.6 tidak signifikan mempengaruhi variasi neraca transaksi berjalan di Indonesia. Meknnisme transmisi yang relatif eukup panjang yang menghubungkan kedua variabel tersebut yang menyebakan kondisi ini terjadi. Makin panjang transmisi, makin tinggi variasinya, sehingga uji statistik kadang eenderung tidak signifikan. Kondisi hubungan kedua variabel tersebut dapat dijelasknn melalui peristiwa crowding out.. Dalarn jangka pendek neraca transaksi berjalan dipengaruhi secara signifikan dan negatif oleh nilai tukar, ketika
nilai tukar mengalami apresasi sebesar I persen akan meningkatkan
defisit neraea transaksi berjalan sebesar US$12,74 juta. Nilai tukar rupiah yang terapresasi akan eenderung menyebabkan turunnya ekspor bersih yang mendorong neraea transaksi berjalan bertambah defisit. Temuan ini searah dengan hasil penelitian Reisen (1997) menemukan ada hubungan terbalik antarn neraca transaksi berjalan dengan nilai tukar. Nilai koefisicn ectt_4 persarnaan neraca transaksi bcrjalan yang ditunjukkan oleh C 23 Tabel 1.6 scbesar -0,4852 artinya jika ada kcjutan yang membuat neraea transaksi bcrjalan di Indonesia lebih tinggi dari neraea transaksi berjalan dalam kondisi keseimbangan, maka akan terjadi penyesuaian neraea transaksi berjalan sebesar 0,48 persen dari ketidakseimbangan masa lalu tersebut dalam setiap periode. Sehingga untuk meneapai keseimbangan neraea transaksi berjalan yang baru dibutuhkan waktu 2,08 periode.
1..6. Persamaan
Kebijakan Fiskal
Persamaan kebijakan fiskal yang diproksi dengan defisit primer anggaran ditentukan oleh dua variabel independen yaitu kesenjangan output dan defisit penyetabil utang. Defisit primer
36
anggaran mcrupakan selisih antara pcncrimaan
pajak dengan pengeluaran
pemerintah
scbclurn
dikurangi beban pembayaran utang. Hubungan
antara kesenjangan
output
dengan
defisit primer
anggaran
dalam jangka
panjang ditunjukkan oleh kocfisien pada C 19 Tabcl I.S dan perilaku jangka pendeknya oleh C24 Tabel 1.6. Hasilnya
mempunyai
peningkatan
kesenjangan
perekonomian
akan membutuhkan
arah yang berbcda.
output
dimana
output
Dalam jangka nasional
tcrjadi
potensial, Untuk
kebijakan fiskal ekspansif, Kondisi ini mengindikasikan
bahwa kebijakan fiskal pro-cycle lah, yang diterapkan pemerintah, lesu, kebijakan
ketika
output
tarnbahan modal yang lebih besar dari sebelumnya.
mengatasi ini, pemerintah rnenerapkan
sedang
panjang,
melebihi
fiskal ekspansif
dilakukan,
sebaliknya
artinya ketika perekonomian ketika perekonomian
sedang
rnengalami booming. kebijakan fiskal kontraktif yang diambil. Selanjutnya dalam jangka pendek ketika kesenjangan
output meningkat
sebesar Rp I triliun akan
bertambah besar sebesar 131 persen. Kondisi menunjukkan
berakibat defisit primer akan
betapa pentingnya
kebijakan fiskal
mengatasi kebutuhan pembiayaan. Dalam jangka panjang, penerapan defisit penyetabil utang terhadap defisit primer anggaran ditunjukkan oleh C20 Tabel1.5 yang mempunyai pergerakan arab yang sarna, artinya ketika pemerintah menjalankan kebijakan defisit penyetabil utang dengan tetap menjaga utang stab ii, defisit primer anggaran akan meningkat. Hal ini ,mendukung temuan Wickens (2008) bahwa permanen defisit primer akan menyebabkan Kondisi hubungan
permanen total defisit,
ini juga terjadi dalam jangka pendek
yang ditunjukkan
oleh C25
Tabe! I.6. Jika defisit penyetabil utang meningkat sebesar I persen, maka defisit primer anggaran akan meningkat
sebesar
0,4 person. Kebijakan defisit anggaran dengan tetap menjaga utang
'stabil secara langsung akan menjaga kondisi dcfisit primer anggaran. Nilai koefisien
ectt_4 pada persamaan kebijakan fiskal seperti ditunjukka oleh C26
Tabe! 5.6 sebesar -0,5405, artinya jika ada kejutan yang membuat defisit primer lebih tinggi dari kondisi keseimbangan,
maka akan terjadi penyesuaian
persen dari ketidakscimbangan
pada defisit primer anggaran sebesar 0,54
masa lalu tersebut dalam setiap periode. Untuk mcneapai kembali
keseimbangan
delis it primer yang barn dibutuhkan waktu 1,85 periode,
1.7. Pengaruh
Defisit Penyetabil
Utang Terhadap
Variabel-Variabel
Makro
Ekonomi di
Indonesia
37
Pencrapan
defisit pcnyetabil
utang dalam pengelolaan
utang pemerintah
anggaran adalah dengan menjaga rasio utang pemerintah tetap stabil. dilakukan pemerintah, pemerintah
sepanjang tingkat defisit nnggaran terkendali dengan synrat rasio
dapat dijaga tetap stnbil sepanjang tahun dan tingkat
pertumbuhan
Icbih tinggi dari tingkat suku bunga utang. Kondisi ini mengindikasikan menambah
dan defisit
Pennmbahan utang dapat
utangnya
dan pcmbayaran
tinggi dari pemanfaatan
utang pcmcrintah
ekonomi hams
bahwa pcrnerintah dapat
melalui pertumbuhan
utang lebih ban yak ke sektor-sektor
utang
ckonomi yang
yang produktif dan mempunyai efek
multiplier yang tinggi. Namun, akibat adanya kelemahan pada kebijakan fiskal yakni policy lag. yang menyebabkan
senjang waktu yang cukup lama (time lag) antara ketika usulan kebijakan
mulai disampaikan
ke DPR
Sehingga
ketika kebijakan
hingga kebijakan fiskal disetujui DPR dan kebijakan dieksekusi. fiskal tersebut
pelaku pasar sudah mengantisipasinya.
dieksekusi,
efektifitasnya
sudah berkurang
karena
time lag ini salah satu penyebab penerapan
Adanya
kebijakan fiskal tidak signifikan mempengaruhi
kinerja beberapa variabel makro ekonomi. Hal
ini terlihat dari hasil studi dimana penerapan defisit penyetabil utang dalam jangka pendek tidak signifikan mempengaruhi
pembentukan
tukar rupiah terhadap euro,dan
harga-harga
barang di dalam negeri, suku bunga, nilai
neraca transaksi berjalan.
Namun dalam jangka panjang, oleh sebagian pelaku ekonomi,
walaupun kebijakan
misalkan
fiskal ini relatif sudah diantisipasi
dengan menaikkan
harga barang yang mendahului
kebijakan kenaikan harga BBM, kenaikan gaji PNS dan sebagainya, penyetabil utang dalam jangka kenaikan harga barang, nilai tukar
rupiah
panjang mampu meningkatkan
membawa
terhadap
euro
kesenjangan
penerapan defisit output, mendorong
kembali suku bunga pasar turun. Walaupun melemah
perdagangan di Indonesia. Alur mekanisme defisit anggaran diterapkan
namun
pemerintah,
namun
memperbaiki
kondisi
menyebabkan
neraca
transaksi
ini dapat dipahami sebagai berikut. Ketika penerapan
kebijakan
kesenjangan output.
Peningkatan
kesenjangan
harga-harga
barang dan suku bunga. Kenaikan suku bunga akan mendorong nilai tukar rupiah
menguat
(apresiasi).
output menyebabkan
ini akan meningkatkan
senjang inflasi yang akan mendorong kenaikan
Namun ketika harga barang dan nilai tukar mulai bergerak naik terus
menerus dalam jangka panjang, Bank Indonesia akan mengintervensi suku bunga seterusnya
untuk mekanisme
untuk
menstabilkan
ini berlangsung.
efektifitas penerapan defisit penyetabil
kembali Oleh
harga barang
karena
itu seperti
utang yang merupakan
pasar melalui penurunan dan nilai tukar, demikian dikatakan
Shick
(2010),
salah satu jenis kebijakan fiscal 38
rule inl mcmbutuhkan
komitmcn
politik yang kuat baik dari pcmerintah
rnaupun legislative
untuk menjaga disipilin fiskal dan berusaha mengurangi lime lag kebijakan. Adanya kornitmen politik yang kuat ini penerapan kebijakan
kaidah fiskal (fiscal rule) akan efektif.
J. Hasll Slmulasl Simulasi dilakukan dengan mcrubah bcsaran defisit penyctabil utang dcngan menambah dan mengurangi
I persen besaran dcfisit penyetabil utang, sementara
variabel-variabel
lainnya
dianggap konstan. Sebagai base line data defisit penyetabil utang adalah data defisit penyetabil utang sebelum didasarkan
dilakukan
simulasi.
atas pertimbangan
sesuai undang-undang
Perubahan
sebesar +/-1 persen defisit
bahwa target besaran defisit yang ditentukan
penyetabil
utang
oleh pemerintah
NO 17 Tahun 2003 adalah 3 persen PDB. Jika dilakukan simulasi lalu
dianalisa apa yang terjadi pada pola respon kesenjangan output, harga, suku bunga, nilai tukar, neraea transaksi dipergunakan
berjalan dan delisit primer anggaran
menghadapi
kejutan itu. Asumsi yang
dalam melakukan simulusi adalah pertama, seluruh variabel
dalarn model keeuali
besaran defisit penyetabil utang (de) dianggap konstan, kedua, besaran defisit penyetabil utang sebelum dilakukan simulasi dianggap sebagai baseline rule . . Berdasarkan penambahan
hasil simulasi, seeara umum dan pengurangan
menunjukkan
bahwa ketika terjadi kejutan berupa
besaran defisit penyetabil utang sebesar I persen dari base line
data defisit penyetabil utang, pola respon persamaan
IS atau kesenjangan
output, harga, suku
bunga, nilai tukar, neraea transaksi berjalan dan defisit primer anggaran mempunyai pola yang sarna dengan pola respon sebelum dilakukan simulasi yaitu kembali ke keseimbangan, ini juga mengindikasikan
scmua model persamaan stabil. Pcrbcdaannya
Kondisi
hanya pada posisi kurva.
Jika defisit penyetabil utang ditambah sebesar I persen, maka kelima persamaan menunjulckan posisi kurva berada di atas kurva sebelum simulasi dilakukan, sebaliknya penyetabil
utang dikurangi
sebelum dilakukan simulasi
ketika besaran defisit
I persen dari base line, posisi kurva berada di bawah posisi kurva dimana besaran
kocfisiennya
lebih tinggi dibandingkan
scbe1um
dilakukan simulasi.
39
Gambar Kesenjangan
I: Hasll Slmulasl Harga
Output
0,004
,..--~...•.
,
0.002
/....
0,000
0,01000
'.
o.oeooo
'-~.~~--.- -- ..
.
,
~... 3
S
7
9 11 13··l5"1;J..l~·n"~3··g
,'" 1 ,}~'§7~Til3i5iii'9ii"i3'25i'j:'9 ~/.:
-O,OlCOO
27 19 -0,02000
·0,002
DPD
{l,004 OYD
.........
... , OYO.SCE.~
•• - -- OYD.seE.l
0,02000
0.40000 0.20000
,
0.00000
;;------------------------'+' "g' 'IT'ij'l!)
1,/ ~..• ~.
'l7 'l'9'Z1' 23"15' '27
1 3: S·,·r·9·U13.1.S.17.J.9.l123l.2J29. .•..
'2'1}'
·0,02000 ·0,04000
·0,60000 -o,SOOOO
·0.06000 rs
_ ...---
Neraca Transaksl
..•..•..•
rs_sce_l
0,50000
Berjalan
0,00000
,,
2.00000
'.~
'/ e
-----
e_sct'_l
e_sce_2
Anggaran
,
..,•. "
"
":, :
\/ /
Defislt Primer ~,00000
:\
~,'
rs_sce_2
1.00000 1.00000
/-~~~-----------------
I I
0,00000
~....
.0,40000
DPD_~CE_l
NUal Tukar
Suku Bunga
·0.20000
----~
DPo.seE
0.00000
""---
~-~--------------------------
1 "3"'$"7"~''!l'nrn1'r9'2nj'$'1r19'
1\ ...s"""<)"H·!3·'Wj~'\'§·cr·lT~5"~1·~~· .{),00000
ca
-----ca_sce_l
':,00000
c::l_see_1
dt
-----dt_sr;.;>_l
dt_sce_2
K. Simp ulan, Saran dan Keterbatasan K.l.Simpulan Pertama, kesenjangan
penerapan
defisit
output, mendorong
penyetabil
utang dalam jangka
kenaikan harga barang, menurunkan
nilai tukar rupiah terhadap euro sehingga memperbaiki Indonesia,
Kedua, penerapan
mempengaruhi
pembentukan
panjang
defisit penyetabil harga-harga
akan meningkatkan
suku bunga, menurunkan
kondisi neraca transaksi perdagangan di
utang dalam jangka
pendek
tidak signifikan
barang di dalam negeri, suku bunga, nilai tukar rupiah
terhadap euro dan variasi neraca transaksi berjalan di Indonesia. Ketiga, pola respon kesenjangan
40
output, harga, suku bunga, nilai tukar, ncraca transaksi bcrjalan clan dcfisit primer tidak bcrbeda dengan ketika sebelum dilakukan simulasi, namun penambahan menyebabkan kinerja variabel-variabel
delisit penyetabil utang
ekonomi makro tcrsebut lebih tingg!
dibandingkan
sebelum dilakukan simulasi, sebaliknya penurunan delisit penyetabil utang, kinerja variabelvariabel ekonomi makro tersebut Icbih rendah dibandingkan
scbelum dilakukan simulasi.
Keempat, mcnggunakan koclisicn nilai ect (-4) dipcrolch hasil bahwa pcrsamaan tingkat harga
relatif paling cepat menyesuaikan
kembali menuju keseimbangan yang baru, kemudian diikuti
oleh persamaan kesenjangan output, sedangkan persamaan tingkat suku bunga paling lambat menyesuaikan
menuju keseirnbangan
yang baru dibandingkan
persamaan -persamaan
lainnya.Kelima, dalam jangka pendek maupun jangka panjang seluruh variabel ekspektasi mempengaruhi
secara positif dan signilikan terhadap masing-rnasing
variabel aktual yang
diwakilinya yaitu tingkat harga aktual, nilai tukar aktual, kesenjangan output aktual clan selisih output domestik dan luar negeri aktual. K.2.Saran Berdasarkan basil penelitian tersebut, dapat direkomendasikan beberapa hal sebagai berikut. Pertama, penerapan delis it penyetabil utang dapat diimplementasikan dalam sistem pengelolaan
utang di Indonesia karena mempengaruhi kinerja ekonomi makro di Indonesia
dalam jangka
panjang. Kedua, penerapan kebijakan liskal kaidah (fiscal rule) berupa penerapan delisit penyetabil
liskal membutuhkan
komitmen
politik yang tinggi untuk melakukan disipilin
anggaran dan mengurangi policy lag sehingga time lag kebijakan fiskal tidak terlalu panjang yang menyebabkan efektilitas kebijakan fiskal berkurang. Ketiga, peningkatan defisit penyetabil utang sebesar I persen dapat dilakukan dan akan memberikan pengaruh positif terhadap kinerja pcrckonomian scpanjang pcmerintah dapat mcnjaga utang stabil scpanjang tahun. Keempat, otoritas moneter sebaiknya berkoordinasi
lebih intensif dengan
otoritas liskal ketika akan
menentukan suku bunga kebijakan (BI rate), sehingga target output kedua institusi dapat terwujud untuk meningkatkan perekonomian variabe1 ekspektasi
harga, ekspektasi
ekspektasi output domestik pemerintah ketika
dan menjaga kesinambungan
liskal. Kelima,
nilai tukar, ekspcktasi kesenjangan output dan se1isih
dengan ekspetasi output Eropa
harus dipcrtimbangkan
oleh
kebijakan ekonomi makro akan diterapkan karena mempengaruhi kinerja
perekonomian signilikan.
41
K.3. Keterbatasan Penelitian ini rnenggunakan model persarnaan dari Arestis beberapa modifikasi. Modifikasi beberapa variabel terpaksa dilakukan terutama pada alat eviews untuk mengestimasinya.
(2009) yang mengalami karena kendala tehnis
Modifikasi tersebut merupakan keterbatasan
dalam penelitian ini dan diharapkan dapat disempumakan pada penelitian selanjutnya. Adapun keterbatasan dalam pcnelitian ini adalah scbagai berikut, I) Penentuan variabel kesenjangan output menggunakan varia bel output aktual dilcurangi output potensial, dan untuk memperoleh output potensial itu digunakan tehnik Hodrick Prescot (HP Filter). Penggunaan konsep perhirungan kesenjangan output
yang lebih
akurat dapat dikembangkan pada penelitian sclanjutnya. 2) Hasil estimasi belum sepenuhnya
mengaplikasikan
model Arestis (2009) namun
variabel-variabel yang penting sudah dimasukkan. Penerapan seeara utuh model Arestis dapat dilakukan pada penelitian selanjutnya. 3) Persamaan defisit primer anggaran yang dipergunakan rnenerapkan
dalam penelitian ini belum
model Favero dan MonaceIli (2005) seutuhnya,
antara lain belum
memasukkan kejutan (struktural break) seperti penerapan rejim fiskal, pengaruh krisis ekonomi. Penerapan secara utuh model Favero dan Monacelli (2005) dapat dilakukan pada penelitian selanjutnya. 4) Simulasi dilakukan
hanya dengan merubah data defisit penyetabil utang dengan
menambah dan mengurangi sebesar 1 persen dari base line data defisit penyetabil utang. Merubah kejutan variabel makro lainnya dapat dikembangkan
lebih lanjut pada
penelitian selanjutnya untuk melihat pola perbedaan respon setiap persarnaan
dalam
rangka verifikasi empiris pemikiran MKB yang lebih Icngkap.
42
DAFT AR PUST AKA Abdurohman dan Syahrir, Ika, 2012, Kebijakan Defisit Anggaran dan Utang Pemerintah, : Majalah Warta Fiskal, No.5, Kementrian Keuangan RI. Adiningsih, Sri., 2009, The Impact of Government Debt Issuence on Short Term Interest In Indonesia, Gadjah Mada internationalJournal of Business, Vol. II, No 1,301-316. Adji, Arti., 1995, Is Public Debt Ncutral?,Evidcnces For Indonesia, Jurnal Ekonomi dan Bisnis, Vol.! 0, No.1, 21-32. Alesina, Alberto and T Bayoumi., 1996, The Cost and Benefits of Fiscal Rule: Evidence From US States, Working Paper. Arestis, Philip., 2009, New Consensus Macroeconomics: A Critical Appraisal, Working Paper Collection. No 564. Arestis. Philip and Sawyer, Malcolm, 2003, Reinventing Fiscal Policy, The Lev)' Economics institute Working PaperCollection, No. 381. Arestis, Philip and Sawyer, Malcolm, 2004, On Fiscal Policy and Budget Deficits, Journal of Economics, Vol.!, No 2, 66-78 Arestis, Philip and Sawyer, Malcolm, 2004, New Consensus, New Keynesianism, and the Economics of the "Third Way", Working PaperCollection, No. 364. Badinger, H., 2009, Fiscal Rules, Discretionary Fiscal Policy and Macroeconomic Stability: An Empirical Assessment for OECD Countries,Applied Economics, No. 41, 829-847. Baily, M. N and Friedman., P. 1995. Macroeconomics: Financial Markets and the international Sectors, 2ndEdition. Chicago: Irwin. Balassone, di Fabrizio and Monacelli, D., 2000, EMU Fiscal Rule: Is There A Gap? Politica Fiscale Flessibilita Dei Mercati E Crescita. Barro, Robert.J and Martin, Xavier Sala I., 1992, Public Finance in Model of Economics Growth.Review of Economics Studies. Vol.59, 645-661. Bernheim, B, Douglas., 1988, Budget Deficits and the Balance of Trade, Tax Policy and the Economy. Vol. 2,1-31. Blanchard, 0., 2003, Macroeconomics. Third Edition, Pearson Education Inc, Boston. Blanchard, 0, Giovanni Dell'Ariccia and Mauro, Paolo., 2010, Rethinking Macroeconomic Policy, Journal of Money. Credit and Banking, Supplement. Vol.42, 1-46. Blejer, Mario,l., and Adrienne Cheasty, 1991, The Measurement of Fiscal Deficits: Analytical and Methodological Issues, Journal of Economics Literature, Vol 29, 1644-1678. Bollen, K.A, 2001, Two-Stage Least Squares and Latent Variable Models: Simultaneous Estimation and Robustness to Misspecifications, Ch 7, pp 199-138 Boschi, Melisso, and Girardi Alessandro, 2005, Euro Area Inflation: Long Run Determinants and Short Run Dinamics, Working Paper No.60.lnstituto Di Studi E Analisi Economica. Braun, Miguel and Gadano, Nicolas., 2007, What Are Fiscal Rules For? A Critical Analysis of the Argentine Experience, Cepal Review. Vol. 91, 53-65. Briiggemann, Ralf, 2006, Sources of German Unemployment: A Structural Vector Error Correction Analysis, Empirical Economics. Vol. 31, 409-431. Brimmers, F Andrew and Allen, Sinnai., 1986, The Monetary-Fiscal Policy Mix: Implications for Macroeconomics Performance, The American Economic Review. Vol. 76. No 2, 20320S. Brzozowski,Michal and Joanna S., 2009, The Impact Of Fiscal Rules on Fiscal Policy Volatility,Journalof Applied Economics, Vol. XIII, No 2, 5-231.
43
Burney, A, Nadeem., 1992, Government Budget Deficits and Exchange Rate Determination: Evidence from Pakistan, The Pakistan Development Review,Vol. 31,4 Part II, 871-882. Cebula, J, Richard., 1997, An Empirical Note on the Impact of the Federal Budget Deficit Ex Ante Real Long-Termlnterest Rates, Southern Economic Journal, Vol. 63., 1094-1099. Clark, Don P and Hsing Yu, 2005. Application of The IS-MP-IA Model and the Taylor Rule to Korea and Policy Implications. The Journal of The Korean Economy, Vol. 6, No.2, 298311. Cuevas, VIctor, M., 2009, The Short-Term Effects of Fiscal Policy in Mexico: An Empirical Study, Estudios Economicos, Vol.24, No I, 109-144. Culha, A, A., 2006. A Structural V AR Analysis of the Determinants of Capital Flows into Turkey. Central Bank Review, Research and Monetary Policy Department Central Bank of the Republic of Turkey. Departemen Keuangan, RI. 2009. Era Baru Kebijakan Fiskal, Badan Kebijakan Fiskal, Kemenkeu RI. Departemen Keuangan, RI, 2012. Warta Fiskal, edisi 3, Badan Kebijakan Fiskal, Kemenkeu Rl. Enders, Walters., 2004, Applied Economtric Time Series, Second Edition, Wiley and Sons Faini, Riccardo., 2006 , Fiscal Policy and Interest Rate in Europe, Economic Policy, Great Britain Farmer, Roger E.A., 2002, Macroeconomics, Second Edition, South Western. Favero, Carlo and Monacelli,Tommaso., 2005, Fiscal Policy Rules and Regime (In) Stability: Evidence From the US,NBER Working Paper, No 282. Garratt, A., Lee, K., Pesaran, M, H. dan Shin, Y.,2004. A Long Run Structural Macroeconometric Model of the UK. Economic Journal, Vol.1l3, 412-455. Garratt, A., Lee, K., Pesaran, M. H., dan Shin, Y., 1999. A Structural Cointegrating VAR Approach to Macroeconomctric Modelling, ESE Discussion Papers 8, Edinburgh School of Economics, University of Edinburgh .. Giese, Guido and Wagner, Helmut., 2007,Graphical Analysis Of The Ncw Neoclassical Synthesis, Diskussionsbeitrag, Nr411, 1-26. Goodfriend, Marvin., 2002, Monetary Policy in the New Neoclassical Synthesis:A Primer, International Finance, Vol. 5,165-191. Goodfriend.Marvin and King Robert., 1997, The New Neoclassical Synthesis and The Role Of Monetary Policy, NBER Macroeconomic Annual. Vol 12,231-295. Gordon, J Robert., 1990, What Is New-Keynesian Economics?, Journal of Economic Literature, Vol. 28, No.3, 1115-1171. Gujarati, D dan Porter., D.C 2009. Basic Ecdnometrlcs, 5th Edition. New York: McGraw-Hill Heijdra, Ben J and Ploeg, Frederick van der., 2002, The Foundation of Modern Macroeconomics, Oxford University Press Inc,New York. Holden, K., D.A.Peel dan J.L.Thompsons, 1985. Expectations: Theory and Evidence. St.Matin's Press, New York. Hubbard, R Glenn; O'Brien, Rafferty Matthew and Patrick. Anthony., 2012, Macroeconomics. PrenticeHall, New Jersey. Insukindro., 1991, Regresi Linier Lancung dalam Analisis Ekonomi: Suatu Tinjauan dengan Satu Studi Kasus di Indonesia, Jurnal Ekonomi dan Bisnis Indonesia, Vol 6, 75-88. Insukindro,2012, Handout Sosialisasi Profesi Penilai Publik,Yogyarkarta. Insukindro, 2011, Permodelan Makroekonomi (Macroeconomic Modelling): I dan II, Materi Pelatihan, FEB UGM. 44
Insukindro dan Sahadewo.A., 2010, Inllation Dynamics In Indonesia: Equlibrium Correction and Forward-Looking Phillips Curve Approaches. Gadjah Mada International Journal of Business. Vo 12, 117-133. Jogiyanto, HM, 2007, Metodologi Penelitian Bisnis: Salah Kaprah dan PengalamanPengalaman, BPFE UGM Jogyakarta. Kobayashi, Keiichiro., 2013, A Theory of Public Debt Overhang,Takayamaonline.net/pie/stagei/Japanese/d yldp20 12. Kompas, 2012, www.komQas.com. April Kopits,G. and Symansky S., 1998, Fiscal Policy Rules. IMF Occasional Paper. No.162, Washington Kumar, Mohan, and Jaejoon Woo, 2010, "Public Debt and Growth, IMF Working Paper. No 10/174. Laubach, Thomas., 2009, New Evidence on the Interest Rate Effects of Budget Deficits and Debt,Journal of the European Economic Association. Vol 7, 858-885. Linnemann, Ludgerand Schabert, Andreas., 2000, Fiscal Policy in The New Neoclassical Synthesis, Journal of Money. Credit. and Banking. Vol.35, No 36, 911-929. Lutkepohl, Helmut., 2005. Problems Related to Over identifying Restriction for Structural Vector Error Correction Models, European Unievsity Institute. Mankiw, N, Gregory., 2007. Macroeconomics, 6.h Edition. New York: Worth Publishers. Maryatmo, Rogatianus., 2004, Darnpak Moneter Kebijakan Defisit Anggaran Pemerintah dan Peranan Asa Nalar Dalam Simulasi Model Makro-Ekonomi Indonesia.,Disertasi, Universitas Gadjah Mada, Tidak dipublikasikan. McCafferty, Stephen., I960, Macroeconomic Theory, Harper and Row Publisher Inc, New York. Metin, Kivilcim., 1998, The Relationship between Inllation and the Budget Deficit in Turkey, Journal of Business & Economic Statistics, Vo1.16. No 4,412-422. Michel, Philippe, Thadden.Von Leopoldand Vidal, Jean Pierre., 2010, Debt Stabilizing Fiscal Rules, Journal of Public Economic Theory, Vol.12, 923-941. Miskhin, Frederich,S., 2003, The Economics of Money Banking and Financials Market, Canada, Pearson Education. Mitchell, Peter R, Joanenne E, Sault and Kenneth, F.W., 1999, Fiscal Policy Rules in Macroeconomic Models: Principles and Practice, ESRC Macroeconomic Modelling Bereau, Vo. 17, 171-193. Parkin, Michael, 2012, Macroeconomics, Tenth Edition, Addison Wesle. Pcsaran, H, Hashem., Shin I. Yongchcol., 1998, Generalized Impulse Response Analysis in Linear Multivariate Models, Economics Letters,Vol. 58, 17-29 Pindyck, Robert S and Daniel L. Rubinfeld., I998, Economteric Models and Economic Forecasting, 4'~dition, McGraw-Hill, New York. Rahmany, A.Fuad, 2009, Ketahanan Fiskal dan Manajemen Utang Dalam Negeri Pemerintah, Era Baru Kebijakan Fiskal Pemikiran Konsep dan Implementasi, BKF, Departemen Keuangan RI. Rahutarni, Angelina Ika, 2007. Interaksi Sektor Moneter dan Fiskal di Indonesia Tahun 1980.12006.4: Pendekatan Sistem Ekonomi Simultan, Disertasi Universitas Gadjah Mada, Tidak Dipublikasikan. Reisen, Helmut, 1997, Sustainable and Excessive Current Account-Deficits, Working Paper, No 133. Romer, David., 2006, Advanced Macroeconomics, 3 rd edition, McGraw-Hili/Irwin, New York. 45
Santoso, Wijoyo., 20 II. Interaksi Kebijakan Moneter dan Fiskal di Indonesia,Disertasi. Universitas Gadjah Mada Sargent, Thomas J., 1987,Macroeconomics Theory, Academic Press, 2 nd edition, London, 362-417. Sargent, T and Wallace, N.• 1981, Some Unpleasant Monetarist Arithmetic, Quarterly Review, Federal Reserve Bank of Minneapolis, Vo1.5, 1-17 Shick,Allen., 2010, Post-Crisis Fiscal Rules: Stabilising Public Finance while Responding to Economic AftershocksOECD. Journal on Budgeting, Vo1.2, 2-"17. Silberberg, Eugene and Suen- Wing., 2001, The Structure of Economics: A Mathematical Analysis, 3 rd edition, Irwin Mcgraw-Hill, New York. Simorangkir, Iskandar dan Adamanti, Justina., 2010, Peran Stimulus Fiskal dan Pelonggaran Moneter Pada Perekonomian Indonesia Selama Krisis Finansial Global: Dengan Pendekatan Financial Computable General Equilibrium, Buletin Ekonomi Moneter dan Perbankan. Socol, Cristian., 2012, Proposal for the implementation of a fiscal rule system for Romania. Estimate for the reaction of the fiscal rule system to the output's shocks, Theoretical and Applied Economics, Vol 19, No 12,5-12 .. Snowdown, Brian, Vane. Howard and Wynarczyk, Peter., 1994, A Modern Guide To Macroeconomies, Edward Elgar Publishing Limited, UK. Stern, 1. David., 1998, A Multivariate Cointegration Analysis of The Role of Energy in The US. Macroeconomy, Working Papers in Ecological Economics, No.9803 . Tatiana, Kirsanova, Wren-Lewis and Simon., 2006, Optimal Fiscal Policy Rules in a Monetary Union, Simple Rules, Economic Journal, Vol. 122, 238-264. Taylor, JhonB., 1979, Estimation and Control of Macroeconomic Model With Rational Expectation, Econometrica, Vo1.47, 1267-1286. Taylor, Jhon B., 2000, How the Rational Expectations Revolutions Has Changed Macroeconomic Policy Research.Stanford University Working Paper, February. Tcherneva, Pavlina, R., 2008, The Return of Fiscal Policy: Can the New Developments in the New Economic Concensus Be Reconciled with the Post-Keynesian View, The Levy Economics Institute Working Paper Collection, No. 539. Thomas, R.L., 1997, Modern Economterlcs An Introduction, Addison Wesley Longman.UK Wickens, Michael.,2008,Macroeconomic Theory. A Dynamic General Equlibrium Approach, Princeton University Press, London. Williamson, D, Stephen., 2008, Macroeconomics. Third Edition, Pearson International Edition. Woodford, Michael., 1999, Revolution and Evolution in Twentieth-Century Macroeconomics, Paper Prepared for the Conference onFrontiers Century. Library of Conggres, Washington.
of The Mind on the Twenty-First
Zouache, A., 2004, Toward A "New Clasiccal Synthesis"? An Analysis of The Methodological Convergence between New Keynesian Economics and Real Business Cycle Theory", History Economic Ideas, Vol 12, 95-117.
46
DAFTAR RIWAYAT HIDUP Nama Tempat, Tanggal Lahlr NIP PangkatlGolongan Nama Suaml Nama Anak
Agama Nama Orang Tua Pekcrjaan Alamat Pckerjaan
Alamat Rumah
No Telpl HP/e-maii
: Marselina, S.E., M.P.M. : Bandar Lampung, 10 Juli 1967 :196707101990032001 : Lektor Kepala/ rvlb : Tri Joko Prasetyo, SE,M.Si, Akt : I. Muhammad Iqbal Tawakkal 2. Muhammad Ichsan Tawakkal 3. Muhammad IIham Tawakkal : Islam : H. Mochtar Djayasinga (aim) Hj Musiah : Dosen : Fakultas Ekonomika dan Bisnis Universitas Lampung JI. Prof. Dr. Sumantri Brjonegoro No 1 Gedung Meneng Bandar Lampung (35145) : Perumahan Griya Sejahtera Blok D No II Gunung Terang, Bandar Lampung (35152) : 0721 (706568) 1 0816 400 6641
[email protected]
Pendldikan: S3 : Program Doktor IImu Ekonomi Universitas Gadjah Mada (2008-2014) S2 : Dcpartcment of Public Policy and Management, Carnegie Mellon University, Pittsburgh, USA (1992-1994) S I : Jurusan IImu Ekonomi dan Studi Pembangunan, FEB Universitas Lampung (1985-1989) Pengalaman Pekerjaan: I990-sekarang 2006-2008 2002-2006 1998-2002
: Dosen FEB Universitas Lampung : Pembantu Dekan Bidang Akademik FEB Universitas Lampung : Pembantu Dekan Bidang Akademik FEB Universitas Lampung : Sekretaris Jurusan IImu Ekonomi dan Studi Pembangunan FEB Universitas Lampung
Pengalaman Organisasi: 2014-2015 2012 2011 2011-2012 2012- 2013 2010
: Regional Economics Untuk Propinsi Lampung, Kementrian Keuangan RI : Tenaga Ahli DPRD Propinis Lampung untuk Pansus Perda Retribusi : Staff Ahli DPRD Propinsi Lampung Komisi III : Staff Ahli DPRD Komisi D, Kota Bandar Lampung : Staff Ahli DPRD Kabupaten Lampung Timur : Konsultan dan Fasilitator "Public-Private Dialogue", disponsori Bank Dunia47
2010-2012 2010-2012 2006-2008 2005-2006 1999-2005 2001-2004 2003 2000-2004
GTZ Red-Bappenas : Anggota Tim Raskin Propinsi Lampung : Anggota Dewan Riset Daerah (ORO) Prop Lampung Bidang Ekonomi : Staf Ahli Gubernur Propinsi Lampung Bidang Ekonomi dan Keuangan Daerah : Anggota Staff Sosialisasi Anggaran Berbasis Kinerja, Propinsi Lampung. : Staff Ahli Bidang Keuangan Daerah dan Otonomi Daerah.Pusat Study dan Kebijakan Publik(PUSBBIK) : Nara Sumber Bidang Keuangan Daerah Untuk beberapa NGO, Disponsori Friederich Naufhrnan Stifftung FNS)-Jerman,JlCA,PBHI, IRCOS-Semarang, : Konsultan Need Assasement Untuk ADEKSI (Asosiasi DPRD)Kota se Indonesia), disponsori USAID . : Staf Ahli pada Center For Strategic and Policy Studies ( PUSSbik), disponsori nCA
Prestasl: Dosen Berprestasi I Tingkat Fakultas Dosen Berprestasi III Tingkat Universitas Ha511Penelltlan: 1. Penyusunan Model Kcseimbangan Perekonomian Indonesia Melalui Penerapan Kaidah Kebijakan Fiskal Berdasarkan Pemikiran New Consensus Macroeconomics. Hibah Bersaing, DIKTI, 2. Pembentukan Model Pertumbuhan Ekonomi di Daerah Otonomi Baru Untuk Mengantisipasi Kegagalan Kebijakan Pemekaran Daerah, DIPA FEB Unil 3. Hubungan Kebijakan Fiksal dan Tingkat Suku Bunga di Indonesia, D1PA FEB Unila 4. Eksistcnsi dan Kedudukan UU tentang PDRD terhadap UU Otonomi Daerah, Kerjasama Bappeki Depertemen Keuangan RI dengan LP Unila 5. Optimalisasi Program RASKIN melalui optimalisasi subsid, distribution, sosialisasi dan akurasi data RTM, kerjasama BULOG-LP Unila 6. Pilot Project pengembangan "Warung Desa" sebagai alternative pendistribusian RASKIN, kerjasmaa Perum BULOG dan Kementrian Kesejahtcraan Rakyat-LP Unila 7. Permasalahan dan Efektifitas Distribusi RASKIN, kerjasama Perum BULOG-LP Unila 8. Evaluasi Efektifitas Pelaksanaan Program RASKIN, kerjasama Perum BULOG -LP Unila 9. Analisis Fiskal Stress Terhadap Kinerja Keuangan APBD Kota Metro dan APBD Kota Bandar Lampung 10. Analisis Anggaran Untuk Rakyat (Anggura), studi kasus APBD 10 kab/kota di Propinsi Lampung, kerjasama dengan KOAK II. Financial Information System In Indonesia, didanai oleh RTI- World Bank 12. Analisis Anggaran Berperspektif Gender di Propinsi Lampun 13. Penyusunan Sistem dan prosedur Tata Cara Penyusunan program, kegiatan serta tata cara Pembahasan RASK propinsi Lampung , Penyusunan Draft SK Gub ttg hal tersebut serta Naskah Akademis , Bappeda Propinsi Lampung 48
14. Penyusunan Sistem dan prosedur Tata Cara Pelaporan dan Pertanggungjawaban Anggaran Propinsi Lampung , Penyusunan Draft SK Gub ng hal tersebut serta Naskah Akademis , Bappeda Propinsi Lampung . IS. Penyusunan Buku Profil Lernbaga LegislatifKota Bekasi.kerjasama dengan ADEKSI 16. Pcnyusunan Sisdur Tcntang Pcnyusunan Program! RASK dan Tata Cara Pcmbahasan RASK 1.7. Penyusunan Sisdur Tentang Pelaporan dan Pertanggungjawaban Anggaran I II. Peningkatan Kualitas Sumber Daya Aparatur Daerah Kab Tulang Bawang, Kerjasama Pemda Tulang Bawang dengan LP Unila 19. Pcnyusunan Mckanismc dan Proscdur Pclaporan Anggaran Bcrbasis Kincrja, Kcrjasama Pemerintah Propinsi Lampung dengan LP Unila 20. Penyusunan Juklak Pelaksanaan APBD Propinsi Lampung, Kerjasama Bipram Pemprov Larnpung dengan LP Unila 21. Program Capacity Building di Pulau Pasaran Bandar Lampung, Kerjasama Bappeda Kota Bandar Lampung-LP Unila 22. Analisis Anggaran Untuk Rakyat (Anggur) APBD Kota Bandar Lampung (Pcnelitian Mandiri) Publikasl 2007 2006 2005 2004
Buku: : APBD , Apa dan Bagaimana, Penerbit Universitas Larnpung, ISBN : Ekonomi Publik, Suatu Pengantar, Larnpung University-Press, ISBN : Bedah Anggaran Daerah, Penerbit Universitas Lampung,ISBN 979-8287- 77-0 : Membangun Kapasitas fungsi Penganggaran DPRD, Penerbit Konrad Adcnaucr Stifftung - Scknas ADEKSI , ISBN No. 07098977-2-6
Kegiatan Workshop Workshop: 2009 2008
2006 2005 2005 2002
dan Seminar
: Curriculum Development di Kentucky University, Lexington, USA disponsori oleh USAID : Training ofTraininf(TOT) Management Keuangan Daaerah dan Perencanaan Pembangunan,Lembaga Adminstrasi Negara (LAN), kerjasama SCBD Lampung Selatan : Korupsi Anggaran dan Masalahnya, UNDP, Bandung : Capacity Building, ITB, kerjasama Bappeda Kota Bandar Larnpung ADB : Pengkajian Kebutuhan Pengembangan Kapasitas Daerah (Capacity Building Needs Assessment - CBNA Jakarta, GTZ : Workshop on Political Strategies IV - Management of Resources, Cologne, Jerman, sponsored By GTZ-Gennan
2001 : The International Academy of Leadership. Gummersbach
, German
49
Seminar: I. APBD Berbasisi Kinerja 2. Perencanaan Anggaran Daerah Local 3. Pcmbiayaan untuk NGO Keglatan
Pemakalah dan FaslUtator:
I. ToT Penguatan Parlemen Bidang Ekonomi dan Keuangan Daerah, disponsori oleh OT!USAID,JICA 2. Training Penyusunan Anggaran Pro Poor dan Anggaran Berperspektif Gender, Bagi Anggota Legislatif untuk Kab/Kota se Propinsi Lampung, Se-Sumatera Selatan, Kola Bengkulu, Kola Padang, Prop Jambi, Propinsi NIT, Kab Sumba, Kab Alor, Kab Bima, Kola Malang, Dernak, Jepara, Pekanbaru, Bangka-Belitung.Sumatera Utara 3. Berbagai seminar dan training "Kebijakann, Penyusunan dan Kritisi APBD, disponsori oleh FNS, GTZ, Proda NT, YPBffi-NSN, KBH Lampung, Pussbik 4. Advokasi penyusunan program untuk DPRD Pasuruan, IRCOS-Uni Eropa,Malang 5. Meningkatkan Kapasitas dan Kapabiltas Penganggaran Anggota Parlemen Pcrempuan dari Parta Kebangkitan Bangsa (PKB), Bogor
50
