Vof. VI No.02.2006 Januai-ha1.2946
Analisis Stabilitas dan Efektivitas Relatif BesaranMoneter BebasBunga di Indonesia :
SebuahPengujianEkonometrik PadaData Time Series Tahun l97l:l-200224 Mustafa Edwin Nasution, Ph.D Mohammad SolehNurzaman. S.E ABSTRAK
Dalom sistem moneteryang berbasissyariah, torget-target kEbijdkan moneteryqng berhasil aQalahyang dipusatkan l<earahtercapainya stqbilisqsi ekonomiyang dapat diuhr dengansalah satu indikator berupa l@stabilanpergerakah agregat moneteryqng hanya berfungsi sebagai alat tansal$i, danjuga dalam kegznaannyasebagai instrumen kebijakan moneter,Hal tersebuthanya dapat tercapai melalui konsistensidengan aturan yang berlaku dalam ajaran hlam.
Penelitian ini adalah sebuahpercobaan antuk mengan. isis, mengevaludsiddnjaga membuklikankeqbsahondari kee/ektifandan kestabilan instrumen-instrumenmoneter syariah. Hasil penelitian denganmelihal telositqs agregat moneterdan terutama metode pendekatankointegrusi dan error-correclion mechanism,menanjuklen bahwq Otoritqs Moneter dalam hubungannyadenganktbuakan pengdturqn tingkat harga ,besaran moneteryang bebasbanga nempuryni habunganyang lebih erat dengantingkat harga dibandingkan dengan besaran-besaranmoneteryqng telah mengandungbunga. Pada sisi lqin dalamjangkg panjang ,permintaan aglegat ruoneterbebasbunga akan relatif lebih stabil, sehinggdgangguanyang bersifatjangka pendek akan teredulai unnk kenbali ke kesei tnbangan j ang ka p anjangry a. Kata Kunci : Ekonomi Syariah,EkonomiIslam,TingkatBunga,InstrumenKebijakkan Moneter, Kointegrasi, Eror-corrction Klasifikasi JEL : C22, E52
I. PENDAHULUAN Ll, Latar Belakang Sistemkeuangandunia saatini semakinberkembangdenganmunculnyasistemkeuangan berbasisnon-bungayang lebih dikenal dengan sistem keuangansyariah. Di tengah dominasi sistem keuanganmodem yang dominan dan telah lama berdiri, kemunculan sistemkeuangansyariahini di satusisi menimbulkansebuahharapanuntuk dapatmenjadi setidaknya altematif terhadap permasalahanekonomi yang ada. Pada sisi lain tidak dapat dipungkiri adanya keraguan, mengingat sistem ini masih baru dan belum banyak terbukti
30
MustafeEdwin Nasution,Ph.D MoharnrnadSolehNurzarian, S.E
secaru empirik. Pada sebagian masyarakat yang mendukung sistem teuangan syariah, alasanemosionaldannormatiflebih dominandibandingkannilai positif. Fenomena berdirinya perbankan dan institusi keuangan syariah sebagai bagian yang terintegrasi dengan sistem keuangan konvensional yang telah lama lebih dulu berdiri, memunculkan sebuahtanda tanya sejauhmana peranansistem keuangansyariah terhadap kondisi keuangan dan poekonomian secara umum. Apakah sistem keuangan syariah mampu menjawab permasalahan secara empirik, tidak hanya berdasarkan argumen normatif saja, yang sarnpaisaatini rnasih dianggap sebagaisalah satu kekurangandisiplin ekonomi syariah.Diperlukan studi-studi lebih lanjut untuk membuktikan efeldivitas sistem keuanganini. The First Islamic Economics Confrence ymg dilaksanakandi Mekkah tahun 1976, dapat dikatakan sebagai katalisator bagi perkembangan studi lebih lanjut tentang ekonomi syariah yrng bersifat spesifik dan positif. Khurshid Ahmad, dan M. Nejatullah Siddiqi berperanbesarlewat karya tulis yang dibuat dalam konfrensi ini, sehinggakontribusi yang diberikan membuat mereka dianugerahi Islamic Development Bank Award". Lalu studi tentang uang dalam perspektif Islam di lakukan Choudury ( 1997 ), dan Chapra ( 1998 ) mernberikan sumbangsihuntuk literatur tentang pembangunanekonomi dalam pandangan Islam. Di bidang keuangan dan perbankan syariah, penelitian dan uji dilakukan dengan lebih mendalam di beberapanegara yang dianggap institusi keuaugan syariahnya cukup maju. Darat ( 1988 ) melakukan inisiatif untuk melakukan uji test tentang efektivitas relatif sistem keuangan syariah di Tunisia. Darrat melakukan penelitian secaraempirik tentang implikasi kebijakan denganbesaranmonetgr, yaitu uang berbasisnon-bunga, dan berbasis bunga. Walaupun hasil menunjukkan bahwa uang berbasis non-bunga lebih efektif dan stabil, tetapi penelitiannya menimbulkan keraguan dan kedibilitas atas hasil yang diperoleh'. Ini dikarenakan Tunisia sendiri pada kenyataannya belum banyak berpengalamandenganperbankansyariah". Setelahpanelitianyang dilakukanDarmt ( 1988), Hassandan Aldayel ( 1998) dengan metodologi yang sama,terhadap 15 negara, memperolehhasil yang konsisten denganapa yang dicapaiDanat. Yousafi ( 1997) melakukanuji serupadi lran, dan Kaleem(2000 ) di Malaysia, tetapi hasil yang merekaperoleh relatif berbeda.Kaleem menfmpulkan bahwa stabilitas dan efektivitas yang dicapai oleh besaran agregat berbasis non-bunga dan berbasisbunga adalahsamauntuk kasusMalaysia. I.2. PerumusanMasalah Stabilitas dari besaran moneter berupa uang beredar salgat penting terutama untuk mencapai target kebijakan makro yang ingin dicapai. Di beberapa negara kebijakan penggrmaanbesaran moneter meliputi beberapa tujuan utama, lazim diseb\t multiple objective, yaitu mencapai tingkat kesempatanke{a yang penuh, pertumbuhan ekonomi
I Di Indonesia,publikasihasilpenelitianBI terhadappot€nsi preferensi dan konsunFnterhadapbanksyariah tahun20m, nFnunjukkan42% sampelyangmemilihbanks]"ria} karcnainenganggap bung bankrnemilih kontadiksi ddgan nilai agarna'ibid, p 263 " Yorsefr, A moneral stability and intetestfree+anking: the csre ol kon ,1991,p 9 ' D?trf&t,on the eficieacy orihbrcst-free honetdry syttem: a case stualy.2ooo
sebuahPengrjian Elonometrik PadaData Time SeriesTahun 1971:l - 2002:4 Analisis Stabilitasdan EfektivitasRelatif BesaranMoneterBebasBrnga di Indonesia
yang tinggi dan tingkat inflasi yang terkendali. Tujuan terakhir menjadi single objective khususnyabagi Bank IndonesiasejakdibuatnyaUU BI no.23tahun 1999. Uji perbandinganstabilitas anta& uang non-bungadan uang yang mengandungkomponen bunga lebih ditujukan untuk mengeksplorasilebih jauh efektivitas relatif sistem keuangan syariah. Ini dilakukan untuk menguji adanF hipotesa yang m€nganggapsistem keuangan tanpa bunga lebih baik dari sistem keuangan yang masih menggunakan bunga. Khan (1986 ) meuegaskanperlunya pernbuldian empirik denganmenggunakandata aldual ,agar dapat membuktikan apakahsistem keuanganbebasbunga lebih baik dibandingkan dengan sistem keuanganbe$asis bunga'. Dari beberapapenelitian , perbalrdingan stabilitas dan efektivitas besaran moneter yang dimaksud setidaknya dapat dirangkum menjadi empat indikator : stabilitas perputaran f velocity ) uangbercdar ( Darrat ,1998, Hassandan Mazumder, 2001), stabilitas p€rmintaan uang riil jangka panjang ( Kaleem, 2000, Kia 2002 ), keterkaitan antam besaranmoneter dengantarget kebijakan pokok yang ingin dicapai ( Danat,2000, Hassandan Mazumder, 2001, Kaleem , 2000 ), dan efektifkonaol dari otoritas moneter terhadapbesaranmoneter ,ang di hitung ( Yousefi, 1997, Hassandan Mazumder,2001). Untuk penelitian ini sendiri indikator terakhir tidak dipertimbangkan. L3, Delintsi Stabllitas dan Efektivitas Stabilitas uang beredar yang digunakan dalam penelitian ini tercapai jika pertama, uang beredar teGebut memiliki tingkat peryutamn uang yang relatif konstan. Perputaranuang akan dianggap konstan jika volatilitasnya tidak terd€viasi secara signifikan. Dan kedua, kestabilan permintaan uang dalam jangka panjang dan juga terhadap pengaruh gangguan ekstemalselamaperiodepenelitian. Sedangkanefektivitas uang beredar akan teryenuhi apabila uang beredartercebutmemiliki keterkaitan erat dengan tingkat harga, sehingga dapat digunakan sebagai alat kebijakan untuk mengontrol perubahan harga. Adapun penghitungan efektif kontrol dari otoritas moneter terhadapuang beredar yang di hitung tidak dimasukkan dalam kriteria efeldivitas dalam penelitian ini. Pertimbangannyakarenamonetqry base yang digunakan sebagaialat kontrol otoritas moneter terhadap uang beredar, berisi komponen currency yffiig dalam penelitianinijuga didefinisikansebagaiuangnon-bunga. I.4. Definisi BesaranMoneter BebasBunga dan Telah Mengandung Bunga BesaranMoneter merupakanvariabel yang menggambarkandaya beli yang berada dalam perekonomian. Karena itu Uing ( beredar ) yang berfungsi s€bagai alat tukar dalam transaksi ekonomi merupakan definisi lain dari besaran'moneter.Di Indonesia , ada tiga j€nis besaranmoneter, yaitu base money ( M0), uang beredardalam arti sempit ( Ml), dan uang beredardalam arti luas ( M2). Darrat( 1998) berpendapat bahwaelernen-elemen dalamMl belum mengandungunsurunsurbunga.Karenaitu penulismenggwakanMl sebagaiproksi yang paling tepat dari 5 Ifian ( 1986 dalarn penelitiannyamendemonstasikanbahwa pembayaranbunga ) )ang bersifat prealeteminedpada tat]rJn8mmenyebabkankekakuandan ketidakmanpuansebuahbank untuk rnelakukan adjusmentgaItgguaneksbmal terhadapassetyang dimiliki.
Mustalb Edwh Naiution, Ph.D MoharrmadSolehNurzaman,S.E
interest-Iree mo ey stock ( uang non-bunga ). Lagipula urtuk lndonesia, berdasarkan pengamatnn perulis, regular checktble deposit ( gpg ) yang merupakan salah satu komponen Ml tidak mengandung komponen bunga'. Sedangkan currencyr sebagai komponen besaran moneter yang diciptakan bank senhal, jelas belum mengandung bunga. Secaraumum persamaanyang dibentuk
Ml =C+DD
(l)
ql mana: C adalah currency (uang kartal), DD adalahdemanddeposit (uang giral) Uang kartal (uang kertas dan uang logam) adalah uang yang benaf-b€narmerupakandaya beli yang langsungdigunakan (dibelanjakan). Kemudian, yang perlu dipe{elas lagi adalah kategori )"ng termasuk dalam demand deposir. Demand deposit atau uang giral hanya mencakup saldo rekening koran/giro milik masyarakatumum yaug disinpan di bank dan yang dimalcud saldo di sini adalah uang milik masyarakatyang masih ada di bank dan belum digunakanpemiliknya untuk mernbayaratau berbelanja. Sedangan uang yang memiliki unsur bunga terdiri dari simpanan yang mendapatkan pendapatanbunga tetap, yzittr time deposi ( deposito ) da['tsaving deposit ( tabungan ). Dua variabel ini merupakankomponen bagian pembentukbesaranmoneter M2 yang lebih dlkernl dengn Quasi Money. Secaramatematis: QM=TD+SD
Q')
di mana: TD adalah time d€posit (deposito:bedangka), dan SD adalah saving deposit (saldo tabungan)
II. SPESIFIKASI MODEL II.1. VelositasUang beredar Tujuan pokok dari kebijakan moneter di beberapa negara adalab pencapaian stabilitas harga dan atau PDB riil yang tinggi. Hal ini hanya bisa dicapai jika V stabil sepanjang waktu. Dengan adanya stabilitas psda velocity of money, maka otoritas moneter dapat menggtl'],akal]moneysapply untuk mengontrol kegiatanperekonomiansecarakeseluruhan dan begitu pun juga tingkat p€rtumbuhanGDP. Mengingatkembalipersamaan bcrikut ini: Mt*V=p*T
(3)
" dari beberapabank yangdisurveipenulis,rekeninggiro di Indonesiaumurmla tidak berbunga,bahkan dibebankanbiaya administrasi.
Ekonometrik PadaDataTirneSeriesTahun1971:I - 2002i4 Sebuah Pengujian MoneterBebasBungadi Indonesia AnalisisStabilitardanEfektivitasRelatifBesamn
Dimana: M = agregatmoneter alaiumoneysupply V - yelocity ofmoney P - tingkat harga .r - nanrlanatan
riil
Karena perkalian antara tingkat harga dan pendapalanriil merupakan reptesentasi pendapatannominal ( Y ), maka persamaandiatas dimodifikasi menjadi M*V=Y
(4)
Sehinggauntuk menghitungvelocityof money,
V=Y/M
(5)
II.2. Hubungan Agrcgat motreterdan Inflasi Implikasi utama dari digunakannyaagregatmoneter sebagaiinstumen kebijakan moneter adala.hbahwa agrcgat moneter harus dapat diandalkan dan mempunyai keterkaitan yang konsisten dengan tujuan utama dari kebijakan moneter. Keterkaitan yang kuat antam agregat moneter dan tujuan utama kebijakan moneter adalah pmsyamt untuk mencapai kondisi full employmer, dan stabilitas tingkat harya. Dalam penelitian ini stabilitas harga dipandangsebagaitujuan utamadari kebijakan moneter. AdapunmodelI'angdigunakan .
Besaranmoneter bebasbu[ga Persamaanregresi :
IHK, = q, + d2Mlt + Pr
(6)
Jika variabel IHK dan Ml terkointegmsi maka hubungan keduanya dapat digambarkansebagaiEftor Correction Model, yait!
NHK = B, + B,LMI+ B3t\-t+ st
(7)
dimana A merupakan operatorfrut differenc,, €t adalah random error teftn, dan pr-, merupakannilai enor lagged salu peiode dari regresi kointegrasi
/t,-t=IHQ:-qt-d2MlFl
(8)
Besaranmoneter yang telah mengandungbunga Persamaanresresi :
IHK.:dt+d2Qt+pt
(e)
Mu6tafaEdMn Nasution,Ph.D MohammadSolehNurzsrian. S.E
JikavariabelIHK danQ terkointegrasi makahubungankeduanyadapatdigambarkan sebagai Error CofteclionModel,yaitu
MHK -- 0, + frLQ, + Brp,_,+ e,
(ro)
dimanaA merupakanoperatotfrrst diference, E, adalahrandomerror term, dan p,-, merupakan nilai error laggedsatupedodedariregesi kointegrasi
P,-r=IHQ-.-dr-dzQ,,
(l l)
Dsngan metode kointegrasi 2 variabel Engle - Grange!, maka hubungan jangka panjang antam 2 variabel yang diuji dapat diperoleh dari unit root residual yang diperoleh dari regresi OLS antaravariabel tersebut.Dan mekanismeECM bafu dapat didapatkanjika kointegrasi diperoleh.
II.3. Stabilitas Permlntaan Uang Jangka Panjatrg Secara umum permintaan uang dalam perekonomian dipangaruhi oleh tingkat inflasi , tingkat suku bunga dan pendapatannasional riil, dimana :
Md-a*arYr+d,P+qr +s
(r2)
Dimana: Yr merepr€sentasikantingkat pendapatanriil P meru,pakanexpectedra.teof Wation Sedangkanr adalahtingkat suku bunga y"ng berlaku dimasyamkat.
Tetapi karena instrumsn suku bungan diasumsikan tidak ada dalam sistem keuangan syariah, dimana hal ini diaplikasikan dalam penelitian ini, maka model tersebut dimodifikasi seperti yang digunakanoleh Ahmad dan Khan ( 1990 ) :
MIP -a+a"Yr+uP+e
(13)
permintaanuangsecarariil . dimanaNtP merupakan Kemudianuntuk melihatpengaruheksternalberupaadanyakrisis ekonomi1997,maka modeldi atas,sep€rtiyangdilakukanolehKalem( 2000), menjadi:
M /P =a+atYr+dzP+dummyl997+e
(r4)
EkonorFtrikPadaDataTimeseriesTahunl97l: I - 2002:4 Pcngujian Scbuah MonetefBebasBungadi Indonesia RglatifBcsatan AnalisisStrbilitasdanEfektivitas
35
Sebagai catatan
III. METODOLOGI Ill.1. Ujl Kolntegrasl Kointegrasi adalah suatu hubungan jangka panjang atau ekuilibrium antara variabelvariabel yang tidak stasioner.Dengan kata lain, walau secaraindividual variabel-variabel tersebut tidak stasionet, namun kombinasi linier antara variabel tersebut dapat menjadi stasioner. Setelah melakukan unit root test untuk masing-masing variabel secam indiYidual, maka untuk tahapandalam pengujiar kointegasi Engle-Grangerselanjutnya: l.
s€telahdiketahui bahwa variabel-variabel yang diuji bersifat tidak stasioneratau mengandungunit root, maka kita lakukan regresi antam variabel tersebut, Y:a+bX+e mengeluarkandataresidual/error yang diperoleh dari hasil regresi di atas.
2.
e:Y-a+bX 3.
menguji stasioneritasdari data rcsidual yang diperoleh. ( sama seperti pengujian stasioneritasuntuk variab€l ).
4.
jika data iesidual bersifat stasionermaka dapat disimpulkan xerdapatkointegasi antaravariabelyang diuji.
lll,2. Error Conection Model ( ECMI, Mekanisme koreksi kesalahan,atau sering disebutjuga model koreksi kesalahan,pertama kali dipopulerkan oleh Engle dan Granger, yaitu untuk mengoreksi kesalahan dalam jangka pendek. Ketika te{adi kointegrasi ar,tara 2 alav lebih variabel dimana dapat diartikan adanya hubunganjangka panjang atau equilibrium antaar keduanya, tentu saja dijangka pendek ada kemungkinanterjadinya disequilibrium. Model sederhanaECM dapat ditunjukkan sebagaiberikut:
/x,:a+B/y,+l6tt*ut
(l s)
Dimana; A menunjukkan diferensiasipertama 6,-,adalahnilai selangsatupeioderesidual, aLav: (xd-bl
+ b2yd )
Regresi persamaandi atas menghubungkanperubahanx ke perubahany dan enot "yang menyeimbangkan" di periode sebelumnya. Dalam regresi ini ,/y menangkap gangguan
36
Mustafa&lwin Nasution,Ph,D MohammadSol€hNurzanran,S,E
jangka pendeky, sedangkansuku korelasi kesalahan6,-1menangkappenyesuaianke arah keseimbanganjangka panjang. Jika /x samadengannol dan 6,-lbemilai positif, artinya /x beradadi atasnilai equilibrium dai e + p/y,. karena I diharapkan negatiq maka yd,-1juga negatif sehingga/x, akan menjadi n€gatif untuk kembali ke titik equilibrium. Karena itu jika 4 diatas nilai equilibriurnnya, ia akan mulai tuun pada periode selanjutnya untuk mengoreksi equilibrium error , dan sebalilcrya. Sehingga nilai absolut dari 1,menentukan seberapa cepat equlibrium tercapai kembali. Inilah yang disebut ECM. IIL3, Penenturn Orde Integrasi Penentuanorde integrasi dilakukan dengan uji mrl root untuk mengetahuisampai berapa kali diferensiasi harus dilakukan agar series rnenjadi stasioner. Pengujian ini ditujukan untuk mengetahuiadanyaanggapanstasionaritaspada persamaanyang sedangdiestimasi. Data yaDg stasioneradalah data yang menunjukkan Mean, Variance dan Autocovariance (pada variasi lag) tetap samapadawaku kapan saja data itu dibentuk atau dipakai. Artinya dengandata yang stasioner,model time seriesdapat dikatakan lebih stabil. Pengujian stasioneritas ini penting karena jika temyata data time-series yang diteliti bersifat non'stasioner seperti kebanyakandata ekonomi, maka hasil regresi yang berkaitan dengan data time-series ini akan mengandungRi yang relatif tinggi dan Durbin-Watson stat yang rendah seperti yang dibuktikan oleh Grangerdan Newbold (1974, 1977). Dengan perkataan lain, kita menghadapi masalah apa yang disebut spurious regression seperti yang dikemukakanoleh Phillips (1986). Untuk mengetahui adarryawit root dilakukan pengujian Augment€d Dickey-Fuller (ADF test)dan Philips-Peron(PPtest) III.4. Tahapan EsttmasiPengujiarl Tahap-tahapanestimasi adalahsebagaiberikut:
?
.
Untuk pengujian stabilitas velocity of money akan dilakukan d€ngan melihat standar deviasi dan varians untuk uang bebas bunga maupun uang yang masih mengandungbunga. Setelahitu akan dilakukan uji diagnostik model.
.
Untuk melihat ketqkaitan antaraagregatmoneter dengantujuan utamakebijakan moneter akan dilakukan melalui 4 tahap pengujian koint€grasi Engel-Granger yang akan dijelaskan s€caralebih deslriftif di bawah ini, yaitu : (l) p€n€ntuan orde integasi, (2) uji kointegrasi, (3) penyrsunan model error conection, dan (4) melakukan uji diagnostik model, dan uji terhadapasumsiasumsi klasik regresi.
.
Untuk pengujian stabilitas permintaan uang dalam jangka panjang juga akan dilakukan dengan pengujian kointegrasi Engle-Granger berdasarkan tahapan yangtelahdijelaskandi atas.
LihatmisalnyaPindwk andRubinfeld(1991),Ende6(1995)dancreene(2000).
SebuahPcngujisnEkommeFik PadaDataTine SeriesTahun l97l: | - 2002:4 Analisis Strbililrs dtn Efektivit s Relatif BesamnMoneterBebs! Bungadi Indonesia
31
IV. HASIL DAN ANALISIS lv.l, StabllitrsPergerrkanVelositrs Gambrr l. P€rgetakanVelooitas lJntuk Kedua Agregat Monet€r
Velositas Trbel l. Nilai Statistik Nilait€rendrh
Nilaiterdnggi
Rrtr-Ilta
Std. Devlr3i
vMl
2.93
0.65
z.ts Q002:4\
4,58( 1974:l)
VQ
2.68
2.13 . .
0.s0(1998;2)
9.33(1971:l)
Dari grafik.l , terlihat bahwa pergerakan v€lositas dari uang bebas bunga lebih stabil diban&ngkan dengan besaran moneter yang telah mengandung bunga. Ketidakstabilan besaranmoneter berbunga terlihat dari trend grafik yang telus menuun. Pengujian nilai statistik juga membuktikan hal yang sama, dimana volatilitas besaran moneter bebas bunga lebih stabil.
Vlv1l berfluktuasipadakisaransempit,4.58 padatahun 1974:l sampaitingkat terendah 2.15 tahun2002:4, denganmta-rata2.93 dan standardeviasi0.65 . sedangkanVQ secara kontrasberlluktuasipada kisaranyang jauh lebih besar,9.33 pada tahun 1971:l sampai O.5Opadatahun 1998:2,denganstandardeviasiyanglebih besaryaitu 2.13 Penurunan velositas secara signifikan dirnulai pada tahun 1983' dimana pada tahun tersebut nilai uang kuasi meningkat menyamai jumlah uang beredar Ml. Kondisi ini sangatmungkin terjadi dikarenakan Indonesiamemasuki sistem devisa bebasmumi sejak tahun 1982 dengan dikeluarkannya Peraturan Pemerintah No. I tahun 1982 tantang penghapusankewajiban penjualan devisa hasil ekspor kepadaBank Indonesia. Besamya arus modal masuk terutama dana-danayang bedangka pendek yang ditanamkan dalam bentuk portfolio invcstment yang memberikan retum bunga yang tentunya dcngan motif spekulasi, dapat membahayakanperekonomian nasional apabila arus dana tersebut
3t
Mugtaf. Edwin Nasution,Ph.D MohammadSolchNurzanEn.S.E
seketika berbalik menjadi arus modal keluar. Iftisis yang dialami negara Amerika Lstin seperti Meksiko pada tahun 1994, dan kisis ekonomi terakhir ),ang terjadi di Thailwtd, Indonesia dan n€gaxa ASEAN lainnya merupakan bukti dari berbahayanyahot capital r'Ijflowstersebut. Hasil analisis di atas memberikan saran bahwa velositas besaranmoneter bebas bunga lebih kecil volatilitasnya sehingga lebih mudah diprediksi pergerakannyadibandingkan besaranyang telah berbruga. Karfia itu dapat ditarik kesimpulan bahwa besaranmoneter bebasbunga lebih konsistendenganstabilitas perekonomian IV.2. Keterkaitan Agregat Moneter dengan Inllasi T.bel 2, Haril PengujianUnit RootKeterkaitanAgregatMoneterdm Inflasi Tien determinlsllk
l.og [,ael
Fi.st DifTerence
MI QM IHK
MI QM IHK
Phllipg-Pertob
C,T
2.340639 2.033054 0.285201
3.806268 2.143434 o.942162
C,T
4.41'1461 4.612063 -6.607242
-13.06275 -9.082464 -5.139778
SumberHasilperhitungdr * C = Konstanta,T = Trend Keterangan: N ilai Xritis MacKinnon( I o/o)
ADF
PP
4.0342
-4.0331
Dari hasil estimasisepertiyangterlihat,hasil PengujianUnit Root menunjukkanbahwa perubahanatasvariabel-variabel tersebut(AMl, AQM, AIHK) stasionerkar€nanilai ADF stat dan PP stat masing-masing variabelcukup negatif bila dibandingkandengannilai kritis dari tabelMac Kinnon.Dengankatalain seluruhvariabelyangdiuji stasionerpada tuunan penama, Selanjutnya dilakukan Uji Kointegrasr .
BesaranMoneterBebasButrga
Diperolehhasilregresi antaranilaiIHK danMl : IHKr = 10.46+ 0.00069Mlt + e (16.4e) (62.77 R':0.96. DVr'=0.27 Lalu mengeluarkan dataresidual/errordari
H = IH$, qt- dJVlt
(16)
SebuahPengujianEkonometrikPadaData Titn€ SeriesTahun l9?l: I - 2002:4 Analisis Stabilitasdan Efgktivitrs Relatif Be6aranMoneto BebasBunsadi Indonesia
Setelahitu menguji stasioneritasdari e[or denganADF test maupun PP test,,dengan diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuai informasi AIC dan SC, tanpa trend. Trbel 3. Uji unitrooruntukMl ADF T6st Statistik
-3,784695
1% CriticalValu6" 570 CriticalValue 10olo CriticalValue
-3.4843 -2.88/.9 -2.5791
PPTestStatistik
-3.185760
'l7o CriticalValue' 5'h CiticalVatue 10%CriticalValue
-3.4826 -2;8442 -2.5787
Dmana Hipotesisyangdiuji I H0 : Mengandungunit root, Hl : tidak mengandung untr roor.. Dengm a: SVo, makahipotesisunjt root dapatditolak , karenauntuk nilai ADF test statistik dan juga PP test statistik lebih kecil dari oitical value untuk cr : 5%. Penolakanhipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaanregresi be$ifat stasioner,)ang berarti terdapatkointegrasi antaravariabel IHK dan Ml. .
BesaranMoneter yang Telah MetrgandungBunga
Diperolehhasilregresiantaranilai IHK dan Q :IHKI: 14.89+ 0.00018et + e (18.7) (46.64) R2=0.95,DW=o.12 Setelahmengeluarkandata residual/ enor
p, -IHK -e -azQ
(t7)
Lalu menguji stasioneritasdari error denganADF test maupun PP test,.dengan diberikanlag optimalmasing- masinguntuk ADF = 1, dan PP: 4, sesuaiinformasi AIC dan SC. tanDatrend. Tabel4. Uji unitroot untukQ
ADFTestStatisfik
.3.t65994
1% CtitbalVatue' 5% CriticalValue ' 10%CriticalValue
PP Test Statistik
-2.598139
1% CriticalValue'
3.4831 2.48/,4
z.itea 3.4826
5% CriticalValue
2.4u2
10%CriticalValue
z.slez
40
MustafaFdMn Nasution,Ph.D Moharfirud SolehNunaftan, S.E
DimanaHipotesisyangdiuji : H0 : Mengandung unit root, Hl : tidakmengandurgunit rcot
Dengan cr.= l0%, , rraka hipotesis unit root dapat ditolak , kar€na untuk flilai ADF test statistik danjuga PP test statistik lebih kecil dari cdtical value untuk c = I 0%. Penolakan hipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaanregresi bersifat stasioner, yang berarti terdapatkointegrasi antaravariabel IHK dan Q, untuk tingkat kep€rcayaan90 o/o.
Secarakeseluruhan,dari hasil pengujian kointegrasi Engle-Grangerdi atasterlihat adanya hubungankointegasi untuk kedua agegat moneter . Hubungankointegrasi antarainterestfre€ mon€tary aggregates(Ml) dan tingkat harga (IHK) terjadi pada tingkat signifikansi 95 persen. Sedangkanantara interest monetary aggregates(Q) dan tingkat harga (IHK) t€rjadi kointegrasi pada tingkat signifikansi yang lebih rendab yaitu pada tingkat signifikansi hanya 90 persen.
Dengan dernikianbank sentral sebagaiotoritas moneter bisa memp€ngaruhitingkat harga melalui Ml maupun Q, dengan tingkat signifikansi kepercayaanyang lebih baik untuk Ml. Tapi, hasil pengujian kointe$asi Engle-Granger hanya bermanfaat untuk melihat hubunganjangka panjang antar variabel. Oleh karara itu, selain mengestimasihubungan jangka panjang, analisis juga dilanjutkan dengan menggunakan error-correction model (ECM) untuk melihat bagaimanadinamika jangka pendek antara k€dua agregat moneter denganIHK
1Y.3. Enor Correaion Model Adapun hasil estimasi dengan menggunakanerror-correction model (ECM) s€perti yang diperoleh padapengujin diahs: .
Besaranmonct€r bebasbunga a IHK : - 0.028+ 0.00014A Mlr + 0.00013a Ml ,"r
(- 0,24)
(5,e0) (4,e8) + 0.67A IHKr-r- 0.07t{_r (13,4s) (4,22)
R2= 0,72 Dw-stat= 2,17 F-stat= 78,7 BesaranMon€teryangTelahMengandung Bunga A IHK = 0.25+ 0.0000036 A Q, + 0.76A lHK,., - 0.03sn-, ( 1,70) (0,34) (10,73) (-1,60) = 45,6 R2= 0.52,Dw-stat:1,99 F-stat
SebuahPengujianEkonornetrikPadaDataTime SeriesTahun 1971:I - 2002:4 Analisis Stabilibs dan Efektivitas Relatif BesaranMoneler BebasBunsa di Indonesia
4l
Nilai t-stat koefisien p-1 untuk besaranmoneter bebas bunga lang diperoleh sangat ( Error corection )untuk besaranmoneter siginifikan sampai99%. Nilai koefisien 1"tn-r bebas bunga menunjukkan perubahansebanyaksatu satuan dari keseimbanganakan dikoreksi setiap kuartemya sebanlak 0.07 satuan ,"ng merupakan selisih antara actual jangka pendek dengan ekuilibrium dari variabel inflasi . Sedangkan nilai koefisien pa,unlqkbesaranmoneter yang telah berbunga memang negative, dimana nilai negatiye diperlukan untuk hubunganjangka panjang. Tetapi t-stat yang diperoleh tidak signifikan, babkanuntuk signifikansi90% ( t-stat= 1.60< t-tabel: 1.64). hasil ini menimbulkan keraguan terhadap hubunganjangka panjang antara tingkat inflasi denganbesarar moneterberbunga. Keterkaitan yang lebih erat antam tingkat inflasi dengan besaran moneter yang bebas bunga dimungkinkan karena Ml sebagaiproxy uang non-bunga merupakan uang yang beredar dimaslarakat, yang umunmya digunakan untuk bertransaksi.Penambahanjumlah uang beredar , sesuai deng4n hipotesis nehalitas uang dalam jangka panjang, akan menimbulkaninflasi. Hal ini relatif berbedadengan uang berbunga.Uang berbunga kebanyakan digunakan sebagai simpanan dan atau spekulasi dengan memperbandingkan opportunitasretum yang diperoleh, sehinggadapatmenimbulkan dampak yang tidak dapat diprediltsi, bahkan memuncuikan ketidakseimbanganpergerakan di sector moneter dan sector riil f bubble economy ). Penggunaannyadalam transaksi mayoritas tergantung kemampuanintermediasi perbankan.Karena itu keterkaitannyadenganinflasi relatif lebih rendah. Walaupun demikian dalam sistem moneter syariah simpanan tetap ada dan tetap sebagai salah satu sumber pendanaaninvestasi . Dengan basis penyertaan modal ( bagi hasil ) institusi keuanganakan menyediakanpeluang-peluanginvestasi bagi para penabung yang tidak dapatmenemukan.peluang-peluang menjanjikanbagi investasilangsungatau tidak dapat menemukanmitra bagi usaha-usahainvestasi yang menguntungkantabungan mereka".Satuhai yang terpentiDgperputaranuang yang te{aga menjadi sangatpenting untuk menjaminprosessirkulasiekonomitetaphidup. Dari hasil analisis di atas dapat diargumentasikanbahwa besaranmoneter bebas bunga lebih kuat hubungannyadcngantingkat inflasi. Karena itu besaranbebasbunga akan lebih efektifjika digunakansebagaiinstrumenmonotsr dalam mengontrol tingkat inflasi. IV.4. Stabilitas Per milLta,ir ll^ng J^rgk^ Panjang Tab€I5. HasilPengujian UnirRootuntukStabiliras Permintaan Uang Vrriabel
dek;;;;isrik C,T
ADF -0.017998
philips-Perron
c,T C,T C, T
0.925629 0.285201 -2.940353
1.003254 0.942162 -2.492460
C,T C,T C, T
4.709683 .3.888160 -6.607242 -4.371807
-11.02772 -13.00336 -5.139778
Ml_P qP IHK cDPl993 MI_P Q_P First Difference IHK GDPI993 Sumber:Hasil perhitungar Keterangan: * C = Konstanta, T = Trend Log L€v€l
' Umer Chapra,M, Sr.rterxMoneterIslam, Qemalnsani Press,2000,hal 5I .
0.078879
n2.03945
Must fa Elwin Nasution, Ph.D MolemnadSol€hNurzirnan,S.E
Nilai Kritis MacKinnon(l7o)
ADF
PP
-3.48/.7
-3.4831
Dari hasil estimasisepertiyangterlihat,hasil PengujianUnit Root menunjukkanbahwa perubahanatasvariabel-variabel tersebut(AMl_P, AQ_P,AIHK, AGDPI993) stasioner karenanilai ADF statdanPPstatmasing-masing variabelcukupnegatifbiladibandingkan dengannilai lsitis dari tabel Mac Kinnon.Dengankata lain seluruhvariabelyangdiuji stasionerpadaturunanpertama. Selanjutnyaakandilakukanpengujianderajatkointegasi denganmengguuakan metode pengujiankointcgrasiEngle-Gragner .
Besrrrn Moneter BebasBungr Dioeroleh hasil: Ml-Pr = -77.2+ 0.01GDPI993,+ 2.86IHK + e, ( _5.04) (27.60) ( 8 . 1 0) R2=0.97, DW=0.81 Lalu didapatdataresiduaVenor
H -M|_P, -at-*2GDA99J -a,IHI{
(18)
Setelahitu menguji stasioneritasdari enor denganADF iest maupun PP test,.dengan diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuaiinformasi AIC dan SC, tanpa trend. Tlbel 6, Uji urit root untukM l_P ADF T6st Statistik
PPTestStatistik
-6.030736
$.728976
l% Criticalvalue' 57o C.iticalValue
.3.4843 -2.8849
10%Critical Value
-2.5791
1% CriticalValue' 5% CrilicalValu€ t0% Critical Valu6
-3.4826 -2.48/.2 -2.5787
Denganc.= t% , makahipotesisunit root dapatditolak, karenauntukhilai ADF test statistikdanjuga PP test statistik lebih kecil dari critical value untuk I : 5%. Penolakanhipotesisunit root menunjukkanresidualdari persamaan regresibersifat stasioner,yang berartit€rdapaikointegrasiantaravariabelMl_P denganvariabel ( IHK clanGDPI993) bebasnya
SebuahPengujianEkonometrikPadaData Tirne SeriesTahun l9?1: I - 2002:4 Analisis Stabilitasdan Efektivibs Relatif BesaranMoneterBebasBungadi Indonesia
.
Bunga BesaranMoreterysngTelahM€ngandung
Diperolehhasil : + 28.79IHK + €r qP, = -1254.75 + 0.03GDP1993. (11.63) ( - l 1 . 6 8) ( 1 3 . 6 1 ) R2=0.94, Dw=O.18 diporolehdataresidual/enor
p, -Q _n - qt - d2GDA99f - a, IHI{
(1e)
Kernudian menguji stasion€ritasdari enor dargan ADF test maupun PP test,.dengan diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuaiinformasi AIC dan SC, tanpatrend. Trbel T,Nilai Unit RootdariLP PPTestStalistik
-1.878635
1oloCriticalValue. syo CriticalValuo Value 10%Critical
4.4426 -2.4&.2 -2.5747
'loloCriticalvalue' -3.4&13 -2.8849 5% Criticalvalue -2.5791 10%Criticalvalue unit root,Hl : tidakmengandung unit root DimanaHipot€sisyangdiuji : H0 : Mengandung ADFTestStatistik
n.450196
Dengan d : lo/o, 5Yoataupun lO%, temyata hipotesis unit root dapat diterima , karena untuk nilai ADF test statistik dan juga PP test statistik lebih besardari semuacritical value. Penerimaan hipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaan regresi bersifat non stasioner pada tingkatan level. Hasil ini menunjukkan tidak adanya kointegrasi antara variabel Q_P denganvariabel bebasnya( IHK dan GDPI993). Dengan kata lain tidak ada hubungan jangka panjang permintaan lang yang sudah rn€ngandung bunga dengantingkat inflasi dan pendapatan.
lY ,4. Enor Coreaian Model Pengujian ECM hanya dilakukan untuk model permintaan uang bebas bunga jangka panjang, sedangkanuntuk model permintaan uang yang sudah mengandungbunga xidak perlu dilakukan. Hal ini karena dari pengujian kointegasi, tidak ada bukti hubungan jangka panjang untuk model uang yang sudahmengandungbunga. Trbel S, Hasil PengujianECM un kMl_P
.
Besaranmoneterbebasbunga
- 12.76 + 0.003AGDPl993 A IHK Cl) - 0.2tta-, A Ml_P = 18.66 (3.42) (1.e6) (-4.06) (-4.23) R2: 0,42 DW-stat: 2,01 F-stat: 14,6
MustafaEdwin Nasution,Ph.D MohamrradSolehNurzaoran,S.E
44
Dari tabel di atas dapat di lihat hasil p€ngujian EcM untuk besaranmoneter bebasbunga. Nilai koefisien p1-1menunjukkan hasil yang negative, dimana hasil ini membuktikan adanta mekanismeerror-correction ( ECM). Dengan katalain jika ada goncangan(shock) yang menyebabkan disekuilibrium, maka teqiadi proses p€nyesuaian dinamis jangka pendek yang akan mendorong sistem kembali menuju ekuilibrium jangka panjang, Akan t€tapi pe u dianalisis lebih lanjut signifikansi pengujian statistik persamaanECM di atas untuk dapatmengambil kesimpulan yang lebih baik.
Untuk pengujian stabilitas tambahan, akan dilihat pengaruh krisis 1997 tarhadap kedua besaran.Metode yang digunakan adalah Chow Test Stability, dimana hasilnya sebagai berikut s€caraberturut-tuui untuk Ml_P dan Q_P: Trbef 9. p€ngujian stabilitas Chot)-lesl ChovrBreakDointTsst 1997:3
F-statislik Loglikgllhoodratio
13,45924 76.9124'l
Probability Probability
0.000000 0.000000
ChowBreakpoint Test 1997:3 'i9.38088 Probability 49.83378
Pro0ability
Maka karena P-value < 0.05, hipotesis H0 ditolak. Artinp ada pengaruh dari lcisis ekonomi baik untuk permintaanuangbebasbunga maupunpermintaanuang berbunga
V. PENUTUP Berdasarkanpenelitian yang telah dilakukan, maka diperoleb kesimpulan sebagaiberikut l. '
Secararelatif pergerakanvelositas besaranmonet€r b€bas bunga menunjukkan hend yang lebih stabil daripada pergerakan velositas besaran yang telah mengandungbunga
.
Dengan membandingkannilai standar deviasi ddn fluktuasi nilai tertinggi dan terendahdari kedua agregatmoneter (agregatmoneter bebasbunga atau Ml dan agregat moneter berbunga atau Q) penulis menyimpulkan bahwa pergerakan relocity of non-interest-bearingmonE, (flvlNl) menunjukkan pertumbuhanyang lebih stabil daripada pergerakan velocity of i terest-earuing money (YMI| Dengan dernikian, ag€gat moneter bebas bunga memperlihatkan potensi untuk menstabilkan perekonomian. Kondisi ini selffijulll-ya akan menimbulkan efek positif yang berkelanjutanterhadapkesehatanperekonomianEecarakeseluruhan.
.
Ekonometrik PadaDataTimeScricsTahun1971:l - 2002:4 SebuahPenSujian Analisis Sbbilitas dan Efektivitrs Relatif BesaranMoneterBebasBungadi Indonesia
Besann (aggregate) moneter bebas bunga ( Ml) maupun yang telah mengandung bunga (Q) memiliki hubungan jangka panjang dengan tingkax inflasi sesuai dengan hasil dari uji akar-akar unit dan uji kointegrasi ErgleGranger. Akan tetapi untuk besaranmoneter Q , mekanismekeseimbanganjangka pendek yang ditunjukkan oleh pengujian ECM memperlihatkantingkat signifikansi lang rendah hanya sekitar 85%, Artinya walaupun kedua agregat moneter dapat digunakan sebagai variabel untuk mengontrol tingkat inflasi, tetapi dengan tingkat signifikansi yang lebih tinggi besamn moneter bebas bunga akan sedikit lebih baik karenamerniliki hubunganjangka panjangdan juga jangka pendek dengantingkat inflasi. Hanya permintaan uang bebas bunga ( Ml_P ) lang merniliki stabilitas hubungan lang erat padajangka panjang terhadapvariabel makro tingkat inflasi dan pendapatan, Berbeda dengan permintaan uang bebas bunga, permintaan uang yang telah mengandung bunga ( qP) terbulti dari pengujian kointegmsi Engle-Granger tidak memiliki hubunganjangka panjang denganvariabel inflasi dan pendapatan riil. Tetapi dari hasil pengujian terbukti kedua variabel terkena dampak yang signifikan akibat krisis tahun 1997. walaupun demikian karena ada mekanisme penyesuainjangka pendek untuk kernbali ke ekuilibriumnya, maka secararelatif permintaan uang bebasbunga tetap stabil dalamjangka panjang.
DAFTAR PUSTAKA Abu Saud, Mahmud . Money, Interest and Qirad .seled;ed,Paper fiom li Intemational Conferenceon Islamic Economy. Edited by Khurshid Ahmad , Sndies in Islamic Economies.The IslamicFoundation,Leicester,1980. Agung, I Gusti Ngurth , Manajemen Penulisan Slcripsi,Tesis, dan Disertasi,l-rnll:aga Demografi , Jakarta2003. Antonlo , Muhammad Syatl't, Bank S)"riah: Dari Teori ke Pnktik,Gerna InsaniPress, Jakarta2001 Ball , Laurence, Another Look At Long-Run Money Demand, NBER Working Paper Series,June 1998. Choudury, Masudul Alam , Money in Islam : a Studyin IslamicPolitical economy, London : Routledge,1997. Darrat, Afi. F, On The Efiiciency of Interest- Free Monetqry System : A Case Study, 2000. Darrat, Ali. F, The Islamic Interest Free Banking System-Some Empirical Eidmces, Applied Economics,1988. Dir€ktorat Perbankan Syariah Bank Indonesia,CetakBiru PerbankanSyariah2003. Dlrektorat Perbankan Syariah Bank Ind.orcsia, SurveyMengenaiPotensidan Preferensi KonsumenTerhadapBank Syariahdi 5 Prcpinsi,200. Dots€y, Michael and Christopher Otrok, M2 And Monetary Policy : A Critical Review of The Recent Debale, Federal Resewe Bank of Richmond Ecolomie Qucrterly Volume 80/1 1994
MustafaEdwin Nssution,Ph.D MohamrnadSolehNurzarun, S.E
46
Enders, Walter, ,4pplied Economelric Time .ieriar, John Wiley & Sons,lnc, Canada I 995 Hrssan, M, Ksbfr and A. Q. d-Dryel, Stability of Money Dendnd U der Interest-Free yersus Interest-BasedBanking $tstem, H\manomics, 1998. Hassan,M. Kablr and Ahmad Mazumder , IslamicFinanceand EconomicStability,An EconometricAnalysis,2001. Ikhsan,,lVl, Ilera Susanti, lVidyanti, Indikn or - Indikntor Makoekonomi, Edisi2, Lernbaga Peneftit UI, Jakarta 1997 Intcroatlotral Fitratrcial Stetistik. !4luf4foIg Kaleem, Ahmad, Mo deling Monetary Stabilig Under Dual Banking System: The Caseof Malaysia,lfierr.ational Joumal of Islamic Financial Services,2000. Karlm , Adiwarman, Ekonomi Islam : Suatu Kajian Ekonomi Mqbo, IllT Indonesia, Jakarta2002 Karlm , Adiwarman, Ekonomi Mikro Islanr, IIIT Indonesia,Jakarta2002 Khan, M,S, Islamic Interest Free Banking: A Theoritical ,4ratr!,r, MonetaryFundStaff Papers33, March 1986.
Intemational
Amir, Inlerest Free and Intercst Bearing Money Demard. : Policy Invariance And S/ablif, ERF Working PaperSeries0214 , 2002. Luthti Hamidi, M, JQak - JQak Ekonomi Syariah, Pene6it SenayanAbadi Publishing, Jakarta,2003. Kia,
Manan, M.A" E*ozomi Islam, Teori dan Prsfre& Intermasa.Jakarta Metwally, M,M , Teori dan Model Ekonomi Islam, Penerbit PT Bangkit Daya Insana, Jakarta.I 995. Mishkin, f,'rederic.S, Ihe Economfus of Money, Banking, and Financial Markex, 5' edition,Columbia University,1997. Mufti, Aries, .Barga Bank Maslahat atau Muslihat, Pwtaka Quantum,Jakarta,2004 "Analisk Ertsiewi Sistem Moneter Bebas Bungs:Studi Kasus di Indonesia dan Malaysia Peiode 198U2000, Univercitas Padjajaran2002 Qardhawi, Yusuf, y'formadan Etika Ekonomi Islam, Gemalnsani Press, 1997. Pihi,
Solikin datr Srsetr.o, Penwunqn Statistik Uang Beredar, Seri KebanksentralanBank IndonesiaNo.2, Desember2002. Solikftr dan Suseno, Uarg : Pengertion, Penciptaan, dan Peranannya dalam Perekonomian,Seri KebanksentralanBank IndonesiaNo.l, Desember2002, Thornton, Daniel, Wy Does Velocity Mstter? , Federxl Reserye Bank of St.Louis, December1983. Umer Chaprs, M , The Future of Economics : an Islamic Perspective ,Penerbit SEBI , Jakarta,200I . Umer Chapra, M, .SfutemMoneter Islau, GernaInsani Press,2000. Youseli, M, Monetary Stability and Interest Free Bonking : A Case of lran, Applied. Economics,1997.
