Analisis Faktor-faktor
yang Mempengaruhi Nilai Tukar Rupiah Terhadap Dollar
Amerika:
Pendekatan Moneter
1987.2 - 1999.1
I. PENDAHULUAN
Latar Belakang Masalah
Kompleksitas
sistem pembayaran dalam perdagangan internasional
semakin bertambah tinggi dalam kondisi perekonomian
global seperti yang berkembang akhir-akhir ini. Hal
tersebut terjadi akibat semakin besarnya volume dan
keanekaragaman barang dan jasa yang akan
diperdagangkan di negara lain. Oleh karena itu upaya
untuk meraih manfaat dari globalisasi ekonomi harus
didahului upaya untuk menentukan kurs valuta asing
pada tingkat yang menguntungkan. Penentuan kurs
valuta asing menjadi pertimbangan penting bagi
negara yang terlibat dalam perdagangan internasional
karena kurs valuta asing berpengaruh besar terhadap
biaya dan manfaat dalam perdagangan internasional.
Posisi penting kurs valuta asing
dalam perdagangan internasional mengakibatkan
berbagai konsep yang berkaitan dengan kurs valuta
asing mengalami perkembangan dalam upaya mengetahui
faktor-faktor yang mempengaruhi kurs valuta asing.
Konsep-konsep yang berkaitan dengan penentuan kurs
valuta asing mulai mendapat perhatian besar dari
ahli ekonomi terutama sejak kelahiran kurs
mengambang pada tahun 1973. Sejak saat itu kurs
valuta asing dibiarkan berfluktuasi sesuai dengan
fluktuasi variabel-variabel yang mempengaruhinya.
Konsep
penentuan kurs diawali dengan konsep
Purchasing Power Parity(PPP),
kemudian berkembang konsep dengan pendekatan neraca
pembayaran
( balance of payment theory
). Perkembangan konsep penentuan kurs
valuta asing selanjutnya adalah pendekatan moneter
(monetary approach)
. Pendekatan moneter menekankan bahwa kurs valuta
asing sebagai harga relatif dari dua jenis mata uang,
ditentukan oleh keseimbangan permintaan dan
penawaran uang. Pendekatan moneter mempunyai dua
anggapan pokok , yaitu berlakunya teori paritas daya
beli dan adanya teori permintaan uang yang stabil
dari sejumlah variabel ekonomi agregate. Hal
tersebut berarti model pendekatan moneter terhadap
kurs valuta asingdapat ditentukan dengan
mengembangkan model permintaan uang dan model
paritas daya beli.
Di Indonesia , ada tiga
sistem yang digunakan dalam kebijakan nilai tukar
rupiah sejak tahun 1971 hingga sekarang. Antara
tahun 1971 hingga 1978 dianut sistem tukar tetap (
fixed exchange
rate)
dimana nilai rupiah secara langsung dikaitkan dengan
dollar Amerika Serikat ( USD). Sejak 15 November
1978 sistem nilai tukar diubah menjadi mengambang
terkendali (
managed
floating exchange rate)
dimana nilai rupiah tidak lagi semata-mata dikaitkan
dengan USD, namun terhadap sekeranjang valuta
partner dagang utama. Maksud dari sistem nilai tukar
tersebut adalah bahwa meskipun diarahkan ke sistem
nilai tukar mengambang namun tetap menitikberatkan
unsur pengendalian. Kemudian terjadi perubahan
mendasar dalam kebijakan mengambang terkendali
terjadi pada tanggal 14 Agustus 1997, dimana jika
sebelumnya Bank Indonesia menggunakan
band
sebagai
guidance
atas pergerakan nilai tukar maka sejak saat itu
tidak ada lagi
band
sebagai acuan nilai
tukar. Namun demikian cukup sulit menjawab apakah
nilai tukar rupiah sepenuhnya dilepas ke pasar (
free floating)
atau masih akan dilakukan intervensi oleh Bank
Indonesia. Dengan mengamati segala dampak dari
sistem
free floating
serta dikaitkan dengan kondisi/struktur perekonomian
Indonesia selama ini nampaknya
purely free
floating
sulit untuk dilakukan. Kemungkinannya adalah Bank
Indonesia akan tetap mempertahankan
managed
floating
dengan melakukan intervensi secara berkala, selektif
, dan pada
timing
yang tepat.
Dengan melemahnya nilai
tukar mata uang Indonesia menandakan lemahnya
kondisi untuk melakukan transaksi luar negeri baik
itu untuk ekspor-impor maupun hutang luar negeri.
Terdepresiasinya mata uang Indonesia menyebabkan
perekonomian Indonesia menjadi goyah dan dilanda
krisis ekonomi dan krisis kepercayaan terhadap mata
uang domestik.
Pembicaraan mengenai penentuan kurs
valuta asing sekarang ini semakin banyak
diperdebatkan. Jika dilihat dari sudut pandang
pendekatan moneter, para ekonom pada umumnya melihat
kurs valuta asing dipengaruhi oleh variabel
fundamental ekonomi , antara lain jumlah uang
beredar, tingkat output riil dan tingkat suku bunga
( Mac Donald daan Taylor, 1992,4) .Sementara itu
Tucker etal (1991) menambahkan variabel inflasi
dalam model tersebut. Selain itu ada pula ekonom
yang mempertimbangkan asa pasar (
market sentiment)
sebagai faktor yang menentukan tinggi rendahnya kurs
valuta asing. Pendekatan moneter merupakan
pengembangan konsep paritas daya beli dan teori
kuantitas uang. Pendekatan ini menekankan bahwa
ketidakseimbangan kurs valuta asing terjadi karena
ketidakseimbangan di sektor moneter yaitu terjadinya
perbedaan antara permintaan uang dengan penawaran
uang ( jumlah uang beredar) ( Mussa, 1976,47)
Pendekatan yang digunakan untuk mengetahui
faktor-faktor yang mempengaruhi kurs adalah
pendekatan moneter. Dengan pendekatan moneter maka
diteliti pengaruh variabel jumlah uang beredar dalam
arti luas, tingkat suku bunga, tingkat pendapatan,
dan variabel perubahan harga. Selain itu dengan
mempertimbangkan pelepasan
band intervensi
oleh Bank Indonesia, sehingga menyebabkan kurs
menjadi
free floating
,maka dipakai variable dummy untuk mengetahui
pengaruh pelepasan band intervensi terhadap kurs.
Dipakainya
dollar Amerika sebagai pembanding, karena dollar
Amerika merupakan mata uang yang kuat dan Amerika
merupakan partner dagang yang dominan di Indonesia.
II. KERANGKA TEORI
Pendekatan Moneter terhadap Kurs
Devisa
Pendekatan moneter menyatakan bahwa
kurs devisa sebagai harga relatif dari dua jenis
mata uang, ditentukan oleh keseimbangan permintaan
dan penawaran uang. Pendekatan moneter pada dasarnya
terdiri dari dua versi, yaitu versi harga fleksibel
(fleksible
price version)
dan versi harga kaku
(sticky price version).
Versi harga kaku muncul akibat adanya
kritik terhadap anggapan adanya fleksibilitas harga
dalam versi harga fleksibel. Menurut versi ini,
anggapan adanya kekakuan harga lebih realistis bila
menyangkut jangka waktu yang pendek. (Ronald
MacDonald;1990). Versi harga kaku sering disebut
pendekatan Keynesian karena anggapan adanya variabel
jumlah uang beredar yang endogen. Kedua anggapan
tersebut tidak mengakui efektifitas mekanisme pasar
dalam menyelesaikan ketidakseimbangan pasar uang
yang terjadi dalam jangka pendek.
Dalam
matematis versi harga kaku dapat diperoleh dengan
terlebih dahulu merumuskan kondisi keseimbangan
pasar uang dalam dan luar negeri, dimana jumlah uang
beredar dianggap berhubungan positif dengan tingkat
suku bunga. Kondisi keseimbangan tersebut adalah
sebagai berikut :
Mt + drt = Pt + aYt- b
rt (1)
M*t + d r*t = P*t + a
Y*t - b r*t (2)
Definisi masing-masing variabel sama dengan yang ada
diversi harga fleksibel, sedangkan
(Mt + d rt ) dan ( M*t + d R*t
) merupakan jumlah uang beredar yang
dianggap sensitif terhadap suku bunga.
Anggapan
adanya harga mengakibatkan paritas daya beli berlaku
hanya dalam jangka panjang. Kondisi tersebut adalah
sebagai berikut :
S’t
= Pt - P*t (3)
Dimana S’t adalah kurs nominal
dalam jangka panjang.
Selanjutnya versi ini menganggap paritas suku bunga
tidak tertutup
(uncoverd
interest rate parity)
berlaku dalam jangka pendek, yaitu sebagai berikut:
Se t+1 - St =
rt - r*t (4)
Dimana
Set+1 adalah kurs yang diharapkan pada
periode t+1 berdasarkan informasi yang tersedia pada
periode t .
Namun demikian,
perubahan kurs yang diharapkan menurut versi ini
adalah sebagai berikut :
Set+1 – St =
q(S’t – St ) + (iet - ie
*t) (5)
dimana
(iet
- ie
*t) = perbedaan laju
inflasi yang diharapkan antara dalam dan luar negeri
Melalui substitusi persamaan (4) ke (5) akan didapat
persamaan baru, yaitu :
St – S’t ) = -1/ q [(rt
- iet ) - ( r*t - ie
*t) ] (6)
Persamaan ini menyatakan bahwa penyimpangan kurs
dari posisi keseimbangan jangka panjang tergantung
pada perbedaan suku bunga riil diantara dua negara.
Model matematis versi
harga kaku diperoleh dengan substitusi persamaan (1)
dan (2) ke dalam persamaan (3) dan persamaan (6) ,
yaitu :
St = (Mt - M*t ) - a( Yt
- Y*t ) (d + b + - 1/ q ) (rt - r*t ) + (1/q (iet
- ie
*t) (7)
Menurut versi harga kaku, koefisien perbedaan jumlah
uang beredar dan laju inflasi yang diharapkan adalah
positif sedangkan perbedaan pendapatan riil adalah
negatif. Namun demikian, koefisien perbedaan suku
bunga memiliki dua tanda (ambiguous sign). Koefisien
perbedaan suku bunga terdiri dari tiga komponen
berbeda yang masing-masing mewakili cara yang
berbeda bagaimana suku bunga mempengaruhi kurs
devisa. Koefisien
d dan b berkaitan dengan penyesuaian jumlah uang
beredar dan permintaan uang sebagai tanggapan
terhadap perubahan suku bunga sedangkan koefisen -1/
q berkaitan dengan pengaruh perpindahan modal
terhadap kurs devisa. Dengan demikian koefisien dari
perubahan suku bunga menurut versi harga kaku
tergantung dari interaksi antara ketiga komponan
tersebut (Alan L,Tucker,1991)
III. METODA PENELITIAN
3.1 Data
Data yang dipakai dalam
penelitian ini merupakan data sekunder runtun waktu
(time
series)
dari tahun 1987.2 sampai dengan 1999.1 yang diambil
dari data yang diterbitkan oleh International
Financial Statistik , dan juga dari laporan Bank
Indonesia
3.2. Model
Dasar dan Alat Analisis
Model dasar yang akan
digunakan dalam penelitian ini adalah model dari
Dornbusch dan Frankel (1984):
St = a + b1 MX
t - b2 Yt + b3 RX t + b4 PX ……………
dimana:
St = kurs Rupiah/Dollar
periode t
MX t = perbedaan uang
beredar dalam arti luas di Indonesia dan Amerika
pada periode t
YXt = perbedaan tingkat
pendapatan riil Indonesia dan Amerika periode t
RX t = perbedaan suku
bunga Indonesia terhadap suku bunga LIBOR periode t
PXt = tingkat perubahan
harga relatif di Indonesia dan Amerika pada periode
t
Dengan berdasar pada
model dasar yang ada , alat analisis yang dipakai
dalam penelitian ini adalah dengan mempergunakan
Error
Correction Model (ECM)
atau Model Koreksi Kesalahan . Dengan ECM model yang
ada dapat dinyatakan dakam bentuk:
DSt= go + g1
DMX t + g2 DYXt + g3 DRX
t + g4 DPX t + g5 BMX t + g6 BYXt +
g7 BRXt + g8 BPXt + g9 B.ECT
ECT
= Error Correction Term
Kemudian untuk
mengetahui pengaruh pelepasan
band intervensi
maka dibuat variabel dummy, sehingga model
penelitian menjadi :
DSt= go + g1
DMX t + g2 DYXt + g3 DRX
t + g4 DPX t + g5 BMX t + g6 BYXt +
g7 BRXt + g8 BPXt + g9 B.ECT + DUMMY
ECT = Error Correction Term
3.3.
Analisis Perilaku Data
1. Uji
Akar-Akar Unit
Uji ini dapat dipandang
sebagai uji stasionaritas. Hal ini karena pada
prinsipnya uji tersebut dimaksudkan untuk mengamati
apakah koefisien tertentu dari model otoregresif
yang ditaksir mempunyai nilai satu atau tidak.
Dengan demikian pertanyaan berapa kali suatu data
runtun waktu harus dideferensiasi agar diperoleh
data stasioner akan terjawab.( Insukindro, 1992b).
Data ekonomi yang tidak bersifat stasioner
menyebabkan regresi lancung. Unit roots test
dilakukan berdasarkan uji yang dikembangkan oleh
Dickey dan Fuller (1979). Uji tersebut dapat
dinyatakan sebagai berikut :
DX t = ao + a1 BXt + å
biBiDXt
DX t = co + c1 T +
c2BXt + å biBiDXt
Dimana DXt = Xt-X
t-1 , BX t = X t-1 , T = trend
waktu dan Xt adalah variabel yang diamati pada
periode t dan B merupakan operasi kelambanan waktu
ke udik (backward
lag operator)
2. Uji
Derajat Integrasi
Unit
derajat integrasi dilakukan apabila data tidak
stasioner pada waktu uji stasioneritas. Uji ini
dimaksudkan untuk melihat pada derajat berapakah
data akan stasioner.
Dalam kasus dimana data
yang digunakan tidak stasioner , Granger dan Newbold
( 1974) berpendapat bahwa regresi yang menggunakan
data tersebut biasanya mempunyai nilai R2
yang relatif tinggi namun memiliki statistik
Durbin-Watson yang rendah. Ini memberi indikasi
bahwa regresi yang dihasilkan adalah lancung atau
semrawut atau sering dikenal dengan regresi lancung
atau
spurious
regression.
Secara umum apabila suatu data memerlukan
deferensiasi sampai ke d supaya stasioner, maka
dapat dinyatakan sebagai I (d). Uji ini mirip dengan
akar-akar unit.. Dengan demikian untuk dapat
melakukan uji tersebut perlu ditaksir model
otoregresif berikut dengan OLS :
D2X t = co + c1 BDXt + å
fi BiD2Xt
D2X t = go + g1 T +
g2BXt + å fiBiD2Xt
Nilai statistik DF (ADF)
atau nilai kritis McKinnon kemudian dibandingkan
dengan
nisbah t koefisien
regresi BDXt . Jika c1 dan g2 sama dengan 1 ,maka
variabel Xt dikatakan berintegrasi pada derajat
I(1), maka data didiferensikan lagi untuk melihat
apakah data stasioner pada I(2) dan seterusnya.
3.
Uji Kointegrasi
Uji kointegrasi
merupakan kelanjutan dari uji akar-akar unit dan uji
derajat integrasi. Uji kointegrasi dimaksudkan untuk
menguji apakah residual regresi yang dihasilkan
stasioner atau tidak (Engle dan Granger, 1987).
Untuk melakukan uji kointegrasi, pertama-tama
peneliti perlu mengamati perilaku data ekonomi
runtun waktu yang akan digunakan. Ini berarti
pengamat harus yakin terlebih dahulu apakah data
yang akan digunakan stasioner atau tidak, yang
antara lain dapat dilakukan dengan uji akar-akar
unit dan uji derajat integrasi. (Insukindro, 1992c,
260) Apabila terjadi satu atau lebih variabel
mempunyai derajat integrasi yang berbeda , maka
variabel tersebut tidak dapat berkointegrasi (Engle
dan Granger,1987). Pada umumnya , sebagian besar
pembahasan mengenai issu terkait memusatkan
perhatiannya pada variabel yang berintegrasi 0 I(0)
atau satu I(1).
Suatu himpunan variabel
runtun waktu X dikatakan berkointegrasi pada derajat
d,b atau ditulis CI(d,b) bila setiap elemen X
berintegrasi pada derajat d atau I(d) dan terdapat
saatu vektor k yang tidak sama dengan nol sehingga W
= k’XI (d,b), dengan b>0 dan k merupakan vektor
kointegrasi. Terdapat tiga uji yang umum dilakukan
untuk menguji hipotesis ada dan tidaknya kointegrasi,
yaitu uji CRWD (Cointegrating-Regression Durbin
Watson) , DF (Dickey-Fuller) dan ADF ( Augmented
Dickey Fuller ) ( Engle dan Granger, 1987)
Untuk menghitung
statistik CRDW, DF dan ADF ditaksir regresi
kointegrasi dengan metode OLS
Yt = mo + m1X1t + m2X2t
+ Et
Dimana Y merupakan
variabel tak bebas, daan X adalah variabel bebas,
dan E adalah variabel pengganggu. Langkah
selanjutnya regresi berikut ditaksir dengan OLS
DEt = p1 B Et
DEt = q1Bet + åw1 B DEt
3.4.
Model
Koefisien Regresi Jangka Panjang
Model
koefisien regresi jangka panjang dapat digunakan
sebagai alat estimasi variabel harapan(Wickens dan
Breusch, 1988, 189). Besaran dan simpangan baku
koefisien regresi jangka panjang dapat digunakan
untuk mengamati hubungan jangka panjang antar vektor
variabel ekonomi seperti yang dikehendaki teori
ekonomi.
Besaran dan simpangan
baku koefisien regresi jangka panjang diperoleh
melalui pembentukan model dinamis, dalam hal ini
dengan mempergunakan error corection model ( model
koreksi kesalahan). Misalkan bentuk model koreksi
kesalahan tersebut adalah : ( Insukindro,1990,2)
DYt = a +b1 DXt + b2 BXt
+ b3 B (Xt-Yt)
Dimana : DYt = (1-B) Yt
dan DXt = (1-B) Xt
Hubungan jangka panjang
antara variabel Yt dan Xt
Yt = a + b Xt
Besaran koefisien
regresi jangka panjang untuk intersep (a) dan
variabel Xt (b) adalah:
a = a/b3
dan b = (b1+b2)/ b3
Selanjutnya dengan cara
tersebut di atas, simpangan baku koefisien regresi
jangka panjang untuk a dan b dapat dihitung dengan
persamaan berikut :
Var (a ) = a VT
(b3,a) a
aT = [da /da
.d a/db3] = [ 1/b3- a/b3]
Var (b) = bVT
(b3,a) b
bT = [db /da
. d b/db3 ] = [ 1/b3- b/b3]
dari uraian di atas
terlihat bahwa simpangan baku koefisien regresi
dapat dihitung bila dapat ditaksir besaran koefisien
regresi dan matrik varians-kovarians parameter yang
bersangkutan. Besaran dan matriks kovarians dapat
diperoleh dengan bantuan komputer yang berkaitan
dengan analisis regresi.
IV.ANALISIS DATA
-
Uji Akar Unit dan
Derajat Integrasi
Dengan memperhatikan
nilai DF dan ADF untuk uji akar-kar unit dan
dibandingkan dengan nilai kritis Mac Kinnon nampak
bahwa pada derajat keyakinan 5 %, tidak satupun
variabel yang digunakan dalam penelitian ini
stasioner. Untuk itu perlu dilakukan uji derajat
integrasi untuk mengetahui pada derajat atau orde
keberapa variabel yang diamati akan stasioner
Hasil dari nilai DF dan
ADF yang didapat kemudian dibandingkan dengan nilai
kritis Mac Kinnon ternyata menunjukkan hasil bahwa
semua variabel berintegrasi pada derajat atau orde
satu ( I(1)).
Tabel 1
Uji Akar-akar Unit dan Derajat
Integrasi
|
VAR |
DF |
ADF
|
VAR |
DF |
ADF |
|
LS |
1.8747 |
0.56412 |
DLS |
-3.2239 |
-3.5974 |
|
LMX |
-2.7501 |
-2.6875 |
DLMX |
-4.1900 |
-4.3427 |
|
LYX |
-0.4148 |
-3.5304 |
DLYX |
-4.9610 |
-5.0359 |
|
PX |
-1.4047 |
-2.1112 |
DPX |
-4.5248 |
-4.5816 |
|
RX |
-1.4675 |
-1.8630 |
DRX |
-4.1736 |
-4.9461 |
4.2.
Uji Kointegrasi
Setelah
diketahui bahwa variabel-variabel yang digunakan
dalam penelitian ini dapat dianggap mempunyai
derajat integrasi yang sama yaitu berintegrasi pada
derajat 1 (I(1)), maka langkah selanjutnya adalah
memberlakukan uji kointegrasi .
Tabel 2
Estimasi OLS Regresi Kointegrasi
LS
LS = 4,6808 + 0,01180 LMX + 0,0554
LYX + 7,6783 PX + 0,0243 RX
(3,5317) (0,9888) (8,3856)
(7,5160)
CRDW = 1,6202 DF = -3,4632 ADF =
-2,6284
Keterangan : angka dalam kurung merupakan rasio
t koefisien yang bersangkutan
Dengan
memperhatikan nilai statistik CRWD, DF dan ADF pada
tabel 2 terlihat bahwa variabel LS , LMX , LYX , PX
serta RX secara statistik dengan derajat keyakinan
sebesar 5 persen tidak mampu membentuk himpunan
variabel yang berkointegrasi. Hal ini menunjukkan
bahwa variabel-variabel yang tekait dalam penelitian
in yaitu variabel nilai kurs jumlah uang beredar,
tingkat pendapatan nasional riil , tingkat suku
bunga serta laju inflasi tidak mempunyai hubungan
keseimbangan jangka panjang seperti yang diharapkan
oleh teori penentuan nilai tukar (kurs) dengan
mempergunakan pendekatan moneter. Nampaknya perlu
dipertimbangkan variabel-variabel lain yang tidak
dipergunakan dalam penelitian ini yang mempengaruhi
keseimbangan dalam jangka panjang.(RL Thomas, 1997,
427)
4.3.
Estimasi OLS dengan Model
Koreksi Kesalahan
Tabel 3
Hasil
Estimasi Model Koreksi Kesalahan
1987.2
- 1999.1
D(LS) = 1,3552 + 0,0524 D(LMX)
+ 0,0128 D(LYX) + 4,5345 D(PX) - 0,0058 D(RX)
(1,9866) (3,2375) (0,5993) (10.0949) (-1.1712)
(-2,4112) (-1,9268) (1.3379) (-
2,2498)
+ 0,2839 DUMMY + 0,2498 BECT
(5.4940) (2,2345)
R2
= 0,9266 R2 = 0,9067 DW = 2.4824
UJI DIAGNOSTIK
-
OTOKORELASI = DW = 2,4824
-
HETEROSKEDASTISITAS = ARCH = 3,24
-
NORMALITAS = Jarque – Berra = 6,5
Keterangan : Angka dalam kurung merupakan rasio t
koefisien yang bersangkutan
Hasil
studi empirik seperti yang terlihat pada tabel 3
menunjukkan bahwa estimasi dengan mempergunakan
Model Koreksi Kesalahan atau ECM dapat digunakan.
Hal ini dapat dilihat dari nilai Error Correction
Term (ECT) menunjukkan nilai yang signifikan , yaitu
sebesar 2,23. Hal ini mengindikasikan bahwa
spesifikasi model koreksi kesalahan yang dipakai
sudah benar.
Hasil estimasi untuk
variabel perbedaan relatif jumlah uang beredar antar
dua negara ( Indonesia terhadap Amerika Serikat)
yaitu variabel LMX menunjukkan hasil bahwa dalam
jangka pendek variabel LMX adalah signifikan secara
statistik dan tanda yang ditunjukkan adalah benar
sesuai dengan hipotesis yang diajukan dalam
penelitian ini. Tanda koefisien regresi yang positif
berarti bila terjadi kenaikan jumlah uang beredar
secara relatif diantara dua negara maka akan terjadi
apresiasi dollar terhadap rupiah atau dengan kata
lain rupiah akan mengalami depresiasi. Nilai
koefisien regresi jangka pendek untuk LMX sebesar
0,0524 berarti bahwa bila terjadi kenaikan sebesar 1
% pada jumlah uang beredar relatif di antara dua
negara, dengan anggapan
ceteris paribus
maka akan mengakibatkan terjadinya kenaikan pada
kurs dollar Amerika terhadap rupiah atau dengan kata
lain rupiah akan terdepresiasi sebesar 0,0524 %.
Sedangkan pengaruh jangka panjang variabel perbedaan
relatif jumlah uang beredar antara Indonesia dan
Amerika (LMX) secara statistik pada derajat
keyakinan sebesar 5 persen variabel ini signifikan.
Namun demikian bila dikaitkan dengan tanda yang
diperoleh dari hasil estimasi menunjukkan tanda yang
berbeda dari yang diharapkan. Tanda yang diperoleh
dari hasil estimasi adalah negatif , hal ini berarti
bahwa jika terjadi kenaikan perbedaan jumlah uang
beredar antara Indonesia dan Amerika Serikat justru
akan mengakibatkan depresiasi pada dollar Amerika
Serikat dan apresiasi pada nilai rupiah. Hal ini
tidak sesuai dengan hipotesis yang diajukan dalam
penelitian ini. Dengan anggapan ceteris paribus dan
negara Amerika tidak merubah jumlah uang beredarnya,
maka ketidakcocokan uji tanda dan tidak
signifikannya variabel perbedaan jumlah uang beredar
(LMX) mengindikasikan bahwa kebijakan moneter yang
dilakukan pemerintah Indonesia dengan cara
mengurangi jumlah uang beredar dengan maksud untuk
mengapresiasikan rupiah terhadap dollar adalah hanya
efektif dalam jangka pendek . jumlah uang beredar.
Akan tetapi kenyataan rupiah tetap mengalami
depresiasi..
Untuk variabel perbedaan
relatif pendapatan nasional riil antara Indonesia
dan Amerika Serikat ( LYX), hasil estimasi dalam
jangka pendek menunjukkan hasil yang tidak mendukung
hipotesis yang diajukan dalam penelitian ini baik
secara statistik dan secara teoritis. Hal ini
berarti dalam jangka pendek variabel LYX selama
periode penelitian ( 1987.2 sampai dengan 1999.1 )
tidak berpengaruh terhadap kurs rupiah terhadap
dollar Amerika. Pengaruh variabel perbedaan relatif
pendapatan nasional riil (LYX) ini dalam jangka
panjang signifikan secara statistik pada derajat
keyakinan 5 persen. Tanda yang diperoleh dari hasil
estimasi menunjukkan nilai negatif, hal ini berarti
bahwa dengan adanya kenaikan pada variabel LYX akan
menyebabkan penurunan atau depresiasi pada mata uang
asing ( dollar Amerika ) dan terjadi apresiasi pada
mata uang dalam negeri ( rupiah) .Hasil estimasi
yang diperoleh dari penelitian ini mendukung atas
hipotesis yang diajukan dalam penelitian ini.
Terjadinya peningkatan pendapatan riil dalam negeri
( Indonesia) dalam jangka panjang maka akan
menyebabkan peningkatan atas jumlah uang yang
diminta di Indonesia. dollar akan mengalami
depresiasi sebesar 0.0233 %
Variabel perbedaan
perubahan harga antara Indonesia dan Amerika Seikat
(PX) , hasil estimasi pada penelitian ini mampu
menerangkan perilaku kurs / nilai tukar antara
dollar Amerika terhadap rupiah baik dalam jangka
pendek maupun dalam jangka panjang. Hasil estimasi
dalam jangka pendek sebesar 4,5346 dan dalam jangka
panjang 1,5268. Baik dalam jangka pendek mapun
jangka panjang variabel PX ini secara statistik
adalah signifikan dan dari tanda yang dihasilkan
maka sangat mendukung atas hipotesis yang diajukan
dalam penelitian ini. Terjadinya peningkatan atas
perubahan variabel di dalam negeri akan menyebabkan
terapresiasinya mata uang asing dan mata uang dalam
negeri akan mengalami depresiasi. Inflasi yang
terjadi di Indonesia sangat tinggi dibandingkan
dengan inflasi di Amerika Serikat, apalagi pada
masa-masa terjadinya krisis di Indonesia. Perbedaan
tingkat inflasi yang begitu tinggi, dengan
asumsi ceteris
paribus
maka akan meyebabkan
terjadinya apresiasi pada mata uang dollar dan mata
uang rupiah mengalami depresiasi. Dari hasil
estimasi ini menunjukkan bahwa teori paritas daya
beli berlaku di Indonesia dalam periode penelitian.
Hasil yang diperoleh dalam estimasi ini yang
menunjukkan bahwa paritas daya beli berlaku dalam
jangka panjang berarti mendukung model Dornbusch
yang merupakan model yang dipakai dalam penelitian
ini.
Hasil studi empirik
seperti terlihat pada tabel 3 menunjukkan, bahwa
variabel perbedaan tingkat suku bunga di Indonesia
dengan tingkat suku bunga LIBOR (RX) menunjukkan
hasil bahwa variabel tingkat suku bunga dalam jangka
pendek tidak mampu mendukung perilaku perubahan
nilai tukar rupiah terhadap dollar. Namun dari tanda
yang diperoleh dari koefisien regresi adalah benar .
Sedangkan dalam jangka panjang variabel RX ini mampu
mendukung perilaku kurs rupiah terhadap dollar.
Nilai koefisien regresi jangka panjang sebesar
0,2495, artinya bila terjadi setiap kenaikan 1% atas
suku bunga di Indonesia dibanding tingkat suku bunga
LIBOR dengan anggapan variabel yang lain tidak
berubah (ceteris paribus) maka akan mengakibatkan
mata uang dollar Amerika mengalami depresiasi
sebesar 0.2495 persen atau mata uang rupiah akan
mengalami apresiasi sebesar 0.2495 persen. Tanda
negatif atas variabel perbedaan tingkat suku bunga
(RX) dapat dijelaskan oleh dominannya dampak
keseimbangan portofolio, dimana semakin tinggi
tingkat suku bunga suatu negara (dengan anggapan
ceteris paribus
) maka akan cenderung menarik masuknya modal asing.
Masuknya modal asing akan menyebabkan semakin
menguatnya mata uang rupiah. Semakin menguatnya mata
uang rupiah berarti mata uang rupiah mengalami
apresiasi dan dollar mengalami depresiasi ( dalam
jangka panjang).
Dengan maksud melihat
pengaruh penghapusan
band intervesi
terhadap nilai tukar maka dalam penelitian ini
dibuat variabel dummy yaitu sebelum pelepasan
band intervensi
(=0) dan setelah penghapusan
band intervensi
(=1). Hasil estimasi yang diperoleh menunjukkan
bahwa pengapusan
band intervensi
adalah sangat berdampak pada nilai tukar rupiah
terhadap dollar
Dari hasil estimasi
dapat pula dilakukan uji diagnostik untuk asumsi
regresi linier klasik , ternyata menunjukkan hasil
bahwa Model Koreksi Kesalahan atau ECM yang dipakai
lolos dari uji normalitas serta lolos dari masalah
heteroscedastisitas ( telah terjadi
homoskedastisitas). Namun model yang dipakai
ternyata mengalami masalah otokorelasi . Hal ini
dapat dilihat dari nilai Durbin Watson yang ada.
Karena model mengalami masalah otokorelasi, maka
dilakukan tindakan perbaikan dengan mempergunakan
metode autoregresif derajat pertama (AR(1))
Tabel 4
Hasil Estimasi
Koefisien Regresi Jangka Panjang
LS = 5,4245 + 0,0789 LMX + 0,0615
LYX + 7,1113 PX + 0,0012 RX
Se
(0.0952) (0.0387) (0.1223) ( 2.2413) (0.8921)
t hitung
5.6989 2.0350 0.5007 2.9469 0.0013
Hasil analisis jangka
panjang yang diperoleh dari estimasi dengan
menggunakan model koreksi kesalahan seperti yang
ditunjukkan pada tabel 5 di atas menunjukkan bahwa
yang berpengaruh terhadap nilai tukar (kurs rupiah
terhadap dollar selama periode penelitian ( 1987.2
sampai dengan 1999.1 ) adalah perbedaan jumlah uang
beredar domestik dan Amerika serta perbedaan harga
domestik dan Amerika.
-
KESIMPULAN
Dari hasil analisis data dapat
diambil kesimpulan sebagai berikut :
-
Dengan melihat nilai statistik dari Error
Correction Term (ECT) sebesar 2,23 dan secara
statistik adalah signifikan pada derajat
keyakinan sebesar 5 % , hal ini berarti bahwa
spesifikasi model koreksi kesalahan yang dipakai
sudah benar.
-
Hasil estimasi OLS
dengan model koreksi kesalahan menunjukkan bahwa
variabel perbedaan jumlah uang beredar (LMX)
adalah berpengaruh terhadap nilai tukar dalam
jangka pendek sedangkan dalam jangka panjang
variabel ini tidak mampu menerangkan perilaku
nilai tukar. Tidak signifikannya perbedaan
jumlah uang beredar dalam jangka panjang
menunjukkan bahwa kebijakan moneter yang
dimaksudkan untuk mengurangi jumlah uang beredar
dalam jangka panjang kurang efektif dalam
mengatasi masalah nilai tukar.
-
Variabel perbedaan tingkat pendapatan riil (LYX)
menunjukkan bahwa variabel ini hanya mampu
menerangkan perubahan nilai tukar dalam jangka
panjang. Dalam jangka panjang uji tanda sesuai
dengan hipotesis yang diajukan dalam penelitian
ini dan signifikan secara statistik.
-
Hasil estimasi untuk variabel perbedaan tingkat
harga mampu merangkan perubahan nilai tukar baik
dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang.
Uji tanda sangat mendukung hipotesa yang
diajukan dalam penelitian ini. Dengan demikian
teori paritas daya beli berlaku selama periode
penelitian.
-
Untuk variabel perbedaan tingkat suku bunga (RX)
hasil estimasi menunjukkan bahwa variabel ini
mampu menerangkan perubahan nilai tukar baik
dalam jangka pendek dan jangka panjang. Tanda
yang ditunjukkan adalah variabel perbedaan
tingkat suku bunga berpengaruh positif terhadap
nilai tukar atau terjadinya apresiasi rupiah.
-
Hasil estimasi menunjukkan bahwa pelepasan
band intervensi
oleh Bank Indonesia mengakibatkan nilai tukar
rupiah terhadap dollar mengalami depresiasi .
Secara statistik variabel ini menunjukkan hasil
yang signifikan.
DAFTAR PUSTAKA
Alan l Tucker, Jeff Madura dan Thomas Chiang, 1991,International
Financial Market, West Publishing
Comphany, St Paul
Dickey, David and Wayne A. Fuller, 1979,
"Distribution of Estimators for Autoregressive Time
Series with a Unit Root",
Journal of The American Statistic Assosiation,74
Engle , RF and C.W.J Granger, 1987, "Cointegration
and Error Correction Representation, Estimation and
Testing",
Econometrica, 55
"……….", 1997,
Eviews User’s Guide,
Quantitative Micro Software , Irvine CA
Gujarati, 1995,
Basic Econometric, McGraw-Hill,
New York
Goeltom,
Miranda S, 1998, " Manajemen Nilai Tukar di
Indonesia dan Permasalahannya,"
Buletein
Ekonomi Moneter dana Perbankan
, Volume 1 No 2, Bank Indonesia, Jakarta
Insukindro, 1990, " Komponen Koefisien Regresi
Jangka Pnjang Model Ekonomi: Sebuah Study Kasus
Impor Barang di Indonesia",
Jurnal Ekonomi dan Bisnis Indonesia,
Vol 5 , No 2
,1992a, "Pembentukan Model Dalam Penelitian Ekonomi",
Jurnal Ekonomi dan Bisnis Indonesia,
No 1 tahun VII
, 1992b, " Dynamic Specification o f Demand for
Money : A Survey of Recent Development , "
Jurnal Ekonomi Indonesia, Vol
6, No 1
, 1992c, "Pendekatan Kointegresi dalam Analisis
Ekonomi: Studi Kasus Permintaan Deposito dalam
Valuta Asing di Indonesia",
Jurnal Ekonomi Indonesia, vol 1
no 2
, 1999," Pemilihan Model Ekonomi Empirik Dengan
Pendekatan Koreksi Kesalahan" ,
Jurnal Ekonomi Bisnis Indonesia,
No I , Vol 14, Yogyakarta.
Mussa, M, 1976, The Exchang Rate, The Balance of
Payment and Monetary and Fiscal Policy Under a
Regime of Controlled Floating", dalam
The Economy of Exchange Rate : Selected
Studies
,J. Frenkel dan Harry G. Jhonson (editor)
Addison and Wesle, USA
Ronald MacDonald,1990, "Empirical Studies of
Exchange Rate Determination",dalam David Lewelyn dan
Chirs Milner,
Current Issues in International Monetary
Economics, MacMillan Education,
London
Ronald MacDonald dan Mark P. Taylor,1992, Exchange
Rate Economics , A Survey
I MF Staff Paper, Vol 39 No 1 (
March 1992)
Suardhini,
Made dan Goeltom, Miranda S, 1997, " Analisis Dampak
Intervensi Bank Sentral Dalam Penetapan Nilai Tukar
Terhadap Ekspor-Impor Indonesia",
Ekonomi
dan Keuangan Indonesia,
Volume XLV No 1, LPEM FEUI, Jakarta
Thomas, RL,
1997,
Modern
Econometrics,
Addison Wesley Longman
Wickens, MR and T.S Breusch ,
1988, " Dynamic Spesification , The Long Run and the
Estimation of Transformed regression Models,
The Economic Journal
Wuri, Yosephine, 2000, Analisis
Penentuan Kurs Valas Di Indonesia 1983.1 –1997 :
Pendekatan Koreksi Kesalahan dan Stock Penyangga
Masa Depan,
Thesis,
Fakultas Ekonomi Universitas Gadjah Mada , tidak
dipublikasikan
Sumber Data:
Laporan Tahunan Bank Indonesia 1997/1998
Laporan
Tahunan Bank Indonesia 1998/1999
Laporan
Tahunan Bank Indonesia 1999
Perkembangan Moneter, Sistem Pembayaran dan
Perbankan , Triwulan IV 1999 , Bank Indonesia
International Financial Statistik , berbagai Edisi
Statistik Ekonomi Keuangan Indonesia , berbagai
Edisi
-----------------------------------------------------
Oleh: Sri Isnowati, STIE Stikubank
Semarang, Jurnal Bisnis dan Ekonomi, Maret 02
Sumber: http://www.stie-stikubank.ac.id/webjurnal/
