analisis permintaan uang di indonesia dengan pendekatan stok
Post on 12-Jan-2017
223 Views
Preview:
TRANSCRIPT
ANALISIS PERMINTAAN UANG DI INDONESIA DENGAN PENDEKATAN STOK PENYANGGA
TESIS
Oleh WAHID SULAIMAN
067018067/EP
SEKOLAH PASCASARJANA UNIVERSITAS SUMATERA UTARA
MEDAN 2008
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
ANALISIS PERMINTAAN UANG DI INDONESIA DENGAN PENDEKATAN STOK PENYANGGA
TESIS
Untuk Memperoleh Gelar Magister Sains dalam Program Studi Magister Ekonomi Pembangunan pada Sekolah Pascasarjana Universitas Sumatera Utara
Oleh
WAHID SULAIMAN 067018067/EP
SEKOLAH PASCASARJANA UNIVERSITAS SUMATERA UTARA
MEDAN 2008
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Judul Tesis : ANALISIS PERMINTAAN UANG DI INDONESIA DENGAN PENDEKATAN STOK PENYANGGA Nama Mahasiswa : Wahid Sulaiman Nomor Pokok : 067018067 Program Studi : Ekonomi Pembangunan
Menyetujui Komisi Pembimbing
(Dr. Jonni Manurung, MS) (Drs. Iskandar Syarief, MA) Ketua Anggota Ketua Program Studi, Direktur (Dr. Murni Daulay, M.Si) (Prof. Dr. Ir. T. Chairun Nisa B, M.Sc) Tanggal lulus : 27 Maret 2008
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Telah diuji pada Tanggal : 27 Maret 2008 PANITIA PENGUJI TES Ketua : 1. Dr. Jonni Manurung, MS Anggota : 2. Drs. Iskandar Syarief, MA 3. Dr. Murni Daulay, M.Si. 4. Dr. Dede Ruslan, M.Si. 5. Wahyu Ario Pratomo, SE, M.Ec.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
ABSTRAK
Dalam keadaan/ situasi yang jarang ditemui keadaan seimbang antara jumlah
uang yang dipegang dengan jumlah yang diinginkan atau diharapkan maka permasalahan permintaan uang menjadi sangat menarik untuk dilakukan penelitian. Dalam keadaan dinamis, masyarakat harus melakukan tindakan penyesuaian. Dalam melakukan tindakan penyesuaian tersebut, masyarakat menanggung biaya penyesuaian atau adjustment cost.
Analisis permintaan uang (M1) dengan pendekatan stok penyangga menggunakan error koreksi mechanism (ECM) dan uji kointegrasi. Model Vector Autoregression (VAR) digunakan untuk membangun model ekonometrika dan metode Ordinary Least Square (OLS) digunakan untuk estimasi model.
Dalam jangka panjang, Produk Domestik Bruto (GDP), suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi mempengaruhi permintaan uang (M1) signifikan secara statistik. Disamping itu, hasil estimasi dengan menggunakan Ordinary Least Square (OLS) juga konsisten dengan hasil estimasi koefisien kointegrasi yang menyatakan Produk Domestik Bruto dan inflasi mempunyai pengaruh positif dan suku bunga deposito 3 bulan mempunyai pengaruh negatif.
Hasil estimasi dengan menggunakan Error Correction Mechanism (ECM), menunjukkan hasil bahwa Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi mempunyai pengaruh terhadap permintaan uang (M1) signifikan secara statistik. Sedangkan koefisien regresi ECT(-1) bertanda negatif dan signifikan hal ini sesuai dengan harapan teoritik dengan demikian spesifikasi model yang terbentuk adalah stabil.
Hasil estimasi dengan menggunakan Vector Autoregression (VAR) diperoleh hasil bahwa dari hasil variance decomposition M1D diperoleh hasil bahwa dalam jangka pendek dan menengah kontribusi Produk Domesti Bruto (GDP) terhadap permintaan uang M1 lebih besar dibanding inflasi dan suku bunga, hal ini mengindikasikan bahwa sebagian besar permintaan uang (M1) dipergunakan untuk motif transaksi. Untuk jangka panjang permintaan uang (M1) sebagian besar digunakan untuk motif transaksi kemudian berjaga-jaga dan spekulatif. Hal ini ditandai dengan kontribusi pada nilai variance docomposition M1D yaitu yang terbesar GDP kemudian diikuti inflasi dan suku bunga deposito 3 bulan.
Kata kunci: uang M1, GDP, inflasi, Suku bunga deposito 3 bulan, goncangan, biaya penyesuaian, ECM, VAR
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
ABSTRACT In unusual condition/ situation in which there is inequilibrium between the hold money and the demand money so that the demand money to be an interest issue for studied. In dynamics condition, the people do the adjustment process, the people take charge all the adjustment cost. Analysis on money demand (M1) by buffer stock using error correction mechanism (ECM) and cointegration test. Vector Autoregression Model (VAR) is used to build an econometrica model and Ordinary Least Square (OLS) is used to build estimation model. In a long-term, Gross Domestic Product (GDP), interest rate of deposite in 3 months and inflation has significant influence to the demand on money statistically. In addition, the results estimation using Ordinary Least Square (OLS) is consistent to the estimation of cointegration coefficient that state the Gross Domestic Bruto and inflation has a positive influence and the interest rate of deposit 3 months has a negative influence. The result of estimation using Error Correction Mechanism (ECM) show that the Gross Domestic Product, interest of deposite 3 months and inflation has a significant influence to the money demand statistically. While regression coefficient ECT(-1) with negative sign and significant according to the theoritical estimation. So, the model spesification is stable. The result of estimation using Vector Autoregression (VAR) show that the results of variance decomposition M1D indicate that on the short-term and middle-term, the contribution of Gross Domestic Product (GDP) to demand of money is higher than the inflation and interest rate that indicate most of the money demand (M1) is used for transaction motive. In long-term, the demand on money (M1) is used for transaction motive and for precautionary and speculative. This indicated by a contribution on variance decomposition M1D, i.e. the higher of GDP and followed by inflation and deposit interest rate 3 month. Keywords : Money M1, GDP, Inflation, Deposite interest rate 3 months, In equilibrium, adjustment cost, ECM, VAR
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
KATA PENGANTAR
Tiada kata yang dapat penulis ucapkan, selain puji syukur yang sangat
dalam kehadirat Tuhan Yang Maha Esa yang karena limpahan Rahmat dan
hidayah-Nya, sehingga penulis dapat menyelesaikan penulisan tesis ini dengan
judul: Analisis Permintaan Uang Di Indonesia Dengan Pendekatan Stok
Penyangga.
Tugas akhir ini disusun sebagai salah satu syarat untuk menyelesaikan
pendidikan di Program Studi Ekonomi Pembangunan Sekolah Pasca Sarjana
Universitas Sumatera Utara.
Sudah tentu dalam penyusunan tugas akhir ini tidak lepas dari bantuan
semua pihak yang telah memberikan bantuan moril maupun materil hingga
penulis dapat menyelesaikan penulisan tesis ini. Dengan segala kerendahan
hati, pada kesempatan ini perkenankan penulis menyampaikan rasa terima
kasih yang sebesar-besarnya kepada semua pihak yang telah membantu penulis
yaitu kepada;
1. Bapak Dr. Jonni Manurung, M.S sebagai ketua komisi pembimbing dan
Bapak Drs. Iskandar Syarief, M.A. sebagai anggota komisi pembimbing,
dimana kedua beliaunya dengan ketulusan hati, kesabaran dan kerendahan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
hati memberikan bimbingan dan arahan mulai dari penulisan proposal
sampai dengan selesainya penulisan tesis ini.
2. Khusus kepada Ibu Dr. Murni Daulay, M.Si, selaku Ketua Program Studi
Ekonomi Pembangunan dan juga sebagai dosen, saya mengucapkan beribu-
ribu banyak terima kasih kepada beliau dikarenakan selama saya menjadi
mahasiswa beliau banyak memberi dorongan dan masukkan yang
membangun bagi diri saya.
3. Bapak dan Ibu staf pengajar pada Program Studi Ekonomi Pembangunan
Sekolah Pasca Sarjana Universitas Sumatera Utara, yang tidak bisa
disebutkan satu persatu yang telah banyak membantu saya dalam
menyelesaikan kuliah dan tulisan ini.
4. Bapak Prof. Chairuddin P. Lubis, DTM&H, Sp.A(K), selaku Rektor
Universitas Sumatera Utara.
5. Ibu Prof. Dr. Ir. T. Chairun Nisa B. M.Sc, selaku Direktur Sekolah
Pascasarjana Universitas Sumatera Utara.
6. Para Staf Administrasi Sekolah Pascasarjana Universitas Sumatera Utara.
7. Teman-teman khususnya angkatan XI yang telah mendorong dan
mengingatkan saya untuk menyelesaikan tesis ini.
8. Rasa terima kasih yang mendalam khususnya penulis sampaikan kepada
orang tuaku Alm. Abu Bakar dan Sukarti serta mertuaku Hardjimin dan
Sutarti, istriku tercinta Tuti Hendarwati , anak-anakku Amalia Khoirunnisa
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Putriwati serta Khofifah Khoirunnisa Putriwati serta adik-adikku yang
senantiasa mendoakan dan memberikan semangat, perhatian dan kasih
sayang dalam menyelesaikan studi ini.
9. Semua pihak yang tidak dapat disebutkan satu per satu, yang telah
membantu dan memberikan dorongan baik langsung maupun tidak
langsung kepada penulis dalam menyelesaikan tesis ini.
Akhir kata penulis menyadari bahwa apa yang tertuang dalam tesis ini
masih banyak kekurangan. Oleh karena itu saran dan kritik yang membangun
untuk perbaikan tesis ini senantiasa penulis harapkan.
Mudah-mudahan penulisan tesis ini dapat memberikan banyak manfaat
sehingga memperkaya khazanah ilmu pengetahuan di bidang ekonomi
pembangunan khususnya bagi rekan-rekan mahasiswa Program Studi Ekonomi
Pembangunan Universitas Sumatera Utara yang akan menyusun penulisan tesis.
Akhir kata semoga segala usaha dan niat baik yang telah kita lakukan
mendapat ridho dari Tuhan yang Maha Kuasa.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Medan, Maret 2008
Penulis,
WAHID SULAIMAN
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
RIWAYAT HIDUP 1. Nama : Wahid Sulaiman
2. Agama : Islam
3. Tempat/Tgl. Lahir : Surabaya, 20 Maret 1970
4. Pekerjaan : Karyawan
5. Nama orangtua
Ayah : Alm. Abu Bakar
Ibu : Sukarti
6. Pendidikan
a. SD Negeri VI Kertajaya Surabaya : Lulus Tahun 1983
b. SMP Gana Putra Surabaya : Lulus Tahun 1986
c. SMAN X Surabaya : Lulus Tahun 1989
d. ITS Surabaya : Lulus Tahun 1995
e. Sekolah Pascasarjana USU : Lulus Tahun 2008
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
DAFTAR ISI
Halaman
ABSTRAK ..................................................................................................... i ABSTRACT .................................................................................................. ii KATA PENGANTAR ................................................................................ iii RIWAYAT HIDUP ...................................................................................... vi DAFTAR ISI ............................................................................................... vii DAFTAR TABEL ....................................................................................... ix DAFTAR GAMBAR ................................................................................... xi DAFTAR LAMPIRAN ............................................................................... xii BAB 1. PENDAHULUAN ................................................................... 1
1.1 Latar Belakang ................................................................... 1 1.2 Perumusan Masalah ........................................................... 6 1.3 Tujuan Penelitian ................................................................ 7 1.4 Manfaat Penelitian ............................................................. 7
BAB II. TINJAUAN PUSTAKA ......................................................... 9
2.1 Teori Permintaan Uang .................................................... 9 2.2 Pendekatan Stok Penyangga Permintaan Uang .................... 12 2.3 Penelitian Sebelumnya .......................................................... 15 2.4 Penurunan Model Permintaan Uang .................................... 21 2.5 Kerangka Pemikiran............................................................... 31 2.6 Hipotesa Penelitian ................................................................ 31 BAB III. METODE PENELITIAN .......................................................... 33
3.1 Ruang Lingkup Penelitian ..................................................... 33 3.2 Jenis dan Sumber Data Penelitian ........................................ 33 3.3 Model Analisis ...................................................................... 33 3.4 Definisi Operasional .............................................................. 35 3.5. Metode dan Analisis Data .................................................... 36 3.5.1 Uji Stasioneritas ........................................................... 37 3.5.2 Uji Kointegrasi ............................................................. 38 3.5.3 Error Correction Mechanism....................................... 40 3.5.4 Uji Signifikansi ............................................................ 40
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB IV. HASIL DAN PEMBAHASAN ................................................ 42 4.1. Perkembangan Beberapa Indikator Ekonomi ................... 42 4.2. Perkembangan Moneter ................................................... 45 4.3. Hasil Penelitian ................................................................ 46
4.3.1 Permintaan Uang (M1)................................................. 46 4.3.2 Produk Domestik Bruto ............................................... 48 4.3.3 Suku Bunga .................................................................. 49 4.3.4 Inflasi ........................................................................... 50 4.3.5 Hasil Uji Akar-Akar Unit dan Derajat Integrasi .......... 52 4.3.6 Hasil Estimasi Model Permintaan Uang ...................... 57 4.3.7 Hasil Estimasi Model Permintaan Uang dengan Error Correction Mechanism (ECM) .......................... 60 4.3.8 Hasil Estimasi Vector Autoregression ......................... 66 4.3.8.1 Impulse Response Function (IRF)................... 68 4.3.8.2 Variance Decomposition................................. 77
4.3.9 Uji Signifikansi ........................................................ 84 BAB V. KESIMPULAN DAN SARAN ................................................ 85
5.1. Kesimpulan......................................................................... 85 5.2. Saran................................................................................... 86
DAFTAR PUSTAKA ................................................................................ 88
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
DAFTAR TABEL
Nomor Judul Halaman
4.1 Pertumbuhan Beberapa Indikator Ekonomi ................................................... 43 4.2 Perkembangan Jumlah Uang (M1) Periode 1999:1 – 2006:4 ........................ 47 4.3 Perkembangan Produk Domestik Bruto (GDP) Konstan Atas Dasar Harga
Tahun 2000 Periode 1999:1 – 2006:4 ............................................................ 49 4.4 Perkembangan Suku Bunga Deposito 3 bulan Periode 1999:1 – 2006:4 ...... 51 4.5 Perkembangan Inflasi Periode 1999:1 – 2006:4 ............................................ 52 4.6 Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada M1 ................. 53 4.7 Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada GDP............... 54 4.8 Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada INR ............... 55 4.9 Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada INF ................ 56 4.10 Hasil Model Estimasi Permintaan Uang ....................................................... 57 4.11 Hasil Estimasi Permintaan Uang Dengan ECM............................................ 60 4.12 Hasil Estimasi Model Permintaan Dengan Pendekatan Stok Penyangga ..... 63 4.13 Hasil Estimasi VAR dengan Dasar Lag 1 ..................................................... 69 4.14 Tabel Impulse Response Function M1D....................................................... 71 4.15 Tabel Impulse Response Function GDP ....................................................... 73 4.16 Tabel Impulse Response Function INR......................................................... 75 4.17 Tabel Impulse Response Function INF......................................................... 76 4.18 Variance Decomposition M1D ..................................................................... 79
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
4.19 Variance Decomposition GDP...................................................................... 80 4.20 Variance Decomposition INR....................................................................... 81 4.21 Variance Decomposition INF ....................................................................... 83
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
DAFTAR GAMBAR
Nomor Judul Halaman
1.1 Perkembangan Beberapa Indikator Ekonomi DI Indonesia Tahun 1999:4 – 2006:4 .................................................................................. 3 2.1 Keterkaitan Antara Uang, Harga dan Tingkat Bunga .................................... 12 2.2 Kerangka Pemikiran Penelitian...................................................................... 31 4.1 Impulse Response Function (IRF).................................................................. 77 4.2 Variance Decomposition................................................................................ 83
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
DAFTAR LAMPIRAN
Nomor Judul Halaman
1 Data Penelitian ................................................................................................ 90 2 Model Vector Autoregression ......................................................................... 91 3 Uji Stabilitas Vector Autoregression............................................................... 92 4 Uji Autocorrelation ......................................................................................... 93
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB I
PENDAHULUAN
1.1 Latar Belakang
Dalam keadaan/ situasi yang jarang ditemui keadaan seimbang antara jumlah
uang yang dipegang dengan jumlah yang diinginkan atau diharapkan maka
permasalahan permintaan uang menjadi sangat menarik untuk dilakukan penelitian.
Dalam keadaan dinamis, masyarakat harus melakukan tindakan penyesuaian. Dalam
melakukan tindakan penyesuaian tersebut, masyarakat menanggung biaya
penyesuaian atau adjustment cost.
Fungsi permintaan uang adalah persamaan yang menunjukkan apa yang
menentukan kuantitas keseimbangan uang riil yang ingin ditahan orang. Fungsi
permintaan terhadap keseimbangan uang riil adalah proporsional terhadap pendapatan.
Fungsi permintaan uang mirip dengan fungsi permintaan untuk barang tertentu.
Disini “barang” adalah kenyamanan mempertahankan keseimbangan uang riil. Sama
seperti memiliki mobil akan mempermudah seseorang bepergian, memegang uang
mempermudah orang untuk melakukan transaksi. Karena itu, pendapatan yang lebih
tinggi mendorong permintaan yang lebih besar terhadap permintaan uang riil.
Uang yang disimpan dalam dompet tidak memperoleh bunga. Padahal jika
uang tersebut dipergunakan untuk membeli obligasi pemerintah atau didepositokan
dalam rekening tabungan maka akan memperoleh tingkat bunga nominal. Tingkat
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
bunga nominal adalah biaya peluang atau opportunity cost dari memegang uang:
biaya yang timbul karena lebih suka memegang uang ketimbang obligasi atau
mendepositokan.
Cara lain untuk melihat bahwa biaya memegang uang sama dengan tingkat
bunga nominal adalah dengan membandingkan pengembalian pada asset-aset
alternatif. Aset selain uang, seperti obligasi pemerintah, memperoleh pengembalian
riil r. Uang memperoleh pengembalian riil yang diharapkan dari -πe, karena nilai riil
menurun pada tingkat inflasi. Bila memegang uang akan menghilangkan perbedaan
di antara kedua pengembalian ini. Jadi biaya memegang uang adalah r – (-πe), yang
dinyatakan dalam persamaan Fisher sebagai tingkat bunga nominal i.
Ketika jumlah beras yang diinginkan bergantung pada harga beras, jumlah
uang yang diinginkan bergantung pada harga dari memegang uang. Maka,
permintaan uang riil bergantung pada tingkat pendapatan dan tingkat bunga nominal.
Dari gambar 1.1 merupakan perkembangan beberapa indikator ekonomi di
Indonesia pada tahun 1999:4 – 2006:4 dapat dilihat bahwa peningkatan jumlah uang
(M1) yang beredar meningkat seiring dengan peningkatan GDP sedangkan untuk
suku bunga deposito 3 bulan (INR) perkembangan fluktuatif namun mulai 2001:4 –
2004:1 mengalami kecenderungan menurun dan mulai 2004:2 – 2005 mengalami
kecenderungan kenaikan. Untuk inflasi menggunakan inflasi kumulatif (y to y) yang
tiap tahun mengalami kenaikan. Jika melihat dari sisi moneter menunjukkan bahwa
perkembangan jumlah uang beredar mendorong peningkatan Produk Domestik Bruto
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
(GDP) dengan melihat bahwa pada tahun 1999 – 2006 kondisi sektor riil relatif tidak
berkembang.
0
100,000
200,000
300,000
400,000
500,000
600,000
700,000
800,000
900,000
1,000,000
1999
:4
2000
:1
2000
:2
2000
:3
2000
:4
2001
:1
2001
:2
2001
:3
2001
:4
2002
:1
2002
:2
2002
:3
2002
:4
2003
:1
2003
:2
2003
:3
2003
:4
2004
:1
2004
:2
2004
:3
2004
:4
2005
:1
2005
:2
2005
:3
2005
:4
2006
:1
2006
:2
2006
:3
2006
:4
Tahun
Mily
ar R
p
0.00
2.00
4.00
6.00
8.00
10.00
12.00
14.00
16.00
18.00
20.00
Per
sen
(%)
M1 GDP INR INF
Gambar 1.1. Perkembangan Beberapa Indikator Ekonomi di Indonesia Tahun 1999:4 – 2006:4
Analisis ekonomi moneter telah dipusatkan pada pertanyaan “ apakah bentuk
model yang sesuai dan layak untuk mengamati perilaku permintaan uang
masyarakat?”. Isu ini menjadi sangat penting dan krusial karena perbedaan teori yang
dipilih oleh peneliti akan mengakibatkan perbedaan bentuk fungsi model permintaan
uang dan akan memberikan mekanisme ekonomi makro dan implikasi kebijakan
ekonomi yang berbeda pula.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Berkaitan dengan variabel moneter, banyak peneliti baik di negara maju
maupun di negara sedang berkembang memilih mengamati permintaan uang dalam
arti sempit (M1) dan uang dalam arti luas (M2). Sedangkan variabel yang dipilih
untuk menganalisis perilaku permintaan uang adalah pendapatan dan suku bunga atau
inflasi sebagai proksi biaya memegang uang atau cost of holding money.
Peneliti banyak menggunakan pendapatan dengan konsep yang berbeda,
seperti misalnya: Produk Domestik Bruto (PDB) riil sebagai proksi untuk pendapatan
dan ada juga dengan besaran ekonomi pendapatan nasional riil. Sedangkan untuk
variabel suku bunga, paling tidak ada 2 pandangan yang menjadi perdebatan dalam
analisis ekonomi makro. Kelompok pertama yang diwakili oleh kelompok moneteris
berpendapat bahwa suku bunga secara mendasar ditentukan oleh kekuatan di sektor
riil diluar sistem moneter. Misalnya suku bunga ditentukan oleh kekuatan antara
permintaan dan penawaran kapital. Di sisi lain, kelompok Keynessian menyatakan
bahwa suku bunga merupakan fenomena moneter, sedangkan perekonomian
diharapkan melakukan penyesuaian yang telah ditetapkan oleh sistem moneter dan
bukan sebaliknya. Dengan demikian, secara umum dapat dikatakan bahwa pemilihan
variabel-variabel penentu permintaan uang tersebut dipengaruhi oleh motif
masyarakat memegang uang seperti yang dikembangkan oleh kelompok ekonom
klasik dan Keyness serta pengikut-pengikutnya dalam memungkinkan munculnya
pendekatan stok penyangga (buffer stock approach) dalam analisis permintaan uang.
Ide dasar dari pendekatan stok penyangga menyatakan bahwa masyarakat
bersedia memegang uang cash dimaksudkan untuk menghilangkan kesenjangan atau
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
gap yang tidak terantisipasi antara saat seseorang menerima pendapatan dan saat
mereka membelanjakannya (Laidler, 1984, 1987, 1997, 2000; Milbourne, 1988,
Davidson dan Ireland, 1989 dan Mizen, 1997). Dengan demikian dalam pendekatan
ini dianalisis faktor-faktor penyebab terjadinya perbedaan antara jumlah uang yang
diinginkan dengan jumlah yang senyatanya dipegang. Adanya kejutan penawaran
(supply shock), seperti munculnya isu-isu mengenai penambahan uang beredar dan
berbagai kemudahan yang diberikan oleh lembaga keuangan, dipandang sebagai
penyebab adanya ketidakseimbangan antara permintaan dan penawaran uang.
Kesenjangan yang tidak terantisipasi seperti ini dapat menyebabkan perubahan
perilaku permintaan uang masyarakat. Berkaitan dengan itu, pendekatan stok
penyangga sering disebut pula sebagai pendekatan ketidakseimbangan uang
(disequilibrium money approach ).
Secara umum dapat dikatakan bahwa model koreksi kesalahan sering
dipandang sebagai salah satu model dinamik yang sangat terkenal dan banyak
diterapkan dalam studi empirik, terutama sejak kegagalan model penyesuaian parsial
atau Partial Adjustment Model (PAM) tahun 1970an dalam menjelaskan perilaku
dinamik permintaan uang berdasarkan konsep stok penyangga (buffer stock
approach) dan munculnya pendekatan kointegrasi dalam analisis ekonomi time seties.
Insukindro (1999) mengemukakan bahwa ECM relatif lebih unggul bila dibandingkan
dengan PAM, misalnya, karena kemampuan yang dimiliki oleh model koreksi
kesalahan dalam meliputi lebih banyak variabel dalam menganalisis fenomena
ekonomi jangka pendek dan jangka panjang dan mengkaji konsisten tidaknya model
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
empirik dengan teori ekonomika, serta dalam usaha mencari pemecahan terhadap
persoalan variabel time series yang tidak stasioner (non stationary) dan regresi
lancung (spurious regression) dalam analisis ekonometrika. Selain itu dapat pula
dibuktikan secara matematika dan statistika bahwa model penyesuaian parsial
hanyalah bentuk khusus dari model koreksi kesalahan (Insukindro, 1999).
Studi permintaan uang di Indonesia telah dilakukan oleh beberapa ekonom
yaitu Aghevli (1977), Nasution (1983) dan Gupta dan Moazzami (1990) serta Reza
Anglikusumo (2005) menyimpulkan bahwa variasi jumlah uang yang diminta
berhubungan negatif dengan tingkat bunga dan inflasi dan positif dengan pendapatan.
Gupta dan Moazzmi (1990) menggunakan konsumsi agregat sebagai skala ekonomi
dan menemukan bahwa perkembangan jumlah uang yang diminta searah dengan
perkembangan konsumsi agregat. Reza Anglikusumo (2005) menggunakan
pengeluaran konsumsi rumah tangga swasta sebagai skala ekonomi dan menemukan
bahwa perkembangan jumlah uang yang diminta searah dengan dengan
perkembangan pengeluaran konsumsi rumah tangga swasta.
1.2 Perumusan Masalah
Berdasarkan latar belakang diatas, dibawah ini model permintaan uang yang
diajukan peneliti bahwa permintaan uang dipengaruhi oleh pendapatan nasional, suku
bunga dan inflasi. Dari model permintaan uang yang diajukan oleh peneliti maka
perumusan masalah adalah sebagai berikut:
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
a) Bagaimana pengaruh Produk Domestik Bruto terhadap permintaan uang di
Indonesia.
b) Bagaimana pengaruh tingkat suku bunga deposito 3 bulan terhadap
permintaan uang di Indonesia
c) Bagaimana pengaruh inflasi terhadap permintaan uang di Indonesia.
1.3 Tujuan Penelitian
Dari perumusan masalah diatas, tujuan penelitian ini mengumpulkan data dan
informasi yang berhubungan dengan penentuan permintaan uang di Indonesia dan
juga bertujuan sebagai berikut:
a) Untuk menganalisis pengaruh Produk Domestik Bruto terhadap permintaan
uang di Indonesia.
b) Untuk menganalisis pengaruh tingkat suku bunga deposito 3 bulan terhadap
permintaan uang di Indonesia.
c) Untuk menganalisis pengaruh inflasi terhadap permintaan uang di Indonesia.
1.4 Manfaat Penelitian
1) Hasil penelitian ini diharapkan dapat memberikan masukkan bagi pengambil
keputusan dalam hal ini Pemerintah, investor dan pelaku usaha agar dapat
mengetahui variabel-variabel yang berpengaruh terhadap permintaan uang di
Indonesia.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
2) Untuk menambah wawasan , baik penulis sendiri, maupun pemerhati moneter
lainnya terutama di dalam menganalisa variabel-variabel yang
mempengaruhinya permintaan uang di Indonesia serta juga berguna sebagai
referensi bagi peneliti sejenis lainnya.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB II
TINJAUAN PUSTAKA
2.1 Teori Permintaan Uang
Konsep permintaan uang selalu memegang peranan penting dalam teori
moneter dan juga merupakan bidang yang menjadi diskusi dan perdebatan antar
berbagai aliran teori moneter. Dalam bidang ini, teori moneter modern terpecah
menjadi 2 aliran besar, yaitu aliran yang bersumber pada teori kuantitas (klasik) dan
aliran keynesian. Berbagai variasi dari kedua aliran besar ini dapat dijumpai dalam
literature ekonomi moneter. Banyak peneliti mencoba mencari titik temu antara
kedua aliran ini, namun sampai saat ni masih dapat dilihat adanya penggolongan para
ekonom kedalam dua aliran tersebut. Perbedaan antara aliran klasik dan keynesian
terletak pada pandangan mereka tentang harapan akan perubahan di masa depan, serta
mekanisme penyesuaian terhadap saldo kas riil yang dikehendaki.
Aliran klasik memandang bahwa harapan akan perubahan di masa depan
penting peranannya dalam jumlah uang yang diminta, sedang aliran keynessian tidak.
Menurut aliran Klasik, apabila terjadi kelebihan saldo kas yang dipegang masyarakat
akan menyesuaikannya dengan membeli barang-barang. Pembelian akan barang-
barang ini dapat meningkatkan produksi apabila kapasitas produksi masyarakat belum
sepenuhnya dipergunakan dan akan menaikkan harga-harga bila perekonomian sudah
bekerja pada kapasitas penuh.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Menurut aliran Keynesian, kelebihan saldo kas yang dipegang masyarakat
akan ditukarkan dengan surat-surat berharga. Perilaku ini akan menurunkan suku
bunga yang dapat mendorong naiknya investasi. Kenaikkan investasi ini dapat
menaikkan permintaan agregat akan meningkatkan produksi atau harga-harga
tergantung apakah perekonomian sudah bekerja pada kapasitas penuh atau belum.
Perbedaan teori klasik dan Keynesian juga menyangkut kondisi lembaga
keuangan yang ada di masyarakat. Mekanisme penyesuaian teori klasik cocok untuk
perekonomian yang sektor keuangannya belum maju. Kondisi ini menyebabkan
hanya ada dua pilihan bentuk kekayaan masyarakat yaitu uang dan barang.
Disamping itu, mekanisme ini cocok untuk perekonomian yang telah mengalami
inflasi dalam kurun waktu yang lama, sehingga harapan perubahan harga berpengaruh
penting dalam penentuan saldo kas yang dipegang. Mekanisme keyness cocok untuk
perekonomian yang telah mempunyai sektor keuangan yang maju. Dengan demikian
perekonomian ini mampu melayani perilaku pembelian surat-surat berharga,
mekanisme ini diperuntukkan bagi perekonomian yang tidak mengalami inflasi dalam
waktu yang lama, karena faktor harapan perubahan harga tidak penting dalam
penentuan saldo kas yang dipegang masyarakat.
Ketika jumlah roti yang diinginkan bergantung pada harga roti, jumlah uang
yang diinginkan bergantung pada harga dari memegang uang. Maka, permintaan
terhadap keseimbangan riil bergantung pada tingkat pendapatan dan tingkat bunga
nominal. Dengan demikian persamaan permintaan uang secara umum dapat ditulis
sebagai berikut :
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
(M/P)d = L(i, Y) (2.1)
Huruf L digunakan untuk menyatakan permintaan uang karena uang adalah asset
perekonomian yang paling likuid (asset yang paling mudah digunakan untuk
melakukan transaksi). Persamaan diatas menyatakan bahwa permintaan terhadap
likuiditas keseimbangan uang riil adalah fungsi dari pendapatan dan tingkat bunga
nominal. Semakin tinggi tingkat pendapatan, semakin besar permintaan terhadap
keseimbangan uang riil. Semakin tinggi tingkat tingkat bunga nominal i, semakin
rendah permintaan permintaan terhadap keseimbangan uang riil.
Keyness menerangkan mengapa seseorang memegang uang kas berdasarkan
kegunaan uang. Berdasarkan kegunaannya uang dapat berfungsi sebagai alat tukar
(transaksi) dan penyimpan kekayaan. Dalam teorinya tentang permintaan akan uang
kas, Keyness membedakan antara motif transaksi dan berjaga-jaga serta spekulasi.
Seseorang memerlukan uang, pertama, karena akan melakukan transaksi dan
kedua untuk berjaga-jaga (kalau sakit, musibah dan sebagainya yang pada akhirnya
merupakan kegiatan transaksi. Motif yang ketiga adalah motif spekulasi. Dalam hal
ini seseorang berusaha supaya hasil dari uang yang dipegang maksimum, dengan cara
mengkombinasikan uang yang dipegang dengan bentuk kekayaan lainnya.
Keterkaitan antara uang, harga dan tingkat bunga dapat diilustrasikan sebagai
berikut :
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Penawaran
uang
Tingkat harga
Tingkat inflasi
Tingkat bunga nominal
Permintaan uang
Gambar 2.1. Keterkaitan antara Uang, Harga dan Tingkat Bunga
Pada gambar 2.1 menunjukkan hubungan diantara uang, harga dan tingkat
bunga. Penawaran dan permintaan uang menentukan tingkat harga. Perubahan
dalam tingkat harga menentukan tingkat inflasi. Tingkat inflasi mempengaruhi
tingkat bunga nominal. Karena merupakan biaya dari memegang uang, tingkat bunga
nominal bisa mempengaruhi permintaan uang. Hubungan terakhir ini (ditunjukkan
oleh panah dibawah) dihilangkan dari teori kuantitas uang dasar.
2.2 Pendekatan Stok Penyangga Permintaan Uang
Pembicaraan, diskusi dan perdebatan mengenai model permintaan uang telah
difokuskan pada pendekatan stok penyangga (Laidler, 1984, 1987, 1997, 2000;
Milbourne, 1988; Davidson dan Ireland, 1989 dan Mizen 1997). Milbourne (1988),
misalnya berpendapat bahwa konsep stok penyangga berasal dari ide bahwa
masyarakat bersedia memegang uang dengan maksud mengabsorpsi adanya variasi
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
hari ke hari yang tidak diantisipasi atau diharapkan antara penerimaan dan
pengeluaran masyarakat. Davidson dan Ireland (1989) berpendapat bahwa hipotesis
yang mendasari adanya pendekatan stok penyangga permintaan uang pada dasarnya
merupakan perumusan atau pernyataan kembali konsep tradisional mengenai motif
permintaan uang untuk tujuan transaksi dan berjaga-jaga atau transaction and
precautionary motives. Lebih lanjut Laidler (1997), menyatakan bahwa motif agen
ekonomi memegang uang untuk tujuan transaksi, berjaga-jaga dan bahkan spekulasi
dapat dianalisis dengan pendekatan stok penyangga. Dengan kata lain, mereka ingin
mengatakan bahwa konsep stok penyangga mengenai permintaan uang tidak berbeda
dengan konsep persediaan atau inventory.
Baumol (1952) dan Tobin (1956), mengembangkan lebih lanjut motif
permintaan uang untuk tujuan transaksi. Keduanya memberikan dasar dan alasan
teori mengapa permintaan uang tidak hanya dipengaruhi oleh pendapatan tetapi juga
oleh suku bunga. Dalam kasus ini dianggap bahwa permintaan uang untuk tujuan
transaksi dapat juga dinyatakan sebagai bentuk persediaan. Keduanya beranggapan
bahwa memegang uang untuk tujuan transaksi berkaitan dengan biaya oportunitas
atau opportunity cost karena pelaku ekonomi tidak mewujudkan kekayaannya dalam
bentuk investasi yang memberikan penghasilan di saat yang akan datang. Pelaku
ekonomi akan selalu berusaha untuk mengatur bentuk-bentuk aktiva atau portofolio
yang mereka miliki dan meminimumkan biaya oportunitas.
Miller dan Orr (1966, 1968) mengembangkan model Baumol dalam
menganalisis perilaku agen ekonomi dalam memegang uang atau aktiva untuk
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
kegiatan bisnisnya. Keduanya berpendapat bahwa anggapan yang digunakan Baumol
sangat tepat diterapkan untuk sektor rumah tangga, tetapi kurang cocok untuk sektor
bisnis.
Arkelof (1979) menggunakan model Miller dan Orr menganalisis permintaan
uang sebagai suatu masalah keseimbangan umum atau general equilibrium problem.
Miller dan Orr serta Arkelof beranggapan bahwa perilaku pelaku ekonomi dalam
memegang uang yang diinginkan bukanlah suatu fungsi pemilihan yang sederhana,
tetapi terdiri atas suatu batasan memegang uang yang dapat diterima dan
diklasifikasikan menjadi 2 yaitu ambang batas atas dan bawah.
Dalam menganalisis keinginan pelaku ekonomi untuk memegang uang,
Arkelof membedakan transaksi moneter menjadi 2 yaitu transaksi yang bersifat
otonom dan induksi. Transaksi otonom berkaitan dengan fungsi uang sebagai media
pertukaran atau medium of exchange dan transaksi induksi dilakukan untuk
penyesuaian stok uang. Jika stok uang yang dimiliki oleh agen-agen ekonomi
melampaui batas atas atau bawah bawah, maka mereka akan melakukan transaksi
induksi untuk menyesuaikan stok uang mereka ke suatu nilai target tertentu. Dalam
kondisi ini, mereka mungkin menghadapi biaya penyesuian atau adjustment cost
dalam rangka dicapainya kondisi optimal atau keseimbangan.
Barangkali, deskripsi sederhana yang cukup jelas mengenai model stok
penyangga yang diungkapkan oleh Laidler (1984, 1987). Menurut pendapat Laidler,
bahwa jumlah uang yang ingin dipegang oleh yang bersangkutan pada suatu waktu,
tetapi lebih ditunjukkan oleh nilai rata-rata atau target dari suatu persediaan atau
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
inventory, suatu stok penyangga atau kas keseimbangan atau cash balances. Dalam
situasi ini mungkin saja terjadi fluktuasi jumlah aktual uang yang dipegang oleh
pelaku ekonomi sebagai akibat adanya komponen stokastik dari pola pembayaran dan
penerimaan yang dihadapi oleh mereka. Dengan kata lain, alasan mengapa orang
bersedia memegang uang sebagai stok penyangga karena uang berfungsi sebagai
media pertukaran dan dapat menghilangkan kejutan dan kesenjangan-kesenjangan
dalam perekonomian yang mungkin terjadi antara pengaruh kejutan dan atau
kesejangan. Adanya aliran dana masuk yang tidak diantisipasi atau tidak
diperkirakan, mungkin dipandang sebagai kelebihan memegang uang pada suatu
waktu tertentu. Hal ini karena periode pemegangan uang diharapkan hanya dalam
waktu pendek atau sementara atau mungkin agen ekonomi akan menghadapi biaya
penyesuaian jika mereka melakukan penyesuian portofolio secara berkesinambungan.
Fenomena ini selanjutnya dipergunakan untuk menjelaskan mengapa pelaku ekonomi
bersedia menerima uang atau membiarkan adanya penyimpangan temporer antara
jumlah aktual uang yang dipegang dan jumlah uang yang diinginkan. Dengan kata
lain, ide mengenai uang sebagai stok penyangga adalah relevan jika perekonomian
yang diamati berada dalam keadaan tidak seimbang atau disequilibrium
2.3 Penelitian Sebelumnya
Achyar Iljas (1998) dengan judul “The Transmission Mechanism of Monetary
Policy in Indonesia”. Menggunakan sample data 3 bulan periode 1983 – 1996,
menggunakan metode kointegrasi dan error correction mechanism (ECM) model
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
menunjukkan bahwa permintaan uang (M1) secara relatif stabil dengan nilai koefisien
determinasi yang baik. Permintaan uang yang stabilitas harus diinterpretasikan secara
hati-hati, yang mana tingkah laku permintaan uang cukup sensitive pada perubahan
struktur keuangan.
Dengan menggunakan kointegrasi dan model koreksi kesalahan untuk
mengestimasi fungsi permintaan uang, diperoleh persamaan jangka panjang
(persamaan kointegrasi) permintaan uang M1 dan persamaan jangka pendek
(persamaan dinamis koreksi kesalahan) permintaan uang M1.
Produk Domestik Bruto (PDB) berpengaruh secara signifikan terhadap
permintaan uang dalam arti sempit (M1) dan perkembangannya searah dengan
perubahan permintaan uang.. Pengukuran PDB terhadap permintaan uang sesuai
dengan yang diharapkan karena koefisien regresi bertanda positif.
Perubahan pemintaan uang dalam arti sempit (M1) tahun sebelumnya,
perubahan permintaan uang dalam arti sempit (M1) 2 tahun sebelumnya, perubahan
produk domestik bruto (PDB), perubahan tingkat harga (indeks harga konsumen),
perubahan tingkat suku bunga deposito 3 bulanan tahun sebelumnya, perubahan rasio
indeks keuangan (M1/PDB) berpengaruh secara signifikan secara statistik terhadap
perubahan permintaan uang dalam arti sempit (M1). Dengan R2 = 0,88.
Pengukuran terhadap Produk Domestik Bruto (PDB) dan indeks harga
konsumen tanda koefisien regresinya sesuai yang diharapkan, sedangkan koefisien
regresi suku bunga deposito 3 bulanan (t-1) bertanda posititf padahal menurut teori
ekonomi antara permintaan uang dengan suku bunga bertanda negatif. Sedangkan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
nilai koreksi kesalahan (ECT) secara statistik signifikan dan bernilai negatif yang
berarti model yang terbentuk konsisten, hal ini juga mencerminkan bahwa permintaan
uang stabil.
Keith Cuthbertson dan Bredin (2001), dengan judul “Money demand in the
Czech Republic Since Transition”. Menggunakan data bulanan tahun 1992-1997 dan
menggunakan model Non Linear Least Squares (NLLS) atau Nonlinear Instrumental
Variables (NLIV). Dari estimasi diperoleh hasil bahwa error correction term (ECT)
secara statistik signifikan, hal ini hubungan dalam jangka panjang antara permintaan
uang riil dan pendapatan riil serta inflasi konsisten. Koefisien tanda regresi dari
pendapatan dan inflasi sesuai yang diharapkan (teori). Model yang diperoleh sahih
dikarenakan variabel errornya tidak terjadi autokorelasi dan berdistribusi normal serta
ECT stationer. Dari persamaan yang diperoleh dalam jangka panjang elastisitas
pendapatan dan inflasi sebesar 1,15 dan -4,04. Elastistas pendapatan sebesar 1,15
berada dalam range estimasi tipikal dari Negara-negara berkembang (Boughton,
1991) dan nilai ECT sebesar 0,06.
Petra Gerlach-Kristen (2001), dengan judul “The Demand for Money in
Switzerland”. Menggunakan data tahunan tahun 1938-1990 dan dalam estimasi
permintaan uang menggunakan uji akar-akar unit, kointegrasi dan koreksi kesalahan
(ECM) diperoleh hasil bahwa error correction term (ECT) secara statistik signifikan
dan bernilai (-), hal ini menandakan bahwa model yang terbentuk konsisten.
Perubahan permintaan uang riil ditentukan secara signifikan oleh lag perubahan
permintaan uang riil tahun sebelumnya, lag pertumbuhan pendapatan, perbedaan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
tingkat pengembalian (yield) surat berharga dengan tingkat suku bunga deposito dan
lag perubahan perbedaan suku bunga Swiss dengan Amerika Serikat (US).
George Kararach (baku), dengan judul “Evidence on the demand for money
function in Uganda”. Menggunakan data tahunan 1981-1998 dan dalam estimasi
permintaan uang menggunakan persamaan koreksi kesalahan (error corrected) dan
menggunakan Cochrane-Orcutt method.
Estimasi permintaan uang dalam jangka panjang dengan menggunakan
metode Cochrane-Orcutt diperoleh hasil bahwa permintaan uang dipengaruhi oleh
pendapatan dan inflasi sebelumnya (t-1) signifikan secara statistik, sedangkan nilai
tukar riil, suku bunga dan inflasi sekarang secara statistik tidak signifikan
mempengaruhi permintaan uang.
Estimasi ECM dengan metode OLS atau Ordinary Least Squares pada
kointegrasi VAR(4) diperoleh hasil signifikan secara statistik dan bernilai negatif (-).
Dari persamaan tersebut diperoleh hasil bahwa permintaan uang dipengaruhi tingkat
pendapatan dan tingkat suku bunga signifikan secara statistik, sedangkan inflasi tidak
berpengaruh signifikan secara statistik.
Pedro Teles dan Ruilin Zhou (2005), dengan judul “A Stable Money Demand:
Looking for The Right Monetary Aggregate”. Persamaan permintaan yang diperoleh
dari Lucas (2000) adalah sebagai berikut: Mt/Pt = α Yt it-γ , dimana Mt = M1, Pt =
tingkat harga, Y = aggregate output, i = suku bunga dalam jangka pendek, γ = 0,5 dan
α = konstanta. Dengan menggunakan metode Ordinary Least Square (OLS)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
diperoleh hasil bahwa elastisitas suku bunga adalah 0,24. Arti dari persamaan diatas
bahwa setiap kenaikan 1 persen biaya oportunitas akan mengakibatkan penurunan
saldo uang riil.
Barry Harrison dan Yulia Vymyatnina (2005), dengan judul “Demand for
Money During Transaction: The Case of Russia”. Menggunakan data bulanan juli
1995 – juli 2004 dan dalam estimasi permintaan uang menggunakan uji kointegrasi
dan vector koreksi kesalahan model (VECM) diperoleh hasil bahwa semua variabel
(total perdagangan dan nilai tukar) dalam hubungan kointegrasi mempunyai tanda
sesuai yang diharapkan. Artinya sesuai dengan teori bahwa total perdagangan
(pendapatan) akan bertanda positif terhadap permintaan uang dan juga nilai tukar
mempunyai tanda negtif terhadap permintaan uang.
Dan diperoleh juga hubungan secara langsung antara keseimbangan uang riil
dan total transaksi riil. Sebagaimana yang diharapkan, elastisitas pendapatan dan
elastisitas nilai tukar lebih tinggi pada agregat M2 dibandingkan agregat M1.
Insukindro (1998), dengan judul “Pendekatan Stok Penyangga Permintaan:
Tinjauan Teori dan Sebuah Studi Empirik di Indonesia”. Data yang digunakan dalam
studi ini adalah data kuartalan tahun 1987:1 – 1997:4. Variabel shock adalah jumlah
uang beredar M1 yang tidak diantisipasi selaras dengan konsep Carr-Darby (1981)
dan diestimasi dengan menggunakan pendekatan AR(2) dan deviasi trend kuadrat.
Dalam estimasi permintaan uang menggunakan uji kointegrasi dan Insukindro-
koreksi kesalahan model (I-ECM) diperoleh hasil bahwa koefisien regresi pendapatan
bertanda positif dan suku bunga bertanda negatif sesuai harapan (teori) dan statistik
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
CRDW (cointegrating regression Durbin-Watson) dan DF (Dickey Fuller) untuk uji
kointegrasi memberi indikasi bahwa variabel permintaan uang kartal, pendapatan dan
suku bunga berkointegrasi atau mempunyai hubungan keseimbangan jangka panjang.
Dengan demikian residu regresi kointegrasi atau kesalahan ketidakseimbangan
stasioner atau I(0). Hasil studi empirik memperoleh hasil koefisien regresi ECT(-1)
bertanda negatif dan signifikan secara statistik berarti sesuai dengan harapan (teori).
Sedangkan untuk pendapatan koefisien regresi bertanda positf dan suku bunga
bertanda negatif dan ini semua semua dengan harapan teori. Sedangkan hasil
estimasi koefisien regresi variabel shock ternyata hanya signifikan untuk jangka
pendek dan ini sekaligus mendukung harapan studi bahwa pendekatan stok
penyangga melandasi permintaan uang kartal di Indonesia.
Catur Sugiyanto (1994), tentang analisis permintaan uang M1, M2 dan uang
kuasi dengan menggunakan metode PAM dan ECM. Data yang digunakan dalam
studi ini antara tahun 1960 – 1990. Dengan menggunakan variabel-variabel uang M1,
uang M2, uang kuasi, konsumsi agregat, suku bunga deposito 12 bulan, indeks harga
konsumen, tingkat inflasi dan kurs US dollar terhadap rupiah. Dalam estimasi
permintaan uang M1 diperoleh hasil bahwa koefisien regresi ECT(-1) bertanda
negatif dan signifikan secara statistik dan ini sesuai dengan harapan teori. Sedangkan
untuk variabel-variabel dependent konsumsi agregat, inflasi dan indeks harga
konsumen signifikan secara statistik dan untuk suku bunga deposito 12 bulan secara
statistik tidak signifikan.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
2.4 Penurunan Model Permintaan Uang
Pada umumnya penurunan model permintaan uang dalam studi empirik telah
mengabaikan peranan penawaran uang atau supply of money sebagai variabel
independen dan telah mengadopsi pandangan bahwa stok uang nominal sebagai
variabel tak bebas. Deskripsi ini telah mendorong peneliti untuk mengatakan
penawaran uang ditentukan permintaan uang dan kedua besaran ekonomi tersebut
berada dalam keadaan seimbang. Hal ini berbeda dengan konsep stok penyangga
seperti yang diungkapkan Laidler (1984, 1987) yang mengatakan bahwa perubahan
penawaran uang merupakan variabel endogen dari permintaan uang. Disini dianggap
bahwa jumlah uang yang ditawarkan dalam perekonomian tidak selalu sama dengan
jumlah uang yang diminta masyarakat. Fenomena ini juga mencerminkan adanya
konsep ketidakseimbangan jangka pendek dan perkembangan pendekatan stok
penyangga sebagai tanggapan atas kegagalan pendekatan yang tradisional.
Berkaitan dengan pendekatan stok penyangga, Carr dan Darby (1981),
misalnya mengusulkan suatu model permintaan uang yang meliputi perubahan
penawaran uang yang tidak diantisipasi. Keduanya berpendapat bahwa perubahan
penawaran uang yang diantisipasi dapat disesuaikan secepatnya melalui perubahan
harga, sedangkan perubahan penawaran uang yang tidak teantisipasi akan mendorong
perubahan temporer uang yang ingin dipegang. Model mereka merupakan perluasan
Model Penyesuaian Parsial (PAM) dengan menambahkan perubahan uang beredar
yang tidak diantisipasi pada sisi kanan dari model yang diamati. Lebih lanjut Browne
(1989) memperkenalkan sebuah uji baru mengenai stok penyangga uang dengan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
menganggap bahwa adanya perubahan penciptaan uang yang eksogen secara
potensial dapat menjadi ketidak seimbangan.
Berkaitan dengan pendekatan ketidakseimbangan uang, akhir-akhir ini telah
muncul berbagai bentuk model stok penyangga permintaan uang baik yang meliputi
perilaku masa lalu atau backward looking behaviour maupun perilaku masa yang
akan datang atau forward looking behaviour.
Pendekatan pada perilaku masa lalu umumnya berpendapat bahwa pelaku
ekonomi berusaha mengoptimalisasikan fungsi biaya kuadrat periode tunggal atau
single period quadratic cost function (Domowitz dan Elbadawi, 1987; Insukindro,
1992, 1993). Pendekatan pada perilaku masa yang akan datang menyatakan bahwa
pelaku ekonomi menghadapi fungsi biaya kuadrat berganda atau multi period
quadratic cost function (Cuthbertson, 1988, 1997; Price dan Insukindro, 1994).
Model yang akan diturunkan dibawah ini pada prinsipnya sejalan dengan
pendekatan perilaku masa lalu dan merupakan perluasan dari pendekatan koreksi
kesalahan yang baku atau standard error correction model = ECM. Untuk
mengilustrasikan penurunan modelnya adalah sebagai berikut:
Adanya unsur ketidakpastian menyebabkan individu menentukan keputusan
untuk memegang stok uang kas dan aktiva keuangan lainnya [obligasi, saham, deposit
dan pinjaman sistem perbankan] pada periode tertentu. Individu membagi endowment
nominal (y) dalam bentuk kas (Mt) dan aktiva keuangan lainnya (Bt). Pada periode
[t+1] dan [t+2] mengandung unsur ketidakpastian dalam konsumsi, sehingga
expected utility maksimum adalah
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
][)1(][)( 21 ++ −+= tt cuqcuquE (2.2)
dimana:
q = probabilitas mengkonsumsi periode [t + 1], dan
1 - q = probabilitas mengkonsumsi periode [t + 2].
Konsumsi periode [t+1] adalah (Mt / Pt+1), konsumsi periode [t+2] adalah
[Mt + Bt × (1 + R)] / Pt+2] dan tingkat bunga nominal (R). Persamaan (16) dapat
ditulis kembali dalam bentuk persamaan:
21
)1()1()(++
++−+=
t
tt
t
t
PRBMuq
PMuquE (2.3)
Berdasarkan clower or cash in advance constraint [Y = Mt + Bt], fungsi
lagrange dari expected utility dan FOC atau First Order Condition masing-masing
adalah
][)1()1(21,,
ttt
tt
t
t
BtMtBMY
PRBMuq
PMuqL −−+
++−+=
++
λλ
0)1(2
2
1
1 =−′−+′+
+
+
+ λt
t
t
t
PCuq
PCuq
0)1()1(2
2 =−+′−+
+ λRPCuq
t
t
Y - Mt - Bt = 0
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
)1()1()1(2
2
2
2
1
1 RPCuq
PCuq
PCuq
t
t
t
t
t
t +′−=′−+′+
+
+
+
+
+
2
2
1
1 )1(+
+
+
+ ′−=′t
t
t
t
PCuqr
PCuq
2211
)]1()([)1(++++
+−+′−=′tt
tt
tt
t
PPRMYMuqR
PPMuq (2.4)
Diasumsikan bahwa individu atau rumahtangga adalah constant relative risk
aversion (CRRA) sehingga fungsi utilitas individu:
γ
γ
−=
−
1)(
1CCU (2.5)
Koefisien constant relative risk aversion: γ−=−
=)(')("
CUCCUCRRA . Oleh
sebab itu persamaan (2.4) dapat ditulis dalam bentuk (Manurung, 2002):
12
2
11
1
)1)(()1( −+
−
+
−+
−
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ +−+′−=⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡′ t
t
ttt
t
t PP
RMYMuqRPPMuq
γγ
γγ /1
2
1
1
2
/11
1
)1()1(⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡
+
+
−
+
−
+ t
t
t
t
t
t
PP
PRMRY
qqR
PM
γγ /1
2
1
1
2
/1
1 )1()1(⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡
+
+
−
+
+
t
t
t
t
t
t
PP
PRMRY
qqR
MP
γγ /1
2
12
/1
1
)1()1(
⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡−+⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡
+
+++
t
t
t
t
t
t
PP
RMRYP
qqR
MP
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
γγ /1
2
1
1
2
/1)1()1(
⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
+
+
+
+
t
t
t
t
t
t
PP
PP
qqR
MRMRY
γγγ /)1(
2
1
/1)1()1(
−
+
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
t
t
t
t
PP
qqR
MRMRY
γγγ /)1(
1
2
/1)1()1(
−
+
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
t
t
t
t
PP
qqR
MRMRY
γγγ
π /)1(/1
]1[)1()1( −+⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −=⎥
⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+q
qRM
RMRY
t
t
RRq
q
RYMt
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
+=
−
γγγ
π/1
/)1( )1()1(
)1( (2.6A)
xY
RRq
q
RM t
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
+=
−γ
γγπ
/1/)1( )1()1(
)1( (2.6B)
RRq
q
Rq
q
YBt
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
−⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
=−
−
γ
γγ
γγγ
π
π
/1
/)1(
/1/)1(
1)1(
11)1( (2.6C)
xY
RRq
q
Rq
q
Bt
+⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
−⎥⎦
⎤⎢⎣
⎡ −+
=−
−
γ
γγ
γγγ
π
π
/1
/)1(
/1/)1(
1)1(
11)1( (2.6D)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Persamaan (2.6A), (2.6B), (2.6C) dan (2.6D) masing-masing menjelaskan
permintaan uang untuk transaksi dan berjaga-jaga serta permintaan uang untuk
spekulasi [obligasi dan aktiva keuangan lainnya]. Diketahui bahwa [0 < q < 1] dan
rumah tangga risk averse [γ > 1] maka permintaan uang untuk berjaga-jaga dan
transaksi fungsi menurun dari inflasi (π) dan tingkat bunga nominal (R). Permintaan
uang untuk spekulasi [obligasi atau aktiva keuangan lainnya] merupakan fungsi
menurun dari tingkat bunga nominal (R) dan fungsi meningkat dari tingkat inflasi (π).
Permintaan uang untuk spekulasi [obligasi atau aktiva keuangan lainnya] akan naik
jika inflasi naik disebut Tobin Effect. Oleh sebab itu unsur ketidakpastian dan
preferensi mengkonsumsi individu berpengaruh signifikan terhadap permintaan stok
uang dan obligasi. Menurut persamaan (2.6A), (2.6B), (2.6C) dan (2.6D), elastisitas
permintaan stok uang dan obligasi terhadap output agregat bersifat uniter jika [q = 1].
Dari uraian diatas diperoleh hasil bahwa permintaan uang nominal ditentukan
oleh tingkat pendapatan, suku bunga dan tingkat harga. Dengan demikian peneliti
menyajikan model sebagai berikut :
M1Dt* = a0 + a1 GDPt + a2 INRt + a3 INFt (2.7)
a1 > 0, a2 < 0 dan a3 < 0
Dalam keadaan seimbang persamaan (2.7) terpenuhi, namun dalam keadaan
sistem ekonomi pada umumnya jarang sekali terjadi keseimbangan. Diasumsikan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
bahwa perekonomian yang diamati berada dalam ketidak seimbangan, maka pelaku
ekonomi akan menemukan bahwa jumlah aktual uang yang diminta berbeda dengan
jumlah uang yang mereka inginkan atau rencanakan. Dalam kasus ini dianggap
bahwa perbedaan tersebut terjadi karena adanya variabel shock dan keterlambatan
penyesuaian yang mengikutinya. Dengan demikian besarnya perbedaan tersebut
adalah:
DE = M1Dt - a0 - a1 GDPt - a2 INRt – a3 INFt (2.8)
Nilai perbedaan (DE) dikenal sebagai kesalahan ketidak seimbangan atau
disequilibrium error.
Sesuai dengan pendekatan yang diajukan Domowitz dan Elbadawi (1987)
yang menawarkan fungsi biaya tunggal yang cocok untuk menurunkan model koreksi
kesalahan yaitu dengan memasukkan vector yang mempengaruhi variabel tak bebas
dengan bobot tertentu dan diasumsikan secara linier tergantung kepada kepada
variabel tak bebas pada komponen biaya penyesuaian. Maka fungsi biaya yang
dihadapi oleh pelaku ekonomi adalah sebagai berikut:
Ct = b1 (M1Dt – M1Dt*)2 + b2 {(1-B) M1Dt – ft (1-B) Zt}2 (2.9)
dimana:
Ct = fungsi biaya yang dihadapi pelaku ekonomi
M1Dt = permintaan uang aktual
M1Dt* = permintaan uang yang diinginkan atau diharapkan
B = operasi kelambanan waktu
Zt = vektor variabel yang mempengaruhi permintaan uang riil
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
ft = vector deret yang merupakan bobot pada komponen biaya penyesuaian
untuk persamaan terkait
Fungsi biaya diatas terdiri atas 2 komponen. Komponen pertama adalah biaya
ketidak seimbangan dan komponen kedua disebut biaya penyesuaian. Sedangkan
parameter b1 dan b2 adalah bobot yang diberikan pelaku ekonomi atas kedua fungsi
biaya tersebut.
Selanjutnya, dengan minimisasi fungsi biaya persamaan (2.9) terhadap Mt
(∂Ct/∂M1Dt = 0), maka diperoleh persamaan berikut:
0})1(1)1{(2)11(21 2
*1 =−−−+−=
∂∂
tttttt
t ZBfDMBbDMDMbDM
C
0})1(1)1{()11( 2*
1 =−−−+− ttttt ZBfDMBbDMDMb
0)1(1)1(11 22*
11 =−−−+− ttttt ZBfbDMBbDMbDMb
ttttt ZBfbDMbDMBbDMb )1(11)1(1 2*
121 −+=−+
tttttt ZBfbDMbDBMbDMbDMb )1(1111 2*
1221 −+=−+
tttt ZBfbDMbDMBbb )1(11)1([ 2*
121 −+=−+
tttt ZBfBbb
bDMBbb
bDM )1()1(
1)1(
121
2*
21
1 −−+
+−+
=
M1Dt = c M1Dt* + d ft (1-B) Zt + μt (2.10)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
dimana:
)1(21
1
Bbbbc
−+=
)1(21
2
Bbbbd
−+=
Substitusikan persamaan (2.7) kedalam persamaan (2.10) maka diperoleh
persamaan sebagai berikut:
M1Dt = c a0 + c a1 GDPt + c a2 INRt + c a3 INFt + d f1 (1-B) [ a0
+ a1 GDPt + a2 INRt + a3 INFt ] + μt (2.11)
M1Dt = α0 + α1 GDPt + α2 INRt + α3 INFt + μt (2.12)
Persamaan (2.12) mencerminkan hubungan jangka pendek (short run) atau
ketidak seimbangan yang meliput nilai level dan kelambanan M1Dt, GDPt, INRt dan
INFt. Permasalahan utama dalam mengestimasi persamaan (2.12) adalah berkaitan
dengan level variabel yang mungkin tidak stasioner. Jika level variabel tidak
stasioner, maka estimasi persamaan (2.11) dengan menggunakan metode OLS dapat
menyebabkan munculnya regresi lancung (Insukindro, 1999). Untuk mengatasi
masalah tersebut, persamaan (2.12) diparameterisasi ulang menjadi:
dM1Dt = α1 dGDPt + α2 dINRt + α3 dINFt + α4 εt (2.13)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
dimana:
dM1Dt = M1Dt – M1Dt-1
dGDPt = GDPt – GDPt-1
dINRt = INRt – INRt-1
εt = μt – μt-1
Persamaan (2.13) menjelaskan bahwa perubahan jumlah permintaan uang riil
yang diminta masa sekarang (dM1Dt) dipengaruhi oleh perubahan tingkat pendapatan
nasional (dGDPt), perubahan tingkat suku bunga (dINRt) dan perubahan harapan
inflasi (dINFt) serta kesalahan keseimbangan atau komponen koreksi kesalahan
(error correction term) periode sebelumnya. Jika diamati lebih lanjut akan terlihat
bahwa persamaan (2.13) hanya meliput kelambanan satu periode sehingga model
koreksi kesalahan ini dikenal sebagai first order error correction model. Lebih lanjut,
dari persamaan (2.13) dapat dikemukakan arti dari parameter-parameter yang ada.
Adapun arti dari parameter α1, α2 dan α3 menjelaskan pengaruh jangka pendek GDPt,
INRt dan INFt terhadap permintaan uang riil, dan α4 menjelaskan pengaruh jangka
panjang GDPt, INRt dan INFt terhadap permintaan uang riil.
Persamaan (2.13) ini dalam analisis deret waktu atau time series dikenal
sebagai model koreksi kesalahan yang baku atau standar error correction model.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
2.5 Kerangka Pemikiran
Penelitian ini mengembangkan pandangan dari teori permintaan uang dengan
menggunakan pendekatan stok penyangga yang menyatakan bahwa permintaan uang
dipengaruhi oleh pendapatan dan tingkat suku bunga. Dalam penelitian ini, penulis
memasukkan variabel inflasi. Alasan pemilihan memasukkan variabel inflasi
mempengaruhi perilaku masyarakat terhadap permintaan uang disebabkan karena
harapan inflasi merupakan opportunity cost dari memegang uang yang nantinya akan
mempengaruhi permintaan akan uang di masyarakat.
PENDAPATAN
NASIONAL
SUKU BUNGA PERMINTAAN UANG
INFLASI
Gambar 2.2. Kerangka Pemikiran Penelitian
2.6 Hipotesis Penelitian
Berdasarkan perumusan masalah dan dari beberapa penelitian empiris yang
dilakukan oleh peneliti-peneliti sebelumnya, maka hipotesisnya adalah sebagai
berikut:
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
a) Terdapat pengaruh positif antara Produk Domestik Bruto (PDB) terhadap
permintaan uang di Indonesia, ceteris paribus.
b) Terdapat pengaruh negatif antara suku bunga deposito 3 bulan terhadap
permintaan uang di Indonesia, ceteris paribus.
c) Terdapat pengaruh positif antara inflasi terhadap permintaan uang di
Indonesia, ceteris paribus.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB 3
METODE PENELITIAN
3.1 Ruang Lingkup Penelitian
Ruang lingkup penelitian ini adalah perkembangan permintaan uang di
Indonesia dengan pendekatan stok penyangga selama kurun waktu tahun 1999:4 –
2006:4 dan faktor-faktor yang mempengaruhinya.
3.2 Jenis dan Sumber Data Penelitian
Penelitian ini menggunakan data sekunder. Data sekunder bersumber dari
Bank Indonesia (BI) dan Badan Pusat Statistik (BPS). Adapun data yang diperlukan
adalah data uang kartal (M1), pendapatan nasional (proksi Produk Domestik Bruto
berlaku), suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi.
3.3 Model Analisis
Model analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah model hasil
penurunan model dinamik yang dihasilkan pada persamaan (2.12). yaitu :
dM1Dt = α1 dGDPt + α2 dINRt + α3 dINFt + α4 εt (3.1)
Berdasarkan persamaan (3.1) lebih lanjut dapat dikemukakan ciri khas dari
model koreksi kesalahan, dimana koefisien error correction model (ECT) = α4 harus
signifikan secara statistik.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
dimana:
dM1Dt = perubahan permintaan uang M1 (Rp Milyar)
dGDPt = perubahan Produk Domestik Bruto (Rp Milyar)
dINRt = perubahan tingkat suku bunga depostito 3 bulan (Persen)
dINFt = perubahan inflasi (Persen)
αi = koefisien regresi
εt = error term [M1Dt – M1D*t]
Apabila terdapat hubungan yang simultan antar variabel yang diamati,
variabel-variabel tersebut diperlakukan sama, sehingga tidak ada lagi variabel
endogen dan eksogen. Pernyataan ini merupakan jiwa dari vector autoregressive
(VAR) model. (Enders, 2004)
Dengan mengidentifikasikan variabel permintaan uang M1 (M1D), Produk
Domestik Bruto (GDP), suku bunga deposito (INR) dan inflasi (INF) dari suatu
model ekonomi makro, dimana keempat variabel tersebut adalah variabel endogen
dalam persamaan simultan. Keempat variabel saling mempengaruhi satu sama lain
sehingga aplikasi model VAR dapat dilakukan sebagai berikut:
M1Dt = α1 + β1j M1Dt-j + λ1jGDPt-j + γ1jINRt-j + ω1jINFt-j + ε1 (3.2A)
GDPt = α2 + β2j GDPt-j + λ2jM1Dt-j + γ2jINRt-j + ω2jINFt-j + ε2 (3.2B)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
INRt = α3 + β3j INRt-j + λ3jM1Dt-j + γ3jGDPt-j + ω3jINFt-j + ε3 (3.2C)
INFt = α4 + β4j INFt-j + λ4jM1Dt-j + γ4jGDPt-j + ω4jINRt-j + ε4 (3.2D)
dimana εt adalah disturbance term error yang disebut sebagai impulse or innovation
or shock dalam studi vector autoregressive (VAR). Masalah yang muncul adalah
penentuan panjang lag-time untuk mencapai stabilitas model. Pengujian stabilitas
model VAR menggunakan root of Characteristic Polynomial, dimana root dan
modulus lebih kecil dari satu. (Enders, 2004)
3.4 Definisi Operasional
Untuk memudahkan pemahaman terhadap istilah dan variabel yang digunakan
dalam penelitian ini maka perlu diberikan definisi operasional sebagai berikut:
1. Variabel tak bebas adalah jumlah uang kartal dan giral (M1D) riil yang
dipegang masyarakat.
2. Variabel pendapatan nasional diproksi dengan Produk Domestik Bruto (PDB)
dengan harga konstan.
3. Variabel suku bunga diukur dengan suku bunga deposito 3 bulan.
4. Variabel inflasi adalah kenaikan harga umum secara terus menerus dan
persisten dari suatu perekonomian. Ada beberapa indicator inflasi yang dapat
digunakan yaitu: Perubahan Indeks harga konsumen (IHK). Perubahan Indeks
Harga Perdagangan besar (IHPB), dan Perubahan Deflator PDB. Inflasi yang
digunakan dalam penelitian ini yaitu berdasarkan pada Indeks Harga
Konsumen yang diperoleh dengan formula:
Π = IHKt – IHKt-1 / IHKt-1
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Dalam penelitian ini penulis membatasi ruang lingkup permintaan uang
dipengaruhi oleh Produk Domestik Bruto (PDB), tingkat suku bunga dan inflasi.
3.5 Metode dan Analisis Data
Metode yang digunakan dalam penelitian ini adalah metode kointegrasi
dengan Error Correction Model (ECM). Digunakannya metode ini adalah untuk
melihat hubungan maupun kestabilan dan perubahan struktur jangka panjang antara
variabel-variabel ekonomi. Selain itu agar diperoleh suatu model kandidat yang baik,
hasil estimasi dari ECM juga harus lolos dari berbagai uji diagnosisdan juga
dilakukan metode vector autoregressive (VAR) untuk menguji hubungan antar
variabel yang mengacu pada teori.
3.5.1 Uji Stasioneritas
Karena data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data runtun waktu,
maka mengharuskan kita menggunakan data yang stasioner. Dengan demikian dapat
dimengerti mengapa stasioneritas menjadi masalah penting dalam analisis data time
series. Uji akar unit digunakan untuk mendeteksi apakah data yang digunakan dari
model autoregresif stasioner atau tidak. Uji ini berisi regresi dari diferensi pertama
data runtut waktu terhadap lag variabel tersebut, lagged difference terms, konstanta
dan trend.
Stasioner adalah apabila suatu data runtut waktu memiliki rata-rata dan
memiliki kecenderungan bergerak menuju rata-rata (Kennedy, 2000). Oleh sebab itu,
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
kurva data stasioner terhadap waktu akan sering melewati sumbu horizontal dan
autokorelasinya akan menurun dengan teratur untuk lag yang cukup besar.
Sebaliknya data yang tidak stasioner, varians menjadi semakin besar bila jumlah data
runtut waktu diperluas, tidak sering melewati sumbu horizontal dan autokorelasinya
cenderung tidak menurun.
Uji akar unit model autoregresif dalam penelitian ini (Dickey dan Fuller, 1979,
1981) dengan nama Augmented Dickey-Fuller (ADF) test kemudian ditaksir dengan
OLS (Ordinary Least Square) seperti persamaan berikut (model dengan intercept dan
trend):
t
m
ititt YYtY εαδββ +Δ+++=Δ ∑
=−−
11121 (3.7)
Dimana: m = panjang lag yang digunakan
Dari hasil persamaan diatas diperoleh nilai ADF statistik. Hasil ini kemudian
dibandingkan dengan nilai kritis dari Mackinon. Jika nilai ADF statistic lebih kecil
daripada nilai kritis Mackinnon pada derajat kepercayaan berarapun, maka dapat
disimpulkan bahwa data tersebut adalah tidak stasioner. Solusi yang harus dilakukan,
jika data yang diperoleh tidak stasioner adalah dengan menciptakan variabel baru
dengan cara first difference, lalu dilakukan kembali uji akar-akar unit.
3.5.2 Uji Kointegrasi
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Pengujian ini dilakukan untuk mengetahui pada derajat atau order diferensi
keberapa data yang diamati akan stasioner. Pengujian ini dilakukan bila pada uji
akar-akar unit (langkah pertama diatas) dari data yang diamati tidak stasioner.
Uji kointegrasi bertujuan untuk mengetahui apakah seluruh variabel
mempunyai hubungan keseimbangan jangka panjang (berkointegrasi) atau tidak. Jika
berkointegrasi maka residual kointegrasi atau kesalahan ketidak seimbangannya
adalah stasioner.
Untuk melakukan pengujian kointegrasi harus diyakini terlebih dahulu bahwa
variabel terkait dalam pendekatan ini mempunyai derajat integrasi yang sama atau
tidak. Secara umum sebagian besar pengujian mengenai isu terkait lebih memusatkan
perhatian pada variabel yang berintegrasi nol I(0) atau satu I(1). Dalam penelitian ini,
uji statistik yang digunakan untuk menguji hipotesa nol yaitu tidak adanya kointegrasi
adalah uji Engle-Granger atau uji Augmented Engle-Granger dan uji CRDW
(Cointegration-Regression Durbin Watson). Untuk menghitung CRDW dan ADF
ditaksir regresi kointegrasi berikut dengan OLS. Dari persamaan (3.1) yaitu:
dM1Dt = α1 dGDPt + α2 dINRt + α3 dINFt + α4 εt (3.8)
(i) Uji-Engle-Granger atau Uji Augmented Engle Granger
Dengan menggunakan DF atau ADF test dilakukan tahapan-tahapan sebagai
berikut:
1) Estimasi model regresi
2) Hitung residual-nya
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
3) Apakah residualnya stasioner? Jika stasioner, berarti regresi tersebut
merupakan regresi kointegrasi, atau variabel terikat dan bebas yang tidak
stasioner tersebut terkointegrasi sehingga menghasilkan residual yang
stasioner.
(ii) Uji Kointegrasi Durbin-Watson
Pengujian ini relatif sederhana, dengan tahapan sebagai berikut:
1) Hitung statistic Durbin-Watson (d). Mengingat d = 2(1-ρ), maka pada saat ρ
= 1, maka d = 0. Oleh karenanya hipotesis yang digunakan:
H0: d =0
2) Bandingkan nilai dhitung dengan dtabel, dengan kriteria sebagai berikut:
dhitung > dtabel maka tolak H0 , yang berarti μt stasioner dan terjadi kointegrasi
antar variabel.
3.5.3 Error Correction Mechanism
Dalam jangka panjang model permintaan uang M1 terhadap pendapatan
nasional, suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi merupakan regresi kointegrasi atau
mengalami keseimbangan jangka panjang. Dalam jangka pendek, permintaan uang
mungkin tidak mengalami keseimbangan atau disequilibrium. Oleh sebab itu
disturbance term error pada persamaan (3.1) digunakan untuk menyatakan bahwa
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
dua atau lebih variabel terkointegrasi maka hubungan dua atau lebih variabel tersebut
dapat dijelaskan sebagai error correction mechanism (ECM).
Jika estimasi koefisien regresi komponen koreksi kesalahan tidak signifikan,
maka hubungan keseimbangan seperti yang diinginkan oleh teori tidak dapat ditaksir
dan dapat diduga akan adanya kemungkinan kesalahan spesifikasi. Kesalahan ini
dapat terjadi antara lain karena kesalahan memilih variabel yang relevan, kesalahan
bentuk fungsi, kesalahan membuat definisi operasional dan cara mengukurnya serta
kesalahan pemilihan atau pengambilan sampel. Dengan sendirinya estimasi koefisien
regresi koreksi kesalahan dapat dijadikan peringatan awal sebelum peneliti membahas
lebih lanjut hasil penelitiannya.
3.5.4 Uji Signifikansi
Setelah dinyatakan model tersebut valid, lalu dilakukan uji asumsi klasik
dengan uji autokorelasi. Autokorelasi dapat didefinisikan sebagai korelasi antara
anggota serangkaian observasi yang diurutkan menurut waktu seperti data dalam time
series. Sehingga terdapat saling ketergantungan antara faktor penganggu yang
berhubungan dengan observasi yang dipengaruhi oleh unsur gangguan yang
berhubungan dengan pengamatan lainnya. Oleh sebab itu masalah autokorelasi
biasanya muncul dalam data runtut waktu (time series), meskipun tidak menutup
kemungkinan terjadi dalam data cross sectional.
Uji untuk melihat autokorelasi dapat dilakukan dengan uji Durbin-Watson
Test ataupun dengan uji Langrange Multiplier Test (LM Test). Namun uji D-W Test
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
tidak bisa diterapkan terhadap model regresi yang mempunyai kelambanan (lagged)
dari variabel indenpenden. Oleh sebab itu, penelitian ini menggunakan uji LM Test.
Dengan membandingkan nilai χ2 hitung terhadap χ2 tabel dinyatakan penilaian
sebagai berikut:
1. Jika nilai χ2 hitung > χ2 tabel, maka hipotesisnya yang menyatakan bahwa tidak
ada masalah autokorelasi dalam model empiris yang digunakan ditolak.
2. Jika nilai χ2 hitung < χ2 tabel, maka hipotesisnya yang menyatakan bahwa tidak
ada masalah autokorelasi dalam model empiris yang digunakan tidak dapat
ditolak.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB IV
HASIL DAN PEMBAHASAN
4.1 Perkembangan Beberapa Indikator Ekonomi
Perekonomian Indonesia tahun 2006 menunjukkan perkembangan yang
semakin mantap, bahkan lebih baik dibandingkan tahun-tahun sebelumnya.
Pertumbuhan ekonomi yang meningkat, perkembangan tersebut didukung oleh
semakin terjaganya kestabilan makro ekonomi melalui penerapan kebijakan yang
konsisten. Optimisme pelaku ekonomi juga memberikan sumbangan positif yang
dalam perkembangannya semakin diperkuat oleh proses pemilihan umum yang
berlangsung secara demokratis, aman dan lancar. Meskipun demikian kerja keras
masih harus ditingkatkan mengingat perbaikan yang terjadi belum sepenuhnya
mampu mengatasi permasalahan yang dihadapi, terutama dalam hal penyerapan
tenaga kerja dan peningkatan daya saing ekonomi.
Kegiatan ekonomi mencatat pertumbuhan tertinggi kedua pasca krisis, yaitu
sebesar 5,48 persen sedangkan yang tertinggi tahun 2005 sebesar 5,68 persen, yang
ditunjukkan pada tabel 4.1. Konsumsi mengalami pertumbuhan yang relatif stabil ,
sedangkan kegiatan investasi meningkat tajam, demikian pula pertumbuhan ekspor
barang dan jasa terus meningkat, seiring dengan meningkatnya volume perdagangan
dunia yang diikuti dengan melonjaknya harga-harga komoditi minyak dan gas bumi
(migas) serta non migas. Sementara itu meningkatnya kegiatan investasi didorong
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
oleh membaiknya permintaan domestik dan dukungan pembiayaan. Sejalan dengan
meningkatnya permintaan domestik dan ekspor, kegiatan impor barang dan jasa juga
turut mengalami peningkatan. Perkembangan tersebut berhasil memperbaiki tingkat
kesejahteraan masyarakat yang tercermin pada peningkatan pendapatan per kapita.
Pertumbuhan ekonomi yang tinggi tersebut didukung dan dicapai dengan
stabilitas makro ekonomi yang terjaga. Perkembangan inflasi tahun 2006 lebih
rendah dibandingkan tahun 2005. Berikut ini dapat dilihat perkembangan beberapa
indicator makro ekonomi dari tahun 1999 sampai dengan tahun 2006.
Tabel 4.1. Pertumbuhan Beberapa Indikator Ekonomi
Pertumbuhan (Persen) 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
M1 beredar 23,16 30,13 9,58 7,99 16,60 13,41 11,07 28,08
Produk Domestik Bruto
(GDP)
0,79 4,91 3,64 4,50 4,78 5,03 5,68 5,48
Inflasi 2,01 9,35 12,55 10,03 5,06 6,40 17,11 6,60
Suku Bunga Deposito 3
bulan
12,95 13,24 17,24 13,63 7,14 6,71 11,75 9,71
Sumber : Bank Indonesia dan Badan Pusat Statistik
Ditengah kemajuan yang dicapai dan dinamika ekonomi yang berlangsung
pada tahun 2006, masih terdapat sejumlah permasalahan yang belum dapat
diselesaikan. Pemerintah masih harus berupaya keras untuk mengatasi iklim investasi
yang belum kondusif, ditengah kapasitas produksi yang belum optimal, efisiensi yang
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
masih rendah yang mengakibatkan rendahnya daya saing perekonomian dan kondisi
infrastruktur yang belum memadai.
Selain permasalahan di atas, perekonomian Indonesia tahun 2006 juga
dihadapkan pada berbagai tantangan yang dapat menghambat aktivitas perekonomian.
Disisi eksternal, kecenderungan suku bunga global yang meningkat diperberat juga
oleh peningkatan harga minyak yang tinggi serta perubahan persepsi global yang
berdampak pada aliran modal khusunya yang berjangka pendek, pada gilirannya
dapat mempengaruhi neraca pembayaran Indonesia. Selain itu kenaikan harga
minyak juga berdampak pada peningkatan defisit Anggaran dan Belanja Negara
(APBN) karena meningkatnya beban subsidi serta imported inflation yang
memberikan tekanan pada inflasi.
Berbagai tantangan yang melingkupi perekonomian menghadapkan para
pengambil kebijakan yang harus dilakukan secara hati-hati. Disektor moneter,
tantangan tersebut berupa meningkatnya potensi tekanan inflasi yang bersumber dari
depresiasi nilai tukar dan ekspetasi inflasi yang tinggi. Di bidang perbankan, struktur
dan kelembagaan yang belum kuat serta intermediasi perbankan yang belum berjalan
optimal mengakibatkan terhambatnya dukungan perbankan dalam pembiayaan riil,
meskipun tahun 2006 mencatat adanya perbaikan, sementara itu kebijakan fiskal
dihadapkan pada tantangan untuk mengurangi defisit APBN akibat tingginya subsidi
BBM. Di sektor riil, tantangan kebijakannya adalah untuk meningkatkan konsistensi
antar berbagai ketentuan, memperkuat pelaksanaan kebijakan di lapangan dan
menyelaraskan peraturan pemerintah pusat dan daerah.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Untuk merespon berbagai tantangan tersebut Bank Indonesia dan Pemerintah
telah menempuh berbagai kebijakan untuk memperkokoh stabilitas makro ekonomi
sekaligus tetap mendorong pertumbuhan ekonomi. Kebijakan moneter diarahkan
untuk tetap konsisten mencapai inflasi yang diharapkan. Begitu pula kebijakan
secara garis besar masih difokuskan pada upaya peningkatan stabilitas perbankan dan
meningkatkan peran perbankan dalam perekonomian terutama penyaluran kredit.
4.2 Perkembangan Moneter
Kondisi moneter pada tahun 2006 secara umum cukup stabil. Meskipun
dibayangi tantangan yang terutama bersumber dari sektor eksternal. Kestabilan
tersebut tercermin pada pertumbuhan uang primer yang relatif terkendali dan
pergerakan suku bunga yang cenderung menurun. Komitmen dan konsistensi Bank
Indonesia untuk mencapai sasaran inflasi dengan tetap mendukung percepatan
perbaikan perekonomian disertai semakin membaiknya kondisi sosial politik dan
iklim usaha mendorong tercapainya stabilitas moneter.
Respon kebijakan moneter pada tahun 2006 menjadi dua episode meskipun
secara keseluruhan bernuansa akomodatif. Pada episode pertama dengan
mempertimbangkan prospek perekonomian tahun 2006 yang kondusif Bank
Indonesia tetap melanjutkan kebijakan moneter yang longgar. Suku bunga instrumen
moneter mengalami penurunan secara bertahap ditengah upaya Bank Indonesia untuk
tetap mengoptimalkan penyerapan akses likuiditas. Kebijakan moneter menghadapi
tantangan yang bersumber dari perubahan sentiment eksternal yang bila tidak disikapi
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
oleh Bank Indonesia berpotensi menghadapi tekanan inflasi ke depan. Dalam upaya
menjawab tantangan ini kebijakan moneter secara perlahan bergulir menuju ketat
seperti tercermin pada tertahannya penurunan suku bunga. Sementara itu upaya
pengendalian likuiditas perbankan tetap dilakukan secara optimal.
Secara keseluruhan kebijakan yang telah ditempuh Bank Indonesia telah
memberikan sumbangan pada realisasi pertumbuhan uang primer yang relatif
terkendali, meskipun sedikit melampui perkiraan indikatifnya, sedangkan jumlah
uang yang beredar mengalami perkembangan yang positif baik dari segi nilai nominal
maupun pertumbuhan. Sementara itu masih cukup besarnya likuiditas perbankan
mendorong suku bunga instrumen moneter cenderung menurun.
4.3 Hasil Penelitian
Bagian ini menguraikan hasil-hasil selama periode penelitian, yaitu mengenai
hasil analisis terhadap faktor-faktor yang mempengaruhi permintaan uang dalam arti
sempit (M1) yaitu Produk Domestik Bruto, tingkat bunga deposito dan inflasi.
4.3.1 Permintaan Uang (M1)
Permintaan uang (M1) adalah jumlah uang kartal dan giral yang pegang
masyarakat. Rata-rata pertumbuhan jumlah uang (M1) yang dipegang oleh
masyarakat selama periode 1999 sampai dengan 2006 secara keseluruhan mengalami
perkembangan yang fluktuatif. Rata-rata pertumbuhan jumlah uang (M1) yang
dipegang masyarakat pada tahun 1999 sebesar 23,16 persen kemudian meningkat
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
pada tahun 2000 sebesar 30,13persen dan pada tahun 2001 mengalami penurunan
menjadi 9,58 persen dan turun lagi menjadi 7,99 persen pada tahun 2002. Pada tahun
2003 mengalami peningkatan menjadi 16,60 persen kemudian menurun pada tahun
2004 menjadi 13,41 persen dan turun lagi menjadi 11,07 persen pada tahun 2005
kemudian meningkat pada tahun 2006 menjadi 28,08 persen.
Pertumbuhan tersebut mencerminkan semakin membaiknya daya beli
perekonomian seiring pertumbuhan ekonomi ekonomi dan terkendalinya inflasi.
Tabel 4.2. Perkembangan Jumlah Uang (M1) Periode 1999:1 – 2006:4
Tahun M1 (Milyar Rp) Tahun M1(Milyar Rp)
1999:1 105.705 2003:1 181.239
1999:2 105.964 2003:2 194.878
1999:3 118.124 2003:3 207.587
1999:4 124.633 2003:4 223.799
2000:1 124.663 2004:1 218.998
2000:2 133.832 2004:2 234.726
2000:3 135.832 2004:3 240.911
2000:4 162.186 2004:4 253.818
2001:1 148.375 2005:1 250.492
2001:2 160.142 2005:2 267.635
2001:3 164.237 2005:3 273.954
2001:4 177.731 2005:4 281.905
2002:1 166.173 2006:1 277.293
2002:2 174.017 2006:2 313.153
2002:3 181.791 2006:3 333.905
2002:4 191.939 2006:4 361.073 Sumber: Bank Indonesia dan Badan Pusat Statistik (BPS)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
4.3.2 Produk Domestik Bruto (GDP)
Produk Domestik Bruto (GDP) konstan yang merupakan proksi pendapatan
atau juga merupakan sebuah ukuran yang memberikan gambaran umum tentang
perkembangan perekonomian suatu negara selama periode 1999 sampai dengan 2006
secara umum mengalami perkembangan yang meningkat. Dari tabel 4.3 ditunjukkan
rata-rata pertumbuhan ekonomi pada tahun 1999 sebesar 0,79 persen kemudian
meningkat menjadi 4,91 persen pada tahun 2000 dan pada tahun 2001 turun menjadi
3,64 persen. Pada tahun 2002 meningkat menjadi 4,50 persen dan kemudian
meningkat menjadi 4,78 persen pada tahun 2003 dan terus meningkat hingga tahun
2005 menjadi 5,68 persen dan turun menjadi 5,48 persen pada tahun 2006.
Meningkatnya pertumbuhan Produk Domestik Bruto (GDP) ini akibat dari
semakin menurunnya tingkat suku bunga moneter dan terkendalinya tingkat inflasi
serta adanya perbaikan iklim investasi oleh pemerintah sehingga terjadinya
peningkatan investasi.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Tabel 4.3. Perkembangan Produk Domestik Bruto (GDP) Konstan Atas Dasar Harga Tahun 2000 Periode 1999:1 – 2006:4
Tahun GDP (Milyar) Tahun GDP(Milyar)
1999:1 329.334,7 2003:1 386.743,9
1999:2 326.857,0 2003:2 394.620,5
1999:3 339.291,4 2003:3 405.607,6
1999:4 330.342,5 2003:4 390.199,3
2000:1 342.852,4 2004:1 402.597,3
2000:2 340.865,2 2004:2 411.935,5
2000:3 355.289,5 2004:3 423.852,3
2000:4 350.762,8 2004:4 418.131,7
2001:1 356.114,9 2005:1 427.003,0
2001:2 360.553,0 2005:2 436.110,0
2001:3 367.517,4 2005:3 448.492,5
2001:4 356.240,4 2005:4 439.050,6
2002:1 368.650,4 2006:1 448.276,8
2002:2 375.720,9 2006:2 457.724,7
2002:3 387.919,6 2006:3 474.797,5
2002:4 372.925,5 2006:4 465.855,9 Sumber: Bank Indonesia dan Badan Pusat Statistik (BPS)
4.3.3 Suku Bunga
Dari tabel 4.4 ditunjukkan bahwa suku bunga deposito 3 bulan sebagai
instrumen moneter mengalami penurunan pada tahun 2006 yaitu sebesar 9,71 persen
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
dibandingkan tahun 2005 sebesar 11,75 persen. Untuk tahun 2003 sebesar 7,14
persen dan tahun 2004 sebesar 6,71persen.
Selama krisis suku bunga yang lebih tinggi banyak dipengaruhi oleh kalangan
likuiditas yang dialami oleh bank-bank yang kurang sehat atau tidak sehat yang
secara structural mengandalkan sumber dana pada pasar uang antar bank.
Sebagaimana telah kita ketahui bahwa sektor perbankan telah mengidap
berbagai kelemahan tercermin pada besarnya jumlah kredit macet pada sejumlah
bank dengan terjadinya krisis yang telah mengakibatkan pemerintah mengambil
kebijkan ketat, disamping serbuan rush berulang-ulang sector perbankan menjadi
semakin terpuruk karena disintermediasi perbankan sudah terjadi sejak akhir 1997
dan kualitas aktiva produktif juga semakin buruk.
4.3.4 Inflasi
Perkembangan harga-harga barang dan jasa di tingkat konsumen selama 2006
relatif masih terkendali dan mengalami kecenderungan menurun bila dibandingkan
tahun 2005. Dari tabel 4.5 ditunjukkan bahwa inflasi pada tahun 2006 sebesar 6,60
persen lebih rendah bila dibandingkan dengan inflasi tahun 2005 sebesar 17,11 persen.
Namun inflasi tahun 2006 lebih tinggi dibandingkan inflasi tahun 2003 dan 2004
yang sebesar 5,06 persen dan 6,40 persen.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Tabel 4.4. Perkembangan Suku Bunga Deposito 3 bulan Periode 1999:1 – 2006:4
Tahun INR
(Persen)
Tahun INR
(Persen)
1999:1 34,85 2003:1 12,90
1999:2 27,39 2003:2 11,55
1999:3 15,88 2003:3 8,58
1999:4 12,95 2003:4 7,14
2000:1 12,40 2004:1 6,11
2000:2 11,69 2004:2 6,31
2000:3 12,84 2004:3 6,61
2000:4 13,24 2004:4 6,71
2001:1 14,86 2005:1 6,93
2001:2 15,00 2005:2 7,19
2001:3 16,16 2005:3 8,51
2001:4 17,24 2005:4 11,75
2002:1 17,02 2006:1 11,61
2002:2 15,85 2006:2 11,34
2002:3 14,36 2006:3 11,05
2002:4 13,63 2006:4 9,71 Sumber: Bank Indonesia dan Badan Pusat Statistik (BPS)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Tabel 4.5. Perkembangan Inflasi Periode 1999:1 – 2006:4
Tahun INF
(Persen)
Tahun INF
(Persen)
1999:1 4.17 2003:1 0,77
1999:2 2.27 2003:2 1,23
1999:3 -0,04 2003:3 2,48
1999:4 2,01 2003:4 5,06
2000:1 0,93 2004:1 0,92
2000:2 2,86 2004:2 3,29
2000:3 4,65 2004:3 3,80
2000:4 9,35 2004:4 6,40
2001:1 2,11 2005:1 3,19
2001:2 5,46 2005:2 4,28
2001:3 8,16 2005:3 6,39
2001:4 12,55 2005:4 17,11
2002:1 3,50 2006:1 1,98
2002:2 4,46 2006:2 2,87
2002:3 6,17 2006:3 4,06
2002:4 10,03 2006:4 6,60 Sumber: Badan Pusat Statistik (BPS)
4.3.5 Hasil Uji Akar-Akar Unit dan Derajat Integrasi
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Penelitian ini dimulai dengan uji stasioner terhadap variabel-variabel yang
digunakan dalam penelitian yaitu permintaan uang (M1D), Pendapatan Domestik
Bruto (PDB), suku bunga deposito (INR) dan inflasi (INF). Dengan mengikuti
metode yang dikembangkan Dickey dan Fuller maka hasil estimasi akar-akar unit
ditunjukkan pada tabel 4.6 sampai dengan tabel 4.9 adalah sebagai berikut :
Tabel 4.6. Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada M1.
Null Hypothesis: D(LOG(M1D)) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.396028 Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263 10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOG(M1D),2) Method: Least Squares Date: 03/04/08 Time: 23:36 Sample(adjusted): 2000:2 2006:4 Included observations: 27 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LOG(M1D(-1))) -1.424447 0.169657 -8.396028 0.0000
C 0.017368 0.014008 1.239855 0.2265R-squared 0.738202 Mean dependent var 0.006874Adjusted R-squared 0.727730 S.D. dependent var 0.138940S.E. of regression 0.072498 Akaike info criterion -2.339323Sum squared resid 0.131400 Schwarz criterion -2.243335Log likelihood 33.58087 F-statistic 70.49329Durbin-Watson stat 2.193201 Prob(F-statistic) 0.000000Sumber : Data diolah dengan Eviews
Bedasar tabel 4.6 di atas, diperoleh hasil bahwa nilai ADF test statistic sebesar
-8,396028. Nilai ADF test < nilaia kritis atau dengan kata lain (-8,396028 < -
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
3,699871) maka kita bisa mengambil keputusan untuk menolak hipotesis. Sehingga
kesimpulan data time series adalah stasioner. Dengan demikian variabel M1D yang
diamati adalah stasioner pada diferensi pertama dengan kata lain variabel M1D
dalam penelitian berintegrasi satu atau I(1).
Tabel 4.7. Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada GDP.
Null Hypothesis: D(LOG(GDP)) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.698268 Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263 10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOG(GDP),2) Method: Least Squares Date: 03/04/08 Time: 23:45 Sample(adjusted): 2000:2 2006:4 Included observations: 27 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LOG(GDP(-1))) -1.515541 0.174235 -8.698268 0.0000
C 0.018281 0.004735 3.860564 0.0007R-squared 0.751639 Mean dependent var -0.002081Adjusted R-squared 0.741704 S.D. dependent var 0.042085S.E. of regression 0.021389 Akaike info criterion -4.780706Sum squared resid 0.011437 Schwarz criterion -4.684718Log likelihood 66.53953 F-statistic 75.65987Durbin-Watson stat 2.222163 Prob(F-statistic) 0.000000Sumber : Data diolah dengan Eviews
Bedasar tabel 4.7 di atas, diperoleh hasil bahwa nilai ADF test statistic sebesar
-8,698268. Nilai ADF test < nilaia kritis atau dengan kata lain (-8,698268 < -
3,699871) maka kita bisa mengambil keputusan untuk menolak hipotesis. Sehingga
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
kesimpulan data time series adalah stasioner. Dengan demikian variabel GDP yang
diamati adalah stasioner pada diferensi pertama dengan kata lain variabel GDP
dalam penelitian berintegrasi satu atau I(1).
Tabel 4.8. Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada INR. Null Hypothesis: D(LOG(INR)) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.987386 Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263 10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOG(INR),2) Method: Least Squares Date: 03/04/08 Time: 23:52 Sample(adjusted): 2000:2 2006:4 Included observations: 27 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LOG(INR(-1))) -0.422643 0.141476 -2.987386 0.0086
C -0.005664 0.019312 -0.293295 0.7717R-squared 0.202227 Mean dependent var -0.003181Adjusted R-squared 0.170316 S.D. dependent var 0.110026S.E. of regression 0.100219 Akaike info criterion -1.691732Sum squared resid 0.251096 Schwarz criterion -1.595744Log likelihood 24.83839 F-statistic 6.337234Durbin-Watson stat 1.912577 Prob(F-statistic) 0.018602Sumber : Data diolah dengan Eviews
Bedasar tabel 4.8 di atas, diperoleh hasil bahwa nilai ADF test statistic sebesar
-2,987386. Nilai ADF test < nilai kritis atau dengan kata lain (-2,987386 < -
2,976263) maka kita bisa mengambil keputusan untuk menolak hipotesis, sehingga
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
kesimpulan data time series adalah stasioner. Dengan demikian variabel INR yang
diamati adalah stasioner pada diferensi pertama dengan kata lain variabel INR dalam
penelitian berintegrasi satu atau I(1).
Tabel 4.9. Unit Root Test dan Derajat Integrasi dengan ADF Test Pada INF. Null Hypothesis: D(LOG(INF)) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.413491 Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263 10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOG(INF),2) Method: Least Squares Date: 03/05/08 Time: 00:10 Sample(adjusted): 2000:2 2006:4 Included observations: 27 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LOG(INF(-1))) -1.365805 0.184232 -7.413491 0.0000
C 0.082104 0.185321 0.443040 0.6615R-squared 0.687343 Mean dependent var 0.046540Adjusted R-squared 0.674837 S.D. dependent var 1.688144S.E. of regression 0.962632 Akaike info criterion 2.832895Sum squared resid 23.16649 Schwarz criterion 2.928883Log likelihood -36.24408 F-statistic 54.95985Durbin-Watson stat 2.134803 Prob(F-statistic) 0.000000Sumber : Data diolah dengan Eviews
Bedasar tabel 4.9 di atas, diperoleh hasil bahwa nilai ADF test statistic sebesar
-7,413491. Nilai ADF test < nilaia kritis atau dengan kata lain (-7,413491 < -
3,699871) maka kita bisa mengambil keputusan untuk menolak hipotesis. Sehingga
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
kesimpulan data time series adalah stasioner. Dengan demikian variabel INF yang
diamati adalah stasioner pada diferensi pertama dengan kata lain variabel INF dalam
penelitian berintegrasi satu atau I(1).
4.3.6 Hasil Estimasi Model Permintaan Uang
Hasil estimasi OLS ditunjukkan pada tabel 4.10, dimana permintaan uang
(M1D) secara signifikan ditentukan oleh Produk Domestik Bruto, tingkat bunga
deposito 3 bulan (INR) dan inflasi (INF) yang meliput variabel-variabel berintegrasi
sama yaitu I(1), sehingga regresi ini dikenal sebagai regresi ko-integrasi atau
cointegrating regression (Engle dan Granger) diperoleh hasil estimasi sebagai
berikut:
Tabel 4.10. Hasil Model Estimasi Permintaan Uang Dependent Variable: LOG(M1D) Method: Least Squares Sample: 1999:4 2006:4 Included observations: 29
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 8.153310 2.322804 3.510115 0.0017
LOG(GDP) 0.555477 0.114998 4.830335 0.0001LOG(INR) -0.137008 0.036680 -3.735202 0.0010LOG(INF) 0.038748 0.013126 2.951979 0.0068
R-squared 0.789009 Mean dependent var 18.87223Adjusted R-squared 0.763690 S.D. dependent var 0.105855S.E. of regression 0.051458 Akaike info criterion -2.968667Sum squared resid 0.066198 Schwarz criterion -2.780075Log likelihood 47.04567 F-statistic 31.16275Durbin-Watson stat 1.883770 Prob(F-statistic) 0.000000Sumber : Data diolah dengan Eviews
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
LOG(M1D) = 8,153310 + 0,555477 LOG(GDP) – 0,137008 INR + 0,038748
INF
t-stat (4,830335)*** (-3,735202)***
(2,951979)***
Keterangan :
*** = signifikan pada α = 1%
Dari tabel 4.10 diperoleh hasil bahwa R2 = 0,7890 yang berarti bahwa variabel
bebas mampu menjelaskan variansi dari variabel terikat sebesar 78,90% sedangkan
sisanya 21,10% diterangkan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model.
Dari hasil estimasi di atas menunjukkan bahwa tanda koefisien regresi
LOG(GDP) bertanda positif, LOG(INR) bertanda negatif dan LOG(INF) bertanda
positif hal ini sesuai dengan harapan dari teori. Dengan memperhatikan nilai statistik
DW = 1,883770 terlihat bahwa disturbance term error dari LOG(M1D) tidak
autokorelasi sehingga tidak terjadi spurious regression. Secara serentak variabel
LOG(GDP), LOG(INR) dan LOG(INF) signifikan secara statistik mempengaruhi
LOG (M1D) dimana F-stat = 31,16275. Dengan kata lain, residual regresi ko-
integrasi pada model tersebut stasioner. Dengan demikian, residual ko-integrasi atau
kesalahan ketidakseimbangan stasioner atau I(0).
Hasil estimasi dari regresi ko-integrasi menunjukkan bahwa variabel-variabel
Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi mempunyai
hubungan keseimbangan jangka panjang. Dengan demikian dapat dikatakan bahwa
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
variabel yang mampu menjelaskan variasi permintaan uang (M1) adalah Produk
Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi. Dalam jangka panjang
meningkatnya Produk Domestik Bruto akan mendorong peningkatan permintaan
uang (M1). Demikian juga dengan meningkatnya inflasi akan mendorong
peningkatan permintaan uang (M1). Disisi lain terdapat indikasi dengan
meningkatnya suku bunga deposito akan mendorong penurunan permintaan uang
(M1).
Secara parsial diperoleh hasil bahwa Produk Domestik Bruto (GDP)
berpengaruh secara signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1),
ceteris paribus. Produk Domestik Bruto (GDP) mempunyai pengaruh positif
terhadap permintaan uang (M1) dengan koefisien 0,555477 berarti bahwa GDP tidak
elastis (inelastic) terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain
apabila GDP naik 1% maka permintaan uang (M1) naik 0,555477%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa suku bunga deposito 3 bulan (INR)
berpengaruh secara signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1),
ceteris paribus. Suku bunga deposito 3 bulan (INR) mempunyai pengaruh negatif
terhadap permintaan uang (M1) dengan koefisien -0,137008 berarti bahwa INR tidak
elastis (inelastic) terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain
apabila GDP naik 1% maka permintaan uang (M1) turun 0,137008%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa inflasi (INF) berpengaruh secara
signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Inflasi (INF) mempunyai pengaruh positif terhadap permintaan uang (M1) dengan
koefisien 0,038748 berarti bahwa INF tidak elastis (inelastic) terhadap permintaan
uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain apabila GDP naik 1% maka permintaan
uang (M1) naik 0,038748%, ceteris paribus.
4.3.7 Hasil Estimasi Model Permintaan Uang dengan Error Correction
Mechanism (ECM)
Hasil estimasi Error Correction Mechanism dari perintaan uang (M1D) selama
periode 1999:4 – 2006:4 sebagai fungsi dari Produk Domestik Bruto, suku bunga
deposito 3 bulan dan inflasi.
Tabel 4.11. Hasil Estimasi Permintaan Uang Dengan ECM
Dependent Variable: DLOG(M1D) Method: Least Squares Sample(adjusted): 2000:1 2006:4 Included observations: 28 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.003784 0.009091 0.416242 0.6811
DLOG(GDP) 0.175984 0.092824 1.895875 0.0706DLOG(INR) -0.304936 0.069670 -4.376866 0.0002DLOG(INF) 0.037145 0.008892 4.177306 0.0004
ECT(-1) -0.967226 0.185495 -5.214297 0.0000R-squared 0.790394 Mean dependent var 0.009043Adjusted R-squared 0.753941 S.D. dependent var 0.082714S.E. of regression 0.041030 Akaike info criterion -3.388595Sum squared resid 0.038720 Schwarz criterion -3.150702Log likelihood 52.44033 F-statistic 21.68241Durbin-Watson stat 1.777807 Prob(F-statistic) 0.000000
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
LOG(M1D) = 0,003784 + 0,175984 LOG(GDP) – 0,304936 INR + 0,037145
INF
t-stat (1,895875)* (-4,376866)***
(4,177306)***
-0,967226 ECT(-1)
t-stat (-5,214297)***
Keterangan:
* = signifikan pada α = 10%
*** = signifikan pada α = 1%
Dari tabel 4.11 diperoleh hasil bahwa R2 = 0,7904 yang berarti bahwa variabel
bebas mampu menjelaskan variansi dari variabel terikat sebesar 79,04% sedangkan
sisanya 20,96% diterangkan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan dalam model.
Dari hasil estimasi di atas menunjukkan bahwa tanda koefisien regresi
LOG(GDP) bertanda positif, LOG(INR) bertanda negatif dan LOG(INF) bertanda
positif. Hal ini sesuai dengan harapan dari teori. Dengan memperhatikan nilai
statistik DW = 1,777807 terlihat bahwa disturbance term error dari LOG(M1D) tidak
autokorelasi sehingga tidak terjadi spurious regression. Secara serentak variabel
LOG(GDP), LOG(INR) dan LOG(INF) signifikan secara statistik mempengaruhi
LOG (M1D) dimana F-stat = 21,68241.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa Produk Domestik Bruto (GDP)
berpengaruh secara signifikan pada tingkat α = 10% terhadap permintaan uang (M1),
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
ceteris paribus. Produk Domestik Bruto (GDP) mempunyai pengaruh positif
terhadap permintaan uang (M1) dengan koefisien 0,175984 berarti bahwa GDP tidak
elastis (inelastic) terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain
apabila GDP naik 1% maka permintaan uang (M1) naik 0,175984%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa suku bunga deposito 3 bulan (INR)
berpengaruh secara signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1),
ceteris paribus. Suku bunga deposito 3 bulan (INR) mempunyai pengaruh negatif
terhadap permintaan uang (M1) dengan koefisien -0,304936 berarti bahwa INR tidak
elastis (inelastic) terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain
apabila GDP naik 1% maka permintaan uang (M1) turun 0,304936%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa inflasi (INF) berpengaruh secara
signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus.
Inflasi (INF) mempunyai pengaruh positif terhadap permintaan uang (M1) dengan
koefisien 0,037145 berarti bahwa INF tidak elastis (inelastic) terhadap permintaan
uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain apabila GDP naik 1% maka permintaan
uang (M1) naik 0,037145%, ceteris paribus.
Dari hasil estimasi di atas menunjukkan hasil bahwa variabel-variabel
penelitian lolos dari berbagai uji diagnosis dan koefisien ECT(-1) signifikan secara
statistik dan tanda koefisien regresi sesuai dengan harapan teori. Nilai ECT (-1)
bertanda negatif memberikan arti bahwa masyarakat akan melakukan penyesuaian
pada periode berikutnya dengan mengurangi uang (M1) yang ingin dipegang. Hal ini
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
disebabkan jumlah uang yang beredar atau aktual lebih kecil dari rata-rata uang M1
yang diharapkan atau dipegang. Hasil ini memberi indikasi bahwa spesifikasi model
adalah sahih dan selaras dengan hasil yang diperoleh dengan regresi kointegrasi,
sehingga model ECM ini dapat dipakai untuk mengamati perilaku permintaan uang
(M1).
Perilaku permintaan uang (M1D) dengan pendekatan stok penyangga adalah
memasukkan variabel D(U) dan U(-1) pada model ECM, dimana :
D(U) = shock dalam jangka pendek
U(-1) = shock dalam jangka panjang.
Model ini berfungsi untuk mengestimasi variabel shock yang meliput jumlah
variabel shock yang meliput jumlah uang beredar (M1D) yang tidak dapat diantisipasi
masyarakat dan ditaksir dengan menggunakan AR(2) yaitu : LM1 = β0 + β1 LM1t-1 +
β2 LM1t-2. Hasil estimasi model ECM dengan pendekatan stok penyangga
ditunjukkan pada tabel 4.12.
Tabel 4.12. Hasil Estimasi Model Permintaan Uang Dengan Pendekatan Stok Penyangga
Dependent Variable: DLOG(M1D) Method: Least Squares Sample(adjusted): 2000:3 2006:4 Included observations: 26 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.015879 0.002759 5.756197 0.0000
DLOG(GDP) 0.411137 0.116219 3.537609 0.0022DLOG(INR) -0.006649 0.005773 -1.151711 0.2637DLOG(INF) 0.004606 0.001687 2.729925 0.0125
ECT(-1) -0.246938 0.115191 -2.143729 0.0437
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
D(U) 0.683838 0.087588 7.807407 0.0000U(-1) 0.560517 0.579329 0.570329 0.3443
R-squared 0.949459 Mean dependent var 0.009043Adjusted R-squared 0.935019 S.D. dependent var 0.082714S.E. of regression 0.021085 Akaike info criterion -4.668186Sum squared resid 0.009336 Schwarz criterion -4.335135Log likelihood 72.35461 F-statistic 65.75094Durbin-Watson stat 1.749971 Prob(F-statistic) 0.000000Sumber : Data diolah dengan Eviews
LOG(M1D) = 0,015879 + 0,411137 LOG(GDP) – 0,006649 INR + 0,004606
INF
t-stat (3,537609)*** (-1,151711)
(2,72995)**
-0,246938 ECT(-1) + 0,683838 D(U) + 0,560517 U(-1)
t-stat (-2,143729)** (7,807407)*** (0,570329)
Keterangan:
** = signifikan pada α = 5%
*** = signifikan pada α = 1%
Dari tabel 4.12 diperoleh hasil bahwa R2 = 0,949459 yang berarti bahwa
variabel bebas mampu menjelaskan variansi dari variabel terikat sebesar 94,95%
sedangkan sisanya 5,05% diterangkan oleh variabel lain yang tidak dimasukkan
dalam model.
Dari hasil estimasi di atas menunjukkan bahwa tanda koefisien regresi
LOG(GDP) bertanda positif, LOG(INR) bertanda negatif dan LOG(INF) bertanda
positif hal ini sesuai dengan harapan dari teori. Dengan memperhatikan nilai
statistik DW = 1,749971 terlihat bahwa disturbance term error dari LOG(M1D) tidak
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
autokorelasi sehingga tidak terjadi spurious regression. Secara serentak variabel
LOG(GDP), LOG(INR) dan LOG(INF) signifikan secara statistik mempengaruhi
LOG (M1D) dimana F-stat = 65,75094.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa Produk Domestik Bruto (GDP)
berpengaruh secara signifikan pada tingkat α = 1% terhadap permintaan uang (M1),
ceteris paribus. Produk Domestik Bruto (GDP) mempunyai pengaruh positif
terhadap permintaan uang (M1) dengan koefisien 0,411137 berarti bahwa GDP tidak
elastis (inelastic) terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain
apabila GDP naik 1% maka permintaan uang (M1) naik 0,411137%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa suku bunga deposito 3 bulan (INR) tidak
berpengaruh secara signifikan terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus karena
dalam jangka pendek hasrat masyarakat untuk memegang uang tidak terlalu sensitif
terhadap suku bunga deposito. Hal ini memberi indikasi bahwa permintaan uang
dalam jangka pendek lebih ditujukan untuk motif transaksi dan berjaga-jaga.Suku
bunga deposito 3 bulan (INR) mempunyai pengaruh negatif terhadap permintaan
uang (M1) dengan koefisien -0,006649 berarti bahwa INR tidak elastis (inelastic)
terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain apabila GDP naik
1% maka permintaan uang (M1) turun 0,006649%, ceteris paribus.
Secara parsial diperoleh hasil bahwa inflasi (INF) berpengaruh secara
signifikan pada tingkat α = 5% terhadap permintaan uang (M1), ceteris paribus.
Inflasi (INF) mempunyai pengaruh positif terhadap permintaan uang (M1) dengan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
koefisien 0,004606 berarti bahwa INF tidak elastis (inelastic) terhadap permintaan
uang (M1), ceteris paribus. Dengan kata lain apabila GDP naik 1% maka permintaan
uang (M1) naik 0,004606%, ceteris paribus.
Dari hasil estimasi di atas menunjukkan hasil bahwa variabel-variabel
penelitian lolos dari berbagai uji diagnosis dan koefisien ECT(-1) signifikan secara
statistik dan tanda koefisien regresi sesuai dengan harapan dari teori. Hasil ini
memberi indikasi bahwa spesifikasi model adalah sahih dan selaras dengan hasil yang
diperoleh dengan regresi kointegrasi, sehingga model ECM ini dapat dipakai untuk
mengamati perilaku permintaan uang (M1). Pendapatan riil bertanda positif terhadap
permintaan uang (M1) hasil ini sesuai dengan harapan dari teori. Di sisi lain, suku
bunga berpengaruh negatif terhadap permintaan uang (M1) dalam jangka panjang
sesuai dengan harapan teori. Namun dalam jangka pendek hasrat masyarakat untuk
memegang uang tidak terlalu sensitif terhadap suku bunga deposito. Fenomena ini
memberi indikasi bahwa permintaan uang dalam jangka pendek lebih ditujukan untuk
motif transaksi dan berjaga-jaga. Pernyataan ini juga didukung oleh hasil koefisien
regresi variabel shock ternyata hanya signifikan untuk jangka pendek dan sekaligus
mendukung hasil teori dari pendekatan stok penyangga yang melandasi permintaan
uang (M1) di Indonesia.
Hasil estimasi OLS, ECM dan ECM dengan pendekatan stok penyangga telah
membuktikan bahwa variabel permintaan uang (M1D), Produk Domestik Bruto
(GDP), tingkat bunga deposito 3 bulan (INR) dan inflasi (INF) saling terkointegrasi.
Berarti keempat indicator ekonomi tersebut saling mempengaruhi dan mencapai
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
keseimbangan dalam jangka panjang. Untuk mengetahui berapa periode keempat
variabel mencapai keseimbangan dan berapa pengaruh antar variabel digunakan
analisis Vector Autoregression (VAR).
4.3.8 Hasil Estimasi Vector Autoregression
Hasil estimasi VAR dan uji stabilitas VAR ditunjukkan pada lampiran 2 dan
lampiran 3. Dari hasil peramalan M1D, GDP, INR dan INF ditunjukkan pada
lampiran 2, dimana data periode dari tahun 1999:4 sampai tahun 2006:4 dengan GDP
konstan tahun 2000 = 100. Model VAR dari M1D, GDP, INR dan INF masing-
masing adalah :
Berdasarkan hasil penelitian yang ditunjukkan pada tabel 4.13 dengan
menggunakan dasar lag = 1 terlihat bahwa adanya hubungan antara Produk Domestik
Bruto (GDP), suku bunga deposito 3 bulan (INR) dan inflasi (INF) dengan lag 1, hal
ini dapat disimpulkan bahwa dengan mengamati t-statistik dari masing-masing
koefisien, hubungan timbal balik antara variabel permintaan uang (M1D), Produk
Domestik Bruto (GDP), suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi secara statistik
signifikan.
Dari tabel 4.13 ditunjukkan bahwa variabel yang mempengaruhi permintaan
uang (M1D) pada tahun t secara signifikan adalah Produk Domestik Bruto pada t-1
dan suku bunga deposito 3 bulan pada t-1.
Variabel yang mempengaruhi Produk Domestik Bruto (GDP) pada tahun t
secara signifikan adalah Produk Domestik Bruto pada tahun t-1.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Variabel yang mempengaruhi suku bunga deposito 3 bulan (INR) pada tahun t
secara signifikan adalah suku bunga deposito 3 bulan pada tahun t-1 serta inflasi pada
tahun t-1.
Variabel yang mempengaruhi inflasi pada tahun t secara signifikan adalah
permintaan uang pada tahun t-1, Produk Domestik Bruto tahun t-1 dan inflasi pada
tahun t-1.
Dimana dapat ditunjukkan pada lampiran 2 bahwa variabel masa lalu (t-1)
berpengaruh signifikan terhadap dirinya sendiri dan variabel lain, kecuali variabel
permintaan uang (M1D) yang tidak signifikan terhadap variabel masa lalu M1D(-1).
Dari hasil estimasi tersebut di atas beserta uraianya ternyata hubungan timbal balik
antara variabel Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan, inflasi terhadap
permintaan uang (M1) menjadi semakin jelas dan dengan demikian hipotesa adanya
hubungan timbal balik antara Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan
dan inflasi terhadap permintaan uang (M1) sebagai variabel yang diamati dalam
penelitian ini terbukti. Model VAR sesuai dengan ekspetasi perekonomian Indonesia
di masa mendatang, hal tersebut dapat ditunjukkan pada trend suku bunga deposito
yang semakin menurun.
4.3.8.1 Impulse Response Function (IRF)
Impulse response function ini digunakan untuk melihat pengaruh perubahan
dari satu variabel pada variabel itu sendiri atau variabel lainnya. Estimasi yang
dilakukan untuk IRF ini dititikberatkan pada respon suatu variabel pada perubahan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
satu standar deviasi dari variabel itu sendiri maupun dari variabel lainnya yang
terdapat dalam model.
Tabel 4.13. Hasil Estimasi VAR dengan Dasar Lag 1 Vector Autoregression Estimates Sample(adjusted): 2000:1 2006:4 Included observations: 28 after adjusting endpoints Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) LOG(M1D(-1)) -0.116212 0.136215 -0.613691 -7.625895
(0.20667) (0.10226) (0.44829) (2.89961) [-0.56231] [ 1.33206] [-1.36896] [-2.62997]
LOG(GDP(-1)) 0.899445 0.878880 0.128670 6.054664 (0.15698) (0.07767) (0.34051) (2.20245) [ 5.72976] [ 11.3152] [ 0.37788] [ 2.74905]
LOG(INR(-1)) -0.075177 0.010112 0.790824 -0.685801 (0.03934) (0.02309) (0.10124) (0.65483) [-1.91072] [ 0.43787] [ 7.81140] [-1.04729]
LOG(INF(-1)) -0.009655 -0.006245 0.084849 0.394982 (0.01503) (0.00744) (0.03259) (0.21083) [-0.64251] [-0.83989] [ 2.60314] [ 1.87348]
C 3.461429 -0.176823 9.410131 26.53223 (3.06566) (1.51688) (6.64987) (43.0123) [ 1.12910] [-0.11657] [ 1.41509] [ 0.61685]
R-squared 0.811421 0.945964 0.906827 0.294927 Adj. R-squared 0.778625 0.936567 0.890622 0.172306
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Sum sq. resids 0.058692 0.014369 0.276156 11.55352 S.E. equation 0.050515 0.024995 0.109576 0.708750 F-statistic 24.74124 100.6612 55.96287 2.405184 Log likelihood 46.61698 66.31793 24.93561 -27.33727 Akaike AIC -2.972642 -4.379852 -1.423972 2.309805 Schwarz SC -2.734748 -4.141958 -1.186079 2.547699 Mean dependent 18.87399 19.79920 2.380563 1.350175 S.D. dependent 0.107364 0.099242 0.331322 0.779037 Determinant Residual Covariance 2.89E-09 Log Likelihood (d.f. adjusted) 116.3461 Akaike Information Criteria -6.881862 Schwarz Criteria -5.930287 Sumber : Data diolah dengan Eviews
A. Respon variabel LOG(M1D) pada perubahan variabel lain
Dari hasil penelitian yang ditunjukkan pada tabel 4.14 dan gambar 4.1
diperoleh hasil bahwa satu standar deviasi dari M1D sebesar 0,050515 tidak
membawa efek apapun terhadap variabel GDP, INR dan INF (standar deviasinya
sama dengan nol). Setelah satu periode, standar deviasi menjadi 0,012017 di bawah
rata-rata membawa pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi dari variabel GDP
sebesar 0,025512 di atas rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INR sebesar 0,011055 dan
variabel INF sebesar 0,004417 di bawah rata-rata. Pada periode 4 (dalam jangka
pendek) standar deviasi variabel M1D sebesar 0,002232 di atas rata-rata membawa
pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi variabel GDP sebesar 0,021601 di atas
rata-rata, sedangkan pada variabel INR membawa pengaruh pengaruh kenaikan
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
standard deviasi sebesar 0,008671 di bawah rata-rata dan INF membawa pengaruh
terhadap penurunan standar deviasi sebesar 0,006907 di bawah rata-rata. Pada
periode 40 (dalam jangka menengah) standar deviasi variabel M1D sebesar 0,000836
di bawah rata-rata membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi variabel
GDP sebesar 0,012947 di atas rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF
membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INR sebesar
0,001178 dan variabel INF sebesar 0,002450 di bawah rata-rata. Pada periode 100
(dalam jangka panjang) standar deviasi variabel M1D sebesar 0,000350 di bawah
rata-rata membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi variabel GDP
sebesar 0,005390 di atas rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF membawa
pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi dari variabel INR sebesar 0,000488 dan
variabel INF sebesar 0,001019 di bawah rata-rata.
Tabel 4.14. Tabel Impulse Response Function M1D
Response of LOG(M1D): Period LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF)
1 0.050515 0.000000 0.000000 0.000000 (0.00675) (0.00000) (0.00000) (0.00000)
2 -0.012017 0.025512 -0.011055 -0.004417 (0.01090) (0.00684) (0.00547) (0.00690)
3 0.006463 0.020070 -0.008954 -0.006719 (0.00893) (0.00532) (0.00460) (0.00416)
4 0.002232 0.021601 -0.008671 -0.006907 (0.00674) (0.00539) (0.00540) (0.00471)
5 0.002817 0.021097 -0.007550 -0.006687 (0.00678) (0.00600) (0.00647) (0.00497)
6 0.001984 0.020980 -0.006640 -0.006281 (0.00688) (0.00662) (0.00745) (0.00498)
7 0.001512 0.020716 -0.005803 -0.005871 (0.00712) (0.00733) (0.00834) (0.00500)
8 0.001028 0.020466 -0.005099 -0.005494 (0.00734) (0.00805) (0.00906) (0.00503)
9 0.000640 0.020202 -0.004506 -0.005164
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
(0.00755) (0.00880) (0.00964) (0.00509) 10 0.000314 0.019936 -0.004010 -0.004879
(0.00772) (0.00954) (0.01008) (0.00516) 40 -0.000836 0.012947 -0.001178 -0.002450
(0.00605) (0.02480) (0.00867) (0.00606) 100 -0.000350 0.005390 -0.000488 -0.001019
(0.00287) (0.02638) (0.00428) (0.00531)Sumber : Data diolah dengan Eviews
B. Respon variabel LOG(GDP) pada perubahan variabel lain
Dari hasil penelitian yang ditunjukkan pada tabel 4.15 dan gambar 4.1
diperoleh hasil bahwa satu standar deviasi dari GDP sebesar 0,023479 membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari M1D sebesar 0,008572 di bawah
rata-rata dan tidak membawa efek apapun terhadap variabel INR dan INF (standar
deviasinya sama dengan nol). Setelah satu periode, standar deviasi menjadi 0,022648
di atas rata-rata membawa pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi dari variabel
M1D sebesar 0,0002262 di bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF
membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INR sebesar
0,001331 dan variabel INF sebesar 0,002857 di bawah rata-rata. Pada periode 4
(dalam jangka pendek) standar deviasi variabel GDP sebesar 0,022609 di atas rata-
rata membawa pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi variabel M1D sebesar
0,001448 di bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INR sebesar 0,002216 dan
variabel INF sebesar 0,004190 di bawah rata-rata. Pada periode 40 (dalam jangka
menengah) standar deviasi variabel GDP sebesar 0,013426 di atas rata-rata membawa
pengaruh terhadap kenaikan standar deviasi variabel M1D sebesar 0,000871 di bawah
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
rata-rata, sedangkan pada variabel INR dan INF membawa pengaruh terhadap
kenaikan standar deviasi dari variabel INR sebesar 0,001215 dan variabel INF
sebesar 0,002538 di bawah rata-rata. Pada periode 100 (dalam jangka panjang)
standar deviasi variabel GDP sebesar 0,005589 di atas rata-rata membawa pengaruh
terhadap kenaikan standar deviasi variabel M1D sebesar 0,000363 di bawah rata-rata,
sedangkan pada variabel INR dan INF membawa pengaruh terhadap kenaikan standar
deviasi dari variabel INR sebesar 0,000506 dan variabel INF sebesar 0,001056 di
bawah rata-rata.
Tabel 4.15. Tabel Impulse Response Function GDP
Response of LOG(GDP): Period LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF)
1 -0.008572 0.023479 0.000000 0.000000 (0.00458) (0.00314) (0.00000) (0.00000)
2 -0.002262 0.022648 -0.001331 -0.002857 (0.00635) (0.00411) (0.00263) (0.00342)
3 -0.002066 0.022904 -0.002060 -0.003848 (0.00590) (0.00450) (0.00392) (0.00425)
4 -0.001448 0.022609 -0.002216 -0.004190 (0.00629) (0.00522) (0.00530) (0.00458)
5 -0.001358 0.022346 -0.002243 -0.004266 (0.00653) (0.00593) (0.00653) (0.00469)
6 -0.001296 0.022036 -0.002205 -0.004245 (0.00685) (0.00670) (0.00761) (0.00478)
7 -0.001284 0.021726 -0.002151 -0.004190 (0.00716) (0.00750) (0.00851) (0.00488)
8 -0.001278 0.021415 -0.002095 -0.004123 (0.00744) (0.00831) (0.00925) (0.00499)
9 -0.001275 0.021107 -0.002041 -0.004054 (0.00768) (0.00913) (0.00984) (0.00510)
10 -0.001271 0.020803 -0.001991 -0.003986 (0.00787) (0.00994) (0.01030) (0.00522)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
40 -0.000871 0.013426 -0.001215 -0.002538 (0.00628) (0.02608) (0.00900) (0.00634)
100 -0.000363 0.005589 -0.000506 -0.001056 (0.00298) (0.02755) (0.00445) (0.00554)
Sumber : Data diolah dengan Eviews
C. Respon variabel LOG(INR) pada perubahan variabel lain
Dari hasil penelitian yang ditunjukkan pada tabel 4.16 dan gambar 4.1
diperoleh hasil bahwa satu standar deviasi dari INR sebesar 0,099081 membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari M1D sebesar 0,044614 di bawah
rata-rata dan penurunan standar deviasi dari GDP sebesar 0,014120 di bawah rata-rata
serta tidak membawa efek apapun terhadap variabel INF (standar deviasinya sama
dengan nol). Setelah satu periode, standar deviasi menjadi 0,110051 di atas rata-rata
membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel M1D sebesar
0,051655 di bawah rata-rata dan penurunan standar deviasi GDP sebesar 0,037413 di
bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INF membawa pengaruh terhadap
peningkatan standar deviasi sebesar 0,038816 di atas rata-rata. Pada periode 4 (dalam
jangka pendek) standar deviasi variabel INR sebesar 0,087360 di atas rata-rata
membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi variabel M1D sebesar
0,054851 di bawah rata-rata dan penurunan standar deviasi GDP sebesar 0,043990 di
bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INF membawa pengaruh terhadap
peningkatan standar deviasi dari variabel INF sebesar 0,047069 di atas rata-rata.
Pada periode 40 (dalam jangka menengah) standar deviasi variabel INR sebesar
0,002771 di atas rata-rata membawa pengaruh terhadap peningkatan standar deviasi
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
variabel M1D sebesar 0,001873 di atas rata-rata dan peningkatan standar deviasi
GDP sebesar 0,029753 di bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INF membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INF sebesar 0,005663 di
atas rata-rata. Pada periode 100 (dalam jangka panjang) standar deviasi variabel INR
sebesar 0,001120 di atas rata-rata membawa pengaruh terhadap penurunan standar
deviasi variabel M1D sebesar 0,000804 di atas rata-rata dan kenaikan standar deviasi
GDP sebesar 0,012387 di bawah rata-rata, sedangkan pada variabel INF membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel INF sebesar 0,002341 di
atas rata-rata.
Tabel 4.16. Tabel Impulse Response Function INR
Response of LOG(INR): Period LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF)
1 -0.044614 -0.014120 0.099081 0.000000 (0.01983) (0.01882) (0.01324) (0.00000)
2 -0.051655 -0.037431 0.110051 0.038816 (0.03159) (0.02555) (0.01993) (0.01579)
3 -0.062047 -0.041027 0.100397 0.048372 (0.03293) (0.02774) (0.02567) (0.02368)
4 -0.054851 -0.043990 0.087360 0.047069 (0.03312) (0.02979) (0.03147) (0.02629)
5 -0.047179 -0.044826 0.074095 0.042528 (0.03223) (0.03163) (0.03653) (0.02570)
6 -0.039097 -0.045201 0.062319 0.037399 (0.03176) (0.03372) (0.04043) (0.02422)
7 -0.032033 -0.045223 0.052250 0.032628 (0.03154) (0.03591) (0.04292) (0.02286)
8 -0.025993 -0.045083 0.043816 0.028473 (0.03133) (0.03809) (0.04406) (0.02188)
9 -0.020955 -0.044832 0.036808 0.024950
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
(0.03091) (0.04015) (0.04411) (0.02117) 10 -0.016781 -0.044506 0.031007 0.021998
(0.03022) (0.04204) (0.04336) (0.02059) 40 0.001873 -0.029753 0.002771 0.005663
(0.01406) (0.06501) (0.02016) (0.01515) 100 0.000804 -0.012387 0.001120 0.002341
(0.00665) (0.06235) (0.00993) (0.01251)Sumber : Data diolah dengan Eviews
D. Respon variabel LOG(INR) pada perubahan variabel lain
Dari hasil penelitian yang ditunjukkan pada tabel 4.17 dan gambar 4.1
diperoleh hasil bahwa satu standar deviasi dari INF sebesar 0,457478 membawa
pengaruh terhadap peningkatan standar deviasi dari M1D sebesar 0,185398 di atas
rata-rata dan penurunan standar deviasi dari GDP sebesar 0,345151 di bawah rata-rata
serta peningkatan satandar deviasi terhadap variabel INF sebesar 0,373549 di atas
rata-rata. Setelah satu periode, standar deviasi menjadi 0,180696 di atas rata-rata
membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi dari variabel M1D sebesar
0,333303 di bawah rata-rata dan penurunan standar deviasi GDP sebesar 0,015513 di
atas rata-rata, sedangkan pada variabel INF membawa pengaruh terhadap penurunan
standar deviasi sebesar 0,079596 di atas rata-rata. Pada periode 4 (dalam jangka
pendek) standar deviasi variabel INF sebesar 0,018912 di atas rata-rata membawa
pengaruh terhadap penurunan standar deviasi variabel M1D sebesar 0,026464 di
bawah rata-rata dan peningkatan standar deviasi GDP sebesar 0,003642 di atas rata-
rata, sedangkan pada variabel INR membawa pengaruh terhadap penurunan standar
deviasi dari variabel INF sebesar 0,000318 di bawah rata-rata. Pada periode 40
(dalam jangka menengah) standar deviasi variabel INF sebesar 0,000955 di bawah
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
rata-rata membawa pengaruh terhadap penurunan standar deviasi variabel M1D
sebesar 0,000314 di bawah rata-rata dan kenaikan standar deviasi GDP sebesar
0,05001 di atas rata-rata, sedangkan pada variabel INR membawa pengaruh terhadap
penurunan standar deviasi dari variabel INR sebesar 0,000469 di bawah rata-rata.
Tabel 4.17. Tabel Impulse Response Function INF
Response of LOG(INF): Period LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF)
1 0.185398 -0.345151 0.373549 0.457478 2 -0.333303 0.015513 0.079596 0.180696 3 -0.018280 -0.025629 0.032213 0.061136 4 -0.026464 0.003642 -0.000318 0.018912 5 0.001375 0.003774 -0.007332 0.002494 6 0.003193 0.006641 -0.009719 -0.003012 7 0.005096 0.007049 -0.009293 -0.004646 8 0.004675 0.007366 -0.008279 -0.004807 9 0.004092 0.007420 -0.007119 -0.004491
10 0.003386 0.007419 -0.006052 -0.004051 40 -0.000314 0.005011 -0.000469 -0.000955 100 -0.000135 0.002086 -0.000189 -0.000394
(0.00112) (0.00940) (0.00160) (0.00188)Sumber : Data diolah dengan Eviews
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
.05
.06
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Response of LOG(M1D) to CholeskyOne S.D. Innovations
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
.020
.025
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Response of LOG(GDP) to CholeskyOne S.D. Innovations
-.08
-.04
.00
.04
.08
.12
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Response of LOG(INR) to CholeskyOne S.D. Innovations
-.4
-.3
-.2
-.1
.0
.1
.2
.3
.4
.5
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Response of LOG(INF) to CholeskyOne S.D. Innovations
Gambar 4.1. Impulse Response Function (IRF)
4.3.8.2 Variance Decomposition
Variance decomposition bertujuan utnutk mengukur perkiraan varians error
suatu variabel, yaitu seberapa besar perbedaan sebelum dan sesudah shocks, baik
yang berasal dari sendiri maupun dari variabel lain. Dengan menggunakan metode
variance decomposition dalam Eviews diperoleh hasil sebagai berikut :
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
A. Variance Decomposition dari M1D
Dari tabel 4.18 dan gambar 4.2 ditunjukkan bahwa LOG(M1D) pada periode
1, perkiraan error variance seluruhnya (100%) dijelaskan oleh LOG(M1D) itu sendiri.
Namun pada periode 2, LOG(GDP) sudah mempunyai pengaruh terhadap perkiraan
error variance sebesar 18,65% dan LOG(INR) sebesar 3,50% serta LOG(INF) sebesar
0,56%. Sampai dengan jangka pendek atau periode 4, LOG(GDP) sudah mempunyai
pengaruh 32,67% dan LOG(INR) sebesar 4,99% serta LOG(INF) sebesar 2,41%.
Pada jangka menengah atau periode 40, LOG(GDP) sudah mempunyai pengaruh
74,96% dan LOG(INR) sebesar 3,66% serta LOG(INF) sebesar 3,96%. Pada jangka
panjang atau periode 100, LOG(GDP) sudah mempunyai pengaruh 79,77% dan
LOG(INR) sebesar 2,98% serta LOG(INF) sebesar 3,83%. Secara keseluruhan
diperoleh hasil bahwa variabel GDP memberikan kontribusi yang lebih besar dalam
menjelaskan variabilitas M1D dibandingkan INR dan INF. Dari hasil variance
decomposition LOG(M1D) diperoleh hasil bahwa dalam jangka pendek dan
menengah kontribusi Produk Domesti Bruto (GDP) terhadap permintaan uang M1
lebih besar dibanding inflasi dan suku bunga, hal ini mengindikasikan bahwa
sebagian besar permintaan uang dipergunakan untuk motif transaksi. Untuk jangka
panjang permintaan uang (M1) sebagian besar digunakan untuk motif transaksi
kemudian berjaga-jaga dan spekulatif. Hal ini ditandai dengan kontribusi pada nilai
variance docomposition M1D yaitu yang terbesar GDP kemudian diikuti inflasi (INF)
dan suku bunga deposito 3 bulan (INR).
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Tabel 4.18. Variance Decomposition M1D
Variance Decomposition of LOG(M1D):
Period S.E. LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) 1 0.050515 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.059066 77.28215 18.65563 3.503051 0.559167 3 0.063708 67.46003 25.96051 4.986536 1.592924 4 0.068214 58.94878 32.67133 5.965149 2.414734 5 0.072166 52.82187 37.73776 6.424210 3.016160 6 0.075733 48.03116 41.94054 6.601849 3.426452 7 0.078963 44.21942 45.46296 6.612898 3.704723 8 0.081922 41.09827 48.47887 6.531179 3.891689 9 0.084656 38.49196 51.09224 6.399351 4.016448
10 0.087202 36.27902 53.37983 6.242740 4.098403 40 0.126344 17.41230 74.96465 3.658493 3.964554 100 0.144440 13.41691 79.76605 2.982872 3.834169
Sumber : Data diolah dengan Eviews
B. Variance Decomposition dari GDP
Dari tabel 4.19 dan gambar 4.2 ditunjukkan bahwa LOG(GDP) pada periode 1,
perkiraan error variance LOG(GDP) sebesar 88,23773% sedangkan LOG(M1D)
sudah mempunyai pengaruh terhadap perkiraan error variance sebesar 11,76%
sedangkan variabel LOG(INR) dan LOG(INF) belum mempunyai pengaruh. Pada
periode 2, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh terhadap perkiraan error variance
sebesar 6,82% dan LOG(INR) sebesar 0,15% serta Log(INF) sebesar 0,71%. Sampai
dengan jangka pendek atau periode 4, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh
3,80% dan LOG(INR) sebesar 0,49% serta LOG(INF) sebesar 1,81%. Pada jangka
menengah atau periode 40, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh 0,92% dan
LOG(INR) sebesar 0,78% serta LOG(INF) sebesar 3,19%. Pada jangka panjang atau
periode 100, LOG(M1D) mempunyai pengaruh 0,78% dan LOG(INR) sebesar
0,78% serta LOG(INF) sebesar 3,25%. Secara keseluruhan diperoleh hasil bahwa
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
variabel INF memberikan kontribusi yang lebih besar dalam menjelaskan variabilitas
GDP dibandingkan M1D dan INR. Dari hasil variance decomposition GDP
diperoleh hasil bahwa kontribusi variabel GDP itu sangat besar hal ini ditandai
nilaisangat tinggi dibandingkan variabel yang lain dan dalam jangka panjang menuju
konsatan pada nilai 95%.
Tabel 4.19. Variance Decomposition GDP
Variance Decomposition of LOG(GDP):
Period S.E. LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) 1 0.024995 11.76227 88.23773 0.000000 0.000000 2 0.033952 6.818748 92.31961 0.153638 0.708002 3 0.041239 4.872763 93.42295 0.353593 1.350694 4 0.047291 3.799282 93.90012 0.488437 1.812162 5 0.052543 3.144473 94.15061 0.577920 2.126999 6 0.057192 2.705389 94.31194 0.636406 2.346261 7 0.061374 2.393014 94.42808 0.675501 2.503402 8 0.065180 2.160176 94.51789 0.702212 2.619721 9 0.068674 1.980417 94.59031 0.720883 2.708389
10 0.071906 1.837685 94.65035 0.734203 2.777759 40 0.118781 0.921516 95.11262 0.776186 3.189681 100 0.139204 0.780230 95.19329 0.777403 3.249080
Sumber : Data diolah dengan Eviews
C. Variance Decomposition dari INR
Dari tabel 4.20 dan gambar 4.2 ditunjukkan bahwa LOG(INR) pada periode 1,
perkiraan error variance LOG(INR) sebesar 81,76% sedangkan LOG(M1D) sudah
mempunyai pengaruh terhadap perkiraan error variance sebesar 16,58% sedangkan
variabel LOG(GDP) sebesar 1,66% dan LOG(INF) belum mempunyai pengaruh.
Pada periode 2, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh terhadap perkiraan error
variance sebesar 15,69% dan LOG(GDP) sebesar 5,39% serta Log(INF) sebesar
5,07%. Sampai dengan jangka pendek atau periode 4, LOG(M1D) sudah mempunyai
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
pengaruh 18,44% dan LOG(GDP) sebesar 8,36% serta LOG(INF) sebesar 9,71%.
Pada jangka menengah atau periode 40, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh
0,39% dan LOG(GDP) sebesar 38,88% serta LOG(INF) sebesar 10,03%. Pada
jangka panjang atau periode 100, LOG(M1D) mempunyai pengaruh 10,36% dan
LOG(GDP) sebesar 47,17% serta LOG(INF) sebesar 9,06%. Secara keseluruhan
diperoleh hasil bahwa variabel GDP memberikan kontribusi yang lebih besar dalam
menjelaskan variabilitas INR dibandingkan M1D dan INF dalam jangka menengah
dan panjang. Dari hasil variance decomposition suku bunga deposito 3 bulan (INR)
diproleh hasil bahwa jangka menengah dan panjang kontribusi Produk Domestik
Bruto (GDP) cukup besar terhadap suku bunga deposito.
Tabel 4.20. Variance Decomposition INR
Variance Decomposition of LOG(INR):
Period S.E. LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) 1 0.109576 16.57758 1.660522 81.76190 0.000000 2 0.172319 15.68900 5.389833 73.84702 5.074146 3 0.218281 17.85755 6.891808 67.17756 8.073082 4 0.249875 18.44592 8.358423 63.48669 9.708966 5 0.271977 18.57885 9.771556 61.00949 10.64011 6 0.287794 18.43833 11.19381 59.17651 11.19135 7 0.299485 18.17091 12.61709 57.69038 11.52162 8 0.308432 17.84229 14.03228 56.41030 11.71513 9 0.315526 17.49007 15.42725 55.26311 11.81957
10 0.321348 17.13479 16.79152 54.20991 11.86379 40 0.388198 12.06791 38.88228 39.01962 10.03018 100 0.420217 10.35728 47.16686 33.41534 9.060518
Sumber : Data diolah dengan Eviews
D. Variance Decomposition dari INF
Dari tabel 4.21 dan gambar 4.2 ditunjukkan bahwa LOG(INR) pada periode 1,
perkiraan error variance LOG(INF) sebesar 41,66% sedangkan LOG(M1D) sudah
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
mempunyai pengaruh terhadap perkiraan error variance sebesar 6,84% sedangkan
variabel LOG(GDP) sebesar 23,72% dan LOG(INR) mempunyai pengaruh sebesar
27,78%. Pada periode 2, LOG(M1D) sudah mempunyai pengaruh terhadap perkiraan
error variance sebesar 22,29% dan LOG(GDP) sebesar 18,29% serta LOG(INR)
sebesar 22,35%. Sampai dengan jangka pendek atau periode 4, LOG(M1D) sudah
mempunyai pengaruh 22,21% dan LOG(GDP) sebesar 18,20% serta LOG(INR)
sebesar 22,28%. Pada jangka menengah atau periode 40, LOG(M1D) sudah
mempunyai pengaruh 22,16% dan LOG(GDP) sebesar 18,36% serta LOG(INR)
sebesar 22,28%. Pada jangka panjang atau periode 100, LOG(M1D) mempunyai
pengaruh 22,13% dan LOG(GDP) sebesar 18,44% serta LOG(INR) sebesar 22,25%.
Secara keseluruhan diperoleh hasil bahwa variabel INR dan M1D memberikan
kontribusi yang lebih besar dalam menjelaskan variabilitas INF dibandingkan GDP
dalam pendek, menengah dan panjang. Dari hasil variance decomposition inflasi
(INF) diperoleh hasil bahwa baik dalam jangka pendek, menengah dan panjang yang
memberikan kontribusi adalah perubahan pada harga-harga barang dan pada keempat
variabel yang ada memberikan nilai yang konvergen.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Tabel 4.21. Variance Decomposition INF
Variance Decomposition of LOG(INF):
Period S.E. LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) 1 0.708750 6.842675 23.71542 27.77856 41.66335 2 0.807864 22.28828 18.29014 22.35131 37.07027 3 0.811425 22.14383 18.22971 22.31317 37.31329 4 0.812085 22.21405 18.20211 22.27693 37.30691 5 0.812132 22.21177 18.20217 22.28251 37.30355 6 0.812229 22.20800 18.20450 22.29150 37.29600 7 0.812342 22.20576 18.20696 22.29839 37.28889 8 0.812445 22.20343 18.21056 22.30310 37.28292 9 0.812533 22.20116 18.21496 22.30596 37.27792
10 0.812607 22.19888 18.22000 22.30747 37.27365 40 0.813457 22.15567 18.35825 22.27655 37.20953 100 0.813908 22.13155 18.44365 22.25273 37.17207
Sumber : Data diolah dengan Eviews
0
20
40
60
80
100
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Variance Decomposition of LOG(M1D)
0
20
40
60
80
100
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Variance Decomposition of LOG(GDP)
0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Variance Decomposition of LOG(INR)
5
10
15
20
25
30
35
40
45
5 10 15 20 25 30 35 40
LOG(M1D)LOG(GDP)
LOG(INR)LOG(INF)
Variance Decomposition of LOG(INF)
Gambar 4.2. Gambar Variance Decomposition
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Untuk menguji stabilitas model, dalam penelitian ini menggunakan lag
structure – AR roots/ Roots of Characteristic Polynomial dan Inverse Roots of AR
Characteristic Polynomial, hal ini dapat ditunjukkan pada lampiran 3 bahwa nilai
modulus pada semua nilai root di bawah 1 dan pada gambar Inverse Roots of AR
Characteristic Polynomial semua root berada didalam lingkaran.
4.3.9 Uji Signifikansi
Uji autokorelasi ini dilakukan untuk mengetahui adanya saling
ketergantungan antara faktor penganggu yang berhubungan dengan observasi yang
dipengaruhi oleh unsur gangguan yang berhubungan dengan pengamatan lainnya.
Untuk mengetahui adanya autokorelasi atau tidak dengan menggunakan uji Lagrange
Multiplier Test (LM Test). Hasil estimasi dengan menggunakan uji LM test dengan
menggunakan lag 1 diperoleh hasil bahwa nilai probabilitas > 0,05 maka dapat
disimpulkan tidak dapat menolak Ho atau dengan kata lain tidak terjadi autokorelasi.
(lihat lampiran 4)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
BAB V
KESIMPULAN DAN SARAN
5.1 Kesimpulan
Berdasarkan hasil analisis dan pembahasan yang telah dilakukan, maka dapat
diambil kesimpulan sebagai berikut :
1. Dalam jangka panjang, Produk Domestik Bruto (GDP), suku bunga deposito 3
bulan dan inflasi mempengaruhi permintaan uang (M1) signifikan secara
statistik. Disamping itu, hasil estimasi dengan menggunakan Ordinary Least
Square (OLS) juga konsisten dengan hasil estimasi koefisien kointegrasi yang
menyatakan Produk Domestik Bruto dan inflasi mempunyai pengaruh positif
dan suku bunga deposito 3 bulan mempunyai pengaruh negatif.
2. Hasil estimasi dengan menggunakan Error Correction Mechanism (ECM),
menunjukkan hasil bahwa Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3
bulan dan inflasi mempunyai pengaruh terhadap permintaan uang (M1)
signifikan secara statistik. Sedangkan koefisien regresi ECT(-1) bertanda
negatif dan signifikan hal ini sesuai dengan harapan teoritik dengan demikian
spesifikasi model yang terbentuk adalah stabil.
3. Hasil estimasi koefisien variabel shock yang diestimasi dengan menggunakan
AR(2) memberikan hasil signifikan pada jangka pendek dan tidak signifikan
pada jangka panjang. Hasil ini menunjukkan bahwa hal ini mendukung dari
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
teori pendekatan stok penyangga yang melandasi permintaan uang (M1) di
Indonesia.
4. Hasil estimasi dengan menggunakan Vector Autoregression (VAR),
menunjukkan hasil bahwa Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3
bulan dan inflasi mempunyai pengaruh terhadap permintaan uang (M1).
Dengan menggunakan Vector Autoregression Pairwise Granger Casuality
Test mempunyai hubungan timbal balik. Hasil peramalan untuk permintaan
uang (M1), Produk Domestik Bruto, suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi
dengan menggunakan model VAR ternyata sesuai dengan ekspetasi
perekonomian Indonesia dimasa mendatang, hal ini dapat ditunjukkan pada
trend suku bunga deposito yang semakin menurun.
5. Dari hasil variance decomposition LOG(M1D) diperoleh hasil bahwa dalam
jangka pendek dan menengah kontribusi Produk Domesti Bruto (GDP)
terhadap permintaan uang M1 lebih besar dibanding inflasi dan suku bunga,
hal ini mengindikasikan bahwa sebagian besar permintaan uang (M1)
digunakan untuk motif transaksi. Untuk jangka panjang permintaan uang
(M1) sebagian besar digunakan untuk motif transaksi kemudian berjaga-jaga
dan spekulatif. Hal ini ditandai dengan kontribusi pada nilai variance
docomposition M1 yaitu yang terbesar GDP kemudian diikuti inflasi (INF)
dan suku bunga deposito 3 bulan (INR).
6. Dari spesifikasi model yang terbentuk dengan menggunakan Roots of
Characteristic Polynomial dan Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
diperoleh hasil stabil, hal ini dapat ditunjukkan bahwa hanya satu unit root
yang menempel pada gambar Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial.
6.2 Saran
1. Pertumbuhan ekonomi, suku bunga dan inflasi mempengaruhi permintaan
uang (M1) secara nyata tidak saja dalam jangka pendek, tetapi juga untuk
jangka panjang. Hal ini menunjukkan bahwa kebijakan moneter mempunyai
peranan dalam melakukan stimulasi terhadap permintaan uang dan nantinya
bermuara pada pertumbuhan ekonomi yaitu dengan menjaga tingkat inflasi
yang rendah. Dengan menjaga atau mengendalikan inflasi sesuai dengan yang
diharapkan maka momentum untuk menjaga kesinambungan pertumbuhan
ekonomi dapat dipertahankan sehingga jumlah uang (M1) yang dipegang oleh
masyarakat dapat menggerakkan aktivitas perekonomian.
2. Karena Produk Domestik Bruto (GDP) memberikan kontribusi yang dominan
dibandingkan suku bunga deposito 3 bulan dan inflasi terhadap permintaan
uang (M1) maka Bank Indonesia sebagai pengendali moneter diharapkan
dalam memanage jumlah uang (M1) beredar lebih memperhatikan variabel
Produk Domestik Bruto (GDP).
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
DAFTAR PUSTAKA
Baumol, G.A. (1979), “Irving Fisher on his head: The Consequences of Constant Threshold – Target Monitoring of Money Holding”, Quarterly Journal Of Economics, XCIII: 169-187.
Carr, J. and M.R. Darby (1981), ”The Role of Money Supply Shocks in the Short-run
Demang for Money”, Journal of Monetary Economics, 8: 183-199. Cuthberson, K. (1988), “The Demanf for M1: A Forward Looking Buffer Stock
Model”, Oxford Economic Paper, 40: 110-131. Cuthberson, K and Bredin (2001), ”Money Demand in the Czech Republic Since
Transition”, Technical Paper No. 3/RT/01. Dickey, D.A and W.A. Fuller (1981), “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive
Time Series with Unit Root”, Econometrica, 49:1057-1072. Davidson, J and J. Ireland (1987), ”Buffer Stock Model of the Monetary Sector”,
National Institute of Economic Review, August:67-71. Domowitz, I and L. Elbadawi (1987), ”An Error Correction approach to Money
Demand: The Case of the Sudan”, Journal of Development Economics, 5:26-46. Dornbusch, Fisher (1984), “ Macroeconomics” 4th ed, New York, Mc Graw-Hill. Enders, W. (2004),”Applied Econometrics time Series”, 2nd ed., John Wiley & Sons,
Inc. Engle, R.F and C.W.J Granger (1991), “Long Run Economic Relationships, Reading
in Cointegration”, Oxford University Press. Gujarati, D.N. (2003), “Basic Econometrics”, 4th ed., New York, Mc Graw-Hill. Gerlach, P-K (2001), “The Demand for Money in Switzerland”, Journal Vol. 137 (4):
535-554. Harrison, B, and Vymyatnina, Y. (2005), “ Demand for Money During Transaction:
The Case of Russia”, Working Paper Series #2005/01.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Iljas, A. (1998), “The Transmission Mechanism of Monetary Policy in Indonesia”, Bank for International settlements, Policy Paper No. 3.
Insukindro (1992b), “Pembentukan Model dalam Penelitian Ekonomi”, Jurnal
Ekonomi dan Bisnis Indonesia, 7:1-17. Kararach, G., “Evidence on the Demand for Money function in Uganda”, E41, O23. Laidler, D. (1987), “Buffer Stock Money and Transmission Mechanism”, Economic
Review, Federal Reserve Bank of Atlanta, March/April: 11-23. Laidler, D. (1997). “Notes on the Microfoundationof Monetary Economics”,
Economic Journal, 107:1213-1223. Levi, M.D. (2001), “Keuangan Internasional”, buku 2, Penerbit Andi and Mc Graw-
Hill. Mankiw, N.G. (2003), “Teori Makro Ekonomi”, edisi kelima, Harvard University,
Erlangga. Manurung, J., Manurung, A.H., Saragih, F.D. (2005), “Ekonometrika Teori dan
Aplikasi”, Elex Media Komputindo. Manurung, J. “Makroekonomi Moneter”, Modul. Milbourne, R.D. (1987), “Re-examining Buffer Stock Model of Money”, Economic
Journal, 97, Suplement: 130-142. Miller, M and D. Orr (1968), “The Demand for Money by Firm:Extensions of
Analytic Results”, Journal of Finance, 23: 735-759. Mizen, P. (1997), “Microfoundations for a Stable Demand for Money Function”,
Economic Journal, 107:1202-1212. Nachrowi, D.N., Usman, H. (2006), “Pendekatan Populer dan Praktis Ekonometrika
Untuk Analisisi Ekonomi dan Keuangan”, LPFE, UI, Jakarta. Sugiyanto, Catur (1994), “Ekonometrika Terapan”, BPFE, Yogyakarta. Teles, P and Zhou R. (2005), “A Stable Money Demand: Looking for the Right
Monetary Aggregat”, Federal Reserve Bank of Chicago, 50-63.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Lampiran 1. Data Penelitian
M1 GDPL/DGDP INR INF Obs. (Juta) (Juta) (%) (%)
1999:4 124,633,000 330,342,500 12.95 2.01 2000:1 124,663,000 342,852,400 12.40 0.93 2000:2 133,832,000 340,865,200 11.69 2.86 2000:3 135,430,000 355,289,500 12.84 4.65 2000:4 162,186,000 350,762,800 13.24 9.35 2001:1 148,375,000 356,114,900 14.86 2.11 2001:2 160,142,000 360,553,000 15.00 5.46 2001:3 164,237,000 367,517,400 16.16 8.16 2001:4 177,731,000 356,240,400 17.24 12.55 2002:1 166,173,000 368,650,400 17.02 3.50 2002:2 174,017,000 375,720,900 15.85 4.46 2002:3 181,791,000 387,919,600 14.36 6.17 2002:4 191,939,000 372,925,500 13.63 10.03 2003:1 181,239,000 386,743,900 12.90 0.77 2003:2 194,878,000 394,620,500 11.55 1.23 2003:3 207,587,000 405,607,600 8.58 2.48 2003:4 223,799,000 390,199,300 7.14 5.06 2004:1 218,998,000 402,597,300 6.11 0.92 2004:2 234,726,000 411,935,500 6.31 3.29 2004:3 240,911,000 423,852,300 6.61 3.80 2004:4 253,818,000 418,131,700 6.71 6.40 2005:1 250,492,000 427,003,000 6.93 3.19 2005:2 267,635,000 436,110,000 7.19 4.28 2005:3 273,954,000 448,492,500 8.51 6.39 2005:4 281,905,000 439,050,600 11.75 17.11 2006:1 277,293,000 448,276,800 11.61 1.98 2006:2 313,153,000 457,724,700 11.34 2.87 2006:3 333,905,000 474,797,500 11.05 4.06 2006:4 361,073,000 465,855,900 9.71 6.60
Sumber : Data Bank Indonesia (BI) dan Badan Pusat Statistik (BPS)
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Lampiran 2. Model Vector Autogression
Vector Autoregression Estimates Date: 03/03/08 Time: 05:19 Sample(adjusted): 2000:1 2006:4 Included observations: 28 after adjusting endpoints Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) LOG(M1D(-1)) -0.116212 0.136215 -0.613691 -7.625895
(0.20667) (0.10226) (0.44829) (2.89961) [-0.56231] [ 1.33206] [-1.36896] [-2.62997]
LOG(GDP(-1)) 0.899445 0.878880 0.128670 6.054664 (0.15698) (0.07767) (0.34051) (2.20245) [ 5.72976] [ 11.3152] [ 0.37788] [ 2.74905]
LOG(INR(-1)) -0.075177 0.010112 0.790824 -0.685801 (0.03934) (0.02309) (0.10124) (0.65483) [-1.91072] [ 0.43787] [ 7.81140] [-1.04729]
LOG(INF(-1)) -0.009655 -0.006245 0.084849 0.394982 (0.01503) (0.00744) (0.03259) (0.21083) [-0.64251] [-0.83989] [ 2.60314] [ 1.87348]
C 3.461429 -0.176823 9.410131 26.53223 (3.06566) (1.51688) (6.64987) (43.0123) [ 1.12910] [-0.11657] [ 1.41509] [ 0.61685]
R-squared 0.811421 0.945964 0.906827 0.294927 Adj. R-squared 0.778625 0.936567 0.890622 0.172306 Sum sq. resids 0.058692 0.014369 0.276156 11.55352 S.E. equation 0.050515 0.024995 0.109576 0.708750 F-statistic 24.74124 100.6612 55.96287 2.405184 Log likelihood 46.61698 66.31793 24.93561 -27.33727 Akaike AIC -2.972642 -4.379852 -1.423972 2.309805 Schwarz SC -2.734748 -4.141958 -1.186079 2.547699 Mean dependent 18.87399 19.79920 2.380563 1.350175 S.D. dependent 0.107364 0.099242 0.331322 0.779037 Determinant Residual Covariance
2.89E-09
Log Likelihood (d.f. adjusted) 116.3461 Akaike Information Criteria -6.881862 Schwarz Criteria -5.930287
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Lampiran 3. Uji Stabilitas Vector Autogression Roots of Characteristic Polynomial Endogenous variables: LOG(M1D) LOG(GDP) LOG(INR) LOG(INF) Exogenous variables: C Lag specification: 1 1 Date: 03/03/08 Time: 05:23 Root Modulus 0.985499 0.985499 0.823403 0.823403 0.388824 0.388824 -0.249251 0.249251 No root lies outside the unit circle. VAR satisfies the stability condition.
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
Lampiran 4. Uji Autocorrelation
sts
lag order h
In obs : 28 L
VAR Residual Serial Correlation LM TeH0: no serial correlation atSample: 1999:4 2006:4
cluded ervationsags LM-Stat Prob 1 23.81551 0.0936 2 22.84263 0.1180 3 13.26583 0.6532
Probs from chi-square with 16 df.
Wahid Sulaiman : Analisis Permintaan Uang di Indonesia Dengan Pendekatan Stok Penyangga, 2008 USU e-Repository © 2008
top related