jam vol 22 no 2 agustus 2011

Vol. 22, No. 2, Agustus 2011

JURNAL AKUNTANSI & MANAJEMEN (JAM)TERAKREDITASI

SK. Nomor: 64a/DIKTI/Kep/2010

EDITOR IN CHIEFDjoko Susanto

STIE YKPN Yogyakarta

EDITORIAL BOARD MEMBERS

Baldric Siregar HarsonoSTIE YKPN Yogyakarta Universitas Gadjah Mada

Dody Hapsoro SoeratnoSTIE YKPN Yogyakarta Universitas Gadjah Mada

Eko Widodo Lo Wisnu PrajogoSTIE YKPN Yogyakarta STIE YKPN Yogyakarta

MANAGING EDITORSSinta Sudarini dan Enny Pudjiastuti


EDITORIAL SECRETARYRudy Badrudin


PUBLISHERPusat Penelitian dan Pengabdian Masyarakat STIE YKPN Yogyakarta

Jalan Seturan Yogyakarta 55281Telpon (0274) 486160, 486321 ext. 1406 Fax. (0274) 486155

EDITORIAL ADDRESSPusat Penelitian dan Pengabdian Masyarakat STIE YKPN Yogyakarta

Jalan Seturan Yogyakarta 55281Telpon (0274) 486160, 486321 ext. 1332 Fax. (0274) 486155

http://www.stieykpn.ac.id e-mail: [email protected] Mandiri atas nama STIE YKPN Yogyakarta No. Rekening 137 – 0095042814

Jurnal Akuntansi & Manajemen (JAM) terbit sejak tahun 1990. JAM merupakan jurnal ilmiah yang diterbitkan oleh PusatPenelitian dan Pengabdian Masyarakat Sekolah Tinggi Ilmu Ekonomi Yayasan Keluarga Pahlawan Negara (STIE YKPN) Yogyakarta.Penerbitan JAM dimaksudkan sebagai media penuangan karya ilmiah baik berupa kajian ilmiah maupun hasil penelitian di bidangakuntansi dan manajemen. Setiap naskah yang dikirimkan ke JAM akan ditelaah oleh MITRA BESTARI yang bidangnya sesuai.Daftar nama MITRA BESTARI akan dicantumkan pada nomor paling akhir dari setiap volume. Penulis akan menerima limaeksemplar cetak lepas (off print) setelah terbit.JAM diterbitkan setahun tiga kali, yaitu pada bulan April, Agustus, dan Desember. Harga langganan JAM Rp7.500,- ditambahbiaya kirim Rp12.500,- per eksemplar. Berlangganan minimal 1 tahun (volume) atau untuk 3 kali terbitan. Kami memberikankemudahan bagi para pembaca dalam mengarsip karya ilmiah dalam bentuk electronic file artikel-artikel yang dimuat pada JAMdengan cara mengakses artikel-artikel tersebut di website STIE YKPN Yogyakarta (http://www.stieykpn.ac.id).

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259

J U R N A LAKUNTANSI & MANAJEMEN


DAFTAR ISI

PENGARUH MODAL INTELEKTUAL TERHADAP KINERJA KEUANGAN PADA PERUSAHAAN SEKTORKEUANGAN YANG TERDAFTAR DI BURSA EFEK INDONESIA

Jeffy WiradinataBaldric Siregar

107-124

LABA PERMANEN DAN PERILAKU DIVIDEN: PENGUJIAN KEMBALI MODEL GARETT DANPRIESTLEY DI BURSA EFEK INDONESIA

Perminas Pangeran125-141

MODEL KESEIMBANGAN PERTUMBUHAN EKONOMI DAN DEFISIT ANGGARAN PEMERINTAH(Kasus Indonesia, Tahun 1985-2009)

Astuti Purnamawati143-157

PENGARUH KARAKTERISTIK PERUSAHAAN TERHADAP TINGKAT PENGUNGKAPAN INFORMASISOSIAL PERUSAHAAN

(Studi Empiris pada Perusahaan yang Tergolong High Profile di BEI)Puji Handayati

159-169

PENGARUH UANG BEREDAR TERHADAP INDEKS HARGA SAHAM GABUNGAN DI BURSA EFEKINDONESIA PERIODE 1998:1-2009:12

Henny Rahyuda171-180

ANALISIS EMPIRIS NETRALITAS UANG DI INDONESIAEndang Setyawati

181-192

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


107

PENGARUH MODAL INTELEKTUAL TERHADAP KINERJA KEUANGAN PADA............... (Jeffy Wiradinata dan Baldric Siregar)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 107-124

ABSTRACT

This study investigates the influences of firm’s intel-lectual capital and their major components of a firm’sresource base (physical capital, human capital andstructural capital) to three traditional dimensions offinancial company’s performance: operating profit mar-gin, earning per share, and return on equity. This studyuses the Pulic’s framework. Data are drawn from 73financial sectors companies listed on Indonesia StockExchange for the period of 2005 to 2009. This studyuses simple linear regression for data analysis. Theresults show that intellectual capital influences posi-tively to operating profit margin and return on equity;value added physical capital influences positively tooperating profit margin, earning per share, and returnon equity; value added human capital influences posi-tively to operating profit margin and return on equity;value added structural capital influences positively tooperating profit margin, earning per share, and returnon equity; value added physical capital influencespositively to the future operating profit margin, earn-ing per share, and return on equity; value added hu-man capital influences positively to the future operat-

PENGARUH MODAL INTELEKTUAL TERHADAP KINERJAKEUANGAN PADA PERUSAHAAN SEKTOR KEUANGAN YANG

TERDAFTAR DI BURSA EFEK INDONESIA

Jeffy WiradinataPT SMART Tbk

Jalan M.H. Thamrin No 51 Ka 22, Gondangdia, Menteng, Jakarta Pusat 10350E-mail: [email protected]

Baldric SiregarSekolah Tinggi Ilmu Ekonomi YKPN Yogyakarta

Jalan Seturan Yogyakarta 55281Telepon +62 274 486160, 486321, Fax. +62 274 486155

E-mail: [email protected]

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


ing profit margin and return on equity; value addedstructural capital influences positively to the futureoperating profit margin, earning per share, and returnon equity; intellectual capital influences positively tothe future operating profit margin and return on eq-uity; and the rate of growth of a company’s intellectualcapital influences positively to the future earning pershare. The results help to encourage stakeholders tobetter harness and manage intellectual capital.

Keywords: intellectual capital, value added intellectualcoefficient, financial performance, company perfor-mance, financial sector

PENDAHULUAN

Pada saat ini dunia mengalami revolusi dalam teknologiinformasi, inovasi, telekomunikasi, dan persaingan yangketat. Revolusi ini mendorong banyak sektor terutamaperbankan dan lembaga keuangan lainnya yangsebagian besar menggunakan modal manusia danmodal kastomer untuk bertahan (Kamath, 2007).

108

JAM, Vol. 22, No. 2, Agustus 2011: 107-124

Perkembangan perusahaan bergantung padapenciptaan transformasi dan kapitalisasi daripengetahuan. Berkembangnya ekonomi berbasis ilmupengetahuan mendorong perusahaan untukmeningkatkan pentingnya modal intelektual (Intellec-tual Capital)1 (Petty dan Guthrie, 2000).

Mengapa penting sekali mengukur modalintelektual perusahaan? Jawabannya sederhana;karena terdapat aset berwujud dan tidak berwujud yangdipersepsikan sebagai aset strategik yang penting bagiperusahaan (Kamath, 2008). Sawarjuwono dan Agustine(2003) mengatakan bahwa dalam sistem manajemenberbasis pengetahuan, modal konvensional sepertisumber daya alam, sumber daya keuangan, dan asetfisik lainnya menjadi kurang penting dibandingkandengan modal berbasis pengetahuan dan teknologi.Dengan menggunakan sumber daya berbasispengetahuan, maka suatu perusahaan dapatmengetahui bagaimana cara menggunakan sumber dayasecara efisien dan ekonomis sebagai faktor utama dalammempertahankan keunggulan kompetitif yangberkelanjutan (Wang dan Chang, 2005; Ting dan Lean,2009).

Penelitian ini menguji apakah terdapat pengaruhkomponen modal intelektual terhadap kinerja keuanganperusahaan. Pada saat ini, banyak perusahaan di Indo-nesia melakukan investasi pada pelatihan karyawan,penelitian dan perkembangan, hubungan kastomer,sistem komputer, dan administratif. Perusahaanmelakukan investasi pada komponen modal intelektual,yaitu modal fisik (VACA), modal manusia (VAHU), danmodal struktural (STVA)2. Investasi pada ketigakomponen modal intelektual diharapkan memberikankeunggulan kompetitif bagi perusahaan yang akhirnyaakan mempengaruhi kinerja keuangan perusahaan danmemprediksi kinerja keuangan perusahaan di masadepan.

Selain itu, penelitian ini menguji apakah terdapatpengaruh pertumbuhan modal intelektual terhadapkinerja keuangan perusahaan di masa depan.Perusahaan melakukan investasi pada modal intelektualsetiap tahun berbeda. Jika intelektual merupakan kuncikeberhasilan di masa depan, maka pertumbuhaninvestasi pada modal intelektual diharapkan dapatmemprediksi kinerja keuangan perusahaan di masadepan.

MATERI DAN METODE PENELITIAN

Salah satu teori yang mendasari penelitian ini adalahteori basis sumber daya (Firer dan Williams, 2003; Riahi-Belkaoui, 2003). Teori ini mengemukakan bahwa sumberdaya perusahaan bersifat heterogen, jasa produktif yangtersedia berasal dari sumber daya perusahaan yangmemberikan karakter unik bagi tiap perusahaan. Teoriini memandang perusahaan sebagai sekumpulan asetfisik dan aset tidak berwujud serta kemampuanperusahaan memperoleh, mengelola, danmempertahankan sumber daya. Pendukung teori basissumber daya mengusulkan bahwa kinerja perusahaanmerupakan suatu fungsi dari penggunaan aset fisik dantidak berwujud perusahaan secara efisien dan efektif.

Selain teori basis sumber daya, penelitian inijuga terkait dengan dengan teori lainnya yaitu teoripihak berkepentingan (stakeholder theory). Teori inilebih mempertimbangkan posisi para pihak yangberkentingan yang dianggap memiliki kekuasaan.Kelompok pihak berkepentingan inilah yang menjadipertimbangan utama bagi perusahaan dalammengungkapkan atau tidak mengungkapkan suatuinformasi di dalam laporan keuangan. Dalampandangan teori pihak berkepentingan, perusahaanjuga memiliki pihak berkepentingan, bukan hanyasekedar pemegang saham (Riahi-Belkaoui, 2003).

1 Zeghal dan Maaloul (2010) mendefinisikan modal intelektual sebagai gabungan semua pengetahuan suatu perusahaan yangbisa digunakan dalam proses membangun bisnis untuk menciptakan nilai tambah bagi perusahaan.

2 Modal fisik (value added physical capital) yaitu modal yang dimiliki perusahaan berupa dana keuangan dan aset fisik yangdigunakan untuk membantu penciptaan nilai tambah perusahaan. Modal manusia (value added human capital) merupakanmodal yang terkait dengan pengembangan sumber daya manusia perusahaan, seperti kompetensi, komitmen, motivasi, danloyalitas karyawan (Kamath, 2007). Modal manusia akan meningkat jika perusahaan mampu menggunakan dan mengembangkanpengetahuan yang dimiliki oleh karyawannya dengan baik. Modal Struktural (value added structural capital) merupakanmodal yang dimiliki perusahaan meliputi pengetahuan yang akan tetap berada dalam perusahaan terdiri dari rutinitas perusahaan,prosedur, sistem, budaya, dan database (Astuti dan Sabeni, 2005).

109

PENGARUH MODAL INTELEKTUAL TERHADAP KINERJA KEUANGAN PADA............... (Jeffy Wiradinata dan Baldric Siregar)

Menurut Riahi-Belkaoui (2003), Kelompok ‘stake’tersebut meliputi: pemegang saham, karyawan,kastomer, pemasok, kreditur, pemerintah, danmasyarakat.

Konsensus yang muncul dari konteks teoripihak berkepentingan yaitu laba akuntansi hanyamerupakan ukuran tingkat kembalian investasi (return)bagi pemegang saham, sedangkan nilai tambah adalahukuran yang lebih akurat yang diciptakan oleh pihakberkepentingan dan kemudian didistribusikan kepadapihak berkepentingan yang sama. Pada dasarnya, nilaitambah merupakan kenaikan kekayaan yang dihasilkanoleh penggunaan sumber daya produktif. Nilai tambahyang memiliki akurasi tinggi dihubungkan dengantingkat kembalian investasi yang dianggap sebagaiukuran bagi pemegang saham. Dengan demikian, baiknilai tambah maupun tingkat kembalian investasi dapatmenjelaskan kekuatan teori pihak-pihak yangberkepentingan dalam kaitannya dengan pengukurankinerja perusahaan.

Banyak peneliti dan praktisi telah mengusulkansejumlah definisi modal intelektual. Mavridis (2004)menyatakan bahwa modal intelektual adalah “aset yangtidak berwujud yang mampu menciptakan suatu nilaibagi perusahaan dan lembaganya”. Menurut Bontis etal. (2000), modal intelektual merupakan alat-alatintelektual yang meliputi pengetahuan, informasi,properti intelektual, dan pengalaman yang dapatdigunakan untuk menciptakan kekayaan bagiperusahaan. Ting dan Lean (2009) mendefinisikanmodal intelektual sebagai pengetahuan berupapengalaman, teknologi, hubungan kastomer, dankeahlian profesional yang memberikan perusahaankemampuan untuk bersaing di pasar. Cohen danKaimenakis (2007) menyatakan bahwa modal intelektualsebagai gabungan sumber daya tidak berwujudmemuat pengetahuan yang dimiliki perusahaan danmanajemen efektif yang dapat memberikan perusahaansuatu keunggulan kompetitif.

Modal intelektual dipandang sebagai sumberdaya yang strategis untuk memperoleh keunggulankompetitif. Secara umum, para peneliti mengidentifikasitiga konstruk utama dari modal intelektual, yaitu: modalmanusia, modal struktural, dan modal kastomer.Menurut Bontis et al. (2000), secara sederhana modalmanusia merepresentasikan jumlah pengetahuan yangdimiliki individu suatu perusahaan yang

direpresentasikan oleh karyawannya. Modal manusiamerupakan kombinasi dari budaya, pendidikan,pengalaman, dan sikap meliputi komponen perilaku kerjakaryawan. El-Bannany (2008) menyatakan bahwakaryawan, dikenal sebagai modal manusia yang memilikiperan penting dalam menciptakan nilai melaluipeningkatan efisiensi. Seleim et al. (2007) menyebutkanbahwa kecerdasan intelektual memungkinkan seorangkaryawan untuk mengubah praktik dan berfikir inovatifdalam pemecahan masalah. Karyawan memperolehkeunggulan yang membolehkan untuk bersaing dalambisnis.

Bontis et al. (2000) menyebutkan bahwa modalstruktural meliputi seluruh pengetahuan yang bukanbersifat bukan manusia dalam suatu perusahaan,sedangkan Cohen dan Kaimenakis (2007) menyebutkanbahwa modal struktural merupakan prasarana yangdigunakan perusahaan untuk mengkomersilkan modalintelektualnya. Dalam komponen modal strukturalmeliputi database, bagan perusahaan, proses manual,strategi, aktivitas perusahaan dan segala hal yangmembuat nilai perusahaan lebih besar daripada nilaimaterialnya (Bontis et al., 2000; Petty dan Guthrie, 2000).Modal struktural timbul dari proses dan nilai organisasi,menggambarkan perhatian internal dan eksternalperusahaan dan pembaharuan. Bontis et al. (2000)mengatakan bahwa organisasi dengan modal strukturalyang kuat mempunyai dukungan budaya yangmembolehkan individu untuk mencoba sesuatu yangbaru, belajar, dan berani gagal. Menurut Shih et al.(2010), modal kastomer perusahaan terutama industrikeuangan bergantung pada pelatihan karyawan danpengembangan produk. Modal kastomer adalahpengetahuan yang melekat dalam jaringan pemasarandan hubungan kastomer di mana suatu organisasimengembangkannya melalui jalur bisnis perusahaan(Bontis et al., 2000).

Dengan mempertimbangkan pentingnya peranmodal intelektual dengan penciptaan nilai, Pulic (1998),dan rekannya di Austrian Intellectual Capital Re-search Centre mengembangkan suatu metode baruuntuk mengukur modal intelektual perusahaan yangdisebut dengan “koefisien nilai tambah intelektual(VAIC™)”. Pulic (1998) mengembangkan metode untukmengukur modal intelektual perusahaan dengan duaaspek penting penilaian dan kreasi nilai, yaitu 1) Nilaimodal intelektual berbasis pasar tidak dapat dihitung

110


untuk perusahaan yang tidak terdaftar di pasar saham;2) Tidak ada sistem pengawasan memadai efisiensiaktivitas bisnis sekarang yang dilakukan olehkaryawan. Apakah kemampuan karyawan mengarah kekreasi nilai atau mungkin menghancurkan nilai.

Metode ini dikembangkan untuk menyajikaninformasi tentang efisiensi penciptaan nilai dari asetberwujud dan aset tidak berwujud yang dimilikiperusahaan. Zeghal dan Maaloul (2010) mengatakanbahwa metode ini sangat penting karena membolehkanpeneliti untuk mengukur kontribusi dari setiap sumberdaya untuk menciptakan nilai tambah. Nilai tambahmerupakan indikator paling objektif untuk menilaikeberhasilan bisnis dan menunjukkan kemampuanperusahaan dalam penciptaan nilai (Pulic, 1998). Nilaitambah merupakan selisih antara output (OUT) daninput (IN) (Pulic, 1998).

Tan et al. (2007) menyatakan bahwa outputmerepresentasikan pendapatan dan mencakup seluruhproduk dan jasa yang dijual di pasar, sedangkan inputmencakup seluruh biaya yang digunakan dalammemperoleh pendapatan. Menurut Tan et al. (2007),hal penting dalam model ini adalah biaya karyawantidak termasuk dalam input. Karena peran aktifnyadalam proses penciptaan nilai, faktor-faktor intelektual(yang direpresentasikan dengan biaya karyawan) tidakdihitung sebagai biaya dan tidak masuk dalamkomponen input (Pulic, 1998). Karena itu, aspek utamadalam model Pulic adalah memperlakukan karyawansebagai entitas penciptaan nilai (Tan et al., 2007).

Terdapat beberapa penelitian terhadap kinerjamodal intelektual di Indonesia. Astuti dan Sabeni (2005)melakukan penelitian menggunakan 200 perusahaan diJawa Tengah yang terdaftar di Badan KoordinasiPenanaman Modal Daerah Propinsi Daerah (BKPMD)Provinsi Jawa Tengah. Hasil penelitian menunjukkanbahwa modal manusia memiliki hubungan yang lebihkuat dengan modal struktural jika hubungan tersebutbersifat langsung. Selain itu, penelitian ini jugamenunjukkan bahwa modal kastomer dan modalstruktural dapat berfungsi sebagai variabel intervensihubungan modal manusia dengan kinerja perusahaan,sedangkan modal struktural dapat digunakan untukmemediasi hubungan modal kastomer dengan kinerjaperusahaan.

Kuryanto dan Syafruddin (2008) melakukanpenelitian menggunakan 73 perusahaan yang terdaftar

di Bursa efek Indonesia (BEI) dari kelompok industrisektor manufaktur, sektor jasa, dan sektor propertiselama tahun 2003 sampai 2005 sebagai sampel. Hasilmenunjukkan bahwa modal intelektual tidak memilikihubungan positif dengan kinerja perusahaan dankinerja perusahaan di masa depan. Selain itu, penelitianini juga menunjukkan bahwa tingkat pertumbuhanmodal intelektual tidak memiliki hubungan positifdengan kinerja perusahaan, dan kontribusi modalintelektual terhadap kinerja perusahaan berbeda olehindustri.

Ulum et al. (2008) melakukan penelitian denganmenggunakan 130 perusahaan dari sektor perbankanIndonesia selama tiga tahun dari tahun 2004 sampai2006 sebagai sampel. Hasil penelitian menunjukkanbahwa modal intelektual memiliki pengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan dan tingkatpertumbuhan modal intelektual perusahaan tidakmemiliki pengaruh terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan. Di samping itu, penelitianini juga menunjukkan bahwa modal manusia danprofitabilitas ROA merupakan indikator kinerjakeuangan perusahaan yang paling signifikan bagimodal intelektual selama tiga tahun, sedangkan modalfisik hanya signifikan pada tahun 2006.

Selain Indonesia, penelitian mengenai hubunganmodal intelektual telah banyak dibuktikan secara empirisoleh banyak peneliti di negara lain. Bontis et al. (2000)memulai penelitian modal intelektual di Malaysiadengan mencoba menguji tiga elemen modal intelektual,yaitu modal manusia, modal struktural, modal kastomer,dan antar hubungan ketiga elemen tersebut sertakinerja bisnis bagi industri jasa dan bukan jasa denganmenggunakan kuesioner yang berlaku secarapsikometris. Penelitian menunjukkan hasil bahwa modalmanusia dan modal kastomer merupakan faktor yangsignifikan dalam operasional perusahaan, sedangkanmodal struktural memiliki pengaruh positif terhadapkinerja perusahaan.

Ting dan Lean (2009) menggunakan data 20laporan keuangan lembaga keuangan yang terdaftar dibursa efek Malaysia sektor keuangan selama tahun 1999sampai 2007 sebagai sampel untuk mencoba mengujihubungan modal intelektual dengan kinerja keuanganperusahaan di Malaysia. Hasil penelitian menunjukkanbahwa nilai tambah modal manusia dan nilai tambahmodal fisik memiliki hubungan positif yang signifikan

111


dengan ROA. Namun nilai tambah modal strukturalmemiliki hubungan negatif yang tidak signifikan denganROA. Hasil ini menunjukkan bahwa modal manusiadengan bantuan modal fisik dapat memastikanpertumbuhan kinerja lembaga keuangan di masa depandi Malaysia. Selain itu, hasil juga menunjukkan bahwamodal intelektual dan ROA secara positif berhubungandengan sektor keuangan Malaysia. Hasil inimenunjukkan bahwa modal intelektual meningkat dalamefisiensi penciptaan nilai mempengaruhi profitabilitasperusahaan.

Riahi-Belkaoui (2003) dengan menggunakansampel perusahaan multinasional US, menemukanhubungan positif yang signifikan antara modalintelektual dengan kinerja keuangan di masa depandengan mempertimbangkan modal intelektual sebagaisumber daya strategis yang mampu untuk menciptakannilai tambah bagi perusahaan kecuali modal fisik danmodal keuangan bukan strategis karena secarasederhana merupakan sumber daya umum. Denganmenggunakan data dari 75 perusahaan publik di AfrikaSelatan, Firer dan Williams (2003) menggunakan metodekoefisien nilai tambah intelektual untuk mengujihubungan antara modal intelektual dengan ukurantradisional kinerja perusahaan, yaitu profitabilitas (re-turn on assets), produktivitas (perputaran total aset),dan nilai pasar (rasio nilai pasar terhadap nilai bukuaset bersih). Hasil penelitian menunjukkan bahwakecuali nilai tambah modal fisik secara signifikanberpengaruh positif terhadap nilai pasar perusahaan.Hasil empiris peneliti gagal untuk membuktikanhubungan yang kuat antara tiga nilai tambah komponenefisiensi dan tiga ukuran kinerja perusahaan.

Mavridis (2004) meneliti 141 bank Jepang daritahun 2000 sampai 2001. Peneliti memusatkan padakeadaan modal manusia dan modal fisik sebenarnyaserta pengaruhnya terhadap kinerja berbasis nilaitambah intelektual. Penelitian ini menemukan bahwaterdapat hubungan positif yang signifikan antara nilaitambah dengan modal fisik. Baik modal fisik maupunmodal manusia berkontibusi pada nilai Best PracticeIndex (BPI) dalam cara yang berbeda. Kinerja Bank-bank ini sebagian besar sangat baik dalam pemakaianmodal intelektual atau modal manusianya dan kurangbaik dalam pemakaian modal fisiknya.

Di Finlandia, lebih dari 60.000 kasus atau sampelperusahaan mewakili 11 industri utama antara 2001 dan

2003 yang diteliti menggunakan metodologi VAICTM

(Kujansivu dan Lonnqvist, 2007). Studi di Finlandiamemberikan bukti empiris bahwa efisiensi modalintelektual antara faktor-faktor yang mempengaruhiproduktivitas dan profitabilitas perusahaan Finlandia.Kemudian, hubungan antara modal intelektual dengankinerja perusahaan telah dilaporkan dalam perusahaanEropa di wilayah relatif berkembang.

Dengan menggunakan sampel perusahaan ITyang terdaftar di Taiwan selama tahun 1997-2001, Wangdan Chang (2005) melakukan penelitian mengujihubungan sebab-akibat antara elemen modal intelektualdengan kinerja bisnis. Hasil penelitian menunjukkanbahwa dengan pengecualian modal manusia, modalinovasi, modal proses, dan modal kastomer semuamemiliki pengaruh langsung terhadap kinerja. Meskipunmodal manusia tidak berpengaruh langsung terhadapkinerja, tetapi modal manusia memiliki pengaruhlangsung terhadap elemen modal intelektual lainnyayang akhirnya mempengaruhi kinerja.

Di Taiwan, Shiu (2006) melakukan studi cross-sectional dari 80 perusahaan teknologi Taiwan yangterdaftar selama tahun 2003. Penelitian ini menemukanbahwa terdapat hubungan positif yang signifikanantara modal intelektual dengan profitabilitas danpenilaian pasar, tetapi hubungan yang negatif denganproduktivitas. Hasil penelitian ini menunjukkan bahwaindustri teknologi di Taiwan mampu mengubah asettidak berwujud seperti modal intelektual menjadi barangatau jasa bernilai tambah yang tinggi.

Kamath (2007) menyelidiki modal intelektualuntuk mengukur kinerja sektor perbankan Indiaberbasis nilai dari tahun 2000 sampai 2004. Hasilmenunjukkan bahwa bank-bank asing merupakanpemain teratas dalam nilai tambah modal manusiasedangkan bank-bank sektor publik di India merupakanpemain utama dalam nilai tambah modal fisik. Terdapatbanyak perbedaan dalam kinerja bank-bank India disegmen berbeda. Penelitian ini menegaskan bahwakinerja segmen berbeda dari bank-bank India yangsebagian besar berkaitan dengan perbedaan dalammodal manusia. Peneliti menyimpulkan bahwa bank-bank sektor publik di India sepertinya membuatkapasitas yang besar dari tenaga kerja tidak efisien,yang tidak memberikan sesuatu pada kreasi nilai.

Kamath (2008) mencoba menguji hubunganmodal intelektual dengan kinerja keuangan. Peneliti

112


menggunakan 25 perusahaan farmasi di India selama10 periode dari 1996 sampai 2006 sebagai sampel. Hasilpenelitian empiris tersebut gagal untuk menentukanhubungan positif antara kinerja perusahaan yaituprofitabilitas, produktivitas dan penilaian pasar denganmodal intelektual. Hasil penelitian tersebutmenunjukkan bahwa pihak-pihak berkepentingan masihmempersepsikan kinerja perusahaan pada asetberwujud dan masih kurang pada aset tidak berwujud.

Santanu dan Amitava (2009) mencoba mengujihubungan antara modal intelektual dengan ukurankinerja keuangan perusahaan konvensional perangkatlunak dan farmasi India selama lima tahun dari 2002sampai 2006. Sampel yang digunakan yaitu 80perusahaan India yang terdaftar di bursa efek Bombaydan bursa efek nasional dalam sektor industriperangkat lunak (50 perusahaan) dan Farmasi (30perusahaan). Berdasarkan hal ini, penelitimenyimpulkan bahwa hubungan antara kinerja modalintelektual perusahaan dengan indikator kinerjakonvensional, yaitu profitabilitas, produktivitas, danpenilaian pasar adalah berbeda. Hasil penelitianmenunjukkan bahwa kinerja modal intelektualperusahaan dapat menjelaskan profitabilitas, tetapi tidakdapat menjelaskan produktivitas dan penilaian pasardi India.

Chen et al. (2005) menggunakan datadikumpulkan dari perusahaan yang terdaftar di Bursaefek Taiwan selama 1992-2002 sebagai sampel mencobamenguji hubungan antara efisiensi kreasi nilai danpenilaian pasar perusahaan, serta kinerja keuangan.Komposisi utama sampel adalah perusahaan elektronik.Hasil penelitian menunjukkan bahwa modal intelektualmempunyai pengaruh positif terhadap nilai pasar dankinerja keuangan perusahaan. Tan et al. (2007)melakukan penelitian dengan menggunakan 150perusahaan yang terdaftar di bursa efek Singapuraselama tahun 2000 sampai 2002 sebagai sampel. Hasilpenelitian mereka menunjukkan bahwa terdapathubungan positif antara modal intelektual perusahaandengan kinerja keuangan perusahaan dan kontribusimodal intelektual terhadap kinerja perusahaan berbedapada setiap industri.

Sabolovic (2009) melakukan penelitianmenggunakan perusahaan Republik Ceko sebagaisampel yang diambil secara acak selama periode 1993sampai 2005. Hasil penelitian menunjukkan bahwa

penciptaan nilai pada perusahaan Republik Cekocenderung menurun. Penelitian tersebut menyimpulkanbahwa perusahaan Republik Ceko sebaiknyamemusatkan aktivitasnya pada inovasimengimplementasikan proses sehingga barang dan jasamemiliki nilai tambah lebih tinggi. Seleim et al. (2007)mencoba menguji hubungan antara modal manusiadengan ukuran kinerja keuangan perusahaan perangkatlunak yang terdaftar sebagai dewan industri perangkatlunak Mesir. Hasil pengujian menunjukkan bahwaterdapat hubungan positif antara modal manusiadengan kinerja perusahaan. Hasil penelitian inimenegaskan bahwa semakin berkualitas pengembangperangkat lunak membuat perbedaan besar yang akanmeningkatkan produktivitas perusahaan.

Cohen dan Kaimenakis (2007) melakukanpengujian hubungan modal intelektual dengan kinerjaperusahaan pada perusahaan kecil dan menengahsektor: periklanan, teknologi informasi, dan konsultansidi Yunani. Interaksi kategori-kategori aset intelektualdalam perusahaan kecil dan menengah pada beberapaaspek berbeda dari pola yang ditunjukkan daripenelitian lain yang menguji perusahaan besar. Hasilpengujian empiris memberikan bukti pendukung bahwakategori-kategori aset tertentu dari modal intelektualmemiliki pengaruh positif terhadap kinerja perusahaan.Chan (2009) menguji secara empiris apakah modelintelektual memiliki pengaruh terhadap aspek keuangankinerja perusahaan. Data yang digunakan untukpenelitian ini adalah perusahaan-perusahaan dariIndeks Hang Seng bursa efek Hong Kong dari tahun2001 hingga 2005. Hasil penelitian ini tidak menemukanadanya bukti yang meyakinkan untuk mendukunghubungan antara modal intelektual yang diukurmenggunakan koefisien nilai tambah intelektual denganempat ukuran kinerja keuangan perusahaan di HongKong.

Penelitian terbaru dilakukan oleh Zeghal danMaaloul (2010) yang mencoba menguji secara empirismodal intelektual dan dampaknya terhadap kinerja pada300 perusahaan United Kingdom (UK) yang terdaftardi bursa efek London dan terdapat pada “value addedscoreboard” disediakan oleh Departemen industri danperdagangan UK. Hasil penelitian menunjukkan bahwamodal intelektual perusahaan memiliki pengaruh positifterhadap kinerja keuangan dan ekonomi. Tetapi,hubungan antara modal intelektual dengan kinerja pasar

113


saham hanya signifikan pada industri berteknologitinggi. Hasil penelitian juga menunjukkan bahwa modalfisik merupakan faktor utama yang menentukan kinerjakeuangan dan pasar saham meskipun modal fisikmemiliki pengaruh positif terhadap kinerja ekonomi.

Sebagian besar penelitian yang telah dilakukanoleh banyak peneliti di berbagai negara telahmemberikan bukti empiris bahwa modal intelektualmemiliki pengaruh dan hubungan positif dengan kinerjaperusahaan, Meskipun terdapat beberapa penelitianyang gagal menemukan bukti yang mendukung adanyahubungan tersebut. Penelitian saat ini mencobamenguji hubungan modal intelektual dengan kinerjakeuangan perusahaan dengan menggunakan dataperusahaan yang bergerak pada sektor keuangan yangterdaftar di Bursa Efek Indonesia selama 5 tahun dari2005 sampai 2009.

Praktik akuntansi konservatisme menekankanbahwa investasi perusahaan dalam modal intelektualyang disajikan dalam laporan keuangan dihasilkan daripeningkatan selisih antara nilai pasar dan nilai buku.Jadi, jika modal intelektual merupakan sumber dayayang terukur untuk peningkatan keunggulan kompetitif,maka modal intelektual akan memberikan kontribusiterhadap kinerja keuangan perusahaan. Penelitiberharap modal intelektual memainkan peran pentingdalam meningkatkan kinerja keuangan perusahaan.Dengan menggunakan metode koefisien nilai tambahintelektual yang diformulasikan oleh Pulic (1998)sebagai ukuran kemampuan intelektual perusahaan,maka hipotesis yang diajukan sebagai berikut:H1: Modal intelektual perusahaan berpengaruh

positif terhadap kinerja keuangan perusahaan.Modal intelektual merupakan ukuran yang tepat

bagi kemampuan intelektual perusahaan. Banyakperusahaan melakukan investasi pada pelatihankaryawan, penelitian dan pengembangan, hubungankastomer, sistem komputer, dan administratif. Jika nilaipada ketiga komponen modal intelektual berbeda, yaitunilai tambah modal fisik, nilai tambah modal manusia,dan nilai tambah modal struktural, maka ketigakomponen modal intelektual kemungkinan akanmemberikan kontribusi yang berbeda atau tidakmemberikan kontribusi terhadap kinerja keuanganperusahaan. Peneliti berharap ketiga komponen modalintelektual memiliki peran dalam meningkatkan kinerjakeuangan perusahaan dan memprediksi kinerja

keuangan perusahaan di masa depan. Oleh karena itu,peneliti mengusulkan hipotesis berikut untuk mengujihubungan antara nilai perusahaan dengan masing-masing komponen modal intelektual:H2:

a. Nilai tambah modal fisik berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan.

b. Nilai tambah modal manusia berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan.

c. Nilai tambah modal struktural berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan perusahaan.

d. Nilai tambah modal fisik berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masadepan.

e. Nilai tambah modal manusia berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masadepan.

f. Nilai tambah modal struktural berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan perusahaandi masa depan.Modal intelektual tidak hanya memiliki

pengaruh positif dengan kinerja perusahaan tahunberjalan, tetapi modal intelektual juga dapatmemprediksi kinerja keuangan perusahaan di masadepan. jika modal intelektual merupakan sumber dayayang terukur untuk peningkatan keunggulan kompetitif,maka modal intelektual akan memberikan kontribusiterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.Oleh karena itu, hipotesis yang dapat diajukan dalambentuk alternatif, yaitu:H3: Modal intelektual perusahaan berpengaruh

positif terhadap kinerja keuangan perusahaan dimasa depan.

Setiap tahun, modal intelektual perusahaanberbeda. Jika perusahaan yang memiliki modalintelektual lebih tinggi akan cenderung memiliki kinerjamasa depan yang lebih baik. Logikanya, tingkatpertumbuhan modal intelektual mungkin memilikipengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan. Dengan demikian, hipotesisyang diajukan penelitian, yaitu:H4: Tingkat pertumbuhan modal intelektual

berpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan.

Sampel penelitian ini adalah adalah perusahaanpublik yang bergerak pada sektor keuangan yangterdaftar di Bursa Efek Indonesia (BEI) untuk periode 5

114


(lima tahun), yaitu tahun 2005 sampai dengan tahun2009. Perusahaan sektor keuangan yang dimaksud,yaitu perusahaan perbankan dan lembaga keuanganlainnya, berupa agen kredit, sekuritas, dan asuransi.Penggunaan perusahaan sektor keuangan padaumumnya memberikan bidang yang ideal untukpenelitian modal intelektual karena 1) terdapat data yanglebih dapat diandalkan dalam bentuk akun yangdipublikasi (Neraca, laba/rugi); 2) sifat bisnis sektorkeuangan padat akan intelektual; dan 3) karyawan padasektor keuangan secara intelektual lebih homogendibandingkan sektor ekonomi lainnya.

Pemilihan sampel dalam penelitian ini dilakukansecara purposive sampling. Dengan metode pemilihansampel ini, sampel penelitian dipilih atas dasar kriteriasebagai berikut: 1) perusahaan yang akan dianalisishanya pada perusahaan sektor perbankan dan lembagakeuangan lainnya yang terdaftar pada Bursa Efek In-donesia (BEI); 2) perusahaan tetap listing selamaperiode penelitian; 3) perusahaan yang tidak mengalamirugi dan neracanya tidak menunjukkan kekayaannegatif; dan 4) perusahaan yang kehilangan data (tidak

ada dalam laporan keuangan tahunan akibat merger,pembelian kembali, skors, dan delisting) harusdikeluarkan. Pemilihan sektor perbankan sebagaisampel mengacu pada penelitian Firer dan William(2003); Mavridis (2004); Kamath (2007); El-Bannany(2008); dan Shih et al. (2010), sedangkan pemilihansektor lembaga keuangan lainnya sebagai sampelmengacu pada penelitian Ting dan Lean (2009). Datayang digunakan dalam penelitian ini adalah datakeuangan. Data keuangan tersebut diperoleh darilaporan keuangan tahunan perusahaan sektorkeuangan terdaftar di BEI yang dimulai dari tahun 2005sampai dengan tahun 2009. Data akuntansi dikumpulkandari database BEI (www.idx.co.id) dan IndonesianCapital Market Directory (ICMD) tahun 2005-2009.

Variabel dependen meliputi return on equity(ROE), margin laba (PM), dan laba per lembar saham(EPS). Variabel independen meliputi nilai tambah modalfisik (VACA), nilai tambah modal manusia (VAHU), nilaitambah modal struktural (STVA), koefisien nilai tambahintelektual (VAIC™), dan tingkat pertumbuhan modalintelektual (ROGIC). Selain itu, penelitian ini juga

Variabel Pengukuran

Modal Intelektual Koefisien nilai tambah intelektual (VAIC™) (Nilai Tambah Modal Fisik + Nilai Tambah Modal Manusia + Nilai Tambah Modal Struktural)

Nilai Tambah Modal Fisik (VACA)

Nilai Tambah Modal Fisik = Nilai Tambah / Modal Fisik Nilai Tambah = Total Penjualan dan Pendapatan Lain – Biaya-biaya Modal Fisik = Total Aset – Aset Tidak Berwujud

Nilai Tambah Modal Manusia (VAHU)

Nilai Tambah Modal Manusia = Nilai Tambah / Modal Manusia Modal Manusia = Total Pengeluaran pada Karyawan (Biaya Karyawan)

Nilai Tambah Modal Struktural (STVA)

Nilai Tambah Modal Struktural = Modal Struktural / Nilai Tambah Modal Struktural = Nilai Tambah – Modal Manusia

Tingkat Pertumbuhan Modal Intelektual (ROGIC)

Tingkat Pertumbuhan Modal Intelektual = Koefisien Nilai Tambah Intelektual Tahun t – Koefisien Nilai Tambah Intelektual Tahun t-1

Kinerja Keuangan Perusahaan (Y)

Return on equity (ROE) = Laba Pemegang Saham / Total Modal Pemegang Saham Margin Laba Operasi (OPM) = Laba Operasi / Penjualan Laba Per Lembar Saham = Laba Bersih / Jumlah Lembar Saham yang Beredar

Ukuran Perusahaan (SIZE) Ukuran perusahaan (SIZE) digunakan untuk mengukur pengaruh ukuran kreasi kekayaan melalui skala ekonomi, monopoli, dan kekuatan tawar menawar.

Leverage (LEVE) Leverage (LEVE) merupakan rasio utang terhadap nilai buku aset. Leverage digunakan untuk mengendalikan pengaruh bantuan utang terhadap kinerja perusahaan dan kreasi kekayaan.

Tabel 1Variabel dan Pengukuran

115


menggunakan variabel kontrol, yaitu ukuranperusahaan (SIZE) dan leverage (LEVE). Variabelkontrol digunakan untuk menghindari adanyahubungan palsu antara variabel independen denganvariabel dependen.

Untuk menggambarkan hubungan variabel yangada, berikut persamaan regresi yang akan diolah denganmenggunakan program Eviews 4.1, yaitu:

Yt= α0 + α1VAICt + α2SIZEt + α3LEVEt + ε1 (1)

Yt= β0 + β1VACAt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε2 (2)

Yt= β0 + β1VAHUt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε3 (3)

Yt= β0 + β1STVAt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε4 (4)

Yt+1= β0 + β1VACAt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε5 (5)

Yt+1= β0 + β1VAHUt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε6 (6)

Yt+1= β0 + β1STVAt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε7 (7)

Yt+1= α0 + α1VAICt + α2SIZEt + α3LEVEt + ε8 (8)

Yt+1 = γ0+ γ1ROGIt + γ2SIZEt + γ3LEVEt + ε9 (9)

Di mana:Yt : kinerja keuangan perusahaan tahun berjalan.Yt+1 : kinerja keuangan perusahaan di masa depan.VACAt : nilai tambah modal fisik tahun t.VAHUt : nilai tambah modal manusia tahun t.STVAt : nilai tambah modal structural tahun t.ROGIt : tingkat pertumbuhan modal intelektual tahun

t.SIZEt : ukuran perusahaan.LEVEt : leverage.

Pengujian hipotesis 1 tentang pengaruh modalintelektual terhadap kinerja keuangan digunakandengan mengestimasi persamaan (1). Pengujianhipotesis 2a, hipotesis 2b, hipotesis 2c tentangpengaruh komponen modal intelektual terhadap kinerjakeuangan tahun berjalan digunakan denganmengestimasi masing-masing persamaan (2),persamaan (3), dan persamaan (4), sedangkanpengujian hipotesis 2d, hipotesis 2e, hipotesis 2ftentang pengaruh komponen modal intelektualterhadap kinerja perusahaan di masa depan digunakan

dengan mengestimasi masing-masing persamaan (5),persamaan (6), dan persamaan (7). Pengujian hipotesis3 tentang pengaruh modal intelektual terhadap kinerjakeuangan perusahaan di masa depan digunakandengan mengestimasi persamaan (8). Untuk pengujianhipotesis 4 tentang pengaruh pertumbuhan modalintelektual terhadap kinerja keuangan di masa depandigunakan dengan mengestimasi persamaan (9). Semuainformasi yang dibutuhkan tersedia dalam laporankeuangan tahunan yang dipublikasi di BEI selamatahun 2005 sampai dengan 2009.

HASIL PENELITIAN

Penelitian ini didasarkan pada data yang tersedia diinternet dan database BEI tahun 2005 sampai dengan2009 diperoleh sebanyak 50 perusahaan yang layakdijadikan sebagai sampel penelitian. Tabel 2menggambarkan prosedur pemilihan sampel penelitian.

Tabel 2Proses Pemilihan Sampel

Keterangan JumlahJumlah sampel awal 73Perusahaan sektor keuangan yang

mengalami rugi selama tahun 2005-2009. (22)Perusahaan sektor keuangan yang

melakukan merger selama tahun 2005-2009 (1)Jumlah sampel akhir 50

Selama tahun 2005 sampai dengan tahun 2009terdapat 365 pengamatan. Jumlah tersebut berasal darijumlah perusahaan sektor keuangan yang terdaftar diBEI dari tahun 2005 sampai dengan tahun 2009 masing-masing 73 perusahaan secara berturut-turut, yaitu 30perbankan, 16 agen kredit selain bank, 15 sekuritas,dan 12 asuransi. Berdasarkan jumlah tersebut terdapat22 perusahaan yang mengalami rugi selama periodepengamatan pada sebanyak 110 pengamatan sehinggaada sebanyak 255 yang dapat digunakan. Namunkarena sebanyak 5 pengamatan berisi data perusahaanyang melakukan merger, maka data akhir yang diolahadalah 250 pengamatan untuk menguji pengaruh modalintelektual terhadap kinerja keuangan perusahaan ditahun berjalan, sedangkan untuk menguji pengaruh

116


modal intelektual dan tingkat pertumbuhan modalintelektual terhadap kinerja keuangan perusahaan dimasa depan hanya menggunakan 200 pengamatan. Halini dikarenakan modal intelektual dan tingkatpertumbuhan modal intelektual diuji terhadap kinerjakeuangan perusahaan dengan lag 1 tahun. Data yangdigunakan sebanyak 250 laporan keuangan perusahaansektor keuangan yang terdaftar di BEI tahun 2005-2009.

Pada Tabel 3 disajikan statistik deskriptifvariabel-variabel penelitian untuk data sampelpengujian pengaruh modal intelektual, komponen modalintelektual, dan tingkat pertumbuhan modal terhadapkinerja keuangan perusahaan. Pada Tabel 3 terlihatbahwa variabel modal fisik (VACA), modal manusia(VAHU), dan modal struktural (STVA) memiliki nilaiminimum masing-masing Rp0,011; Rp1,016; Rp0,016 danmaksimum Rp0,511; Rp21,889; Rp0,954. Hal inimenunjukkan bahwa tingkat komponen modalintelektual yang diinvestasikan setiap perusahaansektor keuangan di Indonesia bervariasi. Variabel modalmanusia memiliki rata-rata paling besar yaitu Rp3,011dibandingkan modal fisik maupun modal strukturalyaitu Rp0,075 dan Rp0,502. Artinya, perusahaansektor keuangan lebih banyak melakukan investasipada kemampuan sumber daya manusia perusahaan.Rata-rata modal intelektual (VAIC™) perusahaansektor keuangan di Indonesia adalah Rp3,589. Angkaini merupakan jumlah setiap rupiah yang diinvestasikanperusahaan untuk m emberikan kontribusi nilaitambah bagi perusahaan. Rata-rata tingkatpertumbuhan modal intelektual (ROGIC) perusahaansektor keuangan di Indonesia sebesar -0,29%. Halini merupakan indikasi bahwa rata-rata modal intelektual

yang diinvestasikan perusahaan keuangan cenderungmenurun. Tingkat pertumbuhan modal intelektualmemiliki nilai minimum -16,5% dan maksimum 15,3%.Hal ini mengindikasikan pertumbuhan investasi modalintelektual perusahaan sektor keuangan di Indonesiaada yang mengalami kenaikan maupun penurunan.

Variabel kinerja keuangan perusahaan sektorkeuangan diproksikan oleh margin laba operasi (OPM),laba per lembar saham (EPS), dan return on equity(ROE). Rata-rata masing-masing ukuran kinerjakeuangan yaitu 23,7%; Rp104,00; dan 13,52%. Angkaini menunjukkan rata-rata kemampuan seluruhperusahaan sektor keuangan untuk menghasilkankinerja terbaiknya. Margin laba operasi, laba per lembarsaham, dan return on equity memiliki nilai minimummasing-masing 0,01%; Rp0,75; dan 0,49%. Hal inimenunjukkan bahwa kinerja keuangan terburuk padaperusahaan sektor keuangan, sedangkan nilaimaksimum masing-masing 80,90%; Rp1.212,00; dan68,58% menunjukkan bahwa kinerja keuangan terbaikperusahaan sektor keuangan.

Pada hipotesis 1 diprediksi bahwa modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan. Prediksidalam hipotesis ini diterima apabila koefisien á1 bernilaipositif dan hasil estimasi persamaan (1) nilaiprobabilitasnya lebih kecil dari alpha (α), yaitu 5%.Seperti tampak pada Tabel 4, koefisien á1 bernilai positifkecuali pada proksi laba per lembar saham yangmenunjukkan koefisien α1 bernilai negatif (-0,364). Selainitu, hasil estimasi persamaan (1) menunjukkan bahwanilai probabilitasnya lebih kecil dari dari alpha (α) 5%.Nilai probabilitas dari ketiga proksi kinerja keuangan

Tabel 3Statistik Deskriptif Variabel Penelitian

Variabel Minimum Maksimum Rata-rata Deviasi StandarVACA 0,011 0,511 0,075 0,071VAHU 1,016 21,889 3,011 3,253STVA 0,016 0,954 0,502 0,214VAIC 1,064 22,914 3,589 3,421

ROGIC -16,549 15,249 -0,288 2,599OPM 0,01 80,90 23,67 0,187EPS 0,75 1.212 103,81 150,178ROE 0,49 68,58 13,52 9,901

117


adalah 0,0000 menunjukkan kuatnya dukunganterhadap hipotesis ini kecuali pada proksi laba perlembar saham.Dengan bukti empiris seperti ini, makadapat disimpulkan bahwa hipotesis 1 diterima jikamenggunakan proksi margin laba operasi dan returnon equity yang menyatakan bahwa modal intelektualberpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan pada tahun berjalan.

Seperti tampak pada Tabel 5, semua koefisienβ1 bernilai positif. Hasil estimasi persamaan (2)menunjukkan bahwa nilai probabilitasnya lebih kecildari dari alpha (α) 5%. Hipotesis 2a diprediksi bahwanilai tambah modal fisik berpengaruh positif terhadapkinerja keuangan perusahaan pada tahun berjalan.Prediksi dalam hipotesis ini didukung jika koefisien β1bernilai positif dan hasil estimasi persamaan (2) nilaiprobabilitasnya lebih kecil dari 5%. Nilai probabilitasketiga ukuran kinerja keuangan sebesar 0,0000<0,05menunjukkan kuatnya dukungan terhadap hipotesisini. Model persamaan memiliki nilai F dan R2 cukupbesar sehingga variasi variabel independen dalam

modal mampu menjelaskan variasi variabel dependen.Berdasarkan bukti empiris ini, dapat disimpulkanhipotesis 2a didukung.

Pada hipotesis 2b diprediksi bahwa nilai tambahmodal manusia berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan. Prediksidalam hipotesis ini diterima apabila koefisien β1 bernilaipositif dan hasil estimasi persamaan (3) nilaiprobabilitasnya lebih kecil dari alpha (α), yaitu 5%. PadaTabel 6, koefisien β1 bernilai positif kecuali pada proksilaba per lembar saham yang menunjukkan koefisien β1bernilai negatif (-1,521). Hasil estimasi persamaan (3)menunjukkan nilai probabilitas dari ketiga proksi kinerjakeuangan adalah 0,0000<0,05. Hal ini menunjukkankuatnya dukungan terhadap hipotesis 2b kecuali padaproksi laba per lembar saham. Nilai F dan R2 dalam modelpersamaan (3) cukup besar. Berdasarkan bukti empirisini, maka dapat disimpulkan bahwa hipotesis 2bdidukung jika menggunakan proksi margin laba operasidan return on equity.

Tabel 4Hasil Pengujian Hipotesis 1

Estimasi Persamaan 1: Yt= α0 + α1VAICt + α2SIZEt + α3LEVEt + ε1

Yt ααααα1 ααααα2 ααααα3 F Prob. R2 N TemuanOPM 0,096 0,038 -0,243 14,747 0,0000 15,24% 250 DiterimaEPS -0,364 26,412 -45,675 10,083 0,0000 10,95% 250 DitolakROE 0,528 0,719 3,204 9,859 0,0000 10,73% 250 Diterima

Tabel 5Hasil Pengujian Hipotesis 2a

Estimasi Persamaan 2: Yt= βββββ0 + βββββ1VACAt + βββββ2SIZEt + βββββ3LEVEt + βββββ2

Yt βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 3,011 0,095 -0,441 8,183 0,0000 9,07% 250 DiterimaEPS 1507,9 45,997 -43,206 93,967 0,0000 53,40% 250 DiterimaROE 103,14 2,161 2,219 94,110 0,0000 53,44% 250 Diterima

118


Hipotesis 2c diprediksi bahwa nilai tambahmodal struktural berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan. Pada Tabel7, semua koefisien β1 menunjukkan angka positif danhasil estimasi persamaan (4) menunjukkan nilaiprobabilitas ketiga ukuran kinerja keuangan sebesar0,0000. Nilai probabilitas lebih kecil dari 0,05menunjukkan hipotesis 2c didukung. Model persamaancukup fit di mana nilai F dan R2 cukup besar. Dengandemikian, dapat disimpulkan bahwa hipotesis 2cditerima yang menyatakan bahwa nilai tambah modalstruktural berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan.

Pada Tabel 8, koefisien β1 bernilai positif danhasil estimasi persamaan (5) menunjukkan nilaiprobabilitasnya lebih kecil dari alpha (α) 5%. Nilai

probabilitas dari ketiga proksi kinerja keuangan adalah0,0000 < 0,05. Dalam hipotesis 2e diprediksi bahwa nilaitambah modal fisik berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan di masa depan. Nilai F dan R2

dalam model persamaan cukup besar. Dengan demikian,hipotesis 2d didukung kuat yang menyatakan bahwanilai tambah modal fisik berpengaruh positif terhadapkinerja keuangan perusahaan di masa depan.

Dalam hipotesis 2e diprediksi nilai tambah modalmanusia berpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan. Prediksi dalam hipotesisini didukung jika koefisien β1 bernilai positif dan hasilestimasi persamaan (6) nilai probabilitasnya lebih kecildari alpha (α), yaitu 5%. Pada Tabel 9, nilai koefisien β1adalah positif kecuali pada ukuran laba per lembarsaham yang bernilai negatif (-2,840). Selain itu, hasil

Tabel 6Hasil Pengujian Hipotesis 2b

Estimasi Persamaan 3: Yt= βββββ0 + βββββ1VAHUt + βββββ2SIZEt + βββββ3LEVEt + εεεεε3

Yt βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 0,093 0,038 -0,259 12,981 0,0000 13,67% 250 DiterimaEPS -1,521 26,630 -47,936 10,178 0,0000 11,04% 250 DitolakROE 0,464 0,730 3,023 8,939 0,0000 9,83% 250 Diterima

Tabel 7Hasil Pengujian Hipotesis 2c

Estimasi Persamaan 4: Yt= βββββ0 + βββββ1STVAt + βββββ2SIZEt + βββββ3LEVEt + εεεεε4

Yt βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 2,655 0,029 -0,178 47,572 0,0000 36,72% 250 DiterimaEPS 100,3 25,342 -34,874 12,112 0,0000 12,87% 250 DiterimaROE 16,300 0,654 3,734 19,787 0,0000 19,44 250 Diterima

Tabel 8Hasil Pengujian Hipotesis 2d

Estimasi Persamaan 5: Yt+1= βββββ0 + βββββ1VACAt + βββββ2SIZEt + βββββ3LEVEt + εεεεε5

Yt+1 βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 2,635 0,103 -0,437 5,375 0,0014 7,60% 200 DiterimaEPS 1551,8 47,927 -46,147 65,952 0,0000 50,24% 200 DiterimaROE 83,783 1,887 1,464 38,629 0,0000 37,16% 200 Diterima

119


estimasi persamaan (6) juga menunjukkan nilaiprobabilitas ketiga ukuran kinerja keuangan adalah0,0000 < 0,05. Hal ini berarti bahwa kuatnya dukunganterhadap hipotesis 2e kecuali pada proksi laba perlembar saham. Dengan bukti empiris seperti ini, makadisimpulkan bahwa hipotesis 2e didukung jikamenggunakan ukuran margin laba operasi dan returnon equity.

Koefisien β1 dan hasil estimasi persamaan (5)tampak pada Tabel 10. Dalam hipotesis 2f diprediksibahwa nilai tambah modal struktural berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan perusahaan di masadepan. Prediksi dalam hipotesis ini didukung apabilakoefisien β1 bernilai positif dan nilai probabilitas hasilestimasi persamaan (5) lebih kecil dari 5%. Hasil estimasimenunjukkan bahwa nilai probabilitas ketiga ukurankinerja keuangan adalah 0,0000<0,05 yang berartikuatnya dukungan terhadap hipotesis ini. Selain itu,model persamaan juga cukup fit dengan nilai F dan R2

yang cukup besar. Dengan bukti empiris seperti ini,maka dapat dinyatakan bahwa hipotesis 2f didukungyang menyatakan bahwa nilai tambah modal strukutralberpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan.

Prediksi hipotesis 3 yaitu modal intelektualberpengaruh positif terhadap kinerja keuangan

perusahaan di masa depan. Hipotesis ini diterima jikakoefisien á1 memiliki nilai positif dan hasil estimasipersamaan (8) nilai probabilitasnya lebih kecil dari al-pha (α) 5%. Pada Tabel 11, koefisien β1 ditunjukkanbernilai positif kecuali ukuran laba per lembar sahamyang menunjukkan koefisien β1 negatif (-1,758). Nilaiprobabilitas ketiga ukuran kinerja keuangan dari hasilestimasi persamaan (8) adalah masing-masing marginlaba operasi 0,0000; laba per lembar saham 0,0000; danreturn on equity 0,0021. Ketiga nilai probabilitas inikurang dari 5% yang berarti hipotesis 3 didukungkecuali ukuran proksi laba per lembar saham. Selain itu,nilai F dan R2 cukup besar sehinggai variasi variabelindependen di dalam model persamaan mampu untukmenjelaskan variasi variabel dependen. Dengandemikian, dapat disimpulkan bahwa hipotesis 3didukung jika menggunakan ukuran margin laba operasidan return on equity yang menyatakan bahwa modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan di masa depan.

Koefisien β1 dan hasil estimasi persamaan (9)tampak pada Tabel 12. Prediksi hipotesis 4 yaitu tingkatpertumbuhan modal intelektual berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.Prediksi dalam hipotesis ini didukung jika koefisien β1memiliki nilai positif dan nilai probabilitas hasil estimasi

Tabel 9Hasil Pengujian Hipotesis 2e

Estimasi Persamaan 6: Yt+1= β0 + β1VAHUt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε6

Yt+1 βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 0,079 0,054 -0,290 8,050 0,0000 10,97% 200 DiterimaEPS -2,840 27,172 -47,756 7,794 0,0000 10,66% 200 DitolakROE 0,240 0,703 2,079 4,753 0,0000 6,78% 200 Diterima

Tabel 10Hasil Pengujian Hipotesis 2f

Estimasi Persamaan 7: Yt+1= β0 + β1STVAt + β2SIZEt + β3LEVEt + ε7

Yt+1 βββββ1 βββββ2 βββββ3 F Prob. R2 N TemuanOPM 2,407 0,046 -0,239 26,821 0,0000 29,10% 200 DiterimaEPS 63,609 26,164 -37,594 8,105 0,0000 11,04% 200 DiterimaROE 11,405 0,643 2,563 9,097 0,0000 12,22% 200 Diterima

120


persamaan (9) lebih kecil dari 5%. Hasil pengujianmenunjukkan koefisien β1 bernilai positif kecuali padaukuran margin laba operasi dan return on equity yangmemiliki koefisien β1 negatif, yaitu -0,019 dan -0,031.Selain itu, hasil estimasi persamaan (9) menunjukkannilai probabilitas dari ketiga ukuran kinerja keuanganmasing-masing sebesar margin laba operasi 0,0158; labaper lembar saham 0,0000; dan return on equity 0,0058.Nilai F dan R2 model persamaan cukup besar sehinggavariasi variabel independen mampu menjelaskan variasivariabel dependen. Berdasarkan bukti empiris sepertiini, hipotesis 4 didukung jika menggunakan ukuran labaper lembar saham yang menyatakan bahwa tingkatpertumbuhan modal intelektual berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.

PEMBAHASAN

Hipotesis 1 yang diajukan dalam penelitian ini adalahmodal intelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan. Hasilpengujian hipotesis 1 menunjukkan bahwa modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan jika ukurankinerja adalah margin laba operasi dan return on eq-uity. Jika menggunakan ukuran kinerja laba per lembar

saham, maka modal intelektual berpengaruh negatifterhadap kinerja keuangan perusahaan pada tahunberjalan. Semakin tinggi investasi modal intelektualyang dilakukan perusahaan, maka semakin baik kinerjakeuangan yang akan dihasilkan perusahaan. Pengujianterhadap hipotesis 1 didukung oleh temuan Mavridis(2004), Chen et al. (2005), Shiu (2006), Cohen danKaimenakis (2007), Kujansivu dan Lonnqvist (2007),Tan et al. (2007), Ulum et al. (2008), Ting dan Lean(2009), Zeghal dan Maaloul (2010), sedangkan temuanFirer dan Williams (2003), Kamath (2008), Chan (2009),dan Sabolovic (2009) bertentangan dengan temuanhipotesis 1 dalam penelitian ini.

Nilai tambah modal fisik berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan pada tahunberjalan. Hasil pengujian hipotesis 2a menunjukkanbahwa nilai tambah modal fisik berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan pada tahunberjalan jika ukuran kinerja adalah margin laba operasi,laba per lembar saham, dan return on equity. Hasilpengujian hipotesis 2b yaitu nilai tambah modalmanusia berpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan pada tahun berjalan apabila ukuran kinerjaadalah margin laba operasi dan return on equity.Apabila menggunakan ukuran kinerja laba per lembarsaham, maka nilai tambah modal manusia berpengaruh


Estimasi Persamaan 8: Yt+1= γ0 + γ1VAICt + γ2SIZEt + γ3LEVEt + ε8

Yt+1 γ 1 γ 2 γ 3 F Prob. R2 N TemuanOPM -0,019 0,065 -0,410 3,534 0,0158 5,13% 200 DitolakEPS 2,230 26,916 -45,095 7,653 0,0000 10,49% 200 DiterimaROE -0,031 0,739 1,684 4,293 0,0058 6,17% 200 Ditolak


Estimasi Persamaan 8: Yt+1= α0 + α1VAICt + α2SIZEt + α3LEVEt + ε8

Yt+1 ααααα1 ααααα2 ααααα3 F Prob. R2 N TemuanOPM 0,082 0,054 -0,278 9,009 0,0000 12,12% 200 DiterimaEPS -1,758 26,990 -45,960 7,638 0,0000 10,47% 200 DitolakROE 0,293 0,696 2,196 5,057 0,0021 7,18% 200 Diterima

121


negatif terhadap kinerja keuangan perusahaan padatahun berjalan.

Dalam penelitian ini, hipotesis 2c yang diajukanyaitu nilai tambah modal struktural berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan pada tahunberjalan. Hasil pengujian terbukti bahwa nilai tambahmodal struktural berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan pada tahun berjalan apabilaukuran kinerja adalah margin laba operasi, laba perlembar saham, dan return on equity. Hipotesis 2d yangdiajukan dalam penelitian ini adalah nilai tambah modalfisik berpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan. Hasil pengujian hipotesisterbukti bahwa nilai tambah modal fisik berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan perusahaan di masadepan. Nilai tambah modal manusia berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depanjika ukuran kinerja adalah margin laba operasi dan re-turn on equity yang berarti hipotesis 2e didukung. Jikamenggunakan ukuran kinerja laba per lembar saham,maka nilai tambah modal manusia berpengaruh negatifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.Hipotesis 2f yang diajukan dalam penelitian ini adalahnilai tambah modal struktural berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.Hasil pengujian hipotesis 2f menunjukkan bahwa nilaitambah modal struktural berpengaruh positif terhadapkinerja keuangan perusahaan pada tahun berjalan jikaukuran kinerja adalah margin laba operasi, laba perlembar saham, dan return on equity.

Secara umum, hasil pengujian terhadaphipotesis 2 penelitian ini relatif sama dengan temuanBontis et al. (2000), Firer dan Williams (2003), Wangdan Chang (2005), Seleim et al. (2007), Ulum et al. (2008),Ting dan Lean (2009). Persamaan yang dimaksud adalahtidak semua komponen modal intelektual memilikipengaruh positif terhadap ukuran kinerja keuanganperusahaan. Bukti ini ditunjukkan bahwa nilai tambahmodal manusia berpengaruh negatif dengan ukurankinerja laba per lembar saham.

Selain berpengaruh terhadap kinerja keuangantahun berjalan, modal intelektual juga memiliki pengaruhterhadap kinerja keuangan di masa depan. Hasilpengujian hipotesis 3 menunjukkan bahwa modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan di masa depan apabila ukurankinerja adalah margin laba operasi dan return on eq-

uity. Temuan dalam penelitian ini didukung oleh temuanRiahi-Belkaoui (2003), dan Ulum et al. (2008). Selainitu, penelitian ini bertentangan dengan temuanKuryanto dan Syafruddin (2008).

Hipotesis 4 yang diajukan dalam penelitian iniadalah tingkat pertumbuhan modal intelektualberpengaruh positif terhadap kinerja keuanganperusahaan di masa depan. Investasi pada modalintelektual yang dilakukan oleh perusahaan setiaptahunnya pasti tidak sama. Logikanya, semakin tinggitingkat pertumbuhan modal intelektual, maka semakinbaik kinerja keuangan perusahaan. Hasil pengujianmenunjukkan bahwa tingkat pertumbuhan modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan perusahaan di masa depan apabila ukurankinerja adalah laba per lembar saham. Hasil pengujianterhadap hipotesis 4 sejalan dengan hasil penelitianKuryanto dan Syafruddin (2008), dan Ulum et al. (2009).Dalam temuan penelitian Kuryanto dan Syafruddin(2008, dan Ulum et al. ditunjukkan bahwa tingkatpertumbuhan modal intelektual tidak berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan perusahaan di masadepan. Selain itu, Temuan penelitian ini bertentangandengan temuan Riahi-Belkaoui (2003), Tan et al. (2007),Ting dan Lean (2009) yang menunjukkan bahwa tingkatpertumbuhan modal intelektual berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan perusahaan di masa depan.

Berdasarkan penjabaran hasil pengujianhipotesis di atas, maka rasionalisasi yang dapatdiberikan untuk menjelaskan temuan ini adalah:pertama, perusahaan sektor keuangan di Indonesiamulai menyadari pentingnya modal intelektual untukmenciptakan nilai bagi perusahaan. Hal ini dibuktikandengan memanfaatkan sumber daya fisik, keahliankaryawan, prosedur, efisiensi dan sistem dataperusahaan yang mempermudah dalam mengaksesinformasi yang relevan serta dengan adanya dukungandalam pengembangan ide dan produk baru, makaperusahaan sektor keuangan mampu untuk menilai,memprediksi, dan meningkatkan kinerja keuanganperusahaan, khususnya dalam hal pandangannyaterhadap masa depan, laba, dan pertumbuhanpenjualan. Dalam teori pihak berkepentingan, hal inimenunjukkan bahwa para pihak berkepentinganmeliputi pemegang saham, karyawan, pelanggan,pemasok, kreditor, pemerintah, dan masyarakat (Riahi-Belkaoui, 2003) mempersepsikan kinerja perusahaan

122


tidak hanya pada aktiva berwujud, tetapi juga padaaktiva tidak berwujud meskipun pelaporannya belumtransparan di dalam laporan keuangan. Kedua,perusahaan sektor keuangan di Indonesia memangmulai menyadari pentingnya modal intelektual, tetapimereka belum secara maksimal mengelola danmengembangkan kekayaan intelektualnya untukmemperoleh keunggulan kompetitif. Hal ini dibuktikansecara statistik bahwa tingkat pertumbuhan modalintelektual perusahaan belum mampu memprediksikinerja keuangan perusahaan di masa depan.

SIMPULAN DAN SARAN

Simpulan

Berdasarkan hasil pengujian dan pembahasansebagaimana telah disajikan pada bagian sebelumnya,maka peneliti menyimpulkan bahwa 1) hasil pengujiandengan analisis regresi diketahui secara statistikterbukti bahwa modal intelektual berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan pada tahun berjalan dankinerja keuangan di masa depan jika ukuran kinerja yangdigunakan adalah margin laba operasi dan return onequity; 2) nilai tambah modal fisik berpengaruh positifterhadap kinerja keuangan pada tahun berjalan dankinerja keuangan di masa depan apabila ukuran kinerjaadalah margin laba operasi, laba per lembar saham, danreturn on equity; 3) secara statistik, nilai tambah modalmanusia berpengaruh positif terhadap kinerja keuanganpada tahun berjalan dan kinerja keuangan di masadepan jika ukuran kinerja adalah margin laba operasidan return on equity. Nilai tambah modal manusiaberpengaruh negatif terhadap kinerja keuangan padatahun berjalan dan kinerja keuangan di masa depanjika ukuran kinerja keuangan adalah laba per lembarsaham; 4) nilai tambah modal struktural berpengaruhpositif terhadap kinerja keuangan pada tahun berjalandan kinerja keuangan di masa depan jika ukuran kinerjaadalah margin laba operasi, laba per lembar saham, danreturn on equity; dan 5) tingkat pertumbuhan modalintelektual berpengaruh positif terhadap kinerjakeuangan di masa depan jika ukuran kinerja adalah labaper lembar saham. Jika menggunakan ukuran kinerjamargin laba operasi dan return on equity, maka nilaitambah modal manusia berpengaruh negatif terhadapkinerja keuangan di masa depan.

Saran

Implikasi hasil penelitian ini memberikan implikasipenting dalam dunia bisnis, yaitu untuk penciptaanekonomi baru yang berbasis sumber daya pengetahuan.Dengan menggunakan sumber daya berbasispengetahuan, maka perusahaan dapat mengetahuibagaimana cara menggunakan dan mengelola sumberdaya secara efisien dan ekonomis sebagai faktor utamadalam mempertahankan keunggulan kompetitif yangberkelanjutan. Hasil penelitian juga berimplikasi bagipara manajer, Ikatan Akuntan Indonesia, akademisi,investor, dan akuntan untuk menggali lebih dalammengenai modal intelektual, sehingga teori, pengukurandan pengungkapan modal intelektual diperoleh lebihakurat.

Keterbatasan dalam penelitian ini adalahpenelitian ini tidak menggunakan data laporan keuanganperusahaan sektor keuangan tahun 2010 karena terkaitdengan waktu dan ketidaktersediaan data laporankeuangan tahunan perusahaan sektor keuangan tahun2010. Oleh karena itu, penelitian ini hanya dapatmenggunakan data 2005 sampai dengan 2009. Hal yangdapat di kembangkan dan diperbaiki dalam peneliitianini adalah penggunaan data penelitian. Apabila laporankeuangan tahunan perusahaan sektor keuangan tahun2010 sudah tersedia, penelitian selanjutnya sebaiknyamengikutkan data tahun 2010 sebagai data penelitian.

DAFTAR PUSTAKA

Astuti, P.D. dan Sabeni, A. (2005). “Hubungan Intel-lectual Capital dan BusinessPerformance”. Pro-ceeding SNA VII, Solo: 694-707.

Bontis, N.; Keow, W.C.C.; dan Richardson, S. (2000).“Intellectual Capital and Business Performancein Malaysian Industries”. Journal of Intellec-tual Capital. Vol 1, No. 1: 85-100.

Chan, K.H. (2009). “Impact of Intellectual Capital onOrganizational Performance: an Empirical Studyof Companies in The Hang Seng Index”. Jour-nal of Intellectual Capital. Vol. 16, No. 1: 4-21.

123


Chen, M.C.; Cheng, S.J.; dan Hwang, Y. (2005). “AnEmpirical Investigation of The RelationshipBetween Intellectual Capital and Firm’s MarketValue and Financial Performance”. Journal ofIntellectual Capital. Vol. 6, No. 2: 159-176.

Cohen, S. dan Kaimenakis, N. (2007). “Intellectual Capi-tal and Corporate Performance in KnowledgeIntensive SMEs”. Journal of Intellectual Capi-tal. Vol. 14, No. 3: 241-262.

El-Bannany, M. (2008). “A Study of Determinants ofIntellectual Capital Performance in Banks: TheUK Case”. Journal of Intellectual Capital. Vol.9, No. 3: 487-498.

Firer, S. dan Williams, S.M. (2003). “Intellectual Capitaldan Traditional Measures of Corporate Perfor-mance”. Journal of Intellectual Capital. Vol. 4,No. 3: 348-360.

Ghosh, S. dan Mondal, A. (2009). “Indian Software andPharmaceutical Sector Intellectual Capital andFinancial Performance”. Journal of IntellectualCapital. Vol. 10, No. 3: 369-388.

Kamath, G.B. (2007). “The Intellectual Capital Perfor-mance of Indian Banking Sector”. Journal ofIntellectual Capital. Vol. 8, No. 1: 96-123.

__________. (2008). “Intellectual Capital and Corpo-rate Performance in Indian pharmaceutical In-dustry”. Journal of Intellectual Capital. Vol. 9,No. 4: 684-704.

Kujansivu, P. dan Lonnqvist, A. (2007). “Investigatingthe Value and Efficiency of Intellectual Capi-tal”. Journal of Intellectual Capital. Vol. 8, No.2: 272-287.

Kuryanto, B. dan Syafruddin, M. (2008). “PengaruhModal Intelektual Terhadap KinerjaPerusahaan”. Proceeding SNA XI. Pontianak.

Mavridis, D.G. (2004). “The Intellectual Capital Perfor-mance of The Japanese Banking Sector”. Jour-nal of Intellectual Capital. Vol. 5, No. 3: 92-115.

Petty, P. Dan Guthrie, J. (2000). “Intellectual Capital Lit-erature Review: Measurement, Reporting andManagement”. Journal of Intellectual Capi-tal. Vol. 1, No. 2: 155-176.

Pulic, A. (1998). “Measuring The Performance of Intel-lectual Potential in Knowledge Economy”. Pa-per presented at the 2nd McMaster Word Con-gress on Measuring and Managing IntellectualCapital by the Austrian Team for IntellectualPotential.

Riahi-Belkaoiu, A. (2003). “Intellectual Capital and FirmPerformance of US Multinational Firms: A Studyof the Resource Based and Stakeholder Views”.Journal of Intellectual Capital. Vol. 4, No. 2:215-226.

Sabolovic, M. (2009). “Business Performance Analy-sis Via VAICTM.” European Research Studies.Vol. XII, Issue. 3.

Sawarjuwono, T. dan Agustine, P. K. (2003). “Intellec-tual Capital: Perlakuan, Pengukuran danPelaporan (Sebuah Library Research)”. JurnalAkuntansi dan Keuangan. Vol 5, No. 1: 31-51.

Seleim, A.; Ashour, A.; dan Bontis, N. (2007). “HumanCapital and Organizational Performance: AStudy of Egyptian Software Companies”. Jour-nal of Intellectual Capital. Vol 45, No. 4: 789-801.

Shih, K.H.; Chang, C.J.; dan Lin, B. (2010). “AssessingKnowledge Creation and Intellectual Capital inBanking Industry”. Journal of IntellectualCapital. Vol. 11, No. 1: 74-89.

Shiu, H.J. (2006). “The Application of The Value AddedIntellectual Coefficient to Measure CorporatePerformance”. International Journal of Man-agement. Vol. 23, No. 2: 356-365.

Tan, H.P.; Plowman, D.; dan Hancock, P. (2007). “Intel-lectual Capital and Financial Returns of Com-panies”. Journal of Intellectual Capital. Vol. 8,No. 1: 76-95.

124


Ting, I.W.K. dan Lean, H.H. (2009). “Intellectual Capi-tal Performance of Financial Institutions inMalaysia”. Journal of Intellectual Capital. Vol.10, No. 4: 588-599.

Ulum, I.; G, Imam; dan C, Anis. 2008. “Intellectual Capi-tal dan Kinerja Keuangan Perusahaan; SuatuAnalisis Dengan Pendekatan Partial LeastSquares”. Proceeding SNA XI. Pontianak.

Wang, W.Y. dan Chang, C. (2005). “Intellectual Capitaland Performance in Causal Models: EvidenceFrom The Information Technology Industry inTaiwan”. Journal of Intellectual Capital. Vol.6, No. 2, 222-236.

Zeghal, D. dan Maaloul, A. (2010). “Analysing ValueAdded as An Indicator of Intellectual Capitaland Its Consequences on Company Perfor-mance”. Journal of Intellectual Capital. Vol.11, No. 1: 39-60.

125

LABA PERMANEN DAN PERILAKU DIVIDEN: PENGUJIAN KEMBALI MODEL ................. (Perminas Pangeran)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 125-141

ABSTRACT

The purpose of this study is to examine the effect ofpermanent earnings on current dividend behavior. Fol-lowing Garret and Priestley’s model, Error CorrectionModel and Kalman Filter employed to analysing divi-dend behavior of the aggregate stock market. The analy-ses show that dividends convey information aboutpositive shock to current permanent earnings. More-over, the analysis also find evidence that informationabout expected changes in permanent earnings is al-ready captured in lagged stock price change. Mean-while, the analysis find no evidence to support thenotion that dividends signal future permanent earn-ing. Finally, the speed of adjustment of dividends totarget dividend is higher than previously study.

Keywords: permanent earnings, dividend behavior,kalman filter

PENDAHULUAN

Proporsi pembayar dividen di Bursa Efek Indonesiaterus mengalami penurunan selama periode 1990-2002.Data Pasar Modal Indonesia menunjukkan tahun 1991proporsi pembayar dividen sebesar 78% dan puncaknyatahun 1995 sebesar 89%. Setelah periode itu, padaperiode 1996-2002 proporsi pembayar dividen terusmengalami penurunan, berturut-turut 86%, 80%, 29%,20%, 40%, 29%, dan 32%. Kecenderungan ini sejalan

LABA PERMANEN DAN PERILAKU DIVIDEN:PENGUJIAN KEMBALI MODEL GARETT DAN PRIESTLEY

DI BURSA EFEK INDONESIA

Perminas PangeranFakultas Bisnis, Universitas Kristen Duta Wacana

Jalan Dr. Wahidin Sudiro Husodo Nomor 5-25, Yogyakarta, 55224Email: [email protected]

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


dengan hasil penelitian di pasar modal negara majubahwa adanya indikasi penurunan proporsi pembayardividen (Fama dan French, 2001; DeAngelo et al., 2004).Namun demikian para peneliti menunjukkan bahwawalaupun jumlah pembayar dividen terus menurunselama periode itu, namun pembayaran dividen agregatselama periode itu juga terus meningkat. Persoalannyaadalah mengapa beberapa perusahaan tetap membayardividen sementara yang lainnya tidak? Penelitian yangada telah mengajukan berbagai teori penjelasantentang perilaku dividen ini, seperti teori asimetrikinformasi (Bhattacharya, 1979; Miler dan Rock, 1985;dan John dan William, 1984), teori keagenan(Easterbrook, 1984). Hasil penelitian empiris danpenjelasan teoritis yang saling bertentanganmengindikasikan bahwa perilaku dividen ini masih tetapmerupakan teka teki (dividend puzzle) dan perluinvestigasi lebih lanjut.

Sementara itu berbagai model teoritis danempiris, seperti model Lintner (1959) dan Model Marshdan Merton (1987) telah diajukan untuk menjelaskanfenomena peningkatan pembayaran dividen secaraagregat. Walaupun demikian penjelasan tentangperilaku dividen ini masih belum sampai pada suatusimpulan yang jelas tentang mengapa perusahaan tetapmembayar dividen. Hal ini disebabkan karena persoalankedua model baik Lintner (1959) maupun Model Marshdan Merton (1987) masih memiliki kelemahan padamodel empiris dan pengukurannya.

Berbeda dengan model Lintner (1959) dan modelMarsh dan Merton (1987) yang mendasarkan padapartial adjustment model, dalam model Garett dan

126


Priestley (GP) mendasarkan pada error correctionmodel. Model GP ini diklaim dapat mengatasi kelemahanmodel Lintner yang mengabaikan peran biayapenyesuaian ke arah dividen target. Dalam model GP,gerakan penyesuaian ke arah dividen target akanmenurunkan biaya asimetrik informasi dan keagenen.Di samping itu, model GP menambah laba permanensekarang yang diabaikan pada model Marsh danMerton yang hanya memasukkan laba permanen yangdiukur dengan harga saham berkelambanan (laggedstock price). Dasar pemikiran memasukkan baik labapermanen dan harga saham berkelambanan adalahbahwa kejutan atau goncangan atas laba permanensekarang, yang sudah diketahui para manajer tetapibelum oleh pasar, tidak dapat disampaikan kepada pasardalam model Marsh dan Merton.

Pengujian terhadap model keperilakuan dividenagregat ini penting untuk beberapa alasan, yaitu 1)setiap analisis tentang dampak keputusan dividenpara manajer tergantung pada asumsi model perilakudividen. Beberapa model perilaku dividen yang berbedatelah digunakan untuk menyimpulkan asimetrikinformasi dan konflik keagenan (Dewenter dan Warther,1998) dan menentukan apakah dividen memainkanperan sinyal informasi laba (Kao dan Wu, 1994); 2)volatilatas tinggi atas harga saham tergantung padamodel asumsian perilaku dividen agregat. Di sampingitu, model perilaku dividen agregat juga bermanfaatuntuk mendeteksi karakteristik pembayaran dividenyang mungkin tidak terungkap pada level perusahaanindividual. Lebih lanjut, dalam hal ini Marsh dan Merton(1987) berargumen bahwa perusahaan tidak mungkinmembuat keputusan dividen yang independen darikeputusan perusahaan lainnya dalam industri yangsama.

Sama seperti model GP, penelitian inimemperkenalkan kembali model keperilakuan kebijakandividen. Model ini memperhitungkan perubahandividen dalam merespon goncangan (shock) sekarangterhadap laba permanen dan perubahan harga masalalu yang memproksi laba permanen sekarang dan yangakan datang. Selain itu, penelitian ini jugamemperkenalkan pengukuran laba permanen yang dapatdiekstrak dari laba observasi. Model inimengestimasikan runtun laba permanen yang takterobservasi sebagai suatu ekstraksi sinyal,berdasarkan pendekatan Kalman filter.

Model keperilakuan dividen yang diusulkanGarett dan Priestley (2000), menjelaskan bahwa paramanajer menyesuai ke arah tingkat dividen target.Penyesuaian ke arah dividen target dan penyimpangandari dividen target akan menimbulkan biaya. ModelGarett dan Priestley menghubungkan biayapenyimpangan dividen dari target dividen denganmengkombinasikan biaya keagenan (Rozeff, 1982) danasimetrik informasi (Bhattacharya, 1979). Olehkarenanya para manajer berusaha menetapkan tingkatdividen optimal yang meminimumkan biaya ini. Dalammodel Garett dan Priestley gerakan ke arah dividen tar-get akan menurun biaya keagenan dan asimetrikinformasi.

Penelitian ini bertujuan secara spesifik mengujiapakah perubahan dividen memberi sinyal di masasekarang dan atau masa akan datang yang tercerminpada perubahan laba permanen sekarang dan labapermanen yang akan datang serta goncangan takterduga sekarang pada laba permanen baik dalamjangka pendek maupun jangka panjang. Hasilpengujian model ini diharapkan mampu memberipenjelasan tentang motivasi perusahaan membayardividen di Indonesia.


Rozeff (1982) mengajukan model teori keagenan untukmenjelaskan perilaku dividen. Model ini menjelaskanbahwa peningkatan dividen akan menurunkan biayakeagenen ekuitas, tetapi menaikkan biaya pendanaaneksternal. Artinya, dividen tinggi mengurangi biayakeagenen sehingga meningkatkan kinerja dan kekayaanpemegang saham, namun mengurangi kemampuanperusahaan memanfaatkan peluang investasi. Olehkarena itu, perusahaan mencari dana eksternal untukmendanai investasi yang ada dan yang akan datang.Teori keagenan menjelaskan bahwa perusahaanmenetapkan rasio pembayaran dividen yang lebihrendah ketika mereka mengalami pertumbuhanpendapatan yang lebih tinggi. Hal ini barangkali terjadikarena pertumbuhan ini memerlukan pengeluaraninvestasi yang lebih tinggi. Penjelasan ini mendukungpandangan bahwa kebijakan investasi mempengaruhikebijakan dividen. Alasannya adalah biaya eksternalmahal. Namun demikian, perusahaan menetapkan rasiopembayaran dividen yang lebih rendah pada saat

127

LABA PERMANEN DAN PERILAKU DIVIDEN: PENGUJIAN KEMBALI MODEL ................. (Perminas Pangeran)

perusahaan memiliki koefisien beta yang lebih tinggi.Hal ini dimungkinkan karena beta yang lebih tinggiadalah refleksi adanya operating leverage dan finan-cial leverage yang lebih tinggi. Bukti ini mendukungpandangan bahwa pembayaran dividen adalah bebankuasi tetap sebagai pengganti beban tetap lainnya. Halini terjadi karena perusahaan dengan pembayaranbeban tetap yang tinggi menurunkan dividen untukmenghindari biaya pendanaan eksternal.

Sementara itu, perusahaan menetapkanpembayaran dividen yang lebih tinggi pada saat in-sider memegang porsi ekuitas yang lebih kecil dan/atau pemegang saham eksternal yang lebih besar.Penjelasan ini mendukung pandangan bahwapembayaran dividen adalah bagian dari paketpengikatan atau monitoring yang optimum danberfungsi untuk biaya keagenan. Perusahaan denganinvestasi yang lebih besar memiliki pembayaran dividenyang lebih rendah.

Teori atau model keagenan mendasarkan padaasumsi bahwa pembayaran dividen kas disertai denganperolehan dana eksternal untuk mendanai investasiyang ada dan yang akan datang. Hal ini berartiperusahaan mendanai dividen dengan dana baru adalahmahal. Secara ringkas, biaya keagenan dan transaksiberkaitan dengan ekuitas eksternal. Berkaitan denganbiaya keagenan, pemegang saham yang rasionalmenginginkan manajemen untuk meminimumkan biayakeagenan berkaitan dengan pendanaan sekuritaseksternal. Sementara itu, biaya transaksi mendasarkanpada anggapan bahwa pemegang saham yang rasionalmenginginkan manajemen untuk meminimumkan biayatransaksi berkaitan dengan pendanaan sekuritaseksternal. Jika biaya keagenan turun karenapembayaran dividen meningkat, dan jika biaya transaksipendanaan meningkat ketika pembayaran dividen naik,maka minimisasi jumlah kedua biaya ini menghasilkantitik optimum bagi perusahaan. Jika perusahaan memilikipertumbuhan berprospek tinggi dan hal ini memerlukandana, “biaya transaksi” akan meningkat sejalan denganmeningkatnya rasio pembayaran dividen. Di sisi lain,jika perusahaan dimiliki sebagian besar oleh pemegangsaham eksternal maka “biaya keagenan” meningkatketika pembayaran dividen menurun.

Lebih lanjut, Dewenter dan Warter (1998)menyatakan bahwa berbagai model dividen telahmengeksplorasi pengaruh konflik keagenan terhadap

perilaku dividen. Teori keagenan memfokus padainsentif yang berbeda bagi para manajer dan pemegangsaham dan peran dividen sebagai mekanismependisiplinan. Dengan mengurangi free cash flow,dividen memaksa para manajer untuk menyerahkanpada displin pasar keuangan. Teori ini memprediksibahwa perubahan dividen seharusnya berhubunganpositif dengan return saham perusahaan karena leveldividen yang lebih tinggi mengurangi kecenderunganpara manajer untuk memboroskan kelebihan kas (freecash). Selain itu, Easterbrook (1984) juga mengusulkanbahwa pertimbangan biaya keagenan dapatmenjelaskan tentang perataan dividen (dividendsmoothing). Dalam hal ini fungsi pertama dividenadalah untuk mempertahankan perusahaan dalam pasarmodal. Dengan demikian, diharapkan adanya korelasikuat antar laba jangka pendek dan dividen.

Alternatif lain teori penjelasan mengapaperusahaan membayar dividen adalah teori asimetrikinformasi. Model pembayaran dividen dikembangkansebagai respon yang memaksimunkan value terhadapasimetrik informasi antara manajer dan pemegangsaham. Model ini didasarkan pada pemikiran, bahwapara manajer perusahaan dengan prospek keuanganyang sangat baik tidak dapat menyampaikan informasidengan tanpa biaya dan dapat dipercaya kepadapemegang saham, karena tindakan tanpa biaya jugadapat ditiru oleh perusahaan yang lemah. Ketika parainvestor mengerti insentif dari perusahan lemah untukmeniru perusahaan yang lebih kuat, investor tidak akanpercaya terhadap setiap pengumuman publik, semuaperusahaan dalam pandangan investor dikelompokkandalam satu kelas kualitas rata-rata, (Megginson,1997:379).

Untuk mengatasi kegagalan pasar ini,perusahaan yang kuat memiliki insentif untukmenggunakan sinyal yang mahal, tetapi dapatmenghasilkan. Kemahalan ini menghalangi perusahaanlemah untuk meniru perusahaan yang kuat. Pembagiankas adalah mahal bagi perusahaan yang membayardividen, karena kedua perusahaan (kuat dan lemah)harus menghasilkan kas yang cukup untuk mendukungdividend payout yang tinggi secara permanen, dankarena pembayaran kas keluar dapat mencegahpendanaan pada kesempatan investasi NPV positif.Dividen berguna sebagai sinyal yang mahal dari nilaiperusahaan dalam pasar yang dicirikan dengan asimetrik

128


informasi antara manajer dan pemegang saham, namundividen ini tetap ada karena merupakan cara palingmahal untuk menyampaikan perbedaan kualitas yangterpercaya antara perusahaan dan investor(Megginson, 1997:379).

Dalam dunia yang dicirikan dengan adanyaasimetrik informasi, cash dividend berguna sebagaipemancar informasi yang dapat dipercaya dari insiderkorporat (officer dan direktur) kepada pemegang sahamperusahaan. Ketika perusahan mulai membayar dividen,tindakan ini menyampaikan keyakinan manajemen,bahwa perusahaan sekarang adalah cukup profitableuntuk mendanai proyek investasinya dan membayardengan kas. Di samping itu, pembayaran deviden jugamenyiratkan bahwa manajemen adalah yakin bahwa labaakan cukup tinggi di masa yang akan datang untukmendukung tingkat pembayaran yang baru diadopsi.Peningkatan dividen menunjukkan suatu peningkatanyang permanen dalam tingkat profitabilitas yang nor-mal (Megginson, 1997:373). Ada banyak dukunganempris bagi peran informasi dari pembayaran dividen(Lintner, 1956; Fama and Bibiak, 1968; Aharony andSwary, 1980). Megginson (1997: 374) menyimpulkanbahwa pasar bereaksi terhadap pengumumanperubahan dividen dalam cara yang sistematik dandapat diprediksi yang konsisten dengan hipotesisbahwa dividen menyampaikan informasi yang relevandalam pasar yang dicirikan dengan asimetrik informasi.

Gagasan bahwa perubahan dalam dividenmemiliki kandungan informasi adalah suatu yang sudahlama berlangsung. Model asimetrik informasi menurutDewenter dan Warter (1998) menunjukkan bahwamanajer mengetahui lebih dari pada para investortentang prospek perusahaan dan mengungkapkaninformasi bagi pasar. Hal ini menyiratkan bahwapengumuman perubahan dividen seharusnyaberhubungan positif terhadap return saham dari tingkatdividen yang lebih tinggi memberi sinyal laba yangsekarang atau yang akan datang lebih tinggi. Sejumlahstudi melaporkan bahwa excess return yang signifikansekitar pengumuman perubahan dividen, dividen positif(negatif) berkaitan dengan perubahan dividen yangpositip (negatif).

Asimetrik informasi juga membantu menjelaskankeengganan manejer untuk mengubah dividen. Lintner(1956) menyatakan bahwa para manajer sangat engganuntuk menurunkan dividen karena takut mengirim sinyal

negatif dan enggan meningkatkan dividen karena takutmenurunkan dividen di masa yang akan datang.Penelitian Lintner (1956) tentang kebijakan dividenmenekankan bahwa perusahaan hanya meningkatkandividen apabila manajemen percaya bahwa labameningkat secara permanen yang berarti peningkatandividen menyiratkan suatu pergeseran dalam distribusilaba dalam persepsi manajemen. Perubahan dalamdividen menjelaskan bahwa laba adalah tidak mungkinturun. Miller dan Modigliani menyatakan secaraeksplisit bahwa dividen dapat menyampaikan informasitentang arus kas di masa yang akan datang apabilapasar tidak tidak sempurna (Benartzi dkk., 1997).

Perusahaan yang meningkatkan dividend pay-out adalah sinyal bahwa perusahaan memiliki arus kasharapan yang akan datang adalah cukup besar untukmemenuhi pembayaran utang dan dividen tanpameningkatkan probabilitas kebangkrutan. Nilaiperusahaan meningkat karena dividen adalah sebagaisinyal bahwa perusahaan diharapkan memiliki arus kasyang akan datang lebih tinggi secara permanen(Copelan dan Weston, 1992:564).

Efek pengumuman pada kesejahteraanpemegang saham tergantung pada “earning surprise”.Dengan demikian dapat berharap bahwa perubahanyang tidak terduga dalam earning akan berkorelasidengan perubahan harga saham. Miler dan Rockmenunjukkan bahwa pengumuman laba, dividen, danpendanaan adalah berkaitan erat. Dengan demikian,earning surprise dan dividend surprise dapatmenyampaikan informasi yang sama. Peningkatan yangtak terduga pada dividan akan meningkatkankesejahteraan pemegang saham. Penerbitan tak terdugadari ekuitas dan utang baru akan diinterpretasikansebagai berita buruk tentang prospek perusahaan.

Garett dan Priestly (2000) mengkombinasikanteori keagenan dan asimetrik informasi dalam modelkeperilakukan dividen. Model keperilakuan dividenyang diusulkan Garett dan Priestley menjelaskan bahwapara manajer menyesuai ke arah tingkat dividen target.Penyesuaian ke arah dividen target dan penyimpangandari dividen target akan menimbulkan biaya. Modelnyamenghubungkan biaya penyimpangan dividen dari tar-get dividen dengan mengkombinasikan biayakeagenan (Rozeff, 1982) dan asimetrik informasi(Bhattacharya, 1979). Oleh karenanya para manajerberusaha menetapkan tingkat dividen optimal yang

129


meminimumkan biaya ini. Dalam model Garett danPriestley gerakan ke arah dividen target akan menurunbiaya keagenan dan asimetrik informasi.

Model teroritis dalam Gambar 1 memandangperubahan dividen sebagai respon para manajer yangoptimal untuk meminimunkan biaya penyesuaianterhadap desired payout ratio. Dividen memberi sinyalatau informasi tentang laba permanen. Laba permanenini dibagi dalam dua level, yaitu 1) laba permanensekarang tak terduga (ΔΔΔΔΔet*) yang memberikan informasitentang goncangan tak terduga pada laba permanensekarang; dan 2) laba permanen dengan proksiperubahan harga masa lalu (ΔΔΔΔΔp1-t) yang dapat memberiinformasi tentang perubahan laba permanen harapansekarang dan yang akan datang.

Brickley (1983), Healy dan Palepu (1988), danAharony dan Dotan (1994) memberi bukti bahwapeningkatan dividen mengarah kepada peningkatanlaba yang akan datang. Berikutnya, Fama dan French(1998a; 1998b) menyatakan bahwa variabel-variabelyang memproksi laba yang diharapkan di masa akandatang adalah relevan untuk menjelaskan pembayarandividen (dividend payouts) sekarang. Kao dan Wu(1994) menemukan bukti marginal tentang dividensebagai pemberi sinyal (signaling) denganmenggunakan model Marsh dan Merton. Hasilnya

menunjukkan bahwa perubahan dividen memberi sinyalsignifikan pada laba perusahaan di masa yang akandatang dan hal ini mencerminkan praktik dividensmoothing. Hasil penelitian Kao dan Wu membuktikanada hubungan yang postif antara perubahan yang takterduga pada dividen dan laba permanen danhubungan ini nampaknya berkorelasi dengan atributperusahaan tertentu. Bernheim dan Wantz (1995) jugamenemukan bukti dukungan atas penjelasan dividensebagai sinyal daripada penjelasan keagenan.

Hasil penelitian Garret dan Priestley (2000)menunjukkan bahwa kebijakan dividen memberiinformasi tentang goncangan positif pada labapermanen sekarang dan juga menunjukkan bahwaperubahan laba permanen harapan, dipengaruhi olehperubahan harga berkelambanan, tetapi perubahandividen tidak memberi sinyal tentang laba permanenyang akan datang. Selain itu, penelitiannyamenunjukkan tingginya speed of ajustment of dividendterhadap dividen target. Selanjutnya, penelitianBenartzi dkk. (1997) menyatakan bahwa perubahandividen memberi informasi tentang tingkat labasekarang dan laba masa lalu. Pernyataan inimenunjukkan bahwa dividen akan merespon baik hargadi masa lalu, sesuai dengan model Marsh dan Merton(1987) dan berfungsi sebagai peramalan atas laba

Gambar 1Model Teoritis Laba Permanen dan Perilaku Dividen

FUTUREe* 1+t

PERMANENT

e*EARNING

e

TRANSITORY, u

e* 1+t

CURRENTe* t

EXPECTEDΔΔΔΔΔ p1+t

UNEXPECTEDΔΔΔΔΔ et*

H1c

H1b

H1a

DESIREDDIVIDEND

130


permanen sekarang dan yang akan datang, maupunlaba permanen sekarang yang tak terduga.Berdasarkan harapan teoritis dan hasil empirissebelumnya dapat dirumuskan hipotesis sebagaiberikut:H1a: Goncangan tak terduga (unexpected shock) pada

laba permanen sekarang berpengaruh padaperubahan dividen sekarang.

H1b: Perubahan laba permanen sekarang yangdiharapkan berpengaruh pada perubahan dividensekarang.

H1c: Perubahan laba permanen yang akan datangberpengaruh pada perubahan dividen sekarang.

Data yang digunakan dalam penelitian ini adalahdata sekunder yang berasal dari berbagai sumber, yaitu1) Indonesian Capital Market Directory; 2) Indone-sian Securities Market Database; 3) Jakarta StockExchange statistic Monthly; dan 4) Jakarta Stock Ex-change Statistic Fact Book. Pemilihan sampelmenggunakan metode purposive sampling dengan tipejudgement sampling. Kriteria sampel penelitian yangdigunakan untuk memilih sampel adalah denganmendasarkan pada prosedur sebagai berikut, yaitu 1)perusahaan manufaktur dan jasa yang terdaftar di BursaEfek Jakarta selama periode 1991 sampai dengan 2002;2) perusahaan yang melakukan pembayaran cash divi-dend selama periode 1991 sampai dengan 2002; dan 3)emiten memiliki data yang lengkap selama periode 1991sampai dengan 2002.

Model empiris keperilakuan dividenmendasarkan pada Error Correction Model (ECM).Menurut Garret dan Priestley (2000) dividen targetmerupakan suatu fungsi dari laba permanen dan hargamasa lalu sehingga dt* = ¦(p1-t, et*), di mana et*merupakan log dari laba permanen. Denganmengasumsikan bahwa log dividen target adalah fungsilinear dari log atas harga dan log atas laba permanenmaka model empiris dapat ditulis sebagai berikut (Gar-ret dan Priestley, 2000):

Δdt = γ0 + γ1 Δp1-t + γ2 Δet* +γ3 (dt-1 - π1pt-2 - π2 e*t-1) + εt (1)

Δdt = γ0 + γ1 Δp1-t + γ2 Δet* + γ3 ECMt + ε (2)

Keterangan:Δp1-t, perubahan harga saham menunjukkan suatu

peramalan perubahan laba permanen harapan, Δet*menunjukkan goncangan (shock) sekarang terhadaplaba permanen, (dt-1 - π1pt-2 - π2 e*t-1), menunjukkanpenyimpangan jangka pendek dari rasio pembayarandividen target (target dividend payout ratio) jangkapanjang, dan εt adalah white noise error term. Tidakseperti model sebelumnya, model Garett dan Priestleyini memandang perubahan dividen sebagai responyang optimal dari manajer untuk meminimunkan biayapenyesuaian terhadap desired payout ratio yangmemungkinkan informasi tentang laba permanen dibagidalam dua level: Δet* memberikan informasi tentanggoncangan tak terduga (unexpected shock) pada labapermanen sekarang; Δp1-t dapat memberi informasitentang perubahan laba permanen harapan sekarangdan yang akan datang.

Garret dan Priestley (2000) berpendapat bahwapara manajer mungkin mengubah dividen dalammerespon laba permanen sekarang. Persoalannyaadalah model sebelumnya tidak memiliki ukurangoncangan seperti pada laba permanen. Untukmengatasi persoalan ini, Garret dan Priestleymengusulkan suatu teknik pengukuran laba permanenyang diekstraks dengan menggunakan pendekatanKalman Filter. Secara teoritis laba perusahaan terdiridari dua komponen, yaitu permanen (et*) dan transi-tory (ut).

et = et* + ut (3)

dimana et (log laba aktual) adalah penjumlahandari log laba permanen dan log laba transitori. Untukmelengkapi model, perlu menentukan persamaan yangmenentukan evolusi dari laba permanen yang tidakdapat diobservasi. Spesifikasi umum persamaan menjadisebagai berikut:

et* = e*t-1 + bt-1 + vt (4)

bt = bt-1 + ht (5)

Persamaan ini menyatakan bahwa labapermanen berkembang sebagai random walk dengantrend yang berubah. Untuk mengekstrak suatupengukuran laba permanen, persamaan 3, 4, dan 5 akandiperlakukan sebagai definisi model komponen yangtak terobservasi. Komponen ini diestimasikan melalui

131


pendekatan model Kalman filter.Harga pasar (Pt) dalam tulisan ini menggunakan

data IHSG sebagai proksi laba permanen (et*). Secaramatematik perhitungan return pasar saham relatif Rt =Pt/Pt-1. Return pasar saham relatif digunakan sebagailaba orservasi. Alasannya harga (Pt) sebagai proksi labapermanen sesuai dengan penelitian Marsh dan Merton(1987) yang membuktikan bahwa harga sahammerupakan proksi terbaik untuk laba permanendibandingkan laba akuntansi. Selanjutnya, Kao danWu (1994) menjelaskan bahwa secara konseptual labapermanen (et*) adalah apa yang para manajer ketahuitentang prospek yang akan datang dan mencobamenyampaikan sinyal dengan pembagian dividen, dt.Harga mencerminkan apa yang pasar pelajari melaluidividen dan sumber informasi lainnya tentang labapermanen, et*. Laba permanen tidak dapat diobservasi,oleh karenanya harga pasar, Pt, berguna sebagai proksiyang tepat bagi informasi pribadi para manajer tentangprospek perusahaan (et*). Dalam penelitian selanjutnyalaba permanen diberi simbol EPMT.

Dalam penelitian harga diberi simbol P. Indekharga (Pt) adalah diukur dengan indek harga sahamgabungan (IHSG) di Bursa Efek Jakarta. Penelitian inimenggunakan indek harga saham gabungan. Hargapasar Pt, berguna sebagai proksi yang tepat bagiinformasi pribadi para manajer tentang prospekperusahaan. Dalam penelitian ini, Disired Dividen danDividen Aktual atau dt diberi simbol DIV. DesiredDividen adalah tingkat dividen yang tidak dapatdiobservasi yang para manajer miliki dan untukmemancarkan informasi dalam, jika tidak ada kendalalain. Dividen aktual adalah adalah tingkat dividenobservasi yang sesungguhnya perusahaan bayar.Dividen (dt ) agregat didefinisikan sebagai penjumlahanpembayaran dividen kas pada periode bulan tertentu(Marsh dan Merton,1987) untuk semua perusahaanmanufaktur dan jasa yang terdaftar Bursa Efek Jakarta,selama periode 1990 sampai dengan 2002. Secaramatematis:

NDividen Per Share agregat (DIV) adalah ∑ (di,t/ Pi,t),

i=1

dimana, i = perusahaan ke-i sampai dengan perusahaanke-n pada suatu periode bulan tertentu.

HASIL PENELITIAN

Isu penting tentang hubungan target dividen adalahharus stasioner, jika para manajer memiliki kebijakanpenyesuaian ke arah target. Hal ini berarti hubungantarget harus merupakan cointegrating vector (Garrettdan Priestley, 2000). Berdasarkan itu langkah pertamadalam analisis perilaku dividen seharusnya mengujiapakah ada kointegrasi di antara variabel-variabel yangdiuji, yaitu Dividen (DIV), Harga (P), dan laba permanen(EPMT).

Analisis data dimulai dengan uji akar dan ujiderajad integrasi. Uji akar-akar unit dapat dipandangsebagai uji stasionaritas data. Pengujian akar-akar unitdalam analisis runtun waktu perlu dilakukan untukmemenuhi validitas analisisis ECM. Uji tersebutdimaksudkan untuk mengamati apakah koefisientertentu dari model autoregresif yang ditaksir memilikinilai satu atau tidak. Uji akar-akar unit yang digunakandalam penelitian ini, menggunakan uji Dickey Fuller(DF) dan Uji Augmented Dickey Fuller (ADF). Nilai DFdan ADF hitung tersebut dibandingkan dengan nilai DFdan ADFtabel, untuk mengetahui ada tidaknya akar-akarunit. Kriteria pengujian adalah, jika nilai DF (ADF)hitung lebih kecil daripada nilai DF (ADF) tabel, makadata tidak stasioner, sebaliknya jika nilai DF (ADF)hitung lebih besar daripada nilai DF (ADF) tabel makadata stasioner.

Pada dasarnya uji derajat integrasi merupakanperluasan uji akar-akar unit. Apabila ternyata denganuji akar-akar unit ditemukan bahwa data yang diamatibelum stasioner maka perlu dilakukan uji derajatintegrasi. Uji ini dilakukan untuk melihat pada derajatatau diferensi keberapa data yang diamati akanstasioner. Untuk uji derajat integrasi, apabila nilai hitungmutlak DF dan ADF lebih kecil daripada nilai kritismutlak (pada α = 1%), maka variabel tersebut tidakstasioner, sebaliknya jika nilai hitung mutlak DF danADF lebih besar daripada nilai kritis mutlak (pada α=1%),maka variabel tersebut stasioner.

Hasil pengujian stasioneritas data, uji akar-akarunit, dan uji derajad integrasi yang dilakukan terhadapsemua variabel dalam penelitian ini disajikan pada Tabel1.

132


Berdasarkan Tabel 1, terlihat bahwa hampirsemua variabel stasioner pada ordo nol, I(0) pada nilaikritikal, α= 1%, kecuali variabel harga (P) tidak stasionerpada semua nilai kritikal. Oleh karena itu, variabel harga(P) diuji derajad integrasinya dan ternyata stasionerpada I (1) pada nilai kritikal α= 1%. Setelah terpenuhinyauji stasioneritas data berdasarkan uji akar-akar unitdan uji derajad integrasi, maka langkah selanjutnyaadalah melakukan uji kointergasi. Tujuan utama ujikointegrasi adalah untuk mengkaji apakah residualregresi kointerasi stasioner atau tidak(Insukindro,1992:263). Pengujian ini sangat pentingapabila ingin dikembangkan suatu model dinamis,khususnya model koreksi kesalahan atau error cor-rection model (ECM), yang mencakup variabel-variabelkunci pada regresi kointegrasi terkait. Hal ini dilakukankarena ECM konsisten dengan konsep kointegrasi

(Granger, 1986, Engle dan Granger, 1987, Insukindro,1992:263).

Untuk melakukan uji kointegrasi ini harusdiyakini terlebih dahulu apakah variabel-variabel yangterkait dalam pendekatan ini mempunyai derajatintegrasi yang sama atau tidak. Pada umumnyapembahasan mengenai isu terkait lebih memusatkanperhatiannya pada variabel yang berkointegrasi nol [(0)]atau satu [(1)]. Uji statistik yang umumnya digunakandalam pendekatan ini adalah uji CRDW (CointegratingRegression Durbin Watson), DF (Dickey-Fuller), danADF (Augment Dickey-Fuller). Untuk menghitungstatistik CRDW, DF, dan ADF ditaksir regresikointegrasi dengan metode kuadrat terkecil biasa (OLS).Hasil uji kointergasi berdasarkan metode CRDW, DF,dan ADF disajikan pada Tabel 2.

Variabel Uji Akar-Akar Unit Uji Derajat Integrasi DF ADF DF ADF

DIV P EPMT LDIV LP LEPMT

-8.099461* -2.972408** -8.706440* -7.161010* -2.893362** -7.844380*

-8.122538* -3.051112 -8.705356* -7.194909* -3.033873 -7.912704*

-12.90648* -8.937713* -13.36940* -10.39105* -9.006245* -12.98648*

-12.86513* -8.900582* -13.32684* -10.35506* -8.972530* -12.93829*

Tabel 1Hasil Uji Akar-akar Unit dan Uji Derajat Integrasi Berdasarkan DF dan ADF

Terhadap Variabel DIV, P, EPMT, LDIV, LP, LEPMT

*Signifikan pada critical value, a = 1 %**Signifikan pada critical value, a = 5 %***Signifikan pada critical value, a = 10 %

Tabel 2Hasil Uji Kointegrasi

Pada Variabel DIV, LDIV, P, LP, EMPT, LEMPT pada lags interval 1 (1)

Likelihood 5 Percent 1 Percent HypothesizedEigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s)

0.415205 218.8944 94.15 103.18 None **0.385454 156.6611 68.52 76.07 At most 1 **0.306942 100.1841 47.21 54.46 At most 2 **0.267619 57.65365 29.68 35.65 At most 3 **0.126065 21.52500 15.41 20.04 At most 4 **0.049542 5.894078 3.76 6.65 At most 5 *

*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance levelL.R. test indicates 6 cointegrating equation(s) at 5% significance level

133


Hasil uji kointegrasi ini menunjukkan bahwa nilairesidu yang didapat ternyata semua variabelterkointegrasi pada ordo satu I (1). Hasil uji kointegrasiini mengindikasikan bahwa dividen benar-benarmenyesuai ke arah target jangka panjang. Hasil uji inimenunjukkan bahwa harga maupun laba permanenmerupakan variabel penting dalam hubungan jangkapanjang.

Analisis berikutnya tentang pemilihan bentukmodel empiris. Tujuannya adalah untuk menentukanapakah model empiris dalam bentuk linier tanpa logataukah dalam bentuk log linier. Hal ini penting terutamadalam hubungannya dengan tujuan dari penelitian ini.Pendekatan yang digunakan adalah MetodeMacKinnon, White dan Davidson (1980), atau lebihdikenal dengan MWD Test untuk menentukan modelregresi, tanpa log linier ataukah log-linier. Model yangakan diuji adalah membandingkan di antara dua modelfungsi dividen agregat perusahaan yang terdaftar diBursa Efek Jakarta, yaitu antara model linier (6) dan loglinier (7) berikut ini:

DIV=a0 + a1Pt+ a2EPMTt + Ut (6)

LDIV=b0 + b1LPt+ b2LEPMTt + Vt (7)

Dimana parameter a1, a2, b1 dan b2, dianggapberpangkat 1, DIV dan LDIV adalah variabel dependen,variabel Pt dan EPMTt adalah variabel independen,sedangkan Ut dan Vt adalah variabel gangguan (dis-turbance error).

Hasil uji MWD disajikan pada Tabel 3.Berdasarkan hasil uji MDW melalui regresi persamaan(6) dan (7) maka dapat disimpulkan bahwa tidak

ditemukan adanya perbedaan yang berarti antara keduabentuk fungsi model empiris (linier dan log linier),dengan derajat kepercayaan 95% (α=5%). Bentukfungsi model emperis linier maupun log linier adalahindependen, karena baik Z1 maupun Z2 tidak signifikansecara statistik sehingga bebas memilih di antara keduamodel tersebut.

Langkah berikutnya adalah memilih modelempiris terbaik. Untuk memilih manakah di antarabeberapa model yang akan dipilih sebagai model terbaikyang akan diestimasikan, digunakan seleksi kriteriamodel dengan membandingkan 4 model sebagai berikut:

Model 1, DIV = a0 + a1Pt+ a2EPMTt + U (8)

Model 2, LDIV = b0 + b1LPt+ b2LEPMTt + V (9)

Model 3, DDIV = γ0 + γ1DPt-1+γ2DEPMTt + γ3 ECMt (10)

Model 4, DLDIV = γ0 + γ1DLPt-1+γ2DLEPMTt + γ3 ECMt (11)

Rangkuman hasil estimasi dan uji keempat modeldengan seleksi kriteria model dan uji diagnostikdisajikan pada Tabel 4. Uji diagnostik ini dimaksudkanuntuk melakukan pengujian apakah hasil estimasi darimodel yang diamati memenuhi asumsi dasar linear klasikataukah tidak. Apabila asumsi dasar terpenuhi, makaestimator yang diperoleh dari koefisien regresi akanbersifat best linear unbiased estimator). Dalam tulisanini uji diagnostik yang akan dilakukan adalah terdiridari uji non autokorelasi, uji homoskedastisitas, ujilinearitas, dan uji normalitas. Uji non autokorelasi

Tabel 3Hasil Uji MWD

Variabel Dependen: DIV Variabel Dependen: LDIVKonstanta -834.0342 Konstanta 7.106885

(-0.233239) (2.393991)P -0.444833 LP -0.075131

(-0.115402) (-0.159648)EPMT 1544.429 LEPMT 2.529350

(0.878288) (0.878288)Z1 1824.465 Z2 -0.000115

(0.409858) (-0.358665)

134


dilakukan dengan uji Durbin Watson, Uji LagrangeMultiplier (LM Test), Uji Breusch-Godfrey (B-Godfreytest), ARCH test. Uji heteroskedastisitas dapatdilakukan dengan beberapa pendekatan di antaranyauji Park, uji Glejser, uji White, dan uji Breusch-Pagan-Godfrey (BPG). Ada beberapa uji untuk dapatmengetahui normal atau tidaknya faktor gangguan, ì,t,antara lain Jarque-Bera test atau J-B test. Uji inimenggunakan hasil estimasi residual dan chi-squareprobability distribution, (Gujarati, 2003:145-144; Tho-mas, 1997:343-344). Uji linearitas menggunakan RamseyRESET Test, LM test. Hasil uji diagnostik, dengan ujikorelasi serial, dan heteroskedastisitas menunjukkansemua model lolos, sedangkan uji linearitas tidak lolosuntuk model 2. Uji normalitas untuk semua model adalahtidak terpenuhi atau tidak lolos.

Selanjutnya, kriteria seleksi mendasarkan padaR2, Akaike Info Criterion, (AIC), Final Pred. Error(FPE) dan Schwarz Criterion. Berdasarkan keempatmodel tersebut setelah dilihat hasil estimasi dan ujidengan seleksi kriteria model pada Tabel 4, terlihatbahwa R2 tertinggi ada pada model 3 dan diikuti olehmodel 4. Model 3 untuk kriteria Akaike Info Criterion,(AIC), Final Pred. Err, (FPE) dan Schwarz criterionmemiliki nilai paling besar. Kriteria Akaike Info Crite-rion, (AIC), Final Pred. Err, (FPE) dan Schwarz crite-rion yang memiliki nilai paling minimum adalah model 2dan diikuti oleh model 4. Namun demikian, model 4memiliki R2 tertinggi.

Berdasarkan hasil uji kriteria model pada Tabel4, ternyata yang paling banyak menunjukkan indikasimodel yang paling tepat dan unggul adalah model 4,dengan demikian dalam penelitian ini yang dipakaiadalah model 4. Oleh karena itu, rangkuman hasil ujihipotesis berdasarkan persamaan model 4 dan koefisiensubstitusi yang dipilih disajikan dalam Tabel 5:

Berdasarkan hasil estimasi model 4 yang sudahdilakukan dapat dikatakan model ECM sukses dalammengestimasikan faktor-faktor yang mempengaruhiperilaku dividen pada perusahaan yang terdaftar diBursa Efek Jakarta selama periode bulanan 1990-2002.Indikasi awal dari kesuksesan penggunaan model ECMini dapat dilihat dari nilai koefisien error correctionterm dalam model yang ternyata signifikan secarastatistik. Nilai ini sekaligus menunjukkan sahihnyaspesifikasi model yang digunakan dalam penelitian ini.Koefisien error correction term adalah -0.682173 (p-

value = 0,000 < á = 5%). Angka ini menunjukkan bahwaproporsi biaya ketidakseimbangan yang disesuaikandalam perilaku dividen pada periode 1990-2002 sekitar68,22%. Selanjutnya, nilai R2=36,21%, yang berarti36,21% dari variasi variabel perilaku dividen mampudijelaskan oleh variasi himpunan variabel independen.Demikian juga, nilai F= 23.08778, signifikan secarastatistik. Hasil ini menunjukkan bahwa variabel hargaberkelambanan dan laba permanen mempengaruhiperubahan dividen target.

Berdasarkan model 4, hasil penelitianmenunjukkan bahwa koefisien laba permanen adalahpositif dan signifikan (p-value = 0,08 < α = 5 %). Hal iniberarti, goncangan terhadap laba permanen yangsignifikan mengindikasikan bahwa dividen berubahuntuk merespon perubahan laba permanen yang takterduga. Perusahaan tetap mempertahankan proporsiyang besar atas laba permanen sekarang yang takterduga. Hasil penelitian ini mendukung pernyataanhipotesis H1a bahwa perubahan dividen sekarangdipengaruhi oleh goncangan tak terduga (unexpectedshock) pada laba permanen sekarang. Selanjutnya, hasilpenelitian juga menunjukkan bahwa koefisien atasperubahan harga saham berkelambanan (lagged stockprice) (DLPt-1) positif= 2.758925 dan signifikan (p-value= 0,08 α = 10%). Hal ini berarti, perubahan dividensekarang disebabkan oleh perubahan harga di masalalu. Hasil penelitian ini mendukung hipotesis H1bbahwa perubahan dividen sekarang dipengaruhi olehperubahan laba permanen sekarang yang diharapkan.Berikutnya, koefisien error correction term sebesar -0.682173 mencerminkan besarnya speed of adjustment.Hasil ini lebih besar daripada hasil yang dilaporkanGarrett dan Priestley (2000) sebesar -0,3914 dan Marshdan Merton (1987) sebesar -0,085. Hasil ini menyiratkanbahwa perusahaan lebih cepat menyesuaikan untukmencapai dividen target jangka panjang.

Untuk menguji hipotesis H1c, tentang apakahperubahan harga saham berkelambanan (DLPt-1) mampumenangkap informasi tentang perubahan yangdiharapkan pada laba permanen yang akan datang.Dengan mengikuti langkah-langkah yang dilakukanoleh Garrett dan Priestley (2000) maka perlu menetapkan,1) apakah perubahan laba yang akan datang adalahsignifikan jika perubahan harga saham berkelambanandikeluarkan dari model; dan 2) apakah perubahan labayang akan datang itu tetap signifikan ketika perubahan

135


Tabel 4Perbandingan Empat Model Estimasi ECM

Keterangan: * lolos dari uji kriteria model

Variabel DependenModel 1(DIV)

-1346.367(0.6875)-532120(0.5836)3934.805(0.2402)

1560.009833-0.0032820.7497802.28E+09

15.191.430,0515.191.502,0929.236.475,72

1.5806210.005075*

0.413018*

23186.64

1.806377*

Variabel Independen

Konstanta

P

EPMT

LP

LEPMT

DP,t-1

DEPMT

DLP,t-1

DLEPMT

ECM

NR-squared, R2

Adj. R-squared, R2

FRSS

Akaike Info Cr., (AIC)Final Pred. Err, (FPE)Schwarz Cr.Uji Diagnosis1. Korelasi serial

DWχ2 (1)

2. Linearitasχ2 (1)

3. Normalitasχ2 (1)

4. Heteroskedastisitasχ2 (1)

Model 2(LDIV)

7.476490(0.0080)

-0.117506(0.7962)2.556727(0.3745)

1560.005927-0.0088000.402466271.3591

1,811,813,48

1.3875550.040846*

2.938390

10.75258

1.806377*

Model 3(DDIV)

1119.356(0.0009)

12.55212(0.1675)3560.267(0.2933)

-784159(0.0000)

1530.3984180.38630632.893492.18E+09

14.988.078,8314.988.257,4542.673.573,76

1.990750*0.097781*

11.24787*

24981.62

5.113466*

Model 4(DLDIV)

0.514774(0.0003)

2.758925(0.0829)8.041346(0.0087)

-0.682173(0.0000)

1260.3621360.34645123.08778224.6777

1,901,905,35

1.7275170.592400*

2.562950*

24.65953

2.729623*

136


harga saham berkelambanan dimasukkan dalam model.Jika perubahan laba yang akan datang adalah signifikanketika perubahan lagged stock price dikeluarkan dantidak signifikan ketika perubahan harga sahamberkelambanan dimasukkan maka informsi tentangpertumbuhan laba yang akan datang dapat ditangkapoleh perubahan harga saham berkelambanan.

Pengujian tentang apakah perubahan hargasaham berkelambanan (DLPt-1) mampu menangkapinformasi tentang perubahan yang diharapkan padalaba permanen yang akan datang, dilakukan dengandua cara, yaitu 1) pengujian kausalitas, yaitumenggunakan pengujian Granger Causality Test.Dalam hal ini perubahan laba yang akan datang adalahzero pada regresi. Hasil uji kausalitas, granger causal-ity tests disajikan pada Tabel 6. Berdasarkan Tabel 6,hasil uji dengan lag 1 menunjukkan hubungankausalitas dua arah antara perubahan dividen dan

perubahan harga saham berkelambanan, sedangkanhubungan kausal antara laba permanen sekarang(DLEPMTt) dan Dividen (DLDIV) adalah bebas.Hipotesis nol adalah laba permanen yang akan datang,DLEPMT(t+1) tidak mempengaruhi DLDIV, ditolakdan sebaliknya diterima pada α = 5%. Temuan inimengindikasikan bahwa adanya hubungan satu arahlaba permanen yang akan datang terhadap dividensekarang.

2) pendekatan dengan menilai signifikansi darivariabel perubahan laba permanen yang akan datang(DLEPMT,t+1). Hal ini dilakukan dengan cara mengujiapakah λ1 = 0, dan dengan mengeluarkan variabelperubahan harga berkelambanan (DLP,1-t ) dalamregresi:

DLDIV,t = γ0 + γ2 DLEPMT,t + γ3 (ECM)t +λ1 DLEPMT,t+1 (12)

Tabel 5Rangkuman Hasil Estimasi ECM

Tabel 6Uji Kausalitas: Granger Causality Tests

DLDIVt= ¦(DLP,t-1, ) atau DLP,t-1= ¦( DLDIVt,)DLDIVt= ¦(DLEPMT1, ) atau DLEPMT1= ¦( DLDIVt,)

DLDIVt= ¦(DLEPMT1+1, ) atau DLEPMTt+1= ¦( DLDIVt,)

Model 4: DLDIV= γ0 + γ1DLPt-1+ γ2DLEPMTt + γ3 ECMtDLDIV = 0.514774 + 2.758925*DLP1 + 8.041346*DLEPMT -

0.682173*ECM.Hipotesis Variabel Prediksi Koefisien P-Value Simpulan

H1a DLEPMT,t γ2 > 0 8.041346 (0.0087) DidukungH1b DLPt-1 γt-1 > 0 2.758925 (0.0829) Didukung

ECM γ3 < 0 - 0.682173 (0.0000) Didukung

Null Hypothesis: Obs F-Statistic ProbabilityDLP(-1) does not Granger Cause DLDIV 116 4.37634 0.03868DLDIV does not Granger Cause DLP(-1) 6.25599 0.01381DLEPMT does not Granger Cause DLDIV 116 0.02298 0.87979DLDIV does not Granger Cause DLEPMT 0.87972 0.35028DLEPMT+1 does not Granger Cause DLDIV 116 4.90657 0.02876DLDIV does not Granger Cause DLEPMT+1 3.27173 0.07314

137


Tabel 7Ringkasan Hasil Uji Signaling

Keterangan: * lolos dari uji kriteria model*Signifikan pada critical value, α = 1 %**Signifikan pada critical value, α = 5 %***Signifikan pada critical value, α = 10 %

DLDIV,t = γ0 + γ2 DLEPMT,t + γ3 (ECM)t + l1 DLEPMT,t+1DLDIV,t = γ0 + γ1 DLP,1-t + γ2 DLEPMT,t + γ3 (ECM)t + λ1 DLEPMT,t+1

2. Model4(DLDIV)0.519086(0.0002)1.977020(0.2777)

7.678566*(0.0130)

-.0.685333*(0.0000)4.512254(0.3820)

1260.3661690.34521617.47569223.25701.56001.56005.8400

1.6881190.578462*

2.355973*

23.43256

3.764937*

Variabel IndependenVariabel Independen

Konstanta

DLP,t-1

DLEPMT,t

ECMD

LEPMT,t+1

NR-squared, R2

Adjusted R-squared, R2

FRSSAkaike Info Cr., (AIC)Final Prediction Err, (FPE)Schwarz Cr.Uji Diagnosis1. Korelasi serial

DWχ2 (1)

2. Linearitasχ2 (1)

3. Normalitasχ2 (1)

4. Heteroskedastisitasχ2 (1)

1. Model 4(DLDIV)0.500567(0.0004)

-

5.853727*(0.0233)

-0.670410*(0.0000)7.267349(0.1075)

1260.3599420.34420322.86929225.45041.55001.55004.4200

1.6881190.743407*

2.229626*

22.67979

2.977086*

138


Berikutnya, pendekatan dengan menilaisignifikansi dari De*t+1 atau dengan menguji apakah l1= 0, dan dengan memasukkan variabel harga (DLP,1-t )dalam regresi:

DLDIV,t = g0 + g1 DLP,1-t + g2 DLEPMT,t +g3 (ECM)t + l1 DLEPMT,t+1 (13)

Hasil uji signal dengan mempertimbangkanvariabel perubahan harga berkelambanan, DLP,t-1 danperubahan laba permanen yang akan datang DLEPMTt+1, disajikan pada Tabel 7. Pengujian berdasarkan padapersamaan Model 4 dengan tanpa memasukkan variabelperubahan harga berkelambanan DLP,t-1, dan denganmemasukkan λ1 DLEPMT,t+1. Pengujian signifikansidari laba permanen yang akan datang, DLEPMT,t+1dengan menguji apakah l1 = 0 dan denganmengeluarkan variabel harga berkelambanan, (DLP,1-t)dalam regresi. Hasil uji signal pada Tabel 7 menunjukkanadanya arah hubungan yang positip kuat antaraperubahan dividen sekarang dan laba permanensekarang (p-value = 0,0233 < α = 5%). Namun demikian,perubahan laba permanen yang akan datang tidakberpengaruh pada perubahan dividen sekarang (p-value, 0.1075 >α = 5%).

Analisis berikutnya adalah apakah variabel labapermanen yang akan datang, DLEPMT,t+1 memilikisignifikansi jika memasukkan variabel perubahan hargaberkelambanan, Δp1-t, seperti yang disarankan penelitisebelumnya (Marsh dan Merton, 1987; Garett danPriestley, 2000). Untuk itu penelitian ini menilaisignifikansi dari DLEPMT,t+1 dengan menguji apakahλ1 = 0, dan dengan memasukkan variabel perubahanharga berkelambanan (DLP,1-t) dalam model regresi.Berdasarkan Tabel 7 hasil dari pengujian hipotesis inimenunjukkan bahwa laba permanen yang akan datang(DLEPMT,t+1) juga memiliki koefisien yang positif tetapitidak signifikan (p-value, 0.3820 > α = 5%). Hasil inimenunjukkan bahwa perubahan dividen sekarang tidakmemberi informasi tentang perubahan laba permanenyang akan datang. Hasil ini tidak mendukung hipotesisH1c, yang menyatakan bahwa perubahan dividensekarang dipengaruhi oleh perubahan laba permanenyang akan datang. Namun demikian, hasil penelitianmenunjukkan adanya hubungan yang positip kuatantara perubahan dividen sekarang dan laba permanensekarang (p-value = 0.0130 < α = 5%).

PEMBAHASAN

Hasil analisis koefisien model estimasi ECMmenunjukkan bahwa perubahan dividen sekarangdipengaruhi oleh goncangan tak terduga (unexpectedshock) pada laba permanen sekarang. Hasil inimendukung hipotesis H1a. Hasil ini mengungkapkanadanya hubungan semasa antara dividen dangoncangan terhadap laba permanen. Hasil inimengindikasikan dividen sekarang mengandunginformasi tentang kejutan laba permanen sekarang.Hal ini berarti dividen sekarang dapat dikatakan sinyal.Hasil ini konsisten dengan hasil penelitian Garett danPriestley (2000). Demikian juga, hasil analisis regresimembuktikan bahwa perubahan dividen sekarangdipengaruhi oleh perubahan laba permanen sekarangyang diharapkan. Hasil penelitian ini mendukunghipotesis H1b. Hasil ini mengindikasikan bahwaperusahaan hanya meningkatkan dividen apabilamanajemen percaya laba permanen meningkat. Dalamhal ini, dividen sebagai cara untuk mengungkapkaninformasi tentang prospek perusahaan kepada parainvestor. Hasil ini dapat terjadi karena pada saat itusejumlah besar pemegang saham memiliki horisoninvestasi jangka pendek dan adanya keinginanmanajemen untuk menyampaikan signal informasi yangpositif melalui kebijakan dividen. Temuan ini konsistendengan hasil penelitian sebelumnya (Garett danPriestley, 2000; Benartzi dkk., 1997) yang menyimpulkanperubahan dividen sekarang dipengaruhi olehperubahan laba permanen sekarang yang diharapkan.

Sementara itu, hasil uji signaling menunjukkanbahwa perubahan dividen sekarang tidak dipengaruhioleh perubahan laba permanen yang akan datang. Hasilini tidak memberi dukungan pada hipotesis H1c. Hasilpenelitian ini mengindikasikan bahwa perubahandividen sekarang tidak memberi informasi tentangperubahan laba permanen yang akan datang melebihiinformsi yang disampaikan oleh perubahan harga masalalu, tetapi memberi informasi tentang laba permanensekarang. Hasil ini tidak signifikan bisa terjadi karena,pertama, level interaksi antara para manajer danpemegang saham sangat intens. Contoh pembagiandividen di Indonesia ditentukan hanya berdasarkanRUPS. Kedua, kemungkinan horison investasi para in-vestor adalah jangka panjang. Para pemegang sahamyang memiliki horison investasi jangka panjang, tidak

139


tertarik dengan signal dividen jangka pendek karenaasimetrik informasi akan terungkap secara lambat launtanpa peduli atas perubahan kebijkan dividen.

Dalam perspektif Indonesia, hasil uji signalingpenelitian ini juga tidak memberi dukungan terhadapprediksi model asimetrik informasi bahwa dividensebagai cara untuk mengungkapkan informasi tentanglaba permanen yang akan datang tentang prospekperusahaan kepada para investor. Konsisten denganteori asimetrik informasi, perubahan dividenseharusnya memberi sinyal tidak hanya padapeningkatan “laba sekarang” tetapi juga “laba yangakan datang”. Hasil penelitian ini konsisten denganhasil penelitian sebelumnya (Garett dan Priestley, 2000;Benartzi dkk., 1997), yang menyimpulkan perubahandividen sekarang tidak dipengaruhi oleh perubahanlaba permanen yang akan datang. Selain itu, simpulanini sejalan dengan rangkuman penelitian yang dilakukanoleh Miller, 1987 bahwa laba sekarang dan sebelumnyamerupakan variabel penjelas yang lebih baik daripadalaba yang akan datang bagi perilaku dividen.

Koefisien dari error correction term sebesar -0.682173 mencerminkan besarnya speed of adjustment.Hasil ini lebih besar daripada hasil yang dilaporkandalam penelitian Garrett dan Priestley (2000) sebesar -0,3914 dan Marsh dan Merton (1987) sebesar -0,085.Hasil ini menyiratkan bahwa perusahaan di Indonesialebih cepat menyesuaikan dividen target jangkapanjang. Sejalan dengan pandangan Dewenter danWarther (1998) bahwa penyesuaian yang lebih cepatterhadap dividen target mengindikasikan rendahnyapersoalan keagenan. Dalam hal ini, Dewenter danWarther (1998) membuktikan bahwa kecepatanpenyesuaian yang rendah terhadap target dividensebagai akibat dari adanya persoalan keagenan.Dengan demikian, tingginya kecepatan penyesuaianke arah dividen target dalam kebijakan dividen diperusahaan di Indonesia, mengindikasikan kecilnyapersoalan keagenan yang terjadi.

SIMPULAN, KETERBATASAN, DAN SARAN

Simpulan

Berdasarkan model keperilakuan dividen yangdiusulkan Garett dan Priestley (2000), menjelaskanbahwa para manajer menyesuai ke arah tingkat dividen

target. Penyesuaian ke arah dividen target danpenyimpangan dari dividen target akan menimbulkanbiaya. Model ini memperhitungkan dividen berubahdalam merespon goncangan terhadap laba permanensekarang, masa lalu, dan laba yang akan datang.Perubahan harga berkelambanan digunakan sebagaiproksi bagi laba permanen sekarang dan yang akandatang. Hasil penelitian ini mendukung model empiristentang perilaku dividen yang mana dividen targetadalah suatu fungsi dari harga berkelambanan dan labapermanen, mampu memberi penjelasan yang lebih baiktentang perilaku dividen agregat.

Hasil penelitian ini akhirnya menyimpulkanbeberapa simpulan penting, yaitu 1) hasil penelitian inimenunjukkan bahwa perubahan dividen sekarangdipengaruhi oleh goncangan tak terduga (unexpectedshock) pada laba permanen sekarang. Hasil inimengungkapkan adanya hubungan semasa antaradividen dan goncangan (shock) terhadap labapermanen. Demikian juga, hasil analisis regresi modelECM membuktikan bahwa perubahan dividen sekarangdipengaruhi oleh perubahan laba permanen sekarangyang diharapkan. Hasil ini mengindikasikan bahwaperusahaan hanya meningkatkan pembayaran dividenbila manajemen percaya laba permanen sekarangmengalami peningkatan; 2) berdasarkan estimasi modelECM, dalam pengujian signalling, menunjukkan buktibahwa hasil analisis tidak mendukung dugaanperubahan dividen sekarang dipengaruhi olehperubahan laba permanen yang akan datang. Namundemikian, dalam model estimasi ECM ini perubahandividen sekarang tetap dipengaruhi perubahan labapermanen sekarang; 3) koefisien error correction termmencerminkan besarnya speed of adjustment. Hasilpenelitian ini membuktikan bahwa koefisien dari errorcorrection term ini lebih besar daripada hasil yangdilaporkan Garrett dan Priestley (2000) dan Marsh danMerton (1987). Hasil ini menyiratkan bahwa perusahaandi Indonesia lebih cepat menyesuaikan dividen targetjangka panjang. Sejalan dengan pandangan Dewenterdan Warther (1998) kebijakan dividen dalam kasusperusahaan Indonesia, terindikasi menunjukkankecilnya tingkat konflik keagenan yang terjadi.

Keterbatasan dan Saran

Penelitian ini menggunakan periode pengamatan 1991-

140


2002 sehingga fokus hanya pada masa sebelum dansaat terjadi krisis keuangan di Indonesia. Periode inimengabaikan kondisi setelah periode krisis keuangandi Indonesia. Oleh karena itu, penelitian ke depanmembandingkan perilaku dividen pada periode sebelumdan setelah krisis keuangan Indonesia. Selain itu,sampel yang diteliti meliputi seluruh perusahaan yangmembayar cash dividend. Penelitian ini tidakmembedakan jenis industri perusahaan pembayardividen. Oleh karena itu penting dalam penelitianberikutnya mempertimbangkan peran jenis industriperusahaan. Alasannya jenis industri perusahaanmemiliki ketahanan yang berbeda dalam menghadapipersoalan krisis. Penelitian ini belum membedakanperusahaan pembayar dividen ditinjau dari variabelseperti ukuran perusahaan, growth oppotunities, dankemampuan laba perusahaan. Penelitian berikutnyapenting untuk mempertimbangkan faktor ini dalammenganalisis perilaku dividen. Hal ini sejalan denganpendapat DeAngelo, DeAngelo, dan Stulz yangmenyatakan bahwa perusahaan dengan kesempataninvestasi tinggi tetapi labanya rendah merupakankandidat ideal untuk melakukan dividen sebagai sig-nal. Alasannya perusahaan demikian belum mantapsehingga memiliki kesulitan untuk menyampaikanprospek perusahaan ke depan kepada pasar.

DAFTAR PUSTAKA

Aharony , J. and Swary, I. 1980. “Quartely Dividendand Earnings Announcements and Stockhold-ers’ returns: An Empirical Analysis”. JournalOf Finance, 35(1): 1-11.

Aharony, J., and Dotan, A. 1994. “Reguler dividendAnnouncement and Future Unexpected Eaning:An empirical Analysis”. Finacial Review,29:125-151

Bernheim, B.D., and Wantz, A. 1995. “A Taxe BasedTest Of The Dividend Signaling Hyphothesis”.American Economic Review, 85:532-551.

Babbs, H.S. and Nowman, B.K. 1999. “Kalman Filter ofgeneralized Vasicek Term Structure Model”.

Journal Of Finanial and Quantitative Analy-sis, 34(1):115-130.

Benartzi, S, and Michaely, R. and Thaler, R. 1997. “DoChange in Dividends Signal The Future or thePast”. Journal of Finance, 52(3): 1007-1034.

Bhattacharya, S. 1979. “Imperfect Information, Divi-dend Policy, and The Bird In The Hand Fal-lacy”. Bell Journal of Economics, 10:259-270.

Brickley, J.A. 1983. Shareholder Wealth. “InformationSignaling, and The Specially Designated Divi-dend: An Empirical Study”. Journal of Finan-cial Economics, 12:187-209.

Copeland, T.E. dan Weston, J.F. 1988. Dividend Policy:Theory, dalam Copeland, T.E. dan Weston, J.F.Financial Theory and Corporate Policy.Addison Wesley Publishing Company: 544-575.

Copeland, T.E. dan Weston, J.F. 1988. Dividend Policy:Empirical Evidence and Application, dalamCopeland, T.E. dan Weston, J.F. FinancialTheory and Corporate Policy. Addison WesleyPublishing Company: 576-613.

DeAngelo, H., DeAngelo, L., and Skinner, D.J. 2000.“Special dividend and The Evolution of Divi-dend Signaling”. Journal of Financial Econom-ics. 57:309-354.

DeAngelo, H. DeAngelo, L. dan Stulz, R. 2004. “AreDividend Disappearing? DividendConcentartion and the Consolidation Of Earn-ing”. Journal of Financial Economics, 72: 425– 456.

Dewenter, K.L. dan Warther,V.A. 1998. “Dividend,Asymetric Information, and Agency Conflict:Evidence from a Comparison of the DividendPolicies of Japanese and Us Firms”. Journal ofFinance, 53:879-904.

Easterbrook, F.H. 1984. “Two Agency Cost Explana-tions of dividends”. American Economic Re-view, 74(4): 650-659.

141


Engle, R.F. and Granger, C.W.J., 1991. Long Run Eco-nomic Relationship, Reading in Cointegration.Oxford University Press.

Fama, E.F. and Babiak, H. 1998a. “Dividend Policy: AnEmpirical Analysis”. Journal of The AmericanStatistical Association, 63(324): 1132-1161.

Fama, E. F. and French, K.R. 1998b. “Taxes, FinancingDecisions, and Firm Value”. Journal of Finance,53(3): 819-843.

Garret, I., and Priestley, R. 2000. “Dividend Behaviorand Dividend Signaling”. Journal Of Finanialand Quantitative Analysis, 35(2):173-189.

Gujarati, D.N. 2003. Basic Econometrica. New York:McGraw-Hill.

Harasty, H. and Roulet, J. 2000. “Modeling Stock Mar-ket Return: An Error Correction Model”. Jour-nal Portfolio Management: 33-46.

Healy, P. dan Palepu, K. 1988. “Earnings InformationConveyed by Dividend Initiations and Omis-sions”. Journal of Financial Economics,21:149-175.

Harvey, A.C. 1984. Dynamic Models, the PredictianError Decomposition and State Space.

Hess, P.J., 1983. “Test for Taxes Effect In the Pricing ofFinancial Assets”. Journal of Businnes, 56(4):537-554.

Insukindro, 1998. “Sindrum R2 Dalam Analisis RegresiLinier Runtun Waktu”. Jurnal Ekonomi danBisnis Indonesia, 13(4):1-11.

Insukindro, 1999. “Pemilihan Model Ekonomi Empirikdengan Pendekatan Koreksi Kesalahan”. JurnalEkonomi dan Bisnis Indonesia, 14(1):1-8.

John, K. and William, J. 1984. “Dividend, Dilution, Taxes:A Signalling Equilibrium”. Journal of Fi-nance,40: 1053-1070.

Kao, C., and Wu, C., 1994. “Test of Dividend SignalingUsing the Marsh-Merton Model: A GeneralizedFriction Approach”. Journal of Business, 67(1):45-68.

Litzenberger, R.H. and Ramaswamy, K. 1979. “The Ef-fect of Personal Taxes and Dividends on Capi-tal Asset Price”. Journal of Financial Eco-nomic, 7:163-195

Lintner, J. 1956. “Distribution of Income of Corpora-tion among Dividends, Retained Earning, andTaxes”. American Economic Review, 61:97-113.

Marsh, T.A. and Merton, R.C. 1987. “Dividen BehaviorFor The Aggregate Stock Market”. Journal ofBusiness, 60(1): 1-40.

Megginson, W. L. 1997. Dividend Policy, dalamMegginon, W. L., Corporate Finance Theory,Addison-Wesley, 353-387.

Miler, M.H. and Rock, K. 1985. “Dividend Policy UnderAsymetric Information”. Journal of Finance,40: 1031-1051.

Rozeff, M. 1982. “Growth, Beta, and Agency Cost asdeterminats of Dividend Payout Ratios”. Jour-nal of Financial Research, 5:249-259.

143

MODEL KESEIMBANGAN PERTUMBUHAN EKONOMI DAN DEFISIT ............... (Astuti Purnamawati)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 143-157

ABSTRACT

This research investigates the effect of defisit spend-ing on economic growth in Indonesia. The studiedperiod is 1985-2009 used cointegration test and errorcorrection model. The results indicate that defisitspending has no effect on economic growth in Indo-nesia based on long-run equilibrium model and short-run equilibrium model.

Keywords: economic growth, defisit spending, co-in-tegration test, error correction model

PENDAHULUAN

Pertumbuhan ekonomi merupakan indikator pentingbagi perekonomian karena pertumbuhan ekonomimencerminkan perubahan kinerja produksi nasional dariwaktu ke waktu. Jika dalam periode tertentu terjadipertumbuhan ekonomi positif berarti kegiatan produksinasional pada periode tersebut mengalami peningkatan.Pertumbuhan ekonomi yang terjadi pada suatu periodedapat menciptakan investasi pada periode berikutnya.Investasi dapat menciptakan lapangan kerja,mengurangi pengangguran, meningkatkan pendapatanmasyarakat, dan pada akhirnya meningkatkan

MODEL KESEIMBANGAN PERTUMBUHAN EKONOMIDAN DEFISIT ANGGARAN PEMERINTAH(Kasus Indonesia, Tahun 1985-2009)

Astuti PurnamawatiSekolah Tinggi Ilmu Ekonomi YKPN Yogyakarta



Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


kesejahteraan masyarakat. Berdasarkan pentingnyaperanan pertumbuhan ekonomi ini dalam perekonomiannasional, maka setiap negara selalu berusaha agarsetiap periode terjadi pertumbuhan ekonomi yangtinggi.

Pertumbuhan ekonomi Indonesia dari tahun ketahun mengalami fluktuasi. Gambar 1 menunjukkanperkembangan pertumbuhan ekonomi dari tahun 2000sampai dengan tahun 2009. Berdasarkan data pataGambar 1 tersebut terlihat bahwa pertumbuhan ekonomiberfluktuasi dari tahun 2000 sampai dengan tahun 2009.Pertumbuhan ekonomi mengalami penurunan yangcukup besar dari tahun 2000 sampai tahun 2001 darisekitar 5,5% menjadi 3%. Mulai tahun 2002 sampaidengan tahun 2008 terjadi kenaikan pertumbuhanekonomi secara gradual. Pertumbuhan ekonomi tahun2002 sebesar 3% meningkat menjadi 6% pada tahun2008. Pada tahun 2009 pertumbuhan ekonomi turun lagimenjadi 4% dari tahun tahun 2008 yang sebesar 6%.

Untuk menciptakan pertumbuhan ekonomi,pemerintah dapat menggunakan salah satu instrumen,yaitu anggaran belanja pemerintah. Belanja pemerintahyang digunakan untuk membangun infrastrukturekonomi atau menyelenggarakan kegiatan produksidapat mendorong terciptanya pertumbuhan ekonomi.Mengingat pentingnya belanja pemerintah terhadappenciptaan pertumbuhan ekonomi, sering pemerintahmenempuh kebijakan pengelolaan anggaran belanja

144


yang defisit, yaitu belanja pemerintah lebih besardaripada pendapatan pemerintah. Gambar 2menunjukkan perkembangan defisit anggaranpemerintah Indonesia dari tahun 2003 sampai dengantahun 2009. Berdasarkan data tersebut terlihat besarnyadefisit anggaran pemerintah dari tahun 2003 sampaidengan tahun 2009 berfluktuasi. Berdasarkan tahun2003 sampai tahun 2004, defisit anggaran turun dari1,7% menjadi 1%. Mulai tahun 2005 terjadi peningkatandefisit anggaran dari 1% menjadi 1,6% pada tahun 2007.Pada tahun 2008 terjadi penurunan defisit anggaranyang cukup besar hingga mendekati 0% persen. Defisitanggaran meningkat lagi pada tahun 2009 denganpeningkatan yang cukup signifikan dari sekitar 0%

pada tahun 2008 menjadi 1,6% pada tahun 2009.Selain defisit anggaran belanja pemerintah,

investasi juga merupakan faktor yang dapatmenciptakan pertumbuhan ekonomi. Gambar 3menunjukkan perkembangan pertumbuhan ekonomidan investasi dari tahun 2000 sampai dengan tahun2009. Pertumbuhan investasi dari tahun 2000 sampaidengan tahun 2009 relatif stabil meskipun terjadi sedikitpeningkatan dan penurunan. Pertumbuhan investasidari tahun 2000 sampai dengan tahun 2009 berkisar20% sampai dengan 27% per tahun. Penurunaninvestasi terjadi pada tahun 2001 dari 21% pada tahun2000 menjadi 19% pada tahun 2001. Penurunaninvestasi ini sejalan dengan turunnya pertumbuhan

Gambar 1Perkembangan Pertumbuhan Ekonomi Indonesia, Tahun 2000-2009

Gambar 2Perkembangan Defisit Anggaran Pemerintah Indonesia, Tahun 2000-2009

145

MODEL KESEIMBANGAN PERTUMBUHAN EKONOMI DAN DEFISIT ............... (Astuti Purnamawati)

ekonomi pada tahun 2000-2001 dari 5% menjadi 4%.Penurunan investasi berhubungan denganpertumbuhan ekonomi. Dengan demikian, turunnyainvestasi berakibat kepada turunnya kegiatan ekonomi.

Mulai tahun 2001 sampai dengan tahun 2008terjadi peningkatan investasi dari semula 19% padatahun 2001 menjadi 27% pada tahun 2008. Peningkataninvestasi ini berdampak positif pada pertumbuhan

ekonomi. Meningkatnya investasi akan menambahkesempatan kerja baru sehingga terjadilah penurunanangka pengangguran dan peningkatan kegiatanekonomi. Peningkatan kegiatan ekonomi dapatmeningkatkan kesejahteraan masyarakat. Hubunganantara pertumbuhan ekonomi dan tingkatpengangguran dapat dicermati pada Gambar 4 berikutini.

Gambar 3Perkembangan Pertumbuhan Ekonomi dan Investasi Indonesia, Tahun 2000-2009

Gambar 4Perkembangan Pertumbuhan Ekonomi dan Tingkat Pengangguran Indonesia,

Tahun 2004-2009

146


Pertumbuhan ekonomi dapat menciptakaninvestasi pada periode berikutnya. Jika terjadi investasimaka akan meningkatkan ketersediaan lapanganpekerjaan dalam perekonomian. Dengan demikianpertumbuhan ekonomi dapat menurunkan tingkatpengangguran. Gambar 4 menunjukkan perkembangantingkat pengangguran dan pertumbuhan ekonomi daritahun 2004 sampai dengan tahun 2009. Peningkatanpertumbuhan ekonomi dari tahun 2005 sampai dengantahun 2008 diikuti dengan penurunan tingkatpengangguran. Telah terjadi penurunan tingkatpengangguran sekitar 2% dari tahun 2005 sampaidengan tahun 2008. Penurunan tingkat pengangguranini disebabkan oleh meningkatnya kegiatan ekonomi.Pada tahun 2005, pertumbuhan ekonomi sebesar 5,8%sementara pada tahun 2008 pertumbuhan ekonomimeningkat menjadi 6%. Peningkatan pertumbuhanekonomi berarti terjadi peningkatan kegiatan ekonomi.Peningkatkan kegiatan ekonomi akan membukakesempatan kerja baru yang akan berakibat padaturunnya angka pengangguran.

Penurunan angka pengangguran danmeningkatnya kegiatan ekonomi diharapkan dapatmeningkatkan kesejahteraan masyarakat. Denganterjadinya peningkatan kesejahteraan masyarakat,kualitas kehidupan masyarakat juga akan meningkat.Peningkatan kualitas kehidupan masyarakat dapatdilihat dari berbagai faktor. Salah satu ukuran

kesejahteraan masyarakat adalah Indeks PembangunanManusia (IPM). Gambar 5 menyajikan perkembanganIPM Indonesia dari tahun 2004 sampai dengan tahun2009.

Pertumbuhan ekonomi dapat menurunkantingkat pengangguran. Penurunan tingkatpengangguran dapat meningkatkan pendapatanmasyarakat. Pendapatan masyarakat merupakan salahsatu komponen dalam menentukan IndeksPengembangan Manusia (IPM). IPM merupakanindikator tingkat kesejahteraan masyarakat. Semakintinggi IPM suatu masyarakat semakin tinggi pulatingkat kesejahteraan masyarakat tersebut. Gambar 5menunjukkan perkembangan Indeks PembangunanManusia yang positif. Artinya telah terjadi peningkatanIPM sejak tahun 2004 sampai dengan tahun 2009, yaitumeningkat sebesar 4 poin dari semula 69 pada tahun2004 menjadi 73 poin pada tahun 2009. PeningkatanIPM ini jika dikaitkan dengan perkembanganpertumbuhan ekonomi menunjukkan adanyaperkembangan yang searah. Berdasarkan tahun 2004sampai dengan tahun 2008, pertumbuhan ekonomimengalami peningkatan. Peningkatan pertumbuhanekonomi dapat meningkatkan IPM karena denganmeningkatnya kegiatan ekonomi akan meningkatkanpendapatan masyarakat. Peningkatan pendapatanmasyarakat riil dapat meningkatkan kualitassumberdaya manusia.

Gambar 5Perkembangan Indeks Pembangunan Manusia (IPM) Indonesia, Tahun 2004-2009

147


Banyak penelitian dilakukan untukmengidentifikasi faktor-faktor yang mempengaruhipertumbuhan ekonomi. Temuan Brauninger (2002)adalah dampak utang pemerintah terhadappertumbuhan ekonomi. Analisis menggunakan over-lapping generation model. Hasil penelitianmenunjukkan pertumbuhan kapital dan utangpemerintah tergantung pada rasio defisit dan rasiokapital-utang. Pertumbuhan kapital dan utang akankonstan jika rasio kapital-utang konstan. Dalam kondisiyang mantap, utang pemerintah dan kapital tumbuhpada tingkat yang sama, sehingga rasio kapital-utangdan kedua pertumbuhan tersebut konstan.

Rahmad dan Utomo (2005) melakukan penelitiantentang pengaruh utang luar negeri Indonesia,penanaman modal asing, dan tabungan domestikterhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia. Penelitiantersebut menggunakan data tahun 1976-2000. Modelregresi linear berganda yang digunakan adalah errorcorrection model. Hasil penelitian menunjukkan bahwautang luar negeri Indonesia, penanaman modal asing,dan tabungan domestik berpengaruh secara signifikanterhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia. PenelitianHartini dan Utomo (2004) tentang pengaruh inflasi In-donesia terhadap pertumbuhan ekonomi Indoneisamenggunakan data tahun 1973-2002 dengan metodeFinal Prediction Error mperoleh kesimpulan bahwalaju inflasi Indonesia tidak berpengaruh terhadappertumbuhan ekonomi Indonesia.

Sawitri (2006) meneliti dampak defisit anggaranterhadap pertumbuhan ekonomi. Penelitian inibertujuan menganalisis pengaruh defisit anggaranterhadap pertumbuhan ekonomi. Analisismenggunakan general evaluation estimator dan datayang digunakan adalah data tahun 1995 sampai 2005.Hasil penelitian menunjukkan bahwa defisit anggaranmempunyai dampak negatif terhadap pertumbuhanekonomi, semantara lag rasio variabel ekspor terhadapPDB mempunyai dampak positif. Hal ini menunjukkankemungkinan ekspor untuk meningkat. Hasil penelitianini mengindikasikan adanya gejolak perekonomian akanberdampak pada sisi penerimaan yang mengakibatkanpula kenaikan defisit anggaran dan gejolakperekonomian juga akan berdampak negatif terhadapimpor. Hal ini akan berpengaruh secara negatif pulapada pertumbuhan ekonomi. Hasil penelitianmenunjukkan ekspor sangat berpeluang dalam

meningkatkan pertumbuhan ekonomi. Hal ini merupakanmomen yang tepat untuk mengmbangkan pasar eksporterutama ke negara yang mempunyai tingkat permintaanyang tinggi. Kebijakan deifisit anggaran ternyata belummendapat respon ari sisi penawaran. Stimulus inihendaknya dibarengi dengan sisi moneter terutamadalam penentuan suku bunga pinjaman dan SertifikatBank Indonesia (SBI baik untuk Usaha Kecil Menengah(UKM) maupun pengusaha besar.

Waluyo (2006) meneliti pengaruh pembiayaandefisit anggaran terhadap inflasi dsn pertumbuhanekonomi tahun 1970 sampai 2003. Penelitian inibertujuan mengidentifikasi dampak pembiayaan defisitanggaran terhadap inflasi dan pertumbuhan ekonomi.Dalam penelitian ini Waluyo melakukan simulasi modelekonomi makro pembiayaan defisit anggaran. Modelini bersifat small open macroeconomic model yangmenitikberatkan pada sisi keuangan negara. Modelyang dispesifikasikan dalam kerangka keseimbanganagregate demand dan agregate supply.

Data yang digunakan dalam penelitian ini adalahdata sekunder yang berasal dari Statistik Indonesia(BPS), Statistik Ekonomi dan Keuangan Indonesia(Bank Indonesia), Nota Keuangan dan RAPBN(Kementerian Keuangan), dan International FinanceStatistic Year Books (IMF). Dalam penelitian inidigunakan data kapital stok yang telah diestimasi olehWicaksono et al. (2002 dan 2003) dan Yudanto et al.(2004). Data pembiayaan luar negeri (utang pemerintahneto) berasal dari neraca pembayaran yang dinyatakandalam US$. Data investasi dan konsumsi sektorpemerintah sebagai jumlah pengeluaran pemerintahsetelah ditambah transfer (subsidi dan pembayarancicilan pokok dan bunga utang) tidak tersedia denganmudah. Konsumsi pemerintah digunakan proksivariabel dengan menjumlahkan belanja pegawai, barangdalam negeri dan luar negeri, dana alokasi umum(DAU), dana otonomi khusus dan penyeimbang, danpengeluaran rutin lainnya. Investasi pemerintahdiproksi dengan menggunakan penjumlahanpembiayaan dalam rupiah, bantuan proyek, dana bagihasil, dan dana alokasi khusus (DAK), sedangkanpembayaran transfer terdiri dari pembayaran bungautang dalam/luar negeri dan subsidi (migas dan nonmigas).

Metode simulasi yang digunakan yaitu stochas-tic simulation dengan menggunakan algoritma ex-

148


tended Newton. Metode ini dipilih karena lebihpowerfull dibandingkan metode simulasi deterministik(Pyndick, 1988). Hasil penelitian menunjukkanpembiayaan defisit anggaran dengan menggunakanutang luar negeri, melalui bank sentral dan bank umumberdampak meningkatkan pertumbuhan ekonomi danbersifat inflationary. Secara umum, kebijakanmenaikkan tax effort dan mengurangi subsidi BBMmerupakan kebijakan yang paling tepat karena dapatmeningkatkan pertumbuhan ekonomi dan relatif tidakbersifat inflationary. Pembiayaan denganmenggunakan utang luar negeri harus berhati-hatikarena stok utang luar negeri Indonesia sangat besar,sehingga rawan terhadap fluktuasi nilai tukar, danbersifat inflationary. Kebijakan moneter denganmenaikkan cadangan minimum bank umum sangatefektif mengurangi tingkat iflasi.

Lozano (2008) meneliti hubungan antara defisitanggaran, pertumbuhan uang, dan inflasi di Kolombia.Dalam penelitian ini Lozano menggunakan definisiuang dalam arti paling sempit (M0 base), standar (M1),dan dalam arti luas (M3). Dengan menggunakan Vec-tor Error Correction (VEC) model dan menggunakandata kuartalan selama 25 tahun, penelitian inimembuktikan adanya hubungan erat antara inflasi danpertumbuhan uang di satu sisi, dan hubungan antarapertumbuhan uang dan defisit anggaran di sisi lain.Hubungan kausalitas antara defisit anggaran,pertumbuhan uang, dan inflasi dapat bervariasitergantung pada derajat independensi bank sentral danjenis kebijakan fiskal yang dilakukan oleh pemerintah.Simpulan hasil penelitian ini adalah hipotesis Sargentdan Wallace (SW-H) dapat menjadi pendekatan yangsesuai dengan dinamika variabel-variabel yang ditelitidi Kolombia pada tahun 1980. SW-H menitikberatkankausalitas defisit anggaran terhadap pertumbuhan uangdan pertumbuhan uang terhadap inflasi.

Brender dan Drazen (2008) meneliti bagaimanapengaruh defisit anggaran dan pertumbuhan ekonomiterhadap prospek pemerintah (inkumben) dapat terpilihkembali. Penelitian ini menguji permasalahan di atas di74 negara dari tahun 1960 sampai 2003. Penelitian inimenunjukkan tidak terdapat bukti bahwa defisitanggaran dapat membantu inkumben untuk terpilihkembali baik di negara berkembang dan negara maju,demokrasi lama dan baru, negara dengan sistempemilihan yang berbeda, dan negara dengan tingkatan

demokrasi yang berbeda. Di negara maju dan dan dalamdemokrasi lama, defisit mengurangi kesempatanpemimpin untuk terpilih kembali. Pertumbuhan PDB riilper kapita yang semakin tinggi akan meningkatkanpeluang untuk terpilih kembali – hanya untuk negarasedang berkembang dan dalam demokrasi yang baru.Di negara maju, pemilih lebih menghargai pemerintahyang dapat mencapai tingkat inflasi yang rendah.Dampak ini tidak hanya mempunyai signifikansi secarastatistik tetapi secara kuantitatif juga substansial.

Pahlavant dan Saleh (2009) melakukanpenelitian di Pilipina, permasalahan yang diteliti adalahketidakseimbangan defisit anggaran dan transaksiberjalan di negara maju dan negara sedang berkembang.Penelitian ini bertujuan menguji proposisi Keynesiandan hipotesis Ricardian equivalence denganpenekanan pada kausalitas antara defisit anggaran dantransakasi berjalan di Pilipina. Data yang digunakanadalah data dari tahun 1970 – 2005. Hasil penelitian inimenunjukkan adanya kausalitas antara defisit anggarandan transaksi berjalan.

Algifari (2009) melakukan penelitian terhadapperekonomian Indonesia berdasarkan data defisitanggaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomi tahun1990-2007 dengan partial adjusment model. Hasilpenelitian menunjukkan bahwa defisit anggaranpemerintah berpengaruh negatif terhadap pertumbuhanekonomi pada periode yang sama dan berpengaruhpositif terhadap pertumbuhan ekonomi pada periodeberikutnya. Pada saat perekonomian mengalami krisis,defisit anggaran pemerintah merupakan kebijakan yangdipilih oleh banyak negara untuk menggairahkanperekonomian. Menurut Abimanyu (2005), defisitanggaran pemerintah merupakan stimulus fiskal yangbersifat ekspansif. Perekonomian yang berada padakondisi kelesuan, yang ditunjukkan oleh menurunnya,memerlukan kebijakan fiskal ekspansif untukmendorong pertumbuhan ekonomi.

Otadipo dan Akinbobola (2011) menelitihubungan kausalitas antara dua variabel yaitu defitianggaran dan inflasi di Nigeria. Penelitian ini mengujibukti empiris defisit anggaran dalam menstimulasipertumbuhan ekonomi melalui inflasi di Nigeria. Datayang digunakan dalam penelitian ini adalah datasekunder. Data tingkat inflasi, nilai tukar, produkdomestik bruto dan defisit anggaran dikumpulkan daribuletin statistik dan laporan tahunan yang diterbitkan

149


oleh bank sentral Nigeria dan International FinancialStatistics (IFS) yang diterbitkan oleh IMF. Alat uji yangdigunakan adalah uji kausalitas Granger. Hasilpenelitian menunjukkan tidak adanya hubungankausalitas antara inflasi dan defisit anggaran. Hubungankausalitas terdapat pada hubungan antara defisitanggaran terhadap inflasi. Berdasarkanb hasil penelitianini dapat disimpulkan bahwa terdapat hubungan satuarah defisit anggaran terhadap inflasi di Nigeria. Selainitu, penelitian ini juga menunjukkan adanya pengaruhdefisit anggaran terhadap inflasi dan secara tidaklangsung melalui fluktuasi nilai tukar dalamperekonomian Nigeria.

Krisis ekonomi yang mengancam perekonomiandunia memaksa para pemimpin dunia yang tergabungdalam kelompok 20 negara (G20) melakukan pertemuanuntuk membahas cara mengatasi krisis tersebut secarabersama-sama. Salah satu rekomendasi yang dihasilkanadalah skema pemulihan ekonomi melalui stimulusfiskal. Pengalaman yang baik sebagai bukti efektivitaskebijakan stimulus fiskal adalah yang dilakukan olehpemerintah Indonesia pada tahun 2009 denganmengalokasikan dana sebesar Rp73,3 triliun atau sekitar1,4% dari Produksi Domesitik Bruto (PDB) Indonesiayang berakibat defisit angaran pemerintah pada tahuntersebut meningkat dari 0,1% dari PDB pada tahun 2008menjadi 1,6% dari PDB pada tahun 2009. Pada tahun2009 tersebut perekonomian Indonesia terhindar darikrisis ekonomi global dan mampu menciptakanpertumbuhan ekonomi sebesar 4,5%.

Tujuan penelitian ini adalah menguji pengaruhdefisit anggaran pemerintah Indonesia terhadappertumbuhan ekonomi Indonesia. Model yangdigunakan adalah model regresi kuadrat terkecil biasa(ordinary least square/OLS) dan model koreksikesalahan (error correction mechanism/ECM) sebagaisarana untuk memperoleh model keseimbangan jangkapendek dan keseimbangan jangka panjang.


Peraturan Pemerintah RI Nomor 23 Tahun 2003mendefinisikan defisit anggaran pemerintah sebagaiselisih kurang antara pendapatan negara dan belanjanegara dalam tahun anggaran yang sama. Besarnyadefisit ditentukan dalam persentase terhadap PDB padatahun anggaran yang bersangkutan. Dengan

menggunakan cara tersebut dapat diperoleh gambaranbeban utang yang dimiliki pemerintah terhadappendapatan nasional. Defisit anggaran pemerintahditentukan tidak boleh melebihi 3% dari PDB.Pertumbuhan ekonomi adalah persentase kenaikanproduksi domestik bruto. PDB merupakan penjumlahannilai produksi akhir dari 9 lapangan usaha, yaituPertanian, Pertambangan dan Penggalian, IndustriPengolahan, Listrik, Gas, dan Air Bersih, Bangunan,Perdagangan, Hotel, dan Restoran, Pengangkutan danKomunikasi, Keuangan, Persewaan, dan JasaPerusahaan, dan Jasa-jasa.

Beberapa penelitian empiris telah banyakdilakukan untuk mengetahui pengaruh defisit anggaranpemerintah terhadap pertumbuhan ekonomi. Saleh(2002), meneliti hubungan antara defisit anggaranpemerintah dan pertumbuhan ekonomi Indonesiamenggunakan data tahun 1969-1997. Hasil penelitianmenunjukkan bahwa defisit anggaran pemerintah yangdibiayai menggunakan utang luar negeri tidakberpengaruh secara signifikan terhadap pertumbuhanekonomi dan konsumsi rumahtangga. Eisner (1989)melakukan penelitian pada ekonomi Amerika Serikatmenggunakan data defisit anggaran pemerintah danpertumbuhan ekonomi 1956-1983 dan memperolehsimpulan bahwa defisit anggaran pemerintahberpengaruh positif terhadap pertumbuhan ekonomi.Waluyo (2005) dalam penelitiannya terhadapperekonomian Indonesia menggunakan data tahun1970-2004 menyimpulkan bahwa defisit anggaranpemerintah yang dibiayai dengan pinjaman luar negeriberpengaruh positif terhadap pertumbuhan ekonomi.

Simpulan yang berbeda tentang pengaruhdefisit anggaran pemerintah terhadap pertumbuhanekonomi disebabkan oleh perbedaan tempat, data, danmodel yang digunakan. Penelitian ini dilakukanmenggunakan data dan model yang berbeda. Data yangdigunakan dalam penelitian ini adalah data tentangdefisit angaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomitahun 1985-2009. Model yang digunakan adalah modelregresi biasa (ordinary least square/OLS) denganmelakukan identifikasi terhadap model keseimbanganjangka pendek dan keseimbangan jangka panjang.Model yang digunakan adalah model regresi linearsederhana. Hubungan antara variabel yang dipengaruhi(Y) dengan yang mempengaruhi (X) dinyatakan dalampersamaan regresi sebagai berikut:

150


Yi = β0 + β1Xi + εi : i = 1, 2, 3, ..., N

β0 : konstantaβ1 : koefisien regresi Xεi : error termsN : banyaknya anggota populasi

Persamaan regresi Yi = β0 + β1Xi + εi merupakanpersamaan regresi populasi. Persamaan regresi populasiakan ditaksir dengan menggunakan persamaan regresisampel yang ditunjukkan sebagai berikut:

Yi’ = β0 + β1Xi + εi : i = 1, 2, 3, ..., n

Yi’ : penaksir untuk Y

β0 : penaksir untuk b0β1 : penaksir untuk b1εi : residualn : banyaknya anggota sampel

Persamaan regresi estimasi yang baik adalahpersamaan regresi yang memiliki kesalahan estimasiyang paling kecil. Untuk memperoleh persamaan regresiestimasi yang memiliki kesalahan estimasi yang palingkecil digunakan metode ordinary least square (OLS).Prinsip OLS menyatakan bahwa untuk mendapatkanpersamaan regresi perlu penaksir β0 dan β1 yangmenghasilkan Sui minimum, sehingga persamaanregresi estimasi akan mendekati persamaan regresiyang sesungguhnya (Nachrowi, 2006). Penaksir β0 danβ1 haruslah bersifat linear, tidak bias, dan efisien.Teorima Gauss-Markov menyatakan bahwa untukmemperoleh persamaan regresi yang memiliki sifat BestLinear dan Unbias Estimator (BLUE) diperlukanbeberapa persyaratan, yaitu 1) E(μiçXi) = 0 yang artinyanilai harapan dari setiap kesalahan yang berkaitandengan X tertentu sama dengan nol (Gujarati, 2009).Hal ini menunjukkan bahwa μi yang mewakili semuavariabel untuk mempengaruhi Y tetapi tidakdimasukkan dalam model tidak berpengaruh secarasistematis; 2) Cov (μi,μj) = 0 artinya tidak terdapatkorelasi antara kesalahan pada pengamatan yang satudengan kesalahan pada pengamatan yang lain (nonautocorrelation), dan 3) Var.(μi) = ó2 yang artinyavarians μi untuk setiap pengamatan (Xi) bersifat konstanyang nilainya sama dengan ó2 (homoskedastisitas).Model regresi linier sederhana digunakan untuk

melakukan identifikasi terhadap model keseimbanganjangka pendek dan keseimbangan jangka panjanghubungan antara pertumbuhan ekonomi dengan defisitanggaran pemerintah.

Langkah pertama yang dilakukan dalampenelitian ini adalah menguji distribusi data. Modelregresi linear sederhana termasuk ke dalam statistikaparametrik yang mensyaratkan data yang dianalisisberdistribusi normal. Untuk uji normalitas model regresiestimasi diperlukan nilai residual setiap pengamatan.Nilai residual tersebut disyaratkan berdistribusi nor-mal. Alat analisis yang digunakan adalah uji normalitasKosmogorov-Smirnov (K-S) Test. Dalam K-S Test,hipotesis nol menyatakan bahwa residual (error)berdistribusi normal. Nilai statistik uji K-S ditentukandengan rumus:

F merupakan fungsi komulatif distribusi yangakan diuji dan harus berupa distribusi kontinyu dan Dadalah nilai hitung uji K-S. Jika nilai hitung uji K-S lebihbesar daripada nilai kritis K-S, maka hipotesis nolditolak, artinya data yang diamati tidak berdistribusinormal. Sebaliknya jika nilai hitung uji K-S lebih kecildaripada nilai kritis K-S, maka hipotesis nol diterima,artinya data yang diamati tidak berdistribusi normal.Keputusan menolak atau menerima hipotesis nol jugadapat dilakukan dengan membandingkan antarabesarnya probabilitas (p-value) nilai hitung K-S dengantingkat signifikansi (α) yang digunakan. Keputusanpengujian menolak hipotesis nol jika besarnyaprobabilitas (p-value) nilai hitung K-S lebih kecildaripada tingkat signifikansi (α) yang digunakan danpengujian memperoleh simpulan bahwa data yangdiamati tidak berdistribusi normal.

Langkah berikutnya adalah membuat modelregresi estimasi menggunakan medel OLS, kemudianmenguji signifikansi dari koefisien regresi estimasi.Hipotesis nol pada pengujian ini menyatakan bahwavariabel independen tidak berpengaruh terhadapvariabel dependen (β1 = 0). Pengujian terhadapkoefisien regresi dilakukan dengan membandingkanantara nilai uji t dengan nilai kritis t pada a tertentu. Jikanilai uji t lebih besar daripada nilai kritis t, keputusanpada pengujian tersebut menolak hipotesis nol, artinyavariabel independen berpengaruh terhadap variabel

151


dependen. Sebaliknya jika nilai uji t lebih kecil daripadanilai kritis t, keputusan pada pengujian tersebutmenerima hipotesis nol, artinya variabel independentidak berpengaruh terhadap variabel dependen.

Analisis dilanjutkan dengan melakukanpengujian terhadap keseimbangan model estimasi yangdiperoleh untuk mengetahui apakah hubungan antaravariabel independen dengan variabel dependen dalammodel estimasi tersebut merupakan modelkeseimbangan jangka pendek atau model keseimbanganjangka panjang. Pengujian statistik untuk mengetahuimodel keseimbangan antarvariabel yang diamatimenggunakan uji Unit Root. Model regresi estimasiyang memiliki Unit Root menunjukkan bahwa modeltersebut berasal dari data yang tidak stasioner. Modelkeseimbangan membutuhkan data yang stasioner.Model regresi yang berasal dari data yang tidakstasioner menunjukkan bahwa model regresi estimasitersebut tidak valid.

Model regresi estimasi yang berasal dari datayang tidak stasioner (memiliki Unit Root), pengujianselanjutnya dilakukan terhadap stasioneritasresidualnya. Jika pada suatu model regresi estimasiterdapat Unit Root (tidak stasioner), sementararesidualnya stasioner (tidak memiliki Unit Root)menunjukkan bahwa antarvariabel yang diamati terjadikointegrasi. Model regresi estimasi di manaantarvariabel berkointegrasi menunjukkan bahwa modelestimasi tersebut merupakan model keseimbanganjangka pendek. Untuk memperoleh model keseimbanganjangka panjang dilakukan melalui mekanisme koreksikesalahan (error correction mechanism).

Data yang digunakan untuk membuktikanhipotesis adalah data time series, yaitu sekumpulannilai variabel yang diambil pada waktu yang berbeda.Penggunaan data time series dalam penelitian denganmodel regresi mengandung beberapa permasalahan, diantaranya adalah masalah otokorelasi. Otokorelasiterjadi apabila ada korelasi antara residual suatupengamatan dengan residual pada pengamatanberikutnya. Masalah otokorelasi ini yang menyebabkandata menjadi tidak stasioner. Model regresi estimasiyang dihasilkan dari data yang tidak stasionermerupakan model regresi palsu. Hasil pengujianterhadap koefisien regresi yang signifikan dan nilaikoefisien determinasi yang tinggi, namun hubungankausalitas antara kedua variabel tersebut tidak

didukung oleh teori merupakan karakteristik dari modelregresi palsu. Data yang bersifat stasioner ditunjukkanoleh nilai rata-rata dan standar deviasi tidak mengalamiperubahan secara sistematik sepanjang waktu.(Nachrowi, 2006).

Pengujian terhadap stasioneritas data dilakukandengan uji unit root dikenalkan oleh David Dickey danWayne Fuller yang disebut Augmented Dickey-FullerTest (ADF Test). Suatu model regresi estimasi yangmemiliki unit root menunjukkan bahwa model regresitersebut diperoleh dari data yang tidak stasioner. Modelregresi ADF Test adalah

Hipotesis nol menyatakan bahwa δ = 0 yangmenunjukkan bahwa model regresi memiliki unit root.Dengan kata lain data yang diuji tidak stasioner. Modelregresi yang diperoleh dari variabel independen danvariabel dependen yang stasioner (model tidak memilikiunit root) menunjukkan bahwa model tersebutmerupakan model keseimbangan jangka pendek. Jikasuatu model regresi memiliki unit root, pengujianselanjutnya dilakukan terhadap residualnya. Variabeldalam model regresi yang tidak stasioner dapat sajamenghasilkan model regresi yang residualnyastasioner. Kondisi ini disebut kedua variabel yangdiamati berkointegrasi. Model regresi di manaresidualnya stasioner (kedua variabel yang diamatiberkointegrasi) menunjukkan bahwa model tersebutmerupakan model regresi keseimbangan jangkapanjang.

Model regresi dari variabel yang tidak stasionernamun memiliki residual yang stasioner merupakanmodel kesimbangan jangka panjang. Model regresiestimasi jangka pendek dapat diperoleh dari modelregresi estimasi jangka panjang melalui error correc-tion mechanism (ECM). ECM merupakan prosesrekonsiliasi perilaku jangka pendek dengan perilakujangka panjangnya (Gujarati, 2003).

Model regresi Yi = β0+β1X + μi dapat diubahmenjadi μi = Yi – β0 +β1X. μi dapat juga disebutkesalahan keseimbangan. Besaran ini yang akandigunakan untuk menghubungkan antara perilakujangka pendek dan perilaku jangka panjang (Nuchrowi,

152


2006). Model koreksi kesalahan untuk mengetahuihubungan antara variabel Y dan variabel X adalah DY= γ0 + γ1X + γ2μi-1 + εi. Jika koefisien regresi μi-1 tidaksignifikan (γ1 = 0) menunjukkan bahwa kesalahankeseimbangan tidak berpengaruh terhadap nilai Y.Dengan kata lain nilai variabel Y menyesuaikanperubahan nilai X pada periode yang sama.

Langkah yang dilakukan dalam penelitian iniadalah menguji distribusi data. Sesuai dengan yangdisyaratkan dalam model OLS adalah data yangdianalisis berdistribusi normal. Alat analisis yangdigunakan adalah uji normalitas Kosmogorov-Smirnov.Langkah berikutnya adalah membuat model regresiestimasi menggunakan medel OLS, kemudian mengujisignifikansi dari koefisien regresi defisit anggaranbelanja pemerintah. Untuk memperoleh modelkeseimbangan pertumbuhan ekonomi dan defisitanggaran pemerintah dilakukan pengujian terhadapstasioner data pertumbuhan ekonomi dan defisitanggaran belanja pemerintah. Model keseimbanganjangka pendek pertumbuhan ekonomi dan defisitanggaran pemerintah mensyaratkan data kedua variabeltersebut adalah stasioner sepanjang periode penelitian.Jika terdapat data yang tidak stasioner, maka perludilakukan pengujian terhadap stasioneritas residual.Residual yang stasioner pada model regresi estimasivariabel yang datanya tidak stasioner menunjukkanbahwa kedua variabel yang diamati terkonintegrasi.Model regresi estimasi yang memiliki residual stasionermenunjukkan model regresi estimasi jangka panjang.Alat analisis untuk menguji stasioneritas data dan re-sidual menggunakan uji unit root ADF Test. Modelregresi estimasi jangka pendek dapat diperoleh darimodel regresi estimasi jangka panjang melalui errorcorrection mechanism (ECM). ECM merupakan prosesrekonsiliasi perilaku jangka pendek dengan perilakujangka panjangnya (Gujarati, 2003).

HASIL PENELITIAN

Penelitian ini bertujuan untuk memperoleh modelkeseimbangan antara defisit anggaran belanjapemerintah dan pertumbuhan ekonomi. Untukmemperoleh model yang diinginkan menggunakanmetode kuadrat terkecil yang tergolong ke dalamstatistika inferens. Salah sata syarat yang harusdipenuhi menggunakan metode tersebut adalah datayang diamati berdistribusi normal. Oleh karena itu,sebelum meregres defisit anggaran pemerintah danpertumbuhan ekonomi, data yang digunakan diujinormalitasnya. Salah satu alat analisis untukmengetahui normalitas distribusi suatu data adalah ujiKolmogorov-Smirnov (K-S Test) . Hasil pengolahandata defisit anggaran pemerintah dan pertumbuhanekonomi Indonesia 1985-2009 diperoleh nilai statistikuji K-S seperti pada Tabel 1 berikut ini:

Tabel 1Uji Normalitas Kosmogorov-Smirnov

StatistikVariabel K-S Z Sig.

Def 0,998 0,272Grw 1,355 0,051

Nilai signifikansi pada pengujian Kosmogorov-Smirnov untuk defisit anggaran pemerintah dan nilaisignifikansi untuk pertumbuhan ekonomi Indonesiatahun 1985 sampai dengan tahun 2009 berturut-turutadalah sebesar 0,272 dan 0,051. Model regresi estimasipertumbuhan ekonomi Indonesia sebagai variabeldependen dan defisit anggaran belanja pemerintahsebagai variabel independen dengan menggunakanmetode kuadrat terkecil biasa (OLS) ditunjukkan olehnilai statistik yang terdapat pada Tabel 2 berikut ini.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 4.013139 1.466898 2.735800 0.0118 DEF 0.213288 0.327211 0.651835 0.5210

R-squared 0.018138 F-statistic 0.424889 Adjusted R-squared -0.024551 Prob(F-statistic) 0.520969 Durbin-Watson stat 1.397989

Tabel 2Model Regresi Estimasi Pertumbuhan Ekonomi dan Defisit Anggaran Pemerintah

153


Berdasar hasil perhitungan diperoleh nilaiprobabilitas (Prob.) koefisien regresi defisit anggaranbelanja pemerintah (DEF) sebesar 0,5210. Besarnyakoefisien determinasi pada model regresi estimasitersebut adalah sebesar 0,018138, sedangkan besarnyanilai ujin Durbin-Watson adalah sebesar 1,397989. Nilai-nilai statistik tersebut akan digunakan untukmengidentifikasi pengaruh defisit anggaran pemerintahterhadap pertumbuhan ekonomi. Besarnya koefisiendeterminasi untuk mengetahui variasi pertumbuhanekonomi yang dapat dijelaskan oleh defisit anggaranbelanja pemerintah. Nilai uji Durbin-Watson digunakanuntuk mengidentifikasi kemungkinan adanya masalahotokorelasi dalam model regresi estimasi yangdihasilkan.

Model regresi estimasi yang akan dibangun daridata runtut waktu menggunakan metode OLSmensyaratkan tidak adanya masalah otokorelasi. Salahsatu alat analisis untuk menguji stasioneritas data

adalah dengan uji unit root ADF Test. Uji ADF padadata defisit anggaran pemerintah dan pertumbuhanekonomi Indonesia dalam masa periode 1985 sampaidengan 2009 diperoleh nilai statistik seperti pada Tabel2a dan Tabel 2b berikut ini:

Nilai statistik uji ADF untuk pertumbuhanekonomi Indonesia 1985-2009 pada Tabel 2amenunjukkan nilai probabilitas (Prob.) adalah 0,0173dan nilai statistic uji ADF untuk defisit anggaranpemerintah Indonesia 1985-2009 pada Tabel 2bmenunjukkan nilai probabilitas (Prob.) adalah 0,4942.Nilai uji ADF ini akan digunakan untuk mengidentifikasikemungkinan adanya unit root pada data defisitanggaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomi 1985-2009. Jika data defisit anggaran pemerintah Indonesia1985-2009 memiliki unit root menunjukkan bahwa datadefisit anggaran pemerintah Indonesia danpertumbuhan ekonomi dalam periode tersebut adalahtidak stasioner.

Tabel 2aUji ADF Pertumbuhan Ekonomi

Tabel 2bUji ADF Defisit Anggaran Pemerintah

Null Hypothesis: GRW has a unit rootExogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.493658 0.0173Test critical values: 1% level -3.737853

5% level -2.99187810% level -2.635542

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: DEF has a unit rootExogenous: Constant



5% level -2.99187810% level -2.635542


154


Data yang tidak stasioner akan menghasilkanmodel estimasi yang kurang baik. Model regresi yangdihasilkan dari data yang tidak stasioner perlu dilakukanpengujian kemungkinan adanya kointegrasi antarapertumbuhan ekonomi dengan defisit anggaranpemerintah. Untuk mengetahui apakah pertumbuhanekonomi dan defisit angaran pemerintah terkointegrasidapat dilakukan melalui pengujian stasioneritas re-sidual dari model estimasinya. Jika residual modelestimasi stasioner maka dapat disimpulkan bahwapertumbuhan ekonomi dan defisit anggaran pemerintahterkointegrasi. Tabel 3 berikut ini hasil pengolahan ujikointegrasi antara pertumbuhan ekonomi dengan defisitanggaran pemerintah.

Nilai statistik uji ADF untuk residual modelestimasi pertumbuhan ekonomi dan defisit anggaranpemerintah Indonesia 1985-2009 pada Tabel 3menunjukkan nilai probabilitas (Prob.) adalah 0,0171.Nilai statistik uji ADF ini akan digunakan untuk

mengidentifikasi adanya konintegrasi antara defisitanggaran belanja pemerintah dengan pertumbuhanekonomi dalam periode 1985-2009. Model regresiestimasi pertumbuhan ekonomi dan defisit anggaranpemerintah yang dihasilkan menunjukkan modelkeseimbangan jangka panjang. Mekanisme koreksikesalahan dilakukan untuk merekonsiliasi perilakujangka pendek dengan perilaku jangka panjangnya.Tabel 4 berikut ini hasil perhitungan untuk memperolehmodel korelasi kesalahan.

Hasil regresi model koreksi kesalahan memilikikoefisien residual (error) dengan nilai probabilitas0,0021. Nilai statistik ini akan digunakan untukmengetahui apakah kesalahan keseimbangan dapatmempengaruhi pertumbuhan ekonomi pada modelregresi estimasi. Besarnya koefisien regresi residualakan digunakan untuk mengetahui tingkat persentasepenyesuaian menuju keseimbangan pada periodeberikutnya.

Tabel 3Uji ADF Residual

Tabel 4Model Koreksi Kesalahan Pertumbuhan Ekonomi dan Defisit Anggaran Pemerintah

Null Hypothesis: resid has a unit rootExogenous: Constant



5% level -2.99187810% level -2.635542


Dependent Variable: D(GRW)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1986 2009Included observations: 24 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 0.058835 0.834699 0.070486 0.9445D(DEF) -0.180854 0.524736 -0.344658 0.7338Resid(-1) -0.766312 0.218962 -3.499746 0.0021R-squared 0.386538 F-statistic 6.615964Adjusted R-squared 0.328113 Prob(F-statistic) 0.005913Durbin-Watson stat 1.931161

155


PEMBAHASAN

Pengujian pertama dilakukan untuk mengidentifikasibentuk distribusi data penelitian. Data yang digunakandalam penelitian disyaratkan berdistribusi normal.Berdasarkan hasil perhitungan diperoleh niilaisigifikansi pada pengujian Kosmogorov-Smirnov untukdefisit anggaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomiIndonesia tahun 1985 sampai dengan tahun 2009sebesar 0,272 untuk variabel defisit dan 0,051 untukvariabel pertumbuhan yang nilainya lebih besardaripada 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa dengantingkat signifikansi 5% dapat disimpulkan data defisitanggaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomi dalamperiode 1985 sampai dengan 2009 berdistribusi normal.

Model regresi estimasi pertumbuhan ekonomiIndonesia sebagai variabel dependen dan defisitanggaran belanja pemerintah sebagai variabelindependen dengan menggunakan metode kuadratterkecil biasa (OLS). Berdasar hasil perhitungandiperoleh nilai probabilitas (Prob.) koefisien regresidefisit anggaran belanja pemerintah (DEF) sebesar0,5210. Dengan tingkat signifikansi 5%, pengujianhipotesis nol yang menyatakan bahwa defisit anggaranbelanja pemerintah tidak berpengaruh terhadappertumbuhan ekonomi diterima. Dengan demikian,dapat disimpulkan bahwa defisit anggaran belanjapemerintah tidak berpengaruh terhadap pertumbuhanekonomi.

Simpulan yang baik berasal dari model estimasiyang baik pula. Model yang baik harus memenuhiasumsi yang diperlukan model tersebut. Hasilperhitungan menunjukkan nilai R-squared yangrendah, yaitu sebesar 0,018138 menunjukkan bahwahanya sekitar 1,8 persen variasi pertumbuhan ekonomiyang dapat dijelaskan oleh defisit anggaran belanjapemerintah. Sementara yang tidak mampu dijelaskansangat besar, yaitu 98,2 persen. Nilai uji F yang sangatrendah, yaitu 0,424889 dan nilai probabilitas yang tinggi,yaitu 0,52096 menunjukkan bahwa model tersebut tidakcukup mampu menjelaskan variasi pertumbuhanekonomi Indonesia. Nilai Durbin-Watson stat sebesar1,397989 yang relatif rendah mengindikasikan adanyamasalah otokorelasi dalam model regresi estimasi yangdihasilkan. Berdasar semua nilai statistik yangdihasilkan dapat disimpulkan bahwa model estimasiyang diperoleh tidak cukup baik untuk membuat

kesimpulan secara statistikModel regresi estimasi yang akan dibangun dari

data runtut waktu menggunakan metode OLSmensyaratkan tidak adanya masalah otokorelasi.Masalah otokorelasi ini sering muncul pada data yangtidak stasioner. Sekumpulan data dinyatakan stasionerjika nilai rata-rata dan varians dari data runtut waktutersebut tidak mengalami perubahan secara sistematiksepanjang waktu. Model estimasi dari data yang tidakstasioner mengakibatkan model estimasi tersebutkurang baik (Nachrowi dan Usman: 340). Dengandemikian untuk memperoleh model estimasi antaradefisit anggaran pemerintah dan pertumbuhan ekonomiIndonesia perlu dilakukan pengujian terhadapstasioneritas data. Salah satu alat analisis untuk mengujistasioneritas data adalah dengan uji unit root ADFTest.

Nilai statistik uji ADF untuk pertumbuhanekonomi Indonesia 1985-2009 pada Tabel 2.amenunjukkan nilai probabilitas (Prob.) adalah 0,0173.Pada tingkat signifikansi 5%, pengujian unit rootmenolak hipotesis nol yang menyatakan bahwa datapertumbuhan ekonomi Indonesia 1985-2009 memilikiunit root ditolak. Hal ini berarti data tersebut tidakmemiliki unit root. Dengan demikian, dapat disimpulkanbahwa data pertumbuhan ekonomi Indonesia dalamperiode tersebut adalah stasioner. Nilai statistik uji ADFuntuk defisit anggaran pemerintah Indonesia 1985-2009pada Tabel 2b menunjukkan nilai probabilitas (Prob.)adalah 0,4942. Pada tingkat signifikansi 5%, pengujianunit root menerima hipotesis nol yang menyatakanbahwa data defisit anggaran pemerintah Indonesia1985-2009 memiliki unit root diterima. Dengan demikian,dapat disimpulkan bahwa data defisit anggaranpemerintah Indonesia dalam periode tersebut adalahtidak stasioner.

Data yang tidak stasioner akan menghasilkanmodel estimasi yang kurang baik. Hasil pengujianstasioneritas data menunjukkan data pertumbuhanekonomi stasioner pada level, sedangkan data defisitanggaran belanja pemerintah tidak stasioner. Modelregresi yang dihasilkan dari data yang tidak stasionerperlu dilakukan pengujian kemungkinan adanyakointegrasi antara pertumbuhan ekonomi dengan defisitanggaran pemerintah. Kointegrasi maksudnya adalahwalaupun variabel dalam model regresi secara individualtidak stasioner, kombinasi linear di antara dua atau lebih

156


data runtut waktu dapat stasioner (Gujarati, hal. 830).Untuk mengetahui apakah pertumbuhan ekonomi dandefisit angaran pemerintah terkointegrasi dapatdilakukan melalui pengujian stasioneritas residual darimodel estimasinya. Jika residual model estimasistasioner maka dapat disimpulkan bahwa pertumbuhanekonomi dan defisit anggaran pemerintahterkointegrasi. Nilai statistik uji ADF untuk residualmodel estimasi pertumbuhan ekonomi dan defisitanggaran pemerintah Indonesia 1985-2009menunjukkan nilai probabilitas (Prob.) adalah 0,0171.Pada tingkat signifikansi 5%, pengujian unit rootmenolak hipotesis nol yang menyatakan bahwa residualmemiliki unit root ditolak. Hal ini berarti data tersebuttidak memiliki unit root. Dengan demikian, dapatdisimpulkan bahwa residual model estimasipertumbuhan ekonomi dan defisit anggaran pemerintahIndonesia dalam periode tersebut adalah stasioner.Residual model estimasi pertumbuhan ekonomi dandefisit anggaran pemerintah Indonesia dalam periodestasioner menunjukkan bahwa pertumbuhan ekonomidan defisit angaran pemerintah terkointegrasi.Kointegrasi dua atau lebih data runtut waktumenunjukkan hubungan keseimbangan jangka panjangdi antara variabel-variabel tersebut (Gujarati, 830).Adanya kointegrasi antara pertumbuhan ekonomi dandefisit anggaran pemerintah menunjukkan bahwa modelregresi yang diperoleh dengan OLS bukan merupakanspurious regression.

Model regresi estimasi pertumbuhan ekonomidan defisit anggaran pemerintah yang dihasilkanmenunjukkan model keseimbangan jangka panjang.Mekanisme koreksi kesalahan dilakukan untukmerekonsiliasi perilaku jangka pendek dengan perilakujangka panjangnya. Hasil regresi model koreksikesalahan memiliki koefisien residual (error) yangsignifikan (prob. = 0,0021) pada tingkat 1%. Hal inimenunjukkan bahwa kesalahan keseimbangan dapatmempengaruhi pertumbuhan ekonomi. Penyesuaiansatu periode berikutnya untuk menuju keseimbanganjangka panjang sangat berarti, karena nilai koefisiennya76,6%.

SIMPULAN DAN SARAN

Simpulan

Penelitian tentang pengaruh defisit anggaran belanjapemerintah terhadap pertumbuhan ekonomi telahbanyak dilakukan di berbagai negara. Hasil penelitianmenunjukkan kesimpulan yang beragam. Penelitian inidilakukan menggunakan data pertumbuhan ekonomidan defisit anggaran belanja pemerintah tahun 1985-2009 dengan model OLS dan ECM. Simpulan yangdiperoleh adalah 1) Model regresi estimasi OLS tidakberhasil membuktikan bahwa defisit anggaranpemerintah berpengaruh terhadap pertumbuhanekonomi Indonesia. Hal ini ditunjukkan oleh nilaiprobabilitas koefisien regresi estimasi yang besar, yaitu0,5210; 2) Pada model regresi OLS, data pertumbuhanekonomi tidak memiliki unit root (data stasioner), namundata defisit anggaran pemerintah memiliki unit root (datatidak stasioner); 3) Model regresi OLS menghasilkanresidual yang stasioner, sehingga dapat diketahuibahwa dalam model regresi OLS antara pertumbuhanekonomi dan defisit anggaran pemerintahterkointegrasi; dan 4) Error correction mechanismdigunakan untuk melakukan rekonsiliasi antarakeseimbangan jangka panjang dan jangka pendek.Persamaan regeresi estimasi yang dihasilkan melaluikoreksi kesalahan juga tidak mampu membuktikanbahwa defisit anggaran pemerintah berpengaruhterhadap pertumbuhan ekonomi di Indonesia. Hal iniditunjukkan oleh nilai probabilitas koefisien regresiestimasi yang besar, yaitu 0,7338.

Saran

Penelitian ini menggunakan data defisit anggaranbelanja pemerintah yang diukur dari persentase defisitanggaran pemerintah terhadap produksi domestikbruto. Model regresi estimasi yang digunakan adalahmodel kuadrat terkecil biasa. Data yang digunakanrelatif sedikit, yaitu tahun 1985-2009. Saran untukpenelitian yang akan datang adalah periode penelitiandilakukan lebih lama dan variabel defisit anggaranpemerintah menggunakan data nominal. Model yangdigunakan adalah model semi-log. Penggunaan datadan model yang berbeda dapat dilakukan ujikonsistensi (robust) hasil penelitian.

157


DAFTAR PUSTAKA

Algifari. 1997 . Analisis Regresi, BPFE UGM.

______. 2007. “Pengaruh Defisit Anggaran Pemerintahterhadap Pertumbuhan Ekonomi Indonesia”.Jurnal Ekonomi dan Bisnis, Vol. 3, No. 3,Nopember 2009:193-201.

Brauninger, Michael. 2002. “The Budget Deficit, PublicDebt and Endogenous Growth”. Working Pa-per. Universitat der Baundeswehr, Hamburg.

Brender, Adi and Allan Drazen. 2008. “How Do BudgetDeficit and Economic Growth Affect ReelectionProspects? Evidence from a Large Panel of Coun-tries”. Working Paper, University of Maryland

Eisner, Robert. 1989. “Budget Defisit: Rhetoric andReality”. The Journal of Economic Perspec-tives. Vol. 3 No. 2. American Economic Asso-ciation.

Gujarati, D. 2003. Basic Econometrics. 4th Edition.Mc.Graw-Hill, New York.

Hyman, David N. 2005. Public Finance: A Contempo-rary Application of Theory to Policy. Interna-tional Student Edition. South-Western. Ohio.

Kunarjo. 2001. Defisit Anggaran Negara. MajalahPerencanaan Pembangunan Edisi 23 Tahun2001.

Lozano, Ignacio. 2008. “Budget Deficit, Money Growthand Inflation: Evidence from the ColombianCase”. The Economics Research Department atthe Central Bank of Colombia.

Mankiw, N. Gregory. 2007. Macroeconomics. 6th Edi-tion. Worth Publishers. New York.

Maryatmo. 2004. “Dampak Moneter Kebijakan DefisitAnggaran Pemerintah dan Peranan Asa Nalardalam Simulasi Model Makro-Ekonomi Indone-sia, 1983:1-2002:4”. Buletin Ekonomi Moneterdan Perbankan, September 2004.

Oladipo,S.O. and T.O. Akinbobola. 2011. “Budget Defi-cit and Inflation in Nigeria: A Causal Relation-ship”. Journal of Emerging Trends in Econom-ics and Management Science (JETEMS) 2 (1):1-8

Pahlavant, Mosayeb and Ali Salman Saleh. 2009. “Bud-get Deficit and Current Account Deficits in thePhilipines: A Causal Relationship”. AmericanJournal of Applied Sciences 6 (8): 1515-1520

Saleh, Samsubar. 2002. Pengaruh Kebijakan DefisitAnggaran Pemerintah terhadapPerekonomian Indonesia. Disertasi. ProgramDoktoral Fakultas Ekonomika dan Bisnis UGM.Tidak dipublikasikan.

Sawitri, Hendrin H. 2006. “Dampak Defisit AnggaranPemerintah terhadap Pertumbuhan Ekonomi”.Jurnal Organisasi dan Manajemen, Vol. 2, No,1, Maret 2006:1-10.

Waluyo, Joko. 2006. “Pengaruh Pembiayaan DefisitAnggaran terhadap Inflasi dan PertumbuhanEkonomi: Suatu Simulasi Model Ekonomi MakroIndonesia 1970 – 2003”. Kinerja, Vol. 10, No. 1,Tahun 2006:1-22.

www.mediaindonesia .com. Stimulus Fiskal 22 Juli 2010.

159

PENGARUH KARAKTERISTIK PERUSAHAAN TERHADAP TINGKAT.................. (Puji Handayati)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 159-169

ABSTRACT

Every company has a different characteristics one an-other. It’s shall be deemed to affect the decisions ofcompanies’ social disclosure in its annual report. Thecompany characteristic can be seen from several fac-tors, including company size, profitability, and lever-age. This study aims to determine the effect of com-pany characteristics in terms of company size, profit-ability, and leverage on the level of social disclosure inannual reports of companies partially or simultaneously.The study population is a hight profil firm listed inIndonesian Stock Exchange period 2008 and 2009, us-ing purposive sampling the sample obtained 40 com-panies. The results of this study indicate that the par-tially only company size have positive significant in-fluence to the social disclosure in corporate annualreports. But, simultaneously the variables companysize, profitability and leverage have significant influ-ence to social disclosure in corporate annual reports.Suggestions from this research are: further researchare expected to use longer observation period in orderto explain corporate social disclosure more perfectly,use research samples which is not only limited tohigh profile companies, and use othervariables to find new standard prediction model of corporate

PENGARUH KARAKTERISTIK PERUSAHAAN TERHADAPTINGKAT PENGUNGKAPAN INFORMASI SOSIAL

PERUSAHAAN: STUDI EMPIRIS PADA PERUSAHAAN YANGTERGOLONG HIGH PROFILE YANG TERDAFTAR

DI BURSA EFEK INDONESIA

Puji HandayatiFakultas Ekonomi, Universitas Negeri Malang

Jalan Semarang Nomor 5, Malang, Jawa Timur, 65145Telepon +62 341 551312, Fax. +62 341 551921

Email: [email protected]

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


social disclosure, the company management is expectedto be more open in revealing the activities related tosocial responsibility in its annual report and the gov-ernment and IAI are expected to make new policy sothe disclosure of corporate social responsibility couldbe mandatory disclosure, considering the companiessocial disclosure in Indonesia still in low level.

Keywords: company characteristic, social disclosure,company size, profitabily, leverage

PENDAHULUAN

Dewasa ini telah banyak tuntutan pada perusahaanuntuk lebih memperhatikan sektor-sektor yangmendukung kinerja perusahaan dalam kegiatanoperasinya. Tuntutan tersebut dikarenakanpengakomodasian unsur tanggungjawab sosial yangbelum dijalankan oleh perusahaan dengan baik danwajar dalam proses penilaian dampak sosial maupundalam pelaporan. Ini dibuktikan dengan begitu banyaktimbul konflik dan masalah pada industrial sepertidemonstrasi dan protes yang menyiratkanketidakpuasan. Berbagai elemen masyarakat di sekitar

160


lokasi pabrik merasa terganggu akibat limbah atau polusiyang timbul sehingga memberi dampak negatif terhadaplingkungan. Para buruh sering kali melakukan demodan mogok kerja akibat kebijakan upah dan pemberianfasilitas kesejahteraan yang diterapkan perusahaantidak mencerminkan rasa keadilan. Hubungan yangtidak selalu harmonis antara dunia usaha dengankonsumennya juga sering terjadi. Berbagai kasus,seperti biskuit beracun, makanan yang mengandunglemak babi, minuman dengan bahan pengawet yangberbahaya, bahkan pencemaran lingkungan yang akhir-akhir ini sering terjadi menunjukkan ketidakharmonisanhubungan tersebut. Misalnya kasus pencemaran danperusakan lingkungan oleh PT Lapindo Brantas diSidoarjo sehingga menyebabkan adanya luapan lumpurdi sekitar perusahaan. Demikian juga denganpencemaran lingkungan yang dilakukan PT NewmontMinahasa Raya di Buyat.

Terkait dengan tuntutan-tuntutan tersebut yangberkaitan dengan kinerja perusahaan dalampengelolaan lingkungan hidup, maka perusahaandituntut untuk memiliki laporan tentang lingkunganhidup, di samping laporan keuangan perusahaan yangdikeluarkan setiap tahun. Informasipertanggungjawaban sosial tersebut dapat dijadikanalat kontrol bagi perusahaan untuk mengetahui sejauhmana tanggungjawab perusahaan terhadap lingungansekitarnya. Aspek pertanggungjawaban sosial ini dapatdiungkapkan di dalam laporan tahunan atau dilaporkandalam bentuk laporan pertanggungjawaban sosialperusahaan sebagai salah satu elemen laporankeuangan secara keseluruhan. Pelaporan perusahaanmengenai interaksi terhadap aspek sosial danlingkungan dikenal dengan istilah Corporate SocialReporting (CSR).

Seiring dengan perkembangan perusahaanyang semakin pesat saat ini, maka akuntansipertanggungjawaban sosial sangat dibutuhkan olehperusahaan-perusahaan dalam menjalankan kegiatanoperasinya berdasarkan karakteristiknya masing-masing. Karakteristik tersebut dapat dilihat daribeberapa faktor, seperti ukuran perusahaan,profitabilitas, dan leverage. Karateristik tersebutdianggap dapat mempengaruhi keputusanpengungkapan sosial yang dilakukan perusahaan dalamlaporan tahunannya. Melalui pengungkapan sosialpada laporan tahunan, masyarakat dapat memantau

aktivitas-aktivitas yang dilakukan perusahaan dalamrangka memenuhi tanggungjawab sosialnya. Dengancara demikian, perusahaan akan memperoleh perhatian,kepercayaan, dan dukungan dari masyarakat sehinggaperusahaan dapat tetap eksis. Selain itu, pihak inves-tor pun akan memberi nilai tambah pada perusahaantersebut untuk dijadikan sebagai mitra bisnis denganmelihat laporan pertanggungjawaban sosial yangdikeluarkan oleh perusahaan. Berdasarkan penjelasantersebut, maka penelitian ini bertujuan untukmengetahui pengaruh karakteristik perusahaanterhadap pertanggungjawaban sosial perusahaan.


Dalam pandangan klasik dikatakan bahwatanggungjawab perusahaan pada dasarnya hanyaterbatas pada usaha mencari laba maksimal. Jikaperusahaan dapat mengumpulkan laba yang sebesar-besarnya tanpa memperhatikan efek sosialnya, berartiperusahaan sudah memenuhi panggilan tugasnyasebagai badan usaha. Namun, pada kenyataannyatujuan perusahaan tidak hanya mencari keuntungansemata tetapi harus pula memperhatikan pihak-pihaktertentu yang mempunyai kepentingan. Perusahaanharus melepaskan diri dari tujuan hanya mencarikeuntungan dengan memperluas tanggungjawabmanajemen. Perusahaan tidak hanya punyatanggungjawab ekonomi dan hukum, tetapi jugatanggungjawab tertentu terhadap sosial di luarkewajiban utamanya.

Tanggungjawab sosial perusahaan atau yangbiasa disebut dengan corporate social responsibility(CSR) secara konseptual menyatakan bahwa organisasimemiliki sebuah tanggungjawab terhadaplingkungannya, yaitu tanggungjawab terhadapkonsumennya, karyawan, pemegang saham, serikatburuh, dan lingkungan dalam segala aspek operasionalperusahaan (Gorin, 2008:2). Hal senada jugadiungkapkan oleh Davis (1993) yang mendefinisikanCSR sebagai kewajiban para pembuat keputusanperusahaan untuk melakukan tindakan guna melindungidan meningkatkan kesejahteraan masyarakat menujupada kehidupan yang lebih baik. Kedua definisi diatas diperkuat juga oleh Pujiningsih (2008:16) yang jugamengungkapkan bahwa tanggungjawab sosialperusahaan sebagai konsekuensi logis perusahaan

161

PENGARUH KARAKTERISTIK PERUSAHAAN TERHADAP TINGKAT.................. (Puji Handayati)

akibat aktivitas yang dilakukannya kepada masyarakat.Sebuah definisi luas oleh World Business Coun-

cil for Sustainable Development (WBCSD) yaitu suatuasosiasi global yang terdiri dari sekitar 200 perusahaanyang secara khusus bergerak di bidang pembangunanberkelanjutan, menyatakan bahwa CSR adalah suatukomitmen berkelanjutan oleh dunia usaha untukbertindak etis dan memberikan kontribusi kepadapengembangan ekonomi dari komunitas setempatataupun masyarakat luas, bersamaan denganpeningkatan taraf hidup pekerjanya beserta seluruhkeluarganya. Berdasarkan berbagai definisi tentangCSR, dapat disimpulkan bahwa tanggungjawab sosialmerupakan bentuk kewajiban perusahaan yang dibuatoleh manajemen sebagai bentuk tanggungjawabperusahaan terhadap masyarakat, lingkungan, maupunpihak-pihak berkepentingan lainnya berkaitan dengankegiatan dan kepedulian perusahaan terhadaplingkungan dan sosial.

Bradshaw (1993) mengemukakan bahwaberdasarkan luas pengungkapannya, ada tiga bentuktanggungjawab sosial perusahaan yaitu 1) corporatephilantrophy, merupakan tanggungjawab sosialperusahaan yang berada pada sebatas kedermawananatau kerelaan belum sampai pada tanggungjawabnya.Bentuk tanggung jawab ini dapat merupakan kegiatanamal, sumbangan, atau kegiatan lain yang mungkin sajatidak langsung berhubungan dengan kegiatanperusahaan; 2) corporate responsibility, merupakankegiatan pertanggungjawaban sebagai bagiantanggungjawab perusahaan baik karena ketentuanperaturan perundangan atau bagian dari kemauan ataukesediaan perusahaan; dan 3) corporate policy,merupakan tanggungjawab sosial perusahaan sebagaibagian dari kebijakannya. Berdasarkan klasifikasitersebut dapat disimpulkan bahwa perusahaanmelakukan tanggungjawab sosialnya karena adanyakebijakan dari perusahaan itu sendiri, baik tersusundalam bentuk ketentuan atau peraturan perusahaan,maupun hanya sebatas gerakan moral.

Pengungkapan menurut Hendriksen dan Breda(2000:74) adalah penyediaan sejumlah informasi yangdibutuhkan untuk pengoperasian secara optimal pasarmodal yang lebih luas. Pengungkapan yang dilakukanoleh perusahaan merupakan bentuk upaya perusahaanuntuk menyajikan informasi komprehensif bagi parapemakai laporan keuangan, mengingat hal yang

diungkap akan sangat berpengaruh terhadap sikap dankeputusan yang diambil oleh para pemakai laporankeuangan. Secara sederhana, Suryani (2007:11)mengatakan bahwa pengungkapan dapat diartikansebagai pengeluaran informasi yang disajikan dalamlaporan tahunan. Secara konseptual, pengungkapanmerupakan bagian integral dari pelaporan keuangan.Secara teknis, pengungkapan merupakan langkah akhirdalam proses akuntansi yaitu penyajian informasi dalambentuk seperangkat penuh statement keuangan(Suwardjono, 2005:35). Informasi yang diungkapkanharus berguna dan tidak membingungkan pemakailaporan keuangan dalam membantu pengambilankeputusan ekonomi.

Security Exchange Commision (SEC) dalamUtomo (2000) mengemukakan bahwa tujuanpengungkapan Laporan Keuangan adalah untuk pro-tective disclosure dan nformative disclosure. Adapuntujuan CSR adalah untuk meningkatkan citraperusahaan dan membebaskan akuntabilitas organisasiatas dasar asumsi adanya kontrak sosial di antaraorganisasi dan masyarakat (Rusmanita, 2000:23).Keberadaan kontrak sosial ini menuntut dibebaskannyaakuntabilitas sosial. Jadi pengungkapan sosial yangdilakukan oleh perusahaan itu bertujuan untukmelindungi investor atau untuk memberikan informasipada para pemakai laporan keuangan atau bahkanmencakup keduanya. Untuk itulah makapertanggungjawaban sosial perusahaan perludiungkapkan dalam perusahaan sebagai wujudpelaporan tanggungjawab sosial kepada masyarakat.Di samping itu, untuk menunjukkan bahwa perusahaantelah melakukan kegiatan sosial, telah ikut berperanserta dalam masalah sosial, serta untuk mengevaluasisocial performance perusahaan, karena dengan socialperformance masyarakat dapat membentuk imagepositif atau negatif.

Karakteristik perusahaan dapat dilihat dariberbagai faktor, antara lain ukuran perusahaan,profitabilitas, dan leverage. Karakteristik perusahaantersebut dianggap dapat mempengaruhi keputusanpengungkapan sosial yang dilakukan perusahaan dalamlaporan tahunannya. Gray et al. (1995) meneliti laporantahunan 100 perusahaan di Inggris, dimana laporantersebut diteliti berdasarkan tipe-tipe pengungkapandan karakteristik perusahaan baik secara tahun pertahun maupun secara total keseluruhan selama delapan

162


tahun. Penelitian tersebut menunjukkan hasil bahwapengungkapan masalah lingkungan lebih kecil apabiladibandingkan dengan tipe pengungkapan yang lain.Berdasarkan penelitian secara keseluruhan dalamdelapan tahun, menunjukkan bahwa perusahaancenderung untuk lebih banyak memiliki pengungkapanmasalah sosial dalam laporan tahunannya.

Perusahaan yang berukuran lebih besarcenderung memiliki public demand terhadap informasiyang lebih tinggi dibanding dengan perusahaan yangberukuran kecil. Di samping itu, perusahaan besarmempunyai biaya produksi informasi yang lebih rendahyang berkaitan dengan pengungkapannya atau biayacompetitive disadvantage yang lebih rendah pula,memiliki biaya keagenan yang lebih besar yang tentuakan mengungkapkan informasi yang lebih luas sebagaicara untuk mengurangi biaya keagenan yangdikeluarkan. Di samping itu, Fitriani (2001) membuktikanbahwa variabel net profit margin (NPM) mempunyaihubungan positif dengan kelengkapan pengungkapan.Jadi semakin tinggi NPM suatu perusahaan makasemakin tinggi indeks kelengkapan pengungkapannya.Berdasarkan uraian tersebut maka peneliti merumuskanhipotesis sebagai berikut:H1: ukuran perusahaan berpengaruh terhadap tingkat

pengungkapan sosial dalam laporan tahunanperusahaan.

H2: tingkat profitabilitas perusahaan berpengaruhterhadap tingkat pengungkapan sosial dalamlaporan tahunan perusahaan.

H3: tingkat leverage berpengaruh terhadap tingkatpengungkapan sosial dalam laporan tahunanperusahaan.

Penelitian ini merupakan penelitian eksplanatoriyang bertujuan untuk menguji hubungan antarvariabelpenelitian. Tujuan penelitian ini adalah untukmemperoleh bukti empiris mengenai pengaruhkarakteristik perusahaan terhadap pengungkapaninformasi sosial dalam laporan tahunan perusahaan.Karakteristik perusahaan yang digunakan dalampenelitian ini didasarkan pada ukuran perusahaan (size),profitabilitas dan tingkat leverage. Kerangka pengaruhvariabel independen (X) terhadap variabel dependen(Y) dapat digambarkan sebagai berikut:

X1X2 YX3

X1 = Ukuran PerusahaanX2 = ProfitabilitasX3 = LeverageY = Pengungkapan Informasi sosial

= Secara parsial= Secara simultan

Gambar 1Hubungan Antar Variabel

Ukuran perusahaan menunjukkan besarkecilnya perusahaan. Semakin besar ukuran suatuperusahaan, maka akan semakin banyak mendapatperhatian dari pasar maupun publik secara umum.Ukuran perusahaan dalam penelitian ini dilihat dari to-tal asset perusahaan. Profitabilitas perusahaanmerupakan kemampuan perusahaan dalammenghasilkan keuntungan. Tingkat profitabilitas dalampenelitian ini diukur bedasarkan net profit margin(NPM) yaitu laba bersih dibagi dengan pendapatanyang diperoleh perusahaan selama tahun berjalan.

Laba bersihNPM =

Pendapatan

Leverage menunjukkan penggunaan biayatetap dalam usaha meningkatkan keuntungan. Lever-age keuangan dalam penelitian ini di ukur dari totalutang dibagi dengan total asset.

Total utangLEV =

Total asset

Pengungkapan sosial adalah pengungkapanyang dilakukan oleh perusahaan untuk memenuhikebutuhan informasi bagi para stakeholder.Pengungkapan sosial menunjukkan seberapa banyak

---

163


item-item pengungkapan yang diisyaratkan telahdiungkapkan. Dalam penelitian ini item-itempengungkapan yang digunakan untuk mengukurpengungkapan sosial didasarkan pada ISO 26000 Guid-ance Standard on Social Responsibility yang terdiridari 34 item dalam 7 tema pokok pengungkapan.

Pengungkapan sosial menunjukkan seberapabanyak item-item pengungkapan yang disyaratkantelah diungkapkan. Dengan menyesuaikan item-item

pengungkapan sosial dalam ISO 26000 Guidance Stan-dard on Social Responsibility yang mencakup 34 itemdalam 7 tema pokok, yang disajikan dalam Tabel 1berikut ini:

Dalam penelitian ini, alat ukur yang digunakanuntuk mengukur pengungkapan sosial perusahaanadalah Corporate Social Responsibility Index (CSRI)yang didasarkan pada item-item yang terdapat dalamISO 26000 Guidance Standard on Social Responsibil-ity. CSRI dapat dirumuskan sebagai berikut:

Tabel 1Tema Pengungkapan Sosial

Sumber: http://www.csrindonesia.org

Item Pengungkapan

1. Keterlibatan di masyarakat2. Penciptaan lapangan kerja3. Pengembangan tekhnologi4. Kekayaan dan pendapatan5. Investasi yang bertanggungjawab6. Pendidikan dan kebudayaan7. Kesehatan8. Peningkatan kapasitas1. Praktik pemasaran, informasi dan kontrak yang adil2. Penjagaan kesehatan dan keselamatan konsumen3. Konsumsi yang berkelanjutan4. Penjagaan data dan privasi konsumen5. Pendidikan dan penyadaran1. Anti korupsi2. Keterlibatan yang bertanggungjawab dalam politik3. Kompetisi yang adil4. Promosi tanggung jawab sosial dalam rantai pemasok5. Penghargaan terhadap property right1. Pencegahan polusi2. Penggunaan sumber daya yang berkelanjutan3. Mitigasi dan adaptasi terhadap perubahan iklim4. Perlindungan dan pemulihan lingkungan1. Kesempatan kerja dan hubungan pekerjaan2. Kondisi kerja dan jaminan sosial3. Dialog dengan berrbagai pihak4. Kesehatan dan kemanan kerja5. Pengembangan sumber daya manusia1. Non diskrimasi dan perhatian pada kelompok rentan2. Menghindari kerumitan3. Hak-hak sipil dan politik4. Hak-hak dasar pekerja1. Proses dan struktur pengambilan keputusan2. Pendelegasian kekuasaan

TemaPengungkapan

PengembanganMasyarakat

Konsumen

Praktek KegiatanInstitusi yang Sehat

Lingkungan

Ketenagakerjaan

Hak Asasi Manusia

OrganizationalGovernance

No

1

2

3

4

5

6

7

164


Σ item yang diungkapkan oleh perusahaanCSRI = x 100%

Σ item menurut ISO 26000

Populasi dalam penelitian ini adalah perusahaanyang tergolong perusahaan high profile yang listingdi Bursa Efek Indonesia (BEI) selama periode tahun2008 – 2009. Jumlah populasi dalam penelitian inisebanyak 213 perusahaan. Metode pengambilan sampeldalam penelitian ini menggunakan metode purposivesampling, yaitu pengambilan sampel denganberdasarkan kriteria tertentu secara tidak acak. Kriteria-kriteria yang digunakan dalam penelitian sampel adalah1) perusahaan tergolong high profile yang terdaftar diBEI periode 2008-2009; 2) perusahaan-perusahaan yangtergolong high profile yang tergolong jenis perusahaanpertambangan, agriculture, rokok, bahan dasar dankimia, semen, otomotif, farmasi, consumer, dantelekomunikasi; 3) perusahaan tersebut menerbitkanlaporan keuangan tahunan periode 2008 dan 2009 sertamenyerahkan laporan tahunannya tersebut kepadaBAPEPAM dan telah mempublikasikannya berturut-turut; dan 4) informasi pengungkapan sosialdiungkapkan pada laporan tahunan perusahaan yangbersangkutan selama periode 2008-2009.

Berdasarkan 4 karakteristik sampel makadiperoleh 40 perusahaan sampel. Model regresidigunakan untuk mengetahui besarnya pengaruhvariabel dependen terhadap variabel independen.Hubungan antara karakteristik perusahaan dengantingkat pengungkapan informasi sosial dirumuskansebagai berikut:

PS = a + b1SIZE + b2PM + b3LEV + e

dimana PS : tingkat pengungkapan informasi sosialSIZE : ukuran PerusahaanNPM : Net Profit Margin (profitabilitas)LEV : leveragea : konstantab : koefisiene : tingkat kesalahan

HASIL PENELITIAN

Pengungkapan sosial pada penelitian ini diukur denganmenggunakan Corporate Social Responsibility Index(CSRI) yang didasarkan pada ISO 26000 Guidance Stan-

dard on Social Responsibility. Tema pokokpengungkapan sosial dalam CSRI ini terdiri dari 34 itempengungkapan yang terdiri dari 7 tema pokokpengungkapan yang meliputi pengembanganmasyarakat, konsumen, praktik kegiatan institusi yangsehat, lingkungan, ketenagakerjaan, hak asasi manusia,serta organizational governance. Dalam penelitian iniitem pengungkapan yang paling banyak diungkapkanoleh perusahaan dalam laporan tahunannya adalahkategori organizational governance yang meliputiproses dan struktur pengendalian keputusan sertapengendalian kekuasaan. Data jumlah pengungkapansosial perusahaan sampel ditunjukkan pada Tabel 2berikut.

Berdasarkan Tabel 2, dari jumlah 40 perusahaansampel selama dua tahun berturut-turut yaitu tahun2008 dan 2009 yang mempunyai rata-rata pengungkapansosial paling banyak adalah PT. Astra International Tbk.(ASII) dan PT. United Traktor Indonesia Tbk. (UNTR)yaitu sebesar 100%, sedangkan perusahaan sampelyang mempunyai rata-rata pengungkapan sosial pal-ing sedikit adalah PT. AKR Corporindo Tbk. yaitusebesar 60,29%. Di samping itu, rata-ratapengungkapan sosial perusahaan sampel pada tahun2008 sebesar 77,72%, menunjukkan angka yang lebihkecil dibandingkan rata-rata pengungkapan sosialperusahaan sampel pada tahun 2009 yang sebesar81,56%.

PEMBAHASAN

Pengujian terhadap hipotesis penelitian pengaruhukuran perusahaan (size) terhadap tingkatpengungkapan informasi sosial menunjukkan nilai p-value pada variabel ukuran perusahaan (size) (X1) lebihkecil dari level of significant (α = 0,05) yaitu 0,000 <0,05. Di samping itu, berdasarkan hasil uji tmenunjukkan nilai t-hitung yang lebih besar dari nilait-tabel yaitu 4,487 > 1,685 dan nilai koefisien regresisebesar 11,121. Hasil ini menunjukkan bahwa ukuranperusahaan yang tercermin dalam total aktiva memilikipengaruh positif signifikan terhadap tingkatpengungkapan informasi sosial dalam laporan tahunanperusahaan. Ketika nilai total aktiva perusahaanmeningkat, pihak manajemen tentu akanmengungkapkan informasi sosialnya lebih banyak lagi.Hal ini dikarenakan semakin tinggi nilai total aktiva

165


Tabel 2Pengungkapan Sosial Perusahaan Sampel

Sumber: ICMD tahun 2008-2009.

No. Kode 2008 2009 Rata-rataPerusahaan ΣΣΣΣΣ Item % ΣΣΣΣΣ item ΣΣΣΣΣ Item % ΣΣΣΣΣ item % ΣΣΣΣΣ item

1. AKRA 21 60,82 21 61,76 60,292. ANTM 29 85,29 29 85,29 85,293. APEX 33 97,06 33 97,06 97,064. ASII 34 100 34 100 1005. ATPK 21 61,76 22 64,71 63,2356. BISI 31 91,18 23 67,65 79,4157. BTEL 28 82,35 26 74,53 77,948. BUMI 32 94,12 32 94,12 94,129. DVLA 22 64,71 22 64,71 64,7110. ENRG 24 70,59 24 70,59 70,5911. EXCL 24 70,59 26 76,47 73,5312. FREN 24 70,59 24 70,59 70,5913. IDKM 20 58,82 22 64,71 61,76514. INAF 28 82,35 24 70,59 76,4715. INCO 32 94,12 31 91,18 92,6516. INDF 30 88,23 31 91,18 89,70517. INTA 23 67,65 31 91,18 79,41518. INTP 25 73,53 28 82,35 77,9419. ISAT 28 82,35 31 91,18 86,76520. KAEF 23 67,65 27 79,41 73,5321. KLBF 24 70,59 28 82,35 76,4722. LTLS 20 58,82 26 76,47 67,64523. MEDC 30 88,23 32 94,12 91,17524. MLBI 21 61,76 26 76,47 69,11525. MNCN 30 88,23 31 91,18 89,70526. PGAS 31 91,18 32 94,12 92,6527. PTBA 28 82,35 30 88,23 85,2928. SGRO 30 88,23 33 97,06 92,64529. SMAR 25 70,79 27 79,41 7530. SMGR 27 79,41 29 85,12 82,26531. SOBI 24 70,59 24 70,59 70,5932. TCID 23 67,65 24 70,58 69,11533. TINS 28 82,35 30 88,23 85,2934. TLKM 28 82,35 28 82,35 82,3535. TURI 20 58,82 25 73,53 66,17536. ULTJ 23 67,65 24 70,58 69,11537. UNIC 20 58,82 23 67,65 63,23538. UNSP 28 82,35 30 88,23 85,2939. UNTR 34 100 34 100 10040. UNVR 34 97,09 34 97,09 97,06

166


perusahaan, maka perusahaan tersebut semakin besar.Hasil penelitian ini tidak sependapat dengan penelitianyang dilakukan oleh Utami (2004) dan Rosmasita (2007)yang menyatakan bahwa ukuran perusahaan tidakberpengaruh secara signifikan terhadap pengungkapanpertanggungjawaban sosial suatu perusahaan.Perbedaan hasil ini disebabkan oleh beberapa hal, diantaranya dalam penelitian Utami (2005) ukuranperusahaan diproksikan dalam jumlah tenaga kerjaperusahaan dan perusahaan sampel yang digunakanadalah perusahaan yang tergolong enviromental sen-sitive. Rosmasita (2007) dalam penelitiannyamenggunakan sampel perusahaan manufaktur sertaitem pengungkapan sosial yang diteliti menggunakanPublic Environmental Reporting Initiative (PERI) sertamenyesuaikan butir-butir yang ada dengan StandarAkuntansi Keuangan (SAK).

Pengujian terhadap hipotesis penelitianpengaruh profitabilitas terhadap tingkat pengungkapaninformasi sosial menunjukkan bahwa profitabilitas tidakberpengaruh signifikan terhadap tingkatpengungkapan informasi sosial. Hal ini didasarkan padahasil analisis regresi linear yang menunjukkan nilai -p-value NPM (X2) yang lebih besar dari level of signifi-cant (α = 0,05), yaitu 0,237 > 0,05 dan nilai t-hitungyang lebih kecil dari t-tabel yaitu 1,202 < 1,685. Nilaikoefisien regresi pada hasil uji t menunjukkan nilaisebesar 15,017 yang berarti bahwa terdapat hubunganpositif antara profitabilitas yang diproksikan dalam NetProfit Margin (NPM) dengan tingkat pengungkapaninformasi sosial perusahaan. Jadi semakin tinggi NPMsuatu perusahaan maka semakin tinggi indekskelengkapan pengungkapannya. Data laporan tahunanperusahaan yang dijadikan sampel juga membuktikanbahwa profitabilitas tidak mempengaruhi tingkatpengungkapan informasi sosial. PT. Indofarma (persero)Tbk. (INAF) memiliki nilai rata-rata NPM yang palingtinggi namun perusahaan tersebut memililiki nilai rata-rata pengungkapan sosial yang hanya sebesar 76,47%.Hal tersebut membuktikan bahwa NPM memilikihubungan positif tidak signifikan terhadap tingkatpengungkapan informasi sosial perusahaan.

Pengujian terhadap hipotesis penelitianpengaruh leverage terhadap tingkat pengungkapaninformasi sosial menunjukkan nilai koefisien regresisebesar -1,890 yang berarti terdapat hubungan negatifantara leverage dengan tingkat pengungkapan

informasi sosial perusahaan. Semakin tinggi tingkatleverage suatu perusahaan maka tingkatpengungkapan informasi sosial perusahaan akanrendah. Hasil ini juga dapat dibuktikan dari nilai rata-rata perusahaan sampel yang memiliki tingkat lever-age paling tinggi yaitu PT. AKR Corporindo Tbk.(AKRA) yaitu sebesar 0,585 dengan nilai rata-ratapengungkapan sosial hanya sebesar 60,29% atau nilairata-rata pengungkapan sosial paling rendah di antaraperusahaan sampel lainnya. PT AKR Corporindo Tbk.(AKRA) lebih banyak menungkapkan informasisosialnya khususnya pada tema ketenagakerjaan danlingkungan dari total 7 tema pengungkapan sosialmenurut ISO 26000 Guidance Standard on Social Re-sponsibility.

Menurut teori agensi tingkat leveragemempunyai pengaruh negatif terhadap pengungkapantanggungjawab sosial. Manajemen perusahaan dengantingkat leverage yang tinggi akan mengurangipengungkapan tanggungjawab sosial yang dibuatnyaagar tidak menjadi sorotan dari para stakeholders. Olehkarena itu, perusahaan dengan rasio leverage yangtinggi memiliki kewajiban untuk memenuhi kebutuhaninformasi kreditur jangka panjang, sehinggaperusahaan akan menyediakan informasi secara lebihkomprehensif. Hasil penelitian ini menunjukkan bahwaleverage memiliki hubungan negatif dan tidakberpengaruh terhadap tingkat pengungkapan informasisosial. Di samping itu, beberapa penelitian terdahuluyang sejalan dengan penelitian ini adalah penelitianyang dilakukan oleh Sembiring (2005) dan Rosmasita(2007) yang menyebutkan bahwa leverage yangdiproksi dengan rasio utang terhadap modal sendirimenunjukkan pengaruh yang negatif dan tidaksignifikan terhadap pengungkapan tanggungjawabsosial perusahaan. Kesamaan hasil ini karena padapenelitian Sembiring (2005) dan Rosmasita (2007) le-verage perusahaan diproksikan dalam rasio utangterhadap modal.

Pengujian terhadap hipotesis penelitianpengaruh ukuran perusahaan (size), profitabilitas, danleverage terhadap tingkat pengungkapan informasisosial menunjukkan bahwa ukuran perusahaan (size),profitabilitas dan leverage secara bersama-samamempengaruhi tingkat pengungkapan informasi sosialdalam laporan tahunan perusahaan. Hal ini dapat dilihatdari nilai F-hitung sebesar 7,977 dengan tingkat

167


signifikansi 0,000. Hasil analisis data juga menunjukkanbahwa Adjusted R Square menunjukkan angka 34,9%.Hal ini berarti 34,9% variabel dependen pengungkapansosial dijelaskan oleh variabel independen yang terdiridari Ukuran Perusahaan (size), Profitabilitas, dan Le-verage dan sisanya 65,1% dijelaskan oleh variabel laindi luar variabel yang digunakan. Nilai F hitung sebesar7,977 dengan tingkat signifikansi 0,000. Nilaiprobabilitas sebesar 0,000 lebih kecil dari 0,05, makahipotesis penelitian diterima yang berarti karakteristikperusahaan secara bersama-sama berpengaruh secarasignifikan terhadap tingkat pengungkapan informasisosial dalam laporan tahunan perusahaan. Hasilpenelitian ini sejalan dengan hasil beberapa penelitianterdahulu yang mengungkapkan bahwa karakteristikperusahaan secara bersama-sama berpengaruh secarasignifikan terhadap tingkat pengungkapan informasisosial dalam laporan tahunan perusahaan, sepertipenelitian Sembiring (2005) yang menyatakan bahwasecara simultan, size, profitabilitas, profile, ukurandewan komisaris, dan leverage berpengaruh signifikanterhadap tingkat pengungkapan tanggungjawabsosial. Namun pada penelitian ini ukuran dewankomisaris tidak disertakan dalam variabel penelitian.

SIMPULAN DAN SARAN

Simpulan

Simpulan hasil penelitian ini adalah 1) ukuranperusahaan yang tercermin dalam total aktiva memilikipengaruh positif signifikan terhadap tingkatpengungkapan informasi sosial dalam laporan tahunanperusahaan. Ketika nilai total aktiva perusahaanmeningkat, pihak manajemen tentu akanmengungkapkan informasi sosialnya lebih banyak lagi;2) profitabilitas tidak berpengaruh signifikan terhadaptingkat pengungkapan informasi sosial; 3) leveragedengan tingkat pengungkapan informasi sosialperusahaan mempunyai hubungan negatif karenasemakin tinggi tingkat leverage suatu perusahaan makatingkat pengungkapan informasi sosial perusahaanakan rendah; dan 4) ukuran perusahaan (size),profitabilitas dan leverage secara bersama-samamempengaruhi tingkat pengungkapan informasi sosialdalam laporan tahunan perusahaan.

Saran

Berdasarkan pembahasan pada penelitian ini, makasaran-saran yang diajukan adalah sebagai berikut: 1)bagi manajemen perusahaan diharapkan lebih terbukadalam mengungkapkan kegiatan-kegiatan yangberhubungan dengan tanggungjawab sosial dalamlaporan tahunannya; 2) pemerintah dan Ikatan AkuntanIndonesia (IAI) diharapkan mampu merumuskan suatukebijakan untuk menjadikan pengungkapantanggungjawab sosial perusahaan sebagai mandatorydisclosure mengingat masih rendahnya tingkatpengungkapan informasi sosial perusahaan-perusahaan di Indonesia; dan 3) penelitian selanjutnyadiharapkan menggunakan periode pengamatan yanglebih lama sehingga dapat lebih menjelaskanpengungkapan sosial perusahaan.

DAFTAR PUSTAKA

Almilia, Luciana Spica dan Retrinasari, Ikka. 2007,Analisis Pengaruh Karakteristik PerusahaanTerhadap Kelengkapan Pengungkapan dalamLaporan Tahunan Perusahaan Manufakturyang Terdaftar Di BEJ. Makalah dalam Pro-ceeding Seminar Nasional, Inovasi dalamMenghadapi Perubahan Lingkungan Bisnis, FEUniversitas Trisakti Jakarta, 9 Juni 2007.

Anggraini, Fr. Reni Retno. 2006. PengungkapanInformasi Sosial dan Faktor-faktor yangMempengaruhi Pengungkapan InformasiSosial dalam Laporan Tahunan. Makalahdisajikan dalam Simposium Nasional AkuntansiIX, Ikatan Akuntan Indonesia-Komisi AkuntansiKeuangan dan Pasar Modal, Padang 25-26Agustus 2006.

Arikunto, Suharsimi. 2002. Metodologi PenelitianEkonomi. Jakarta : Penerbit UI (UI) Press.

Belkaoui dan Riahi, Ahmed. 2006. Accounting Theory.Edisi 5. Buku Satu. Jakarta: Salemba Empat.

168


Belkaoui, Ahmed and Philip G. Karpik.1989. “Determi-nant of the Corporate Decision to Disclose So-cial Information”. Accounting, Auditing, andAccountability Journal. Vol. 2, No. 1:36-51.

Chariri, Anis dan Ghozali, Imam. 2001. Teori Akuntansi.Semarang: Badan Penerbit UniversitasDiponegoro.

Daniri, 2008. Standarisasi Tanggungjawab SosialPerusahaan. (http://www.menlh.go.id). diakses2 Oktober 2009.

Daniri, 2009. CSR based on ISO 26000 Guidance Stan-dard on Social Responsibility. (http://www.csrindonesia.org) diakses 8 September2009.

Fitriani. 2001. Signifikasi Perbedaan TingkatKelengkapan Pengungkapan Wajib danSukarela Pada Laporan KeuanganPerusahaan Publik Yang Terdaftar Di BursaEfek Jakarta. Makalah dipresentasikan dalamSimposium Nasional Akuntansi IV.

Gorin, 2008. Akuntansi Pertanggungjawaban Sosial(Concern Ke Karyawan). (http://www.one.indoskripsi.com) diakses 15 Oktober2009.

Hackston, David and Markus J. Milne. 1996. “SomeDeterminants of Social and Enviromental Dis-closure in New Zealand Companies”. Account-ing, Auditing, and Accountability Journal, Vol.9 No. 1:77-108.

Harahap, Sofyan S. 2007. Teori Akuntansi. Jakarta:PTRaja Grafindo Persada.

Hendriksen, Eldon S, Michael F Van Breda, 2000. TeoriAkuntansi. Jakarta: Interaksa.

Indonesian Capital Market Directory 2008. Jakarta StockExchange.

Indonesian Capital Market Directory 2009. Jakarta StockExchange.

Indriantoro, N., Supomo, B. 1998. MetodologiPenelitian Bisnis untuk Akuntansi danManajemen. Yogyakarta: BPFE.

Jensen, C. Michael and Meckling, W. H. 1976. “Theoryof The Fim Manajerial Behavior, Agency Costand Ownership Structue”. Journal of Finan-cial Economics. (http://www.ssrn.com) diakses14 Maret 2010.

Jogiyanto. 2004. Metodologi Penelitian Bisnis untukAkuntansi dan Manajemen. Yogyakarta: BPFE.

Mattews, MR. 1997. “Twenty-five Years of Social andEnviromental Accounting Research: IsThere A Silver Jubille to Celebrate?” Account-ing, Auditing, and Accountability Journal. Vol.10, No. 4.

Pallazi, Marcello, and Stracher, George. 1995. Corpo-rate Social Responsibility and Bussines Succes.(http://www.findarticles.com) diakses 2 Oktober2009.

Pujiningsih, S. 2008. Akuntansi Sosial. Malang: FEUM.

Rosmasita, H. 2007. Faktor-Faktor yangMempengaruhi Pengungkapan Sosial (SocialDisclosure) dalam Laporan KeuanganTahunan Perusahaan Manufaktur di BursaEfek Jakarta. (http://pustaka.net/akuntansi.pdf) diakses 18 Oktober 2009.

Sembiring, Eddy R. 2005. Karakteristik Perusahaandan Pengungkapan Tanggungjawab Sosial:Study Empiris Pada Perusahaan Yang Tercatatdi Bursa Efek Jakarta. Makalah disajikan dalamSimposium Nasional Akuntansi VII, IkatanAkuntan Indonesia-Kompartemen AkuntanPendidik, Solo 15-16 September 2005.

Sulastini, Sri. 2007. Pengaruh KarakteristikPerusahaan terhadap Social DisclosurePerusahaan Manufaktur yang telah Go Pub-lic. (http://www.one.indoskripsi.com) diakses 15Oktober 2009.

169


Suryani. 2007. Pengaruh Profile dan Size Perusahaanterhadap Luas Pengungkapan Sukarela padaPerusahaan Food and Beverages yangterdaftar di Bursa Efek Jakarta. (http://www.one. indoskripsi.com) diakses 15 Oktober2009.

171

PENGARUH UANG BEREDAR TERHADAP INDEKS HARGA SAHAM............... (Henny Rahyuda)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 171-180

ABSTRACT

In an efficient market, information about macroeco-nomic of growth variables both in the present and inthe past fully reflected in asset prices, when the infor-mation was published already predicted the stock pricewill not change (neutral). This study aims to see theneutrality of money supply in the stock market by look-ing at the impact of money supply in the narrow sense(M1) and money supply in the broad sense (M2) on theComposite Stock Price Index (CSPI) in Indonesia StockExchange. This study uses quantitative analysis witha model developed by Fisher and Seater (1993) to testthe neutrality of money through the method of Ordi-nary Least Square (OLS) First-Difference. The data usedare time series per month from 1998 until 2009. Theresults shows that the variable M1 does not affect (neu-tral) against CSPI in the long term. While the M2 vari-ables affect the CSPI (not neutral) in the long run. Basedon estimates, the variable M2 is cointegrated with CSPI,so that it can affect the index in the long term.

Keywords: CSPI, money supply, efficient market hy-pothesis, fisher and seater model, OLS

PENGARUH UANG BEREDAR TERHADAP INDEKS HARGASAHAM GABUNGAN DI BURSA EFEK INDONESIA

PERIODE 1998:1-2009:12

Henny RahyudaFakultas Ekonomi Universitas UdayanaKampus Bukit Jimbaran, Badung-BALI

Telepon +62 361 701954, 704845, Fax. +62 361 701907E-mail: [email protected]

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


PENDAHULUAN

Krisis ganda yang terjadi di Indonesia sebagai akibatmelemahnya nilai tukar rupiah dan merosotnyakepercayaan masyarakat terhadap perbankan,menyebabkan melonjaknya jumlah uang yang beredar.Kebutuhan rupiah yang lebih besar untuk melakukantransaksi sebagai akibat tingginya kenaikan harga telahmendorong masyarakat untuk memilih alat pembayaranyang lebih likuid. Sampai dengan Juni 1998, sejalandengan peningkatan penarikan uang kartal, M1mengalami lonjakan cukup tinggi hingga mencapaiRp109,4 triliun atau meningkat 11,3% dibandingkandengan bulan Maret 1998. Selanjutnya, kenaikan sukubunga simpanan dan adanya konversi simpanan valutaasing ke rupiah telah mengakibatkan pergeseran dariM1 ke uang kuasi rupiah sehingga posisi M1 cenderungmenurun dan mencapai titik terendah pada bulanOktober 1999, yaitu sebesar Rp98,9 triliun (SEKI, 1998/1999:64). Kenaikan uang kuasi tersebut meningkatkanM2.

Jumlah M1 mengalami peningkatan sebesar 30%hingga mencapai posisi Rp62,2 triliun pada akhir tahun2000. Peningkatan tersebut selain disebabkan oleh

172


peningkatan uang kartal juga disebabkan olehpeningkatan uang giral sebesar Rp23,5 triliun (35,5%).Peningkatan uang giral ini sejalan denganmeningkatnya aktivitas perekonomian dan rendahnyasuku bunga deposito riil (Laporan Tahunan BI, 2000:67).Sementara itu uang kuasi juga mengalami peningkatansebesar 12,1% dari tahun sebelumnya. Denganperkembangan M1 dan uang kuasi, M2 mengalamipertumbuhan sebesar 1,6% menjadi Rp747 triliun padaakhir tahun 2000. Pertumbuhan M2 tersebut lebih tinggidibandingkan pertumbuhan pada tahun sebelumnyayang tercatat sebesar 11,9%.

Selama tahun 2001-2003 pertumbuhan M1 danM2 cenderung lambat. Hal ini dikarenakan nilai tukarrupiah dan inflasi yang mulai stabil. Peningkatan M1terutama uang kartal yang tajam hanya terjadi ketikahari-hari raya besar seperti natal, ramadhan, dan tahunbaru. Selain itu, kondisi sosial politik yang tidak stabilpada tahun 2001 menyebabkan masyarakatmeningkatkan permintaan terhadap uang kartal untukberjaga-jaga, sehingga M1 meningkat pada tahun 2001(Laporan Tahunan BI, 2001:11). Kebijakan naiknyatingkat suku bunga SBI menjadi tidak berarti untukmenurunkan jumlah uang beredar.

Sepanjang tahun 2008 uang kartal tumbuh rata-rata sebesar 27,3% atau meningkat jauh lebih tinggidari periode yang sama tahun sebelumnya (18,1%).Akselerasi kartal berlangsung sejak awal tahun danmencapai puncaknya pada September 2008. Kondisitersebut terjadi terkait dengan masih kuatnyapertumbuhan ekonomi terutama dari sisi konsumsimasyarakat, yang juga didukung oleh lebih tingginyarealisasi Bantuan Langsung Tunai (BLT) dariPemerintah pada tahun 2008 (Laporan Tahunan BI,2008:31). Namun demikian, pada triwulan IV-2008pertumbuhan uang kartal dan kredit melambat sejalandengan kondisi perekonomian domestik (LaporanTahunan BI, 2008:32).

Beberapa studi menemukan bahwa penawaranuang berpengaruh positif terhadap harga saham,sementara yang lain menunjukkan bahwa shockpenawaran uang tidak mempunyai dampak terhadapharga saham. Habibullah et al., (2010) serta Chen danShen (2007) menemukan bahwa penawaran uang tidakmempunyai pengaruh terhadap harga saham.Sementara Hermanto dan Manurung (2002) dalampenelitiannya tentang pengaruh variabel makro, inves-

tor, dan bursa yang telah maju terhadap indeks BEJmengungkapkan bahwa variabel jumlah uang beredar(dalam arti M2) mempunyai pengaruh yang positifterhadap harga saham (Indeks Bursa Efek Jakarta).

Secara umum, Friedman dan Schwartz (1963)menjelaskan hubungan antara penawaran uang danpengembalian saham dengan menyederhanakanhipotesis bahwa tingkat pertumbuhan uang akanberdampak pada ekonomi agregat dan kemudian akanberdampak pada pengembalian yang diharapkan. Selainitu, perubahan pada persediaan uang pada sektorswasta mungkin akan mempengaruhi keinginan sektorswasta tersebut untuk mensubtitusikan uang denganaset keuangan yang lain (Palmer, 1970). Peningkatantingkat pertumbuhan uang menyebabkan penurunankeuntungan dari memegang uang (Hamburger danLewis, 1972). Hal ini memotivasi sektor swasta untukmensubtitusikan uang ke dalam aset yang kurang likuidseperti saham. Subtitusi ini meningkatkan pembelianakan saham dan meningkatkan harga aset. Peningkatanpertumbuhan penawaran uang mengindikasikankelebihan likuiditas yang tersedia untuk membelisekuritas, sehingga harga sekuritas akan naik(Maysami, 2004).

Dalam literatur empiris, ketidakmampuanperubahan penawaran uang dalam mempengaruhiharga saham didasarkan pada hipotesis pasar efisen.Hipotesis pasar efisien didasarkan pada asumsi bahwaharga-harga dari sekuritas di pasar keuangansepenuhnya mencerminkan semua informasi yangtersedia. Pada pasar yang efisien, informasi mengenaipertumbuhan variabel makroekonomi baik di masasekarang maupun di masa lalu terefleksi penuh padaharga aset (Habibullah et al., 1996), sehingga apabilainformasi yang diumumkan sudah diperkirakan hargasaham tidak akan berubah. Informasi baru yang tidakdiperkirakan sebelumnya yang mampu membawaperubahan pada harga saham.

Kontroversi yang terjadi dalam studi empirismengenai dampak penawaran uang terhadap hargasaham menjadi penting untuk diteliti karena beberapaalasan (Habibullah et al., 2010), yaitu 1) pada tingkatmikro, jika penawaran uang dan harga sahamberhubungan, maka investor dapat memperolehkeuntungan lebih tinggi daripada tingkat pengembalianrata-rata dari pasar saham dengan menggunakaninformasi perubahan penawaran uang; 2) pada tingkat

173

PENGARUH UANG BEREDAR TERHADAP INDEKS HARGA SAHAM............... (Henny Rahyuda)

makro, penawaran uang merupakan salah satu saluranuntuk mempengaruhi sektor ekonomi yang palingproduktif, jika tidak ada hubungan, maka kemampuanpenawaran uang sebagai alat kebijakan moneter dapatdiragukan.


Prinsip dasar dalam memperkenalkan ekonomi adalahperanan pokok dari tabungan dan investasi. Besarnyainvestasi tidak akan sama dengan besarnya tabungankarena adanya perbedaan motif. Motif investasi adalahkeinginan untuk mendapatkan keuntungan sebesar-besarnya, sementara motif menabung dapat beragamalasannya, misalnya untuk berjaga-jaga. Besarnyainvestasi tidak sama dengan besarnya uang yangditabung, dan kalaupun sama itu hanya kebetulan saja.Nopirin (1987: 133) menjelaskan faktor-faktor yangmempengaruhi investasi. Beberapa faktor yang kuatpengaruhnya terhadap investasi antara lain tingkatbunga, penyusutan, kebijaksanaan perpajakan, harapanpenjualan, serta kebijakan ekonomi. Menurut Nopirin,tingkat bunga memiliki hubungan yang berbandingterbalik dengan investasi, sedangkan penyusutan danperkiraan tentang penjualan memilki hubungan yangberbanding lurus dengan investasi. Kebijaksanaanperpajakan dan kebijakan ekonomi memiliki dampakyang tergantung dari kebijakan yang diterapkan. Jikakebijakan perpajakan bersifat insentif fiskal makakebijakan tersebut akan mondorong pertumbuhaninvestasi. Sebaliknya, jika kebijakan tersebut bersifatdisinsentif fiskal maka kebijakan tersebut akancenderung mengurangi pertumbuhan investasi.

Menurut Nopirin (1987:114) tiga sifat utamayang erat hubungannya dengan permintaan akanbentuk kekayaan adalah risiko, pendapatan, danproteksi terhadap inflasi. Menurut teori dan pandanganrasionalitas, pemilik dana akan menempatkan dananyapada bentuk kekayaan yang memilki risiko rendah dantingkat pendapatan tinggi. Namun dalam teorimenejemen keuangan maupun dalam praktik ekonomisehari-hari antarrisiko dan pendapatan memilikihubungan yang berbanding lurus, artinya jika risikotinggi maka pendapatan tinggi dan sebaliknya jika risikorendah maka pendapatan juga rendah (high risk-highreturn, low risk-low return).

Pendapatan riil dari suatu bentuk kekayaan

tergantung pada laju inflasi. Setiap bentuk kekayaanberbeda dalam hal mudah-tidaknya terkena pengaruhinflasi. Suatu bentuk kekayaan yang memberikanpendapatan nominal secara tetap, maka pendapatanriilnya akan berbanding terbalik dengan laju inflasi.Makin tinggi laju inflasi, makin rendah pendapatan riilyang diterimanya. Teori pengharapan rasionalmerupakan perbaikan hipotesis pengharapan adaptif.Perbedaan antara pengharapan adaptif denganpengharapan rasional adalah kalau pengharapanadaptif pembentukan pengharapan didasarkan padapengalaman masa lau, sedangkan pengharapan rasionalpembentukan pengharapannya tidak hanyaberdasarkan pengalaman masa lalu akan tetapi jugaberdasarkan pada keyakinan di masa yang akan datang.Secara konsep, harga saham merupakan keinginanuntuk membeli saham yang sama dengan nilai dividensekarang baik yang diperkirakan di masa yang akandatang maupun harga saham yang diperkirakan ketikasaham tersebut dijual. Harga saham yang dinilai inves-tor akan naik jika dividen yang diperkirakan/diharapkannaik atau jika harga saham yang diperkirakan ketikasaham tersebut dijual naik (capital gain). Harga sahamhari ini yang dinilai investor akan turun apabila tingkatsuku bunga meningkat. Harga saham yang diperkirakandibentuk dari pengalaman masa lalu, maka dinamakanpendekatan hipotesis ekspektasi adaptif. Pendekatanlain, harga saham yang diperkirakan didasarkan padakeyakinan di masa yang akan datang.

Jalur utama penawaran uang dalammempengaruhi dividen melalui pendapatan perusahaansekarang dan yang diperkirakan di masa yang akandatang. Asumsi permintaan uang tetap, penurunanpenawaran uang akan meningkatkan suku bunga danmengurangi pengeluaran investasi yang sensitifterhadap suku bunga. Penurunan pada pengeluaraninvestasi menyebabkan penurunan penjualanperusahaan dan kemudian menurunkan pendapatanperusahaan. Penurunan pendapatan perusahaan akanmenurunkan dividen dan harga saham.

Monetary Portofolio Model yangdikembangkan Friedman dan Schwarts (1963), melihatuang sebagai aset di antara aset lain dalam portofolioinvestor. Perubahan pada persediaan uang pada sektorswasta untuk mensubstitusikan uang dengan asetkeuangan yang lain (Palmer, 1970). Proses substitusiini mempengaruhi harga aset keuangan. Peningkatan

174


pertumbuhan uang menyebabkan penurunankeuntungan dari memegang uang (Hamburger danLewis, 1972). Hal ini memotivasi sektor swasta untukmensubstitusikan uang ke dalam aset yang kuranglikuid seperti saham. Substitusi ini meningkatkanpembelian saham dan meningkatkan harga aset.

Penelitian pengaruh uang dalam jangka panjangpasar modal telah dilakukan oleh Chen dan Shen diTaiwan menyimpulkan bahwa harga saham riil terhadapshock moneter permanen menunjukkan bahwa M2mempunyai dampak permanen terhadap harga sahamriil, sedangkan M1 tidak memiliki dampak permanenterhadap harga saham riil. Dengan kata lain pada kasusM2 netralitas M2 pada IHSG tidak terjadi. Penelitianyang dilakukan oleh Habibullah et al. pada pasar sahamdi Malaysia menyimpulkan bahwa M1 mampumembuktikan adanya netralitas jangka panjang uangdi pasar saham pada sektor manufaktur Malaysia,namun pada kasus M2 netralitas M2 pada IHSG tidakterjadi karena menurut uji kointegrasi Johansen, M2terkointegrasi dengan indeks harga saham.

Model analisis yang digunakan dalam penelitianini adalah model yang dikembangkan oleh Fisher danSieter (1993) dengan menggunakan metode kuadratterkecil atau Ordinary Least Square (OLS). Model ituuntuk menguji kenetralan penawaran uang dalam artisempit (M1) dan penawaran uang dalam arti luas (M2)terhadap Indeks Harga Saham Gabungan (IHSG) diBursa Efek Indonesia. Model tersebut adalah:

(yt - yt-k-1) = αk + βk (mt-mt-k-1)+ εkt

dimana:mt : logaritma natural dari penawaran uang (M1 dan

M2) pada periode tyt : logaritma IHSG pada periode tαk : koefisen intersepβk : koefisien slopeεkt : Error terms dengan rata-rata dan varian konstank : Lag ditentukan secara acak (trial error)

Penawaran uang dalam arti sempit (M1) adalahkewajiban sistem moneter terhadap sektor swastadomestik yang terdiri dari uang kartal (C) dan uanggiral (D), sedangkan penawaran uang dalam arti luas(M2) terdiri dari uang dalam arti sempit dan uang kuasi(deposito berjangka, tabungan, dan rekening valuta

asing milik swasta domestik di bank umum). Baik M1dan M2 diukur dalam satuan rupiah. IHSG menunjukkanpergerakan harga saham secara umum yang tercatat diBursa Efek Indonesia selama periode penelitian daribulan Januari 1998 hingga Desember 2009 yang dihitungdengan rumus:

jumlah saham yang diperdagangkan x harga pasarIHSG =

jumlah saham yang diperdagangkan x harga perdana (IPO)

Terdapat dua syarat utama sebelum melakukanpengujian menurut model yang dikembangkan Fisherand Seater (1993), yaitu 1) variabel yang digunakanharus stasioner pada tingkat first-difference dan tidakada kointegrasi antara variabel independen dan variabeldependen, sehingga kedua model dalam penelitian iniakan di uji stasioner dan uji kointegrasi terlebih dahuluuntuk dipilih model mana yang tepat bagi penelitianini.

Metode yang digunakan dalam penelitian iniuntuk menguji masalah stasioneritas data adalah ujiakar-akar unit. Uji akar unit pertama kali dikembangkanDickey-Fuller (Widarjono, 2007:342). Di dalam mengujiapakah data mengandung akar unit atau tidak, Dickey-Fuller mengembangkan uji akar unit denganmemasukkan unsur AR yang lebih tinggi dalammodelnya dan menambahkan kelambanan variabeldiferensi di sisi kanan persamaan yang dikenal denganuji Augmanted Dickey-Fuller (ADF) (Widarjono,2003:344). Adapun formulasi uji ADF sebagai berikut:

ΔYt= α0 + α1T + γYt-1 + Σ p = 2β1 ΔYt-1+1 + εt

dimana Δ adalah first difference,Yt adalah variabel yangakan di uji stasioneritasnya (IHSG, M1, M2), T adalahtime trend, α0, α1, γ, β1 adalah koefisien, dan ε1 adalaherror term. Jika hipotesa nol α1 = γ = 0 diterima, makaYt dikatakan tidak stasioner.

Prosedur untuk menentukan apakah data sta-tioner atau tidak dengan cara membandingkan antaranilai statistik ADF dengan nilai kritisnya distribusistatistik Mackinon. Nilai statistik ADF ditunjukkan olehnilai t statistik koefisien pada persamaan di atas. Soft-ware Eviews 4 telah menyediakan baik nilai kritisstatistik Mackinnon maupun nilai t statistik. Jika nilaistatistik ADF lebih besar daripada nilai kritis statistik

1

175


Mackinnon, maka data yang diamati menunjukkan sta-tioner dan jika sebaliknya nilai statistik ADF lebih kecildaripada nilai kritis statistik Mackinnon maka data tidakstasioner. Panjangnya kelambanan dapat ditentukanberdasarkan criteria SIC dengan formula k = [4(T/100)1/

4] (Newey, 1987).Secara umum dapat dikatakan bahwa jika data

time series Y dan X tidak stationer pada tingkat leveltetapi menjadi stasioner pada diferensiasi yang samamaka kedua data adalah terkointegrasi (Widarjono,2007:351). Dalam penelitian ini digunakan uji kointegrasiyang dikembangkan oleh Soren Johansen. Ada tidaknyakointegrasi didasarkan pada uji likelihood ratio (LR).Jika nilai hitung LR lebih besar daripada nilai kritis LRmaka terdapat kointegrasi sejumlah variabel dansebaliknya jika nilai hitung LR lebih kecil daripada nilaikritisnya maka tidak ada kointegrasi. Nilai kritis LRdiperoleh dari tabel yang dikembangkan oleh Johansendan Juselius. Nilai hitung LR dihitung berdasarkan for-mula sebagai berikut:

Qt = – T Σi=r+t log(1 – λi)

untuk r = 0,1,..,k-1 dimana adalah nilai eigenvalueyang paling besar.Johansen juga menyediakan uji statistic LR alternatifyang dikenal maximum eigenvalue statistic. Maximumeigenvalue statistic dapat dihitung dari trace statisticsebagai berikut:

Qmax = - T (1 – λt+1) = Qt – Qt+1

Software ekonometri eviews menyediakan nilai maxi-mum eigenvalue statistic, eigenvalue dan trace sta-tistic. Keputusan adanya kointegrasi denganmembandingkan nilai trace statistic dan maximumeigenvalue statistic dengan nilai critical value. Jikanilai trace statistic dan maximum eigenvalue statisticlebih besar daripada critical value maka hipotesis nolyang menunjukkan tidak adanya kointegrasi tidak dapatditerima atau hipotesis alternatif adanya kointegrasitidak dapat ditolak.

HASIL PENELITIAN

Penelitian ini menghasilkan dua model regresi linersederhana yaitu model 1 antara M1 dan IHSG dan model

2 antara M2 dan IHSG. Terdapat dua syarat utamasebelum melakukan pengujian menurut model yangdikembangkan Fisher and Seater (1993), yaitu 1) variabelyang digunakan harus stasioner pada tingkat first-dif-ference dan 2) tidak ada kointegrasi antara variabelindependen dan variabel dependen, sehinggakeputusan untuk memilih model yang akan diuji denganmenggunakan model yang dikembangkan Fisher andSeater (1993) adalah berdasarkan hasil dari uji stasionerdan uji kointegrasi.Berikut ini adalah hasil uji stasioneritas dari variabel-variabel yang diteliti pada model 1:

Tabel 1Hasil Uji Adf: Level – Intercept

ADF MacKinnon Critical ValueVariabel t-statistik 1% 5% 10%

IHSG -0.253061 -3.476805 -2.881830 -2.577668M1 1.641081 -3.476805 -2.881830 -2.577668

Sumber: Hasil estimasi menggunakan Eviews 4.1.

Berdasarkan hasil uji tersebut dapat diketahuibahwa semua variabel tidak stasioner pada tingkat level– intercept. Hal ini dapat diketahui dari nilai ADFt-statistikvariabel-variabel tersebut yang lebih kecil daripada nilaiMacKinnon critical value-nya baik pada derajatkesalahan 1%, 5%, maupun 10%. Oleh karena itu, perludilakukan uji akar unit kembali pada tingkat selanjutnyayaitu first difference-Intercept pada semua variabel.Berikut ini adalah hasil uji stasioneritas tingkat firstdifference-intercept:

Tabel 2Hasil Uji Adf: First Difference-Intercept


IHSG -9.054998 -3.476805 -2.881830 -2.577668M1 -14.54571 -3.476805 -2.881830 -2.577668


Uji stasioneritas yang dilakukan pada tingkatfirst difference-intercept menunjukkan bahwa semuavariabel telah stasioner. Hal ini dapat diketahui dari

k

176


nilai ADF t-statistik yang lebih besar dibandingkandengan nilai Mackinon Critical Value baik 1%, 5%,maupun 10%. Dengan demikian, variabel-variabeltersebut dapat digunakan pada proses regersiselanjutnya pada tingkat first difference-intercept.

Berikut ini adalah hasil uji stasioneritas darivariabel-variabel yang diteliti pada model 2:

Tabel 3Hasil Uji Adf: Level – Intercept


IHSG -0.253061 -3.476805 -2.881830 -2.577668M2 3.417067 -3.476472 -2.881685 -2.577591


Berdasarkan hasil uji tersebut dapat diketahuibahwa semua variabel tidak stasioner pada tingkat level– intercept. Hal ini dapat diketahui dari nilai ADFt-statistikvariabel-variabel tersebut yang lebih kecil daripada nilaiMacKinnon critical value-nya baik pada derajatkesalahan 1%, 5%, maupun 10%. Oleh karena itu, perludilakukan uji akar unit kembali pada tingkat selanjutnyayaitu first difference-intercept pada semua variabel.Berikut ini adalah hasil uji stasioneritas tingkat firstdifference-intercept:

Tabel 4HASIL UJI ADF: FIRST DIFFERENCE-

INTERCEPT


IHSG -9.054998 -3.476805 -2.881830 -2.577668M2 -11.62109 -3.476805 -2.881830 -2.577668


Uji stasioneritas yang dilakukan pada tingkatfirst difference-intercept telah menunjukkan bahwasemua variabel telah stasioner. Hal ini dapat diketahuidari nilai ADF t-statistik yang lebih besar dibandingkandengan nilai Mackinon Critical Value baik 1%, 5%,maupun 10%. Dengan demikian, variabel-variabeltersebut dapat digunakan pada proses regersi

selanjutnya pada tingkat first difference-intercept.Hasil uji kointegrasi pada masing-masing model

dengan menggunakan pendekatan Johansen adalahsebagai berikut:

Tabel 5Hasil Uji Kointegrasi

Model Tren Data Trace Statitic 1% (Critical Value)

1 5 15,22103 23,462 1 52,56252 16,31


Pada model 1, nilai Trace Statitic lebih kecildaripada nilai kritisnya pada tingkat signifikasi 1%. Olehkarena itu, dapat disimpulkan bahwa model 1 padatingkat signifikasi 1% tidak terjadi kointegrasi. Padamodel 2, nilai Trace Statitic lebih besar daripada nilaikritisnya pada tingkat signifikasi 1%. Oleh karena itu,dapat disimpulkan bahwa model 2 pada tingkatsignifikasi 1% terjadi kointegrasi.

Kointegrasi ini menunjukkan bahwa dalamjangka panjang variabel independen kemungkinanmempengaruhi variabel dependen. Berdasarkan hasilestimasi pada Tabel 5, maka model 2 pada tingkatsignifikasi 1% terjadi kointegrasi, artinya M2 masihmempengaruhi IHSG dalam jangka panjang. Pada model1, dengan tingkat signifikasi 1% tidak terjadikointegrasi, artinya M1 kemungkinan tidakmempengaruhi IHSG dalam jangka panjang.Berdasarkan syarat pengujian netralitas menurut modelyang dikembangkan Fisher and Seater (1993) makamodel 1 tepat digunakan dalam penelitian ini, sehinggaperhitungan regresi dengan model Fisher dan Sieter(1993) yang dilakukan dengan menggunakan programEviews 4.1 dilakukan terhadap model 1 OLS antara M1dan IHSG dari lag 1 (bulan 1) sampai dengan lag 36(bulan 36). Hasil perhitungan regresi lag 36 denganmodel 1 OLS antara M1 dan IHSG berikut:

D(Ln(ihsgt)-ln(ihsgt-k-1)) = αk + βk D(Ln(M1t)-ln(M1t-k-1)) + εkt

Yang menghasilkan estimasi persamaan regresi liniersederhana:

177


Ihsg1 – ihsg-36 = 0.004508 + 0.117077 M11 - M1-36SE (0,274727) (0,011180)t (0,426257) (0,403256)R2 0.001727 dw 1,641271

PEMBAHASAN

Berdasarkan hasil regresi tersebut dapat dilihatbahwa nilai R2 sebesar 0,001727. Hal ini diartikan bahwavariasi dalam variabel IHSG mampu dijelaskan sebesar0,17% oleh variabel M1 dan sisanya sebesar 99,83 %dipengaruhi oleh variabel lain di luar model penelitianini. Kecilnya R2 ini menunjukkan pengaruh yang kecildari M1 terhadap IHSG. Pengujian t-statistik dilakukandengan membandingkan nilai ttabel dengan thitung. Padauji t, H0 ditolak apabila nilai thitung > ttabel dan begitu pulasebaliknya. Penentuan ttabel menggunakan degree offreedom (n-k-1) = 142, di mana jumlah obesevasi dalampenelitian (n) dalam penelitian ini sebesar 144 danjumlah parameter (k) adalah 1 dengan tingkatkepercayaan 95% menghasilkan nilai ttabel 1,96. Uji tvariabel M1 menunjukkan berada pada H0 diterima,dimana thitung yaitu 0,42 lebih kecil daripada ttabel yaitu1,96. Gagalnya menolak H0 tersebut berarti variabel M1tidak signifikan mempengaruhi variabel IHSG padatingkat signifikasi 5%.

Koefisien âk pada model ini digunakan untukmembuktikan adanya pengaruh M1 terhadap IHSGdalam jangka panjang. Semua variabelditransformasikan dalam bentuk logaritma natural (Ln),koefisien âk diartikan setiap 1% pertumbuhan M1 akanmempengaruhi IHSG sebesar koefisien âk. Hipotesis darimodel tersebut sebagai berikut:Ho = variabel independen tidak mempengaruhi variabel

dependen (netral)Ha = variabel independen mempengaruhi variabel

dependen (tidak netral)

Tabel 6Hasil Regresi M1 Terhadap Ihsg

K âk SEk tk p-value1 0.06116 0.179728 0.340292 0.73412 0.023717 0.243508 0.097397 0.92263 0.012438 0.23095 0.053855 0.95714 0.115337 0.209512 0.550506 0.58295 0.01859 0.212222 0.087597 0.93036 -0.17383 0.255138 -0.68133 0.49687 -0.00948 0.217534 -0.04359 0.96538 -0.09025 0.229519 -0.39323 0.69489 0.153423 0.256443 0.598274 0.550710 0.099575 0.220058 0.452494 0.651711 -0.01921 0.222971 -0.08614 0.931512 -0.20945 0.322347 -0.64976 0.51713 0.114628 0.212081 0.540491 0.589814 0.038065 0.223749 0.170126 0.865215 0.404994 0.2439 1.660491 0.099316 0.116066 0.232635 0.498917 0.618717 -0.14394 0.191323 -0.75231 0.453318 -0.42447 0.232355 -1.82683 0.070119 0.010836 0.208298 0.05202 0.958620 0.017473 0.203211 0.085986 0.9316


Selama periode penelitian, p-value pada setiapk periode melebihi tingkat signifikasi 5%. Hal inimenunjukkan bahwa hipotesis bahwa M1 tidakmempengaruhi IHSG (netral) di Bursa Efek Indonesiatidak dapat ditolak. Simpulan ini membenarkanpenelitian yang dilakukan oleh Habibullah et al., (2000)yang menyatakan bahwa M1 tidak mempengaruhi(netral) IHSG dalam jangka panjang.Pergerakan indeks sangat dipengaruhi oleh ekspektasiinvestor atas kondisi fundamental negara maupun glo-bal seperti tingkat suku bunga, inflasi, nilai tukar, jumlahuang beredar, dan faktor-faktor non ekonomi sepertikondisi sosial dan politik, dan faktor lainnya. Hargasaham akan terbentuk dari tawar menawar para inves-tor di pasar modal dengan menggunakan informasi yangtersedia. Harga saham hari ini yang dinilai investor akannaik jika dividen yang diperkirakan/diharapkan naik ataujika harga saham yang diperkirakan ketika sahamtersebut dijual naik (capital gain). Harga saham hari

178


ini yang dinilai investor akan turun bila tingkat sukubunga meningkat.

Penawaran uang atau jumlah uang beredar(JUB) yaitu M1 (uang dalam arti sempit) yang terdiridari uang kartal dan uang giral, dan M2 (uang dalamarti luas) yang terdiri dari M1 ditambah uang kuasi. M1menggambarkan jumlah uang yang dipegang olehmasyarakat dalam bentuk yang paling likuid.Peningkatan penawaran uang akibat peningkatan M1ini akan berdampak positif terhadap IHSG ketikapeningkatan dana yang dipegang oleh masyarakatdigunakan untuk melakukan investasi di bursa saham,sehingga akan menaikkan harga saham-saham yangnantinya akan berpengaruh pada kenaikan IHSG.

Hasil penelitian menggunakan model yangdikembangkan Fisher and Seater (1993) melalui metodeOLS seperti yang ditunjukkan pada Tabel 6,menunjukkan bahwa M1 justru tidak mempunyaidampak (netral) terhadap IHSG. Investor mungkin telahmengantisipasi kebijakan moneter Bank Sentral dalammempengaruhi IHSG di Bursa Efek Indonesia. Olehkaren investor telah mengantisipasi denganmemperkirakan dampaknya terhadap IHSG makakebijakan penawaran uang melalui peningkatan M1 tidakmemberikan dampak pada fluktuasi harga saham diBursa Efek Indonesia. Hal ini sesuai dengan hipotesispasar efisien bahwa harga-harga dari sekuritas di pasarkeuangan sepenuhnya mencerminkan semua informasi

yang tersedia, pertumbuhan M1 sepenuhnya tercerminpada harga saham. Investor tidak dapat merumuskanaturan jual beli saham yang menguntungkan denganmenggunakan informasi M1.

Uang kuasi meliputi tabungan, depositoberjangka, dan rekening valuta asing. Uang kuasimenggambarkan jumlah uang yang dipegangmasyarakat di lembaga-lembaga keuangan seperti bank.Peningkatan M2 (penawaran uang dalam arti luas)karena peningkatan uang kuasi akan mengakibatkanIHSG menurun ketika kelebihan dana yang dipegangmasyarkat disalurkan ke lembaga keuangan dalambentuk tabungan maupun deposito berjangka.Walaupun lembaga keuangan seperti bank jugamenggunakan dana pihak ketiga (DPK) yang didapatdari masyarakat untuk bertransakasi di pasar modal,namun bank lebih banyak menempatkannya pada surat-surat berharga (SSB) yang diterbitkan pemerintah atauyang berkualitas investment grade, sehingga tidakterlalu berpengaruh pada transaksi di pasar modal.

Penelitian ini menyimpulkan bahwa peningkatanM2 berpengaruh terhadap pergerakan IHSG. Hal inisekaligus menyimpulkan bahwa M2 mempengaruhi(tidak netral) terhadap IHSG dalam jangka panjang. M2tidak memenuhi salah satu syarat yang diajukan dalammodel yang dikembangkan oleh Fisher and Seater (1993)untuk menguji kenetralan uang karena antara M2 danIHSG terkointegrasi, yang berarti M2 dapat

Bulan M1 Uang Kuasi M2 IHSG Januari 420.298 1.168.664 1.588.962 2,627.25 Februari 411.327 1.184.763 1.596.090 2,721.94 Maret 419.746 1.167.049 1.586.795 2,447.30 April 427.028 1.181.846 1.608.874 2,304.52 Mei 438.544 1.197.839 1.636.383 2,444.35 Juni 466.708 1.232.772 1.699.480 2,349.11 Juli 458.739 1.220.281 1.679.020 2,304.51 Agustus 452.445 1.222.986 1.675.431 2,165.94 September 491.729 1.294.521 1.768.250 1,832.51 Oktober 471.354 1.331.578 1.802.932 1,256.70 November 475.053 1.366.110 1.841.163 1,241.54

Tabel 7M2 dan Indeks Harga Saham Gabungan di Bursa Efek Indonesia

Tahun 2008 (dalam Miliar Rp)

Sumber: Statistik Ekonomi dan Keuangan Indonesia.

179


mempengaruhi IHSG dalam jangka panjang. PengaruhM2 terhadap IHSG dapat negatif dapat positiftergantung bagian mana dari M2 yang meningkat.Ketika peningkatan M2 disumbang lebih banyak olehpeningkatan M1 yang tidak diantisipasi sebelumnyaakan berdampak positif terhadap IHSG karenapeningkatan dana yang dipegang oleh masyarakatdigunakan untuk melakukan investasi di bursa saham,sehingga akan menaikkan harga saham-saham yangnantinya akan berpengaruh pada kenaikan IHSG.Namun, jika peningkatan M2 karena peningkatan uangkuasi maka akan mengakibatkan IHSG menurun karenakelebihan dana yang dipegang masyarakat diserap olehlembaga keuangan dalam bentuk tabungan maupundeposito berjangka. Selain itu, ketika M2 meningkatyang menyebabkan inflasi yang tinggi, makapeningkatan inflasi ini akan menekan perusahaan danmenaikkan risiko memegang saham sehingga akanmenurunkan harga saham.

Hal ini terbukti, pada tahun 2008 ketikapeningkatan penawaran uang (M2) disumbang olehpeningkatan uang kuasi maka IHSG cenderungmenurun. M1 pada tahun 2008 berfluktuasi, ketika M1meningkat dan mencapai puncaknya pada bulan Sep-tember sebesar Rp491,729 triliun, IHSG pada waktu itumeningkat mencapai 1832,51 poin. Setelah bulan Sep-tember, peningkatan penawaran uang disumbang olehpeningkatan M2, IHSG pun setelah bulan Septembercenderung mengalami penurunan.

Pada bulan maret, pada saat M1 meningkat, padasaat yang sama IHSG menurun. Hal ini tidakbertentangan dengan hipotesis pasar efisien,peningkatan M1 bersamaan dengan kondisi global yangtidak stabil akibat jatuhnya bank investasi LehmanBrother di AS. Kondisi yang tidak diprediksikansebelumnya membuat peningkatan M1 yang harusnyapositif berubah menjadi negatif. Investor melakukanaksi tarik dana pada pasar saham untuk menghindarikerugian akibat risiko memegang saham. Risiko tersebutdi antaranya adalah terkait dengan sentimen kondisilikuiditas bank dan kekawatiran mulai menurunnya labaemiten sektor pertambangan dan pertanian searahdengan kejatuhan harga komoditas. Selain itu, BankIndonesia meningkatkan suku bunga untuk mengatasitekanan inflasi minat masyarakat untuk menyimpanuangnya di bank kembali meningkat. Investormensubtitusikan saham ke dalam aset yang lebih aman.

SIMPULAN DAN SARAN

Simpulan

Berdasarkan hasil penelitian dan pembahasan, makasimpulan penelitian adalah 1) M1 tidak mempengaruhiIHSG dalam jangka panjang dan pasar lebih efisiendidasarkan pada asumsi bahwa harga-harga darisekuritas di pasar keuangan sepenuhnyamencerminkan semua informasi yang tersedia, sehinggaapabila informasi yang diumumkan sudah diperkirakanharga saham tidak akan berubah. Adanya informasi baruyang tidak diantisipasi sebelumnya akan berpengaruhpada ekspektasi investor yang akhirnya akanberpengaruh pada IHSG; 2) M2 mempengaruhi IHSGdalam jangka panjang IHSG. Berdasarkan hasil estimasi,variabel M2 terkointegrasi dengan IHSG, sehingga M2masih dapat mempengaruhi IHSG dalam jangkapanjang; dan 3) Pasar saham menjadi tidak efisien dalamhal ini karena perubahan variabel M2 tidak terefleksipada harga saham, maka investor dapat menggunakaninformasi mengenai perubahan M2 dalam aturan jualbeli saham nya. Dampak positif atau negatifnyatergantung dari bagian mana dari M2 yang membuatpenawaran uang meningkat. Peningkatan penawaranuang akibat peningkatan M1 ini akan berdampak positifterhadap IHSG, sedangkan peningkatan penawaranuang karena peningkatan uang kuasi maka akanmengakibatkan IHSG menurun.

Saran

Jumlah uang beredar dalam arti luas (M2) merupakanvariabel yang lebih berpengaruh terhadap IHSGdaripada jumlah uang beredar dalam arti sempit (M1).Dengan demikian, diharapkan kebijakan ekonomiterutama di bidang moneter harus difokuskan untukmenjaga stabilitas jumlah uang beredar dalam arti luas(M2) Penelitian mengenai kenetralan uang terhadapharga saham seringkali secara umum (IHSG), sehinggadiharapkan adanya penelitian lain dengan melihatkenetralan uang terhadap harga saham secara sektoraluntuk melengkapi penelitian ini agar lebih sempurna.

180


DAFTAR PUSTAKA

Bank Indonesia. 2010. Laporan Tahunan Bank Indo-nesia. Berbagai Terbitan 1998-2009. Jakarta: BankIndonesia.

Bank Indonesia. 2010. Laporan TahunanPerekonomian Indonesia. Berbagai EdisiPenerbitan. www.bi.go.id. Bank Indonesia:Jakarta.

___________. 2010 Statistik Ekonomi dan KeuanganIdonesia. Berbagai Edisi Penerbitan.www.bi.go.id. Bank Indonesia: Jakarta.

Badan Pusat Statistik. Statistik Indonesia. BerbagaiEdisi Penerbitan. www.bps.go.id. Badan PusatStatistik: Jakarta

Baltagi, Badi H. 2002. Econometric Analysis of PanelData. Second Edition. New York: John Wiley &Sons. Ltd.

Chen, Shyh-Wei dan Chung-Hua Shen. 2007. “RealEffect of Money on Real Stock Price in Taiwan”.The Empirical Economics Letters. 6 (3):217-224.

Friedman, M. & Schwart., A. J. 1963. “Money and Busi-ness Cycles”. Review of Economics and Sta-tistics 45 (1):485.

Habibullah, Muzafar Shah, et al. 2010. “Is Money Neu-tral in Stock Market?: The Case of Malaysia”.Economics Buletin. 30 (3):1-9.

Habibullah, Muzafar Shah dan Baharumshah, AhmadZubaidi. 1996. “Money, Output and Stock Pricesin Malaysia: An Application of the CointegrationTest”. International Economic Journal. 10(2):121-130.

Hamburger, Michael J. dan Lewis A. Kochin. 1972.“Money and Stock Prices”. The Journal of Fi-nance. 27(5): 231-249.

Hermanto dan Manurung. 2002. “Pengaruh TingkatSuku Bunga SBI, Nilai Kurs Dolar Amerika,Jumlah Uang Beredar (M2), Pembelian Bersih

Investor Asing di BEJ terhadap IHSG di BEJPeriode Januari 1998-Maret 2002”. UsahawanAgustus.

Maysami, Ramin Cooper, Lee Chuin Howe, andMohamad Atkin Hamzah. 2004. “Relationshipbetween Macroeconomic Variables and StockMarket Indices: Cointegration Evidence fromStock Exchange of Singapore’s All-s Sector In-dices”. Jurnal Pengurusan. (24):47-77.

Newey, W.K. and West, K.D. 1987. “A simple, positivesemi-definite, hetercedasticity andautocorrelation consistent covariance matrix”.Econometric 55:703-708.

______, 1987. Ekonomi Moneter, BPFE UGM:Yogyakarta.

Palmer, Michael. 1970. “Money Supply, PortofolioAdjusment and Stock Prices”. FinancialAnalisist Journal. (7-8):19-22.

Parkin, Michael dan Robin Bade, 1983. Modern Mac-roeconomics. Phillip Allen Publisher Limited,Market Place Diddington: Oxford.

181

ANALISIS EMPIRIS NETRALITAS UANG DI INDONESIA......................... (Endang Setyowati)Vol. 22, No. 2, Agustus 2011Hal. 181-192

ABSTRACT

This research has purpose to provide empirical evi-dent about relationship between inflation and economicgrowth in Indonesia through the implementation ofmoney neutrality theory. Using annual data coveringthe period from 1980 to 2010, vector autoregressive(VAR) model, and Granger causality test, the empiricalresult reveal that no causality relationship from infla-tion to economic growth, and vice versa. So, neutralityof money can be confirmed for Indonesia.

Keywords: money neutrality, var model, granger cau-sality test

PENDAHULUAN

Pertumbuhan ekonomi dan inflasi merupakan indikatorekonomi makro yang penting dalam perekonomian.Pertumbuhan ekonomi menunjukkan besarnyapersentase perubahan Produksi Domestik Bruto (PDB)sebagai nilai produksi total dan pengeluaran totalnasional terhadap output barang dan jasa, sedangkaninflasi menunjukkan kenaikan harga barang dan jasayang diukur dari perubahan indeks harga konsumen(Mankew, 2007). Setiap perekonomian dikelola untukmenciptakan pertumbuhan ekonomi yang tinggi danlaju inflasi yang rendah. Suatu negara yang mampu

ANALISIS EMPIRIS NETRALITAS UANG DI INDONESIA

Endang SetyowatiSekolah Tinggi Ilmu Ekonomi YKPN Yogyakarta



Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


menciptakan pertumbuhan ekonomi menunjukkanterjadinya peningkatan kegiatan ekonomi di negaratersebut, baik kegiatan produksi maupun kegiatankonsumsi masyarakatnya, sedangkan laju inflasi yangrendah menunjukkan harga barang dan jasa padaperekonomian tersebut stabil.

Pertumbuhan ekonomi yang tinggi dibutuhkandalam suatu perekonomian. Pertumbuhan ekonomi yangtinggi dapat menciptakan investasi dan investasi yangterjadi dapat menciptakan lapangan pekerjaan bagipenduduk yang sedang mencari pekerjaan(menganggur). Data perekonomian Indonesiamenunjukkan bahwa dengan tingkat pertumbuhanekonomi sebesar 6,1% yang dapat dicapai pada tahun2010, setiap 1% kenaikan PDB (pertumbuhan ekonomi)dapat menciptakan 548.000 lapangan kerja baru (BPS,2010). Dengan kata lain, setiap 1% terciptanyapertumbuhan ekonomi akan dapat menyerap tenagakerja baru sebanyak 548.000 orang.

Perekonomian Indonesia mengalamipertumbuhan yang positif dari tahun ke tahun, namunpada saat perekonomian Indonesia mengalami krisismoneter pada tahun 1998, perekonomian Indonesiamengalami kontraksi (pertumbuhan negatif) sebesar -13,1%. Rata-rata pertumbuhan ekonomi Indonesia pertahun pada masa sebelum krisis moneter tahun 1998lebih tinggi dari pada rata-rata pertumbuhan ekonomiper tahun setelah krisis moneter tahun 1998. Gambar 1menunjukkan perkembangan pertumbuhan ekonomiIndonesia tahun 1986 sampai dengan tahun 2010.

182


Perekonomian Indonesia selama periode tahun1986-1997 (periode sebelum krisis moneter tahun 1998)mengalami kenaikan harga-harga barang dan jasa(inflasi) sebesar 7,92% rata-rata per tahun. Pada saatkrisis moneter tahun 1998 laju inflasi Indonesia cukuptinggi, yaitu mencapai 58%. Pada saat terjadinya krisismoneter, nilai rupiah sangat merosot terhadap matauang asing. Sebelum krisis harga US$1 hanya sekitarRp2.400, namun pada saat krisis moneter harga US$1meningkat sangat tinggi, yaitu sekitar Rp17.000.Kenaikan harga US$ yang sangat tinggi inimenyebabkan terganggunya produksi barang dan jasadi dalam negeri, sehingga terjadi kelangkaan barangdan jasa. Hal ini mendorong harga-harga naik sangattinggi (inflasi)

Laju inflasi di Indonesia yang terjadi dalamperiode 1999-2010 (periode setelah krisis moneter 1998)cenderung lebih tinggi dibandingkan dengan dalamperiode sebelum krisis, yaitu sebesar 9,31% rata-rataper tahun. Namun laju inflasi dalam periode tahun 1999-2010 lebih berfluktuasi dibandingkan dengan laju inflasidalam periode tahun 1986-1997. Perbedaan laju inflasiantara masa sebelum krisis moneter tahun 1998 dansetelah masa krisis moneter tahun 1998 mencerminkanbahwa harga-harga barang dan jasa dalam periodesebelum krisis moneter lebih stabil daripada harga-hargabarang dan jasa setelah krisis moneter tahun 1998.

Stabilitas harga yang terjadi pada periodesebelum krisis moneter tahun 1998 disebabkan olehbanyak faktor, di antaranya adalah keberhasilan Indo-nesia dalam melaksanakan program swasembadapangan. Pergolakan harga pangan yang terjadi padaperiode sesudah krisis moneter tahun 1998 memberikontribusi yang signifikan dalam menciptakan kenaikanharga (inflasi) pada periode tersebut, sedangkan faktoryang menyebabkan harga-harga relatif stabil padaperiode sebelum krisis adalah harga bahan bakarminyak (BBM) dan kurs valuta asing juga relatif stabil.Harga BBM merupakan salah satu unsur pentingpembentuk biaya produksi. Kenaikan harga BBM akandirespon oleh produsen dengan menaikkan harga.

Stabilitas nilai tukar (kurs) valuta asingmemberikan kontribusi yang baik pada harga-hargabarang dan jasa di Indonesia yang struktur produksinyabanyak menggunakan bahan baku dan bahan penolongdari barang-barang impor. Stabilitas nilai tukar valutaasing pada periode sebelum krisis moneter 1998

Gambar 1Pertumbuhan Ekonomi Indonesia, Tahun 1986-2010

Perekonomian Indonesia dalam periode 1986-1997 (sebelum krisis moneter tahun 1998) mengalamipertumbuhan rata-rata per tahun sebesar 6,65%,sedangkan dalam periode tahun 1999-2010 (setelahkrisis moneter tahun 1998) perekonomian Indonesiatumbuh rata-rata per tahun sebesar 4,89%. Jika dilihatdari besaran pertumbuhan ekonomi rata-rata per tahun,maka dapat diketahui bahwa perekonomian Indonesiapada masa sebelum krisis moneter tahun 1998 mengala-mi pertumbuhan yang lebih tinggi daripada masasesudah krisis moneter tahun 1998. Tingkat pertum-buhan ekonomi Indonesia yang tinggi pada masasebelum krisis moneter tahun 1998 menempatkan In-donesia sebagai salah satu macan Asia. Harga-hargabarang dan jasa pada perekonomian Indonesia bebera-pa tahun sebelum krisis moneter tahun 1998 relatif stabil.Hal ini ditunjukkan oleh laju inflasi pada masa itu relatifkonstan. Gamber 2 berikut ini menunjukkan pergerakanlaju inflasi Indonesia dalam periode tahun 1986-2010.

Gambar 2Laju Inflasi di Indonesia, Tahun 1986-2010

183

ANALISIS EMPIRIS NETRALITAS UANG DI INDONESIA......................... (Endang Setyowati)

disebabkan pada periode tersebut pemerintahmenganut rezim kontrol devisa yang mengambangterkendali dalam mengelola devisa. Kurs valuta asingditentukan dengan rentang kendali. Ketika kursmempunyai kecenderungan melampaui rentang kendaliyang telah ditetapkan oleh pemerintah, Bank Indone-sia melakukan intervensi dengan membeli atau menjualvaluta asing.

Dalam literatur ekonomi terdapat banyak teoriyang menjelaskan hubungan antara pertumbuhanekonomi dan inflasi, baik langsung maupun tidaklangsung. Tingkat inflasi mempunyai hubungan negatifdengan pertumbuhan ekonomi. Pada masa tingkatinflasi yang tinggi, kebijakan investasi masyarakat lebihbanyak pada investasi yang tidak produktif, sepertilogam mulia dan tanah. Rendahnya investasi yangproduktif pada masa inflasi tinggi menyebabkanproduksi nasional menurun (Setyowati, 2007).

Inflasi dan pertumbuhan ekonomi juga memilikihubungan tidak langsung, yaitu melalui pengangguran.Hasil penelitian yang dilakukan terhadap perekonomianInggris yang dilakukan oleh Phillips menggunakan datatahun 1865-1956 memperoleh bukti empiris adanyahubungan negatif antara tingkat pengangguran dengantingkat inflasi (Mangkoesoebroto, 1999). Artinya, padasaat tingkat pengangguran rendah, tingkat inflasi tinggi.Sebaliknya tingkat inflasi rendah terjadi pada saattingkat pengangguran tinggi. Arthur Okunmenggambarkan secara grafik hubungan antara tingkatpengangguran dengan persentase perubahan PDB riilperekonomian Amerika Serikat tahun 1951-2003.Persentase perubahan PDB riil adalah tingkatpertumbuhan ekonomi. Sebaran titik-titik persentaseperubahan PDB riil dan perubahan tingkatpengangguran membentuk pola yang menurun. Polaini menggambarkan hubungan negatif antarapertumbuhan ekonomi dengan tingkat pengangguran.Hukum Okun menyatakan pada tingkat pengangguranyang tinggi akan terjadi penurunan pertumbuhanekonomi (Mankew, 2007).

Hubungan antara inflasi dan pertumbuhanekonomi dijelaskan dalam teori netralitas uang. Menurutteori netralitas uang, peristiwa-peristiwa di sektormoneter independen dengan peristiwa-peristiwa disektor riil. Dengan demikian, kebijakan pengendalianlaju inflasi (kebijakan di sektor moneter) tidak akanberpengaruh terhadap PDB (sektor riil). Penelitian ini

bertujuan untuk menemukan bukti empiris berlakunyateori netralitas uang pada perekonomian Indonesia.


PDB menunjukkan nilai barang dan jasa yang dihasilkanoleh suatu perekonomian pada satu periode tertentu.Tingkat pertumbuhan ekonomi adalah tingkat di manaPDB meningkat (Dornbusch et.al., 2008). Inflasi adalahkenaikan harga-harga barang secara umum dan terusmenerus (Boediono, 1982). Inflasi yang tinggi dapatberdampak negatif terhadap perekonomian, sepertiberikut ini 1) mendorong masyarakat untuk berinvestasipada kegiatan-kegiatan yang bersifat spekulatif; 2)tingkat bunga akan cenderung meningkat; 3)menimbulkan ketidakpastian mengenai keadaanekonomi di masa yang akan datang; dan 4) menimbulkanmasalah pada neraca pembayaran (Setyowati, 2007).

Tingginya investasi masyarakat pada kegiatan-kegiatan yang bersifat spekulatif, seperti membeli emas,tanah, menyebabkan rendahnya kegiatan investasiyang produktif. Kenaikan tingkat bunga disebabkanoleh kebijakan pemerintah (bank sentral) yang kontraktif(mengurangi jumlah uang beredar di masyarakat) jugaakan mengurangi daya tarik pengusaha melakukankegiatan investasi yang bersifat produktif.Ketidakpastian kondisi perekonomian di masa yangakan datang sebagai akibat dari tingginya laju inflasiakan menyulitkan pengusaha untuk membuatperencanaan, sehingga dorongan para pengusahauntuk berinvestasi akan rendah. Rendahnya investasipengusaha pada kegiatan-kegiatan yang bersifatproduktif ini menyebabkan pertumbuhan ekonomi akanrendah.

Hubungan antara pertumbuhan ekonomidengan inflasi telah banyak dijelaskan, baik secarateoritis maupun berdasar hasil penelitian empiris. Salahsatu teori yang menjelaskan secara komprehensifhubungan antara pertumbuhan ekonomi dengan inflasiadalah Teori Aggregate Demand (AD) dan AggregateSupply (AS) yang dikemukakan oleh Keynes (Gokal,2004). AD adalah permintaan nasional terhadap barangdan jasa dan AS adalah penawaran nasional terhadapbarang dan jasa dalam perekonomian. Hubungan antarapertumbuhan ekonomi dan inflasi dijelaskan denganmenggunakan grafik seperti Gambar 3a dan Gambar 3b.Gambar 3a menunjukkan pada awalnya perekonomian

184


pada kondisi keseimbangan yang ditunjukkan olehperpotongan antara kurva AD0 dan kurva AS0. Padakondisi tersebut tingkat harga umum sebesar P0 danpendapatan nasional sebesar Y0. Jika terjadi kenaikanpermintaan agregatif (nasional) terhadap barang danjasa, sedangkan penawaran agregatif tidak berubah,maka kurva AD bergeser dari AD0 menjadi AD1.Pergeseran kurva AD ke kanan atas AD0 menjadi AD1,sementara kurva AS tidak berubah pada AS0,menyebabkan harga naik dari P0 menjadi P1 danpendapatan nasional (Y) meningkat dari Y0 menjadi Y1.Kenaikan tingkat harga umum menunjukkan terjadinyainflasi dan kenaikan pendapatan nasional menunjukkanterjadinya pertumbuhan ekonomi. Dalam kondisi inidapat disimpulkan terdapat hubungan positif antarapertumbuhan ekonomi dengan inflasi.

Hubungan positif antara pertumbuhan ekonomidengan inflasi ini juga dijelaskan dalam teori Tobin yangdikenal dengan istilah Efek Tobin. Menurut Efek Tobin,inflasi menyebabkan individu-individu mengubahkekayaan dari uang menjadi kekayaan yangmenghasilkan bunga, yaitu investasi. Kenaikaninvestasi menyebabkan kegiatan produksi menjadi lebihpadat modal (capital intensive). Kegiatan produksiyang cenderung lebih padat modal akan mendorongmeningkatnya produksi nasional (terjadi pertumbuhan

ekonomi).Hubungan antara pertumbuhan ekonomi

dengan inflasi dapat juga dijelaskan menggunakan teoriAD-AS melalui perubahan penawaran agregatifterhadap barang dan jasa. Pada Gambar 3b, terjadinyakenaikan penawaran agregatif, sedangkan permintaanagregatif tidak berubah menyebabkan kurva ASbergeser dari AS0 ke AS1 dan kurva AD tidak berubah,yaitu pada kurva AD0. Akibat pergeseran kurva AS kekanan bawah menyebabkan harga turun dari P0 menjadiP1 dan pendapatan nasional (Y) meningkat dari Y0menjadi Y1. Penurunan tingkat harga umummenunjukkan terjadinya inflasi negatif (deflasi) dankenaikan pendapatan nasional menunjukkan terjadinyapertumbuhan ekonomi. Dalam kondisi ini dapatdisimpulkan terdapat hubungan negatif antarapertumbuhan ekonomi dengan inflasi.

Pandangan ekonom klasik tentang hubunganantara pertumbuhan ekonomi dan inflasi berbedadengan pandangan Keynes dan Tobin. Ekonom klasikberpendapat tidak terdapat hubungan antarapertumbuhan ekonomi dengan inflasi. Pandangan klasiktentang hubungan antara pertumbuhan ekonomidengan laju inflasi dapat dijelaskan dengan Gambar 4adan Gambar 4b.

Gambar 3aPerubahan AD

Gambar 3bPerubahan AS

AS0

AD1

PendapatanNasional, Y

TingkatHarga, P

P1

P0

AD0

Y0 Y1PendapatanNasional, Y

TingkatHarga

P1

P0

Y0 Y1

AS0

AD0

AS1

185


Gambar 4a menunjukkan keseimbanganperekonomian pada kondisi penawaran agregatif jangkapanjang. Menurut pandangan klasik, bentuk kurvapenawaran agregatif jangka panjang adalah vertikalsejajar dengan sumbu harga (Gartner, 2006).Berdasarkan gambar tersebut, kenaikan permintaanagregatif akibat kenaikan jumlah uang beredar, kenaikanpengeluaran pemerintah, atau penurunan pajak akanmenggeser kurva AD ke kanan atas dari AD0 menjadiAD1. Akibatnya tingkat harga umum naik, namun tidakmengubah output (pendapatan nasional). Dengandemikian, tidak terdapat hubungan antara pertumbuhanekonomi dan inflasi. Harga umum naik, tetapi outputtidak berubah.

Kondisi perekonomian jangka pendek menurutpandangan ekonom klasik juga tidak terdapathubungan antara pertumbuhan ekonomi dengan inflasi.Kurva penawaran agregatif jangka pendek berbentukhorisontal sejajar dengan sumbu output (pendapatannasional) seperti yang terdapat pada Gambar 4b.Berdasarkan Gambar 4b, kenaikan permintaan agregatifmenyebabkan bergesernya kurva AD ke kanan atasdari AD0 menjadi AD1. Tingkat harga umum tidakmengalami perubahan, tetapi output (pendapatannasional) meningkat. Dengan demikian, tidak terdapathubungan antara pertumbuhan ekonomi dan inflasi.Harga tidak berubah, tetapi output meningkat.

Pandangan klasik tentang hubungan antarapertumbuhan ekonomi dan inflasi didukung oleh teori

netralitas yang menyatakan bahwa tidak terdapathubungan keterkaitan antara sektor moneter dengansektor riil. Kebijakan pengendalian laju inflasi melaluikebijakan moneter, baik ekspansif maupun kontraktiftidak berpengaruh terhadap siklus bisnis (pertumbuhanekonomi). Namun hasil pengamatan terhadapperekonomian Amerika Serikat menunjukkan bahwapenurunan tingkat output dan kesempatan kerja terjadisetelah bank sentral Amerika Serikat melakukankebijakan moneter yang ekspansif (Mankew, 2007).

Hubungan antara pertumbuhan ekonomi daninflasi juga dijelaskan berdasarkan hasil penelitianempiris yang dilakukan di beberapa negara. Ilmi (2010)melakukan penelitian terhadap netralitas uang di In-donesia menggunakan data Indeks Harga Konsumen,Jumlah Uang Beredar, dan PDB pada periode kuartal 1tahun 1990 sampai dengan kuartal 4 tahun 2009.Berdasarkan model vector autoregressive diperolehsimpulan bahwa di Indonesia tidak terjadi netralitasuang.

Erbaykal dan Okuyan (2008) melakukanpenelitian terhadap hubungan antara pertumbuhanekonomi dan inflasi pada perekonomian Turki. Penelitiantersebut menggunakan data kuartalan pertumbuhanekonomi dan inflasi Turki 1987:1 – 2006:2. Berdasarkanmodel Autoregressive Distribution Lag (ARDL)diperoleh bukti bahwa tidak terdapat hubungan yangsignifikan dalam jangka panjang antara pertumbuhanekonomi dan inflasi, namun dalam jangka pendek

AS0

AD1


TingkatHarga, P

P1

P0

AD0

Y0

Gambar 4aKurva AS Vertikal

Gambar 4aKurva AS Horizontal

AS0

AD1


TingkatHarga, , PP

P1

AD0

Y0 Y1

186


terdapat hubungan negatif yang signifikan antarapertumbuhan ekonomi dan inflasi. Pengujian kausalitasterhadap pertumbuhan ekonomi dan inflasi diperolehbukti bahwa pertumbuhan ekonomi tidak menyebabkaninflasi, namun inflasi dapat menyebabkan pertumbuhanekonomi.

Rangarajan dan Arif (1990) melakukan penelitiantentang hubungan pengaruh antara inflasi danpertumbuhan ekonomi di India dengan menggunakandata tahunan dari tahun 1961 sampai dengan tahun1985. Berdasarkan model vector autoregressivediperoleh simpulan bahwa perubahan harga (inflasi)tidak memiliki pengaruh terhadap perubahan output(pertumbuhan ekonomi).

Penelitian Bruno dan Easterly (1996)menggunakan data pertumbuhan pendapatan nasionalper kapita dan laju inflasi tahun 1961-1992 di enamnegara, yaitu Bolivia, Brazil, Chile, Ghana, Indonesia,Israel, dan Mexico. Penelitian tersebut tidak berhasilmenemukan bukti adanya hubungan antarapertumbuhan ekonomi dengan inflasi pada laju inflasiyang rendah (kurang dari 40%). Namun dalam jangkapendek sampai dengan jangka menengah, ketika lajuinflasi tinggi pertumbuhan ekonomi memiliki hubungannegatif dengan inflasi. Penelitian Gokal dan Hanif (2004)menggunakan data 140 negara tahun 1960-1998 denganmodel regresi non linear menghasilkan simpulan bahwaterdapat hubungan yang lemah antara pertumbuhanekonomi dan inflasi. Hasil pengujian kausalitas satuarah dari pertumbuhan ekonomi ke inflasi.

Mallik dan Chowdhury (2001) menelitihubungan antara pertumbuhan ekonomi dengan inflasidi empat negara Asia Selatan, yaitu Bangladesh, India,Pakistan, dan Sri Langka. Periode penelitian, yaituBangladesh 1974-1997; India 1961-1997; Pakistan 1957-1997; dan Sri Lanka 1966-1997. Model yang digunakanadalah model kointegrasi dan model koreksi kesalahan.Hasil penelitian menunjukkan adanya hubungan positifantara pertumbuhan ekonomi dengan inflasi.

Penelitian ini bertujuan untuk mengujiberlakunya teori netralitas uang pada perekonomianIndonesia. Teori netralitas uang menyatakan bahwatidak terdapat hubungan keterkaitan antara sektormoneter dengan sektor riil. Kebijakan pengendalian lajuinflasi melalui kebijakan moneter, baik ekspansifmaupun kontraktif tidak berpengaruh terhadap siklusbisnis (pertumbuhan ekonomi). Data yang digunakan

dalam penelitian ini adalah pertumbuhan ekonomi danlaju inflasi di Indonesia tahun 1980 hingga tahun 2010yang diperoleh dari Statistik Indonesia tahun 1980-2010serta Nota Keuangan dan RAPBN 1979/1980 hingga2010.

Bentuk hubungan antara inflasi danpertumbuhan ekonomi dinyatakan dalam model dinamisantara inflasi dan pertumbuhan ekonomi, tanpa diawalidengan argumentasi variabel mana yang merupakanvariabel dependen (dipengaruhi) dan variabel manayang merupakan variabel independen (mempengaruhi),yaitu model vector autoregressive (VAR Model) ataumodel vector error correction (VEC Model). Jika lajuinflasi diberi simbol P dan tingkat pertumbuhanekonomi diberi simbol G, maka spesifikasi model VARatau model VEC antara kedua variabel tersebut adalahsebagai berikut:

k k kPt = α + βj Gt-j + γj Pt-j + δj UNt-j + μ1t

j=1 j=1 j=1

k k kGt = α + βj Gt-j + γj Pt-j + δj UNt-j + μ1t

j=1 j=1 j=1

Gt adalah tingkat pertumbuhan ekonomi padaperiode t dan Gt-j adalah tingkat pertumbuhan ekonomipada periode sebelumnya. Pt adalah laju inflasi padaperiode t dan Pt-j adalah laju inflasi pada periodesebelumnya. μ merupakan stochastic error terms.Dalam istilah model VAR atau VEC disebut impuls atauinovasi, atau shok (Gujarati, 2003). Pemilihan model VARatau model VEC tergantung dari kondisi data yangdiamati. Jika data yang diamati stasioner pada level,maka model yang digunakan adalah model VAR,sedangkan jika data yang diamati tidak stasioner namunmemiliki hubungan kointegrasi, maka model yang cocokdigunakan adalah model VEC.

Sebelum melakukan pencarian model VAR ataumodel VEC, data mengenai pertumbuhan ekonomi daninflasi terlebih dahulu dilakukan pengujianstasioneritas data tersebut. Suatu data time seriesdikatakan stasioner jika data tersebut memiliki rata-ratadan varians yang konstan sepanjang waktu dalam timeseries. Salah satu persyaratan yang harus dipenuhidalam penggunaan model VAR adalah bahwa data yang

Σ Σ Σ

Σ Σ Σ

187


diamati harus stasioner. Jika terdapat variabel yang tidakstasioner, langkah berikutnya adalah melakukanpengujian terhadap hubungan kointegrasi di antarasemua variabel yang diamati. Penggunaan model VECmensyaratkan variabel yang diamati memiliki hubungankointegrasi.

Penelitian yang menggunakan data time seriesdiperlukan informasi tentang stasioneritas data.Penggunaan data yang tidak stasioner dalam modelregresi estimasi menyebabkan kesalahan standarkoefisien regresi menjadi bias. Pengujian pengaruhdengan menggunakan cara konvensional terhadap datayang tidak stasioner menjadi tidak valid. Dengan katalain, model regresi yang menggunakan variabel yangmemiliki unit roots (tidak stasioner) mengakibatkankoefisien regresi estimasi menjadi tidak efisien.Identifikasi terhadap stasioneritas data dilakukanmelalui statinary stochastic process. Melalui prosesini akan diketahui apakah stasioner atau tidak).Pengujian stasioneritas data dilakukan menggunakanuji Augmented Dickey-Fuller (ADF Test) untukmenguji stasioneritas data (unit root). Formulasi umumUji ADF adalah sebagai berikut:

mΔYt = β1+ β2t + δYt-1 + αi Yt-i + ε1

i=1

Yt adalah variabel yang diamati pada periode t,Yt-1 adalah nilai variabel Y pada satu periodesebelumnya, b1 adalah konstanta, b2 adalah koefisientren, ai adalah koefisien variabel lag Y, m adalahpanjangnya lag, dan et adalah white noise error terms.Hipotesis nol menyatakan bahwa d = 0. Artinya, Ytmemiliki unit roots. Jika data suatu variabel memilikiunit roots, maka disimpulkan bahwa data variabeltersebut tidak stasioner.Langkah berikutnya adalah melakukan uji kausalitasantara inflasi dan pertumbuhan ekonomi menggunakanGranger Causality Test. Pengujian ini dimulai denganmembuat rumusan hipotesis nol yang menyatakanbahwa inflasi tidak menyebabkan pertumbuhanekonomi. Hubungan kausal antara dua variabel dapatberupa hubungan kausal satu arah dan hubungankausal dua arah. Jika inflasi menyebabkan pertumbuhanekonomi, tetapi pertumbuhan ekonomi tidakmenyebabkan inflasi, maka hubungan kausal antara

inflasi dan pertumbuhan ekonomi adalah hubungansatu arah. Namun, jika inflasi menyebabkanpertumbuhan ekonomi dan pertumbuhan ekonomimenyebabkan inflasi, maka hubungan antara inflasi danpertumbuhan ekonomi disebut hubungan kausal duaarah. Bentuk persamaan regresi estimasi pada ujiGranger Causality Test antara laju inflasi danpertumbuhan ekonomi dalam penelitian ini adalahsebagai berikut:

n nPt = αt Pt-j + βt Gt-j + ε1t

i=1 j=1

m mGt = γt Pt-j + δj Gt-j + ε2t

i=1 j=1

Pt adalah laju inflasi pada tahun t, Pt-i adalah lajuinflasi pada periode sebelumnya, Gt adalahpertumbuhan ekonomi pada tahun t, dan Gt-i adalahpertumbuhan ekonomi pada tahun sebelumnya.Hipotesis nol pada uji kausalitas menggunakan GrangerCausality Test menyatakan bahwa inflasi tidakmenyebabkan pertumbuhan ekonomi ataupertumbuhan ekonomi tidak menyebabkan inflasi.

HASIL PENELITIAN

Penelitian ini menggunakan periode pengamatan tahun1980-2010. Hasil pengolahan data deskriptifmenunjukkan rata-rata pertumbuhan ekonomi per tahunselama periode penelitian adalah 5,15%, sedangkan lajuinflasi pada tingkat yang lebih tinggi sebesar 10,45%per tahun. Perkembangan pertumbuhan ekonomi daninflasi selama periode penelitian dibagi ke dalam periodesebelum krisis moneter 1998, yaitu 1980-1997 dansetelah krisis moneter tahun 1998, yaitu 1999-2010seperti pada Tabel 1. Data pada Tabel 1 menunjukkanbahwa pertumbuhan ekonomi rata-rata per tahun padaperiode sebelum krisis moneter Indonesia lebih tinggidibandingkan dengan pada periode setelah krisismoneter. Perekonomian Indonesia mengalamipertumbuhan ekonomi rata-rata sebesar 6,31% pertahun, sedangkan pertumbuhan ekonomi rata-rata padaperiode setelah krisis moneter mengalami perlambatan,yaitu sebesar 4,74% per tahun. Perekonomian Indone-sia mengalami kontraksi (pertumbuhan ekonomi

Σ

Σ Σ

Σ Σ

188


negatif) sebesar 13,1% pada masa krisis moneter tahun1998.

Tabel 1Pertumbuhan Ekonomi dan Laju Inflasi Indonesia,

Tahun 1980-2010

PeriodeIndikator Ekonomi 1980-1997 1998 1999-2010

Pertumbuhan Ekonomi 6.31 -13.10 4.74Laju Inflasi 8.58 58.00 9.31

Grafik perkembangan pertumbuhan ekonomidan laju inflasi selama periode penelitian dapat dilihatpada Gambar 5. Nampak pada gambar tersebutpertumbuhan ekonomi relatif stabil selama periodepenelitian, sedangkan laju inflasi sedikit berfluktuatif.

Penelitian ini menggunakan model vectorautoregressive (VAR) yang membutuhkan pemenuhanterhadap asumsi stasioneritas data. Untuk mengujistasioneritas data menggunakan uji akar-akar unit (unitroots test). Data yang memiliki akar unit menunjukkanbahwa data tersebut tidak stasioner. Untuk mengetahuiada tidaknya akar unit pada data pertumbuhan ekonomidan laju inflasi di Indonesia dalam penelitian inimenggunakan Uji ADF. Data pada Tabel 2 menunjukkanhasil perhitungan data penelitian.

Tabel 2Hasil Uji Augmented Dickey-Fuller Inflasi dan

Pertumbuhan Ekonomi

Prob. t-KritisVariabel t-Statistik (MacKinnon) (5%)

Inflasi (P) -4,74459 0,0007 -2,96397Pertumbuhan Ekonomi (G) -4,153688 0,0030 -2,96397

PEMBAHASAN

Hipotesis nol pada uji ADF menyatakan bahwa datamemiliki akar unit. Sebuah data yang memiliki akar unitmenunjukkan bahwa data tersebut tidak stasioner. Hasilperhitungan terhadap data laju inflasi diperoleh nilaihitung t sebesar -4,74459 dengan probabilitas sebesar0,0007, sedangkan untuk data pertumbuhan ekonomidiperoleh nilai t hitung sebesar -4,153688 dengan nilaiprobabilitas 0,0030. Berdasarkan tingkat signifikansi5%, nilai probabilitas untuk data pertumbuhan ekonomidan laju inflasi lebih kecil dibandingkan dengan tingkatsignifikansi yang digunakan. Pengujian akar unit untukdata pertumbuhan ekonomi dan laju inflasi menolakhipotesis nol. Dengan demikian, disimpulkan datapertumbuhan ekonomi dan laju inflasi selama periode

Gambar 5Pertumbuhan Ekonimi dan Inflasi, Tahun 1980-2010

189


penelitian adalah stasioner.Setelah diketahui bahwa data pertumbuhan

ekonomi dan laju inflasi stasioner selama periodepenelitian, langkah selanjutnya adalah membuat modelVAR antara pertumbuhan ekonomi dengan inflasi.Berdasarkan model VAR dapat diketahui hubunganpengaruh antara perumbuhan ekonomi dengan inflasi.Tabel 3a menunjukkan model VAR yang memberlakukanpertumbuhan ekonomi (G) sebagai variabel dependendan inflasi (P) sebagai variabel independen.Kelambanan yang digunakan adalah 6. Persamaan VARpertumbuhan ekonomi dan laju inflasi adalah sebagaiberikut:

VAR Model - Substituted Coefficients:G = 1.1776*G(-1) + 0.019422*G(-2) - 1.1299*G(-3) -0.6474*G(-4) - 0.25059*G(-5) + 0.33566*G(-6) +0.409153P(-1) + 0.019330*P(-2) - 0.461970*P(-3) -0.229750*P(-4) - 0.172790*P(-5) + 0.128716*P(-6) +10.76937

Berdasar hasil perhitungan terhadap nilai t-statistik untuk setiap variabel inflasi seperti yangterdapat pada Tabel 3a relatif kecil. Jika dibandingkandengan nilai t-kritis dengan tingkat signifikansi 5% danderajat kebebasan 25 sebesar 2,06 menunjukkan nilai t-statistik variabel inflasi untuk semua kelambanan lebihkecil daripada nilai t-kritis. Dengan demikian, pengujianmemutuskan menerima hipotesis nol yang menyatakanbahwa inflasi tidak berpengaruh terhadap pertumbuhanekonomi.

Tabel 3aModel VAR untuk Variabel Dependen Pertumbuhan

Ekonomi (G) dan Inflasi (P) sebagai VariabelIndependen

Variabel Koefisien Standard Error t-StatistikP(-1) 0.409153 0.23945 1.70873P(-2) 0.019330 0.32327 0.05979P(-3) -0.461970 0.27360 -1.68850P(-4) -0.229750 0.25390 -0.90489P(-5) -0.172790 0.27400 -0.63062P(-6) 0.128716 0.23182 0.55525

Tabel 3b menunjukkan model VAR dengan lajuinflasi sebagai variabel dependen dan pertumbuhanekonomi sebagai variabel independen. Kelambananyang digunakan sama seperti model VAR sebelumnya,yaitu 6. Persamaan VAR diperoleh sebagai berikut:

VAR Model - Substituted Coefficients:P = - 2.5379*G(-1) - 0.123410*G(-2) + 2.655326*G(-3) +1.433705*G(-4) + 1.064522*G(-5) - 0.862260*G(-6) -0.92184*P(-1) - 0.21718*P(-2) + 1.03149*P(-3) +0.50474*P(-4) + 0.47142*P(-5) - 0.39553*P(-6) - 2.46088

Berdasar hasil perhitungan terhadap nilai t-statistik untuk setiap kelambanan seperti yang terdapatpada Tabel 3b relatif kecil. Jika dibandingkan dengannilai t- kritis dengan tingkat signifikansi 5% dan derajatkebebasan 25 sebesar 2,06 menunjukkan nilai t-statistikvariabel pertumbuhan ekonomi untuk semuakelambanan lebih kecil daripada nilai t-kritis. Dengandemikian, hasil pengujian memutuskan menerimahipotesis nol yang menyatakan bahwa pertumbuhanekonomi tidak berpengaruh terhadap laju inflasi.

Tabel 3bModel VAR untuk Variabel Dependen Inflasi (P) dan

Pertumbuhan Ekonomi (G) sebagai VariabelIndependen

Variabel Koefisien Standard Error t-StatistikG(-1) -2.537920 1.73540 -1.46244G(-2) -0.123410 2.07518 -0.05947G(-3) 2.655326 1.88340 1.40986G(-4) 1.433705 1.79399 0.79917G(-5) 1.064522 1.97416 0.53923G(-6) -0.862260 1.46824 -0.58720

Uji kausalitas antara pertumbuhan ekonomi daninflasi dilakukan menggunakan uji kausalitas Granger.Hipotesis nol pada uji kausalitas Granger yangbertujuan untuk menguji pengaruh inflasi (P) terhadappertumbuhan ekonomi (G) menyatakan bahwa inflasitidak menyebabkan pertumbuhan ekonomi. Demikianjuga halnya dengan hipotesis nol pada uji kausalitasGranger yang bertujuan untuk menguji pengaruhpertumbuhan ekonomi (G) terhadap pertumbuhanekonomi (P) menyatakan bahwa pertumbuhan ekonomi

190


tidak menyebabkan laju inflasi.Tabel 4 menunjukkan nilai statistik uji kausalitas

Granger. Pengujian pengaruh inflasi terhadappertumbuhan ekonomi menggunakan rumusanhipotesis nol yang menyatakan bahwa inflasi tidakmenyebabkan pertumbuhan ekonomi. Uji kausalitasGranger dengan kelambanan 1 (lag 1) diperoleh nilai Fstatistik 0,97197 dengan nilai probabilitas 0,33290. Jikapengujian kausalitas Granger menggunakan tingkatsignifikansi 5%, maka hasil pengujian adalah menerimahipotesis nol yang menyatakan bahwa inflasi tidakberpengaruh terhadap pertumbuhan ekonomi.Demikian juga dengan uji kausalitas Granger dengankelambanan 2 sampai dengan kelambanan 6menghasilkan nilai probabilitas yang lebih besardaripada 5%. Hasil pengujian ini menunjukkan bahwapengujian menerima hipotesis nol yang menyatakaninflasi tidak berpengaruh terhadap pertumbuhanekonomi.

Uji kausalitas Granger yang digunakan untukpengaruh pertumbuhan ekonomi (G) terhadap inflasi(P) menggunakan rumusan hipotesis nol yangmenyatakan bahwa pertumbuhan ekonomi tidakmenyebabkan inflasi. Uji kausalitas Granger dengankelambanan 1 (lag 1) diperoleh nilai F-statistik 1,73504dengan nilai probabilitas 0,19880. Jika pengujiankausalitas Granger tersebut menggunakan tingkatsignifikansi 5%, nilai probabilitas lebih besar daripada

tingkat signifikansi yang digunakan. Ini berartipengujian menerima hipotesis nol yang menyatakanbahwa pertumbuhan ekonomi tidak berpengaruhterhadap inflasi. Demikian juga dengan uji kausalitasGranger dengan kelambanan 2 sampai dengankelambanan 6 menghasilkan nilai probabilitas untuksemua kelambanan (lag) yang digunakan lebih besardaripada 5%. Hasil pengujian ini menunjukkan bahwapengujian menerima hipotesis nol yang menyatakanpertumbuhan ekonomi tidak menyebabkan inflasi.

SIMPULAN DAN SARAN

Simpulan

Dengan menggunakan model dinamis vectorautoregressive (VAR) dan uji kausalitas Grangerdiperoleh simpulan bahwa teori netralitas uang berlakubagi perekonomian Indonesia. Simpulan ini didasarkan1) data laju infasi dan pertumbuhan ekonomi Indone-sia selama periode penelitian (1980-2010) tidak memilikiakar unit. Dengan kata lain data pada penelitian inibersifat stasioner; 2) model VAR untuk pertumbuhanekonomi sebagai variabel dependen dan inflasi sebagaivariabel independen sampai dengan kelambanan 6menunjukkan bahwa inflasi tidak menyebabkan (tidakberpengaruh terhadap) pertumbuhan ekonomi.Demikian juga dengan hasil uji kausalitas sampai

Kelambanan Nilai Hipotesis Nol(lag) Statistik P tidak menyebabkan G G tidak menyebabkan P

1 F 0.97197 1.73504Prob. 0.33290 0.19880

2 F 0.69740 1.21332Prob. 0.50770 0.31480

3 F 0.44940 1.04295Prob. 0.72040 0.39410

4 F 0.67526 1.48066Prob. 0.61780 0.24950

5 F 1.54077 1.41762Prob. 0.23630 0.27400

6 F 1.11046 1.00615Prob. 0.41120 0.46490

Tabel 4Nilai F-Statistik dan Nilai Probabilitas Uji Kausalitas Granger

191


dengan tingkat kelambanan 6 tidak menunjukkanadanya pengaruh inflasi terhadap pertumbuhanekonomi; 3) model VAR untuk laju inflasi sebagaivariabel dependen dan pertumbuhan ekonomi sebagaivariabel independen sampai dengan kelambanan 6menunjukkan bahwa pertumbuhan ekonomi tidakmenyebabkan (tidak berpengaruh terhadap) inflasi.Demikian juga dengan hasil uji kausalitas sampaidengan tingkat kelambanan 6 tidak menunjukkanadanya pengaruh pertumbuhan ekonomi terhadapinflasi; dan 4) hasil pengujian dengan model VAR danuji kausalitas Granger menunjukkan bahwa tidak adahubungan kausal (pengaruh) antara laju inflasi (sebagaivariabel sektor moneter) dan pertumbuhan ekonomi(sebagai variabel sektor riil).

Saran

Kebijakan pengendalian laju inflasi merupakan salahsatu kebijakan penting dalam mengelola perekonomian.Namun di sisi lain kebijakan tersebut seringmenimbulkan dampak negatif bagi perekonomian secarakeseluruhan. Kurva Phillips menggambarkan hubunganantara laju inflasi dan tingkat pengangguran. Ketikalaju inflasi rendah, tingkat pengangguran tinggi. Olehkarena itu, hasil penelitian ini memberikan bukti empirisbahwa upaya peningkatan kinerja perekonomian melaluicara meningkatkan pertumbuhan ekonomi tidak dapatdicapai melalui pengendalian laju inflasi karena hasilpenelitian ini menunjukkan bahwa inflasi tidakberpengaruh terhadap perekonomian. Sebaliknya,penanggulangan masalah kenaikan harga-harga(inflasi) tidak dapat dilakukan melalui peningkatan nilaiproduksi nasional (pertumbuhan ekonomi) karena hasilpenelitian ini menunjukkan bahwa pertumbuhanekonomi tidak menyebabkan (mempengaruhi) inflasi.

DAFTAR PUSTAKA

Arbaykal, Erman dan Okuyan, Aydin, 2008, “Does In-flation Depress Economic Growth? Evidencefrom Turkey”, International Journal of Financeend Economics, Vol. 13, No.17, 2008.

Badan Pusat Statistik, Statistik Indonesia, 1970 – 2010.

Bruno, M. dan Easterly, 1995, Inflation Crises andLong-Run Growth, Policy Research WorkingPaper, World Bank.

__________, 1996, Inflation and Growth: In searchof a Stable Relationship, World Bank.

Boediono, 1982, Seri Sinopsis Ekonomi Makro, BPFEUGM, Yogyakarta.

Departemen Keuangan Republik Indonesia, NotaKeuangan dan RAPBN, 1970 – 2010.

Dumairy, 1996, Perekonomian Indonesia, PenerbitErlangga, Jakarta.

Dornbusch, Rudiger, et. al., 2008, Macroeconomics,10th Edition, Mc. Graw-Hill International Edition.

Enders, Walter, 2004, Applied Econometric Time Se-ries. 2nd Edition, New York: John Wiley and Sons,Inc.

Fisher, Irving, 1973, “Discovered the Phillips Curve: AStatistical Relation between Unemployment andPrice Changes”, The Journal of PoliticalEconomy, Vol. 81, No. 2, Part 1 (Mar. - Apr., 1973).

Gartner, Manfred, 2006, Macroeconomics, 2nd Edition,Prentice Hall.

Gokal, Vikesh dan Hanif, Subrina, Relationship betweenInflation and Economic Growth, Working Pa-per, Economics Departement Reserve Bank ofFiji.

Gordon, Robert J., 1987, Macroeconomics, 4th Edition,Little, Brown and Company.

Gordon, Robert J., 2004, Productivity Growth, Infla-tion, and Unemployment, The Collected Essaysof Robert J. Gordon, Northwestern University,Cambridge University Press, didownload darihttp://www.cambridge.org.

Gujarati, D., 2003. Basic Econometrics. 4th Edition.Mc.Grow-Hill, New York.

192


Ilmi, Nurul, 2010, Long-run Money Neutrality, Tesis,Fakultas Ekonomi Universitas Andalas.

Mallik, Girijasankar dan Chowdhury, Anis, 2001, “In-flation and Economic Growth: Evidence fromFour South Asia Countries”, Asia-Pacific De-velopment Journal Vol. 8, No. 1.

Mangkoesuebroto, Guritno dan Algifari, 1999, TeoriEkonomi Makro, Edisi 2, BP STIE YKPNYogyakarta.

Mankiw, N, Gregory, 2007, Macroeconomics, 6th Edi-tion, Worth Publishers, New York.

Sachs, Jeffrey D. dan Larrain Felipe B. 1993, Macro-economics In The Global Economy, HarvesterWheatsheaf.

Setyowati, Endang dkk., 2007, Ekonomi MikroPengantar, Edisi 2, BP STIE YKPN Yogyakarta.

Sims, C., 1980, “Macroeconomics and Reality”.Econometrica , Vol. 48, No. 1. (Jan., 1980):1-48.

INDEKS PENULIS DAN ARTIKELJURNAL AKUNTANSI & MANAJEMEN

Vol. 16, No. 1, April 2005

Lo, Eko Widodo, pp. 1-10, Penjelasan Teori Prospek Terhadap Manajemen Laba

Tjahyono, Heru Kurnianto, pp. 11-24, Peran Kepemimpinan Sebagai Variabel Pemoderasian HubunganBudaya Organisasional dengan Keefektifan Organisasional (Studi pada Perguruan Tinggi Swasta diPropinsi DIY)

Astuti, Sri dan M. Hanad Hainafi, pp. 250-34, Pengaruh Laporan Auditor Dengan Modifikasi GoingConcern Terhadap Abnormal Accrual

Siregar, Baldric dan Twenty Selvia Sari Sianturi, pp. 35-49, ; Reaksi Pasar Modal Terhadap Hasil PemilihanUmum dan Pergantian Pemerintahan Tahun 2004

Prajogo, Wisnu, pp. 51-65, Pengaruh Pemediasian Trust Dalam Hubungan Kepemimpinan Transformasionaldan Organizational Citizenship Behavior

Widiastuti, Sri Wahyuni dan Sri Suryaningrum, pp. 67-77, Pengaruh Motivasi Terhadap Minat MahasiswaAkuntansi Untuk Mengikuti Pendidikan Profesi Akuntansi (PPA)


Heriningsih, Sucahyo, Sri Suryaningrum, Windyastuti, pp. 79-91, Pengaruh Kecerdasan Emosionalpada Pemahaman Pengetahuan Akuntansi di Tingkat Pengantar dengan Penalaran dan PendekatanSistem

Susanto, Djoko dan Baldric Siregar, pp. 93-105, Peran Saling Melengkapi Laba dan Arus Kas Operasidalam Menjelaskan Variasi Return Saham

Rahdi, Fahmy, pp. 107-119, Industry Policy and Technology Transfer: Review and Analysis of TheIndonesian Automotive Industry During New Orde Era

Yudiarti, Fr. Ninik dan Eko Widodo Lo, pp. 121-127, Pengaruh Framing; Pertanggungjawaban, danJenis Kelamin dalam Keputusan Investasi Tambahan: Keputusan Individual dan Grup


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Asakdiyah, Salamatun, pp. 129-139, Analisis Hubungan Antara Kualitas Pelayanan dan KepuasanPelanggan dalam Pembentukan Intensi Pembelian Konsumen Matahari Group di Daerah IstimewaYogyakarta

Saputro, Julianto Agung, pp. 141-152, Konsep dan Pengukuran Investment Opportunity Set SertaPengaruhnya pada Proses Kontrak

Vol. 16, No. 3, Desember 2005

Ciptono, Wakhid Slamet, pp. 153-171, The Critical Success Factors Of Tqm Underlying The DemingManagement Method: Evidence From The Indonesia’s Oil and Gas Industry

Lo, Eko Widodo, pp. 173-181, Manajemen Laba: Suatu Sistesa Teori

Sanjaya, I Putu Sugiartha, pp. 183-193, Analisis Pengaruh Akrual Diskresioner Terhadap ReturnSaham Bagi Perusahaan-Perusahaan yang Diaudit oleh Kantor Akuntan Publik (KAP) Big Four danNon-Big Four

Sudarini, Sinta dan Silisia Mita Alloy, pp. 195-207, Penggunaan Rasio Keuangan Dalam MemprediksiLaba Pada Masa yang Akan Datang (Studi Kasus di Perusahaan Perbankan yang Terdaftar di BursaEfek Jakarta)

Winarso, Beni Suhendra, pp. 209-218, Analisis Empiris Perbedaan Kinerja Keuangan AntaraPerusahaan yang Melakukan Stock Split dengan Perusahaan yang Tidak Melakukan Stock SplitPengujian The Signaling Hypothesis

Siregar, Baldric, pp. 219-230, Hubungan antara Dividen, Leverage Keuangan, dan Investasi

Vol. 17, No. 1, April 2006

Nurim, Yavida, pp. 1-10, Pengaruh Karakteristik Pembuat Judgment dalam Prediksi Failure Perusahaan

Kusuma, Deden Iwan, pp. 11-24, Studi Empiris Pemilihan Metode Akuntansi pada Perusahaan yangMelaksanakan Akuisisi di Indonesia

Yunani, Akhmad, pp. 25-40, Perancangan Model Sales Force Automation (SFA) dalam RangkaMenunjang Customer Relationship Management (CRM): Studi Kasus pada PT Pos Indonesia (Persero)

Suripto, Bambang, pp. 41-56, Praktik Pelaporan Keuangan dalam Web Site Perusahaan Indonesia


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Khasanah, Mufidhatul, pp. 57-78, Kajian Usaha Ternak Kambing dalam Rangka MeningkatkanKesejahteraaan Masyarakat Kabupaten Sleman

Dongoran, Johnson, pp. 79-92, Pengaruh Sikap Kerja Terhadap Kinerja pada Hotel Bintang di JawaTengah dan Daerah Istimewa Yogyakarta


Sri Darma. Gede, pp. 93-117, Employee Perception of The Impact of Information Technology Investmentin Organizations: A Survey of The Hotel Industry

Hapsoro, Dody, pp. 119-135, Pengaruh Transparansi Terhadap Konsekuensi Ekonomik: Studi Empirisdi Pasar Modal Indonesia

Indahwati, Weliana dan Erni Ekawati, pp. 137-152, Relevansi dan Reliabilitas Nilai Informasi AkuntansiGoodwill di Indonesia

Rahmawati, pp. 153-169, Hubungan Nonlinier antara Earnings dan Nilai Buku dengan Kinerja Saham

Siswanti, Yuni, pp. 171-180, Alliance Experience, Alliance Capability, Function Alliance Dedicateddan Alliance Learning dalam Aliansi Strategik untuk Meraih Kesuksesan Jangka Panjang di EraKompetisi Global

Widjaya, NH Setiadi, pp. 181-196, Pengaruh Komponen Komitmen Organi-sasional pada HubunganPersepsi Kaitan Kinerja-Gaji dan Organizational Citizenship Behavior


Arsyad, Lincolin, pp. 197-218, A Process of Creating Business Plan for Microfinance Institution: CaseStudy of LPD Mas, Gianyar, Bali

Hapsoro, Dody, pp. 219-234, Pengaruh Struktur Pengelolaan Korporasi Terhadap Transparansi: StudiEmpiris di Pasar Modal Indonesia

Sri Darma, Gede, pp. 235-255, The Impact of Information Technology Investment on The HospitalityIndustry

Sulistiyani, Tina, pp. 257-267, Analisis Perilaku Brand Switching Produk Air Minum Mineral di DaerahIstimewa Yogyakarta


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Siregar, Baldric, pp. 269-282, Determinan Risiko Ekspropriasi

Bawono, Icuk Rangga, dkk., pp. 283-294, Persepsi Mahasiswa S1 Akuntansi Reguler Tentang PendidikanProfesi Akuntansi (PPA) (Studi Kasus Pada Perguruan Tinggi Negeri di Purwokerto, Jawa Tengah)

Vol. 18, No. 1, April 2007

Kartikasari, Lisa, pp. 1-9, Pengaruh Variabel Fundamental terhadap Risiko Sistematik pada PerusahaanManufaktur yang Terdaftar di BEJ

Norpratiwi, Agustina M.V., pp. 9-22, Analisis Korelasi Investment Opportunity Set terhadap ReturnSaham pada Saat Pelaporan Keuangan PerusahaanRahmawati, pp. 23-34, Model Pendeteksian Manajemen Laba pada Industri Perbankan Publik diIndonesia dan Pengaruhnya terhadap Kinerja Perbankan

Dewi, Sherly Friska dan Eko Widodo Lo, pp. 35-42, Hubungan Sinyal-Sinyal Fundamental denganHarga Saham

Khasanah, Mufidhatul, pp. 43-50, Analisis Anggaran Pendapatan dan Belanja Daerah (APBD): KasusAPBD Kabupaten Sleman dan Kulonprogo Tahun 2004 dan 2005

Suranto, Anto, pp. 51-64, Hubungan Antara Sikap dan Perilaku Pejabat Public Relations denganEfeknya dalam Kinerja (Studi Hubungan antara Sikap Terhadap Penerapan Budaya Korporat danPerilaku Penerapan Budaya Korporat dengan Efeknya dalam Kinerja Pejabat Public RelationsPerbankan Swasta Nasional Anggota Perbanas


Hapsoro, Dody, pp. 65-85, Pengaruh Struktur Kepemilikan terhadap Transparansi: Studi Empiris diPasar Modal Indonesia

Ningsih, Dwi Astuti dan Wakhid Slamet Ciptono, pp. 87-98, Going Beyond Corporate Social Responsi-bility: The Critical Factors of Corporate Social Innovation—An Empirical Study

Lako, Andreas, pp. 99-113, Relevansi Nilai Informasi Akuntansi untuk Pasar Saham: Problema danPeluang Riset

Tjahjono, Heru Kurnianto, pp. 115-125, Validasi Item-Item Keadilan Distributif dan Keadilan Prosedural:Aplikasi Structural Equation Modeling dengan Confirmatory Factor Analysis (CFA)


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Indriyo, St. Mahendra Soni, pp. 127-134, Reorientasi Kepentingan Korporasi dari Share-holders keStakeholders untuk Menjawab Tantangan Globalisasi di Masa Depan

Rahardja, Conny Tjandra dan N.H. Setiadi Widjaya, pp. 135-148, Manajemen Stres: BagaimanaMenghidupi Stres untuk Mencapai Keefektifan Organisasi


Hery dan Merrina Agustiny, pp. 149-161, Pengaruh Pelaksanaan Etika Profesi Terhadap PengambilanKeputusan Akuntan Publik (Auditor)

Suhartini dan Putri Yusiyanti, pp. 163-177, Pengaruh Motivasi Terhadap Produktivitas Kerja KaryawanPDAM Tirtamarta Yogyakarta (Pendekatan Teori Ekspektansi Victor Vroom)

Supriyanto, Y., pp. 179-198, Kritik Terhadap Kinerja Pendekatan Profitability Index dan PendekatanNet Present Value untuk Memilih Sejumlah Proyek Independen dalam Capital Rationing

Khasanah, Mufidhatul, pp. 199-208, Analisis Ekonomi-Politik Anggaran Pendapatan dan BelanjaDaerah (APBD) Kabupaten Sleman dan Bantul Tahun 2004 dan 2005

Sani, Usman dan Istiqomah Istiqomah, pp. 209-221, Analisis Experiential Marketing Sabun Lux “BeautyGives You Super Powers”

Suripto, Bambang, pp. 223-236, Atribusi Kinerja oleh Manajemen dalam Industri yang Diregulasi: PengujianEmpiris Teori Atribusi dalam Laporan Tahunan Industri Perbankan di Indonesia

Vol. 19, No. 1, April 2008

Afifurrahman, Wahid dan Dody Hapsoro, pp. 1-14, Pengaruh Pengungkapan Sukarela Melalui Web Siteterhadap Nilai Perusahaan pada Perusahaan yang Terdaftar di Bursa Efek Jakarta

Fachrunnisa, Olivia, pp. 15-23, Perbedaan Gender dalam Penggunaan Gaya KepemimpinanTransformasional: Suatu Pengujian dari Perspektif Atasan, Bawahan, Rekan Kerja, dan Diri Sendiri

Prajogo, Wisnu, pp. 25-38, Pengaruh Kepemimpinan dan Kepribadian pada Modal Sosial serta Dampaknyapada Kinerja

Djamaluddin, Subekti dan Rahmawati, pp. 39-50, Kandungan Informasi Komponen-Komponen Labapada Perusahaan Perbankan yang Terdaftar di Bursa Efek Jakarta


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Fajar, Siti Al, pp. 51-62, Kepemimpinan Transformasional: Keterkaitannya dengan Tipe KepribadianBerupa Behavioral Coping dan Emotional Coping

Hery, pp. 63-70, Peran Normatif dan Upaya Peningkatan Citra Auditor Internal, serta Keikutsertaannyadalam Penerapan Prinsip Good Corporate Governance


Hadi, Pramono, pp. 71-77, An Economic Valuation Of Turtle Conservation Efforts In Riau Case OnTambelan Island At 2006-2007

Noormansyah, Irvan, pp. 79-87, Studies In Management Accounting Control Systems In Less Devel-oped Countries

Giri, Efraim Ferdinan, pp. 89-102, Pengaruh Kebijakan Pembayaran Dividen Terhadap Informasi Asimetridi Bursa Efek Indonesia

Nugraha, Albert Kriestian Novi Adhi, pp. 103-111, The External Variables, Perceived Ease of Use andPerceived Usefulness Toward The Use of Sikasa 2.0 Software: A Survey of Employees in Satya WacanaChristian University

Utomo, Semcesen Budiman dan Baldric Siregar, pp. 113-125, Pengaruh Ukuran Perusahaan, Profitabilitas,dan Kontrol Kepemilikan terhadap Perataan Laba pada Perusahaan Manufaktur yang Terdaftar di BursaEfek Indonesia (BEI)

Hardani, Rahmat Purbandono, pp. 127-137, Pengaruh Strategi dan Taktik terhadap Kesuksesan TahapOperasionalisasi Proyek


Djamaluddin, Subekti, Rahmawati, dan Handayani Tri Wijayanti, pp. 139-153, Analisis Perubahan AktivaPajak Tangguhan dan Kewajiban Pajak Tangguhan untuk Mendeteksi Manajemen Laba

Hapsoro, Dody, pp. 155-172, Pengaruh Mekanisme Corporate Governance terhadap Kinerja Perusahaan:Studi Empiris di Pasar Modal Indonesia

Wulandari, Cynthia dan Shanti, pp. 173-183, Pengaruh Pengungkapan Sukarela terhadap Asimetri Informasipada Perusahaan Perbankan yang Go Public di PT. Bursa Efek Indonesia


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Kristina, Batsyeba Maria dan Baldric Siregar, pp. 185-196, Pengaruh Manajemen Laba Nyata terhadapKinerja.

Bawono, Icuk dan Rangga, pp. 197-207, Persepsi Pejabat Pembuat Komitmen (PPK) dan PembantuPemegang Uang Muka Kerja (PPUMK) terhadap Mekanisme Pelaksanaan Pembayaran Langsung (LS):Studi pada Pendidikan Tinggi Negeri Universitas Jenderal Soedirman

Adhilla, Fitroh, pp. 209-228, Analisis Manfaat Sosial dan Fungsional yang Diperoleh Konsumen dariHubungan yang Terjalin dengan Pramuniaga

Vol. 20, No. 1, April 2009

Setyomurni, Retno dan Tony Wijaya, pp. 1-11, Pengaruh Computer Anxiety terhadap Keahlian NoviceAccountant dalam Menggunakan Komputer: Gender dan Locus Of Control sebagai Faktor Moderasi

Hapsoro, Dody, pp. 13-24, Pengaruh Transparansi terhadap Nilai Perusahaan: Studi Empiris di PasarModal Indonesia

Noormansyah, Irvan, pp. 25-34, Management Control Systems and The Deregulation In The HigherEducation Sector: A Review of Literature

Suryawati, pp. 35-46, Analisis Struktur, Perilaku, dan Kinerja Industri Tekstil dan Pakaian Jadi di ProvinsiDIY

Pramuka, Bambang Agus dan Wiwiek Rabiatul Adawiyah, pp. 47-60, Persepsi Pengguna terhadap MutuLayanan Perpustakaan (Libqual) Perguruan Tinggi di Kabupaten Banyumas

Yuliana, Christina, pp. 61-67, Kajian Pustaka terhadap Teori Agensi dan Akuntansi Manajemen


Nursiah dan Fahmy Radhi, pp. 69-77, Pengaruh Penerapan Strategi Inovasi Terhadap Kinerja Operasional

Atuti, Sri, pp. 79-87, Independensi Auditor Setelah Pemberlakuan Sarbanes-Oxley Act Di PerusahaanManufaktur Yang Terdaftar Di Bursa Eefek Jakarta (BEI)

Giri, Efraim Ferdinan, pp. 89-106, Pelaporan Laba Komprehensif Dan Implikasinya Dalam Praktik

Kiswara, Endang, pp. 107-117, Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Pengungkapan Sukarela OlehPerusahaan Multinasional Di Indonesia


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Kusreni, Sri dan Didin Fatihudin, pp. 119-132, Pergeseran Penyerapan Tenaga Kerja Pasca LapindoSidoarjo Dan Upaya Penyelesaiannya

Fajar, Siti Al, pp. 1330-139, Penerapan Total Quality Service Sebagai Upaya Mencapai Loyalitas Cus-tomer

Vol. 20 No. 3, Desember 2009

Wijaya, Okie Indra, Yasmin Umar Assegaf, dan Rahmawati, pp. 141-156, Pengaruh Kualitas Audit DanProxy Going Concern Terhadap Opini Audit Going Concern Pada Perusahaan Non Regulasi Di BursaEfek Indonesia (BEI)

Wardani, Rima Aguatania Kusuma dan Baldric Siregar, pp. 157-174, Pengaruh Aliran Kas Bebas TerhadapNilai Pemegang Saham Dengan Set Kesempatan Investasi Dan Dividen Sebagai Variabel Moderator

Alogifari, pp. 175-182, Inflasi Kelompok Bahan Makanan Dengan Metode Box-Jenkins: Kasus Indone-sia, 2006:1 – 2009:8

Sarwoko, pp. 183-193, Model Estimasi Permintaan Pariwisata Ke Indonesia Dengan Pendekatan Co-Integration Dan Error Correction Model

Pasaribu, Rowland Bismark Fernando, pp. 195-218, Estimasi Harga Opsi Saham Di Bursa Efek Indonesia(BEI): Studi Kasus Saham LQ-45

Wijaya, Tony, pp. 219-229, Hubungan Atribut Iklan Bersambung Ponds Flawless White Di TelevisiDengan Respon Pemirsa

Vol. 21 No. 1, April 2010

Pangeran, Perminas, pp. 1-16, Pemilihan Sekuritas Dan Arah Kebijakan Struktur Modal: Pecking OrderAtaukah Static-Tradeoff?

Budiyanti, Maria Susilowati, pp. 17-29, Pengaruh Investasi, Kepemilikan Manajerial, Dan Leverage OperasiTerhadap Hubungan Interdependensi Antara Kebijakan Dividen Dengan Kebijakan Leverage Keuangan

Safithri, Anny Laila dan Baldric Siregar, pp. 31-43, Herding Pada Keputusan Struktur Modal

Shanti, J.C. pp. 45-58, Analisis Kinerja Keuangan Perusahaan-Perusahaan Manufaktur Yang Terdaftar DiBursa Efek Indonesia Sebelum Dan Sesudah Pembayaran Dividen Kas


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Setiawan dan Rudy Badrudin, pp. 59-79, Kontribusi Industri Telekomunikasi Selular TerhadapPerekonomian Negara

Astuti, Tri, pp. 81-104, Analisis Pengaruh Pengumuman Laporan Keuangan Terhadap Return Saham DiBursa Efek Jakarta (BEJ)

Vol. 21 No. 2, Agustus 2010

Pasaribu, Rowland Bismark Fernando, pp. 105-127, Value At Risk Portofolio Dan Likuiditas Saham

Prasasti, Hestu dan Baldric Siregar, pp. 129-151, Pola Atribusi Perusahaan Publik Di Indonesia

Susiati, Retno, pp. 153-170, Kontribusi Penyertaan Modal Bank Perkreditan Rakyat “Bank Pasar” SlemanTerhadap Pendapatan Asli Daerah Pemerintah Kabupaten Sleman Tahun 2001-2005

Sarwoko, pp. 171-179, Peranan Sektor Pariwisata Terhadap Perekonomian Indonesia

Eveline, Farida, pp. 181-198, Pengaruh Adverse Selection, Pembingkaian Negatif, Dan Self EfficacyTerhadap Eskalasi Komitmen Proyek Investasi Yang Tidak Menguntungkan

Wahyuningrum, Dwi Asih, pp. 199-216, Analisis Dewan Direksi, Dewan Komisaris, Cross-DirectorshipsDewan, Dan Indikasi Manajemen Laba

Vol. 21 No. 3, Desember 2010

Pasaribu, Rowland Bismark Fernando Pasaribu, pp. 217-230, Pemilihan Model Asset Pricing

Radhi, Fahmy, pp. 231-242, Pengaruh Lingkungan Bisnis, Aliansi Stratejik, dan Strategi Inovasi terhadapKinerja Perusahaan

Badrudin, Rudy, pp. 243-263, Rasio Kemampuan Keuangan Daerah Kabupaten/ Kota di Provinsi DIYPasca Otonomi Daerah

Annas, Muflikhun, pp. 265-284, Pengaruh Kinerja Keuangan Perusahaan terhadap Return Saham denganPerilaku Herding sebagai Variabel Mediasi

Siregar, Baldric, pp. 285-295, Utang dan Divergensi Hak Kontrol dari Hak Aliran Kas

Utami, Indah Dewi Utami dan Rahmawati, pp. 297-306, Pengaruh Ukuran Perusahaan, Ukuran DewanKomisaris, Kepemilikan Institusional, Kepemilikan Asing, dan Umur Perusahaan terhadap CorporateSocial Responsibilit Disclosure pada Perusahaan Property dan Real Estate yang Terdaftar di BursaEfek Indonesia


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259



Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


Vol. 22 No. 1, April 2011

Hendarto, Kresno Agus, pp. 1-22, Corporate Social Responsibility In Indonesia’s National Press Con-text: A Preliminary Study

Wasiaturrahma, pp. 23-38, Komparasi Efektivitas Kebijakan Moneter dan Kebijakan Fiskal Jangka Pendekdan Jangka Panjang dalam Mempengaruhi Pertumbuhan Ekonomi Indonesia

Badrudin, Rudy, pp. 39-66, Pengaruh Belanja Modal pada Anggaran Pendapatan dan Belanja Daerah danPertumbuhan Ekonomi terhadap Kesejahteraan Masyarakat Kabupaten/Kota Di Provinsi Jawa Tengah

Wijayanti, Handayani Tri, pp. 67-83, Pengaruh Corporate Social Responsibility dan Manajemen Labaterhadap Kinerja Keuangan dan Nilai Perusahaan

Sarwoko, pp. 85-94, Stasionaritas Produk Domestik Bruto Riil Perkapita dari Lima Besar Negara AsalWisatawan Mancanegara ke Indonesia, Tahun 1970-2009

Prajoga, Wisnu, pp. 95-106, Pengaruh Kepribadian (Taksonomi Big Five Personality) pada Kinerja In-Role dan Extra-Role Karyawan

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259



PEDOMAN PENULISANJURNAL AKUNTANSI & MANAJEMEN

Ketentuan Umum1. Naskah ditulis dalam bahasa Indonesia atau bahasa Inggris sesuai dengan format yang ditentukan.2. Penulis mengirim tiga eksemplar naskah dan satu compact disk (CD) yang berisikan naskah tersebut

kepada redaksi. Satu eksemplar dilengkapi dengan nama dan alamat sedang dua lainnya tanpanama dan alamat yang akan dikirim kepada mitra bestari. Naskah dapat dikirim juga melalui e-mail.

3. Naskah yang dikirim belum pernah diterbitkan di media lain yang dibuktikan dengan pernyataantertulis yang ditandatangani oleh semua penulis bahwa naskah tersebut belum pernah dipublikasikan.Pernyataan tersebut dilampirkan pada naskah.

4. Naskah dan CD dikirim kepada Editorial SecretaryJurnal Akuntansi & Manajemen (JAM)Jalan Seturan Yogyakarta 55281Telpon (0274) 486160, 486321 ext. 1332 Fax. (0274) 486155e-mail: [email protected]

Standar Penulisan1. Naskah diketik menggunakan program Microsoft Word pada ukuran kertas A4 berat 80 gram, jarak 2

spasi, jenis huruf Times New Roman berukuran 12 point, margin kiri 4 cm, serta margin atas, kanan,dan bawah masing-masing 3 cm.

2. Setiap halaman diberi nomor secara berurutan. Gambar dan tabel dikelompokkan bersama padalembar terpisah di bagian akhir naskah.

3. Angka dan huruf pada gambar, tabel, atau histogram menggunakan jenis huruf Times New Romanberukuran 10 point.

4. Naskah ditulis maksimum sebanyak 15 halaman termasuk gambar dan tabel.

Urutan Penulisan Naskah1. Naskah hasil penelitian terdiri atas Judul, Nama Penulis, Alamat Penulis, Abstrak, Pendahuluan,

Materi dan Metode, Hasil, Pembahasan, Ucapan Terima Kasih, dan Daftar Pustaka.2. Naskah kajian pustaka terdiri atas Judul, Nama Penulis, Alamat Penulis, Abstrak, Pendahuluan,

Masalah dan Pembahasan, Ucapan Terima Kasih, dan Daftar Pustaka.3. Judul ditulis singkat, spesifik, dan informatif yang menggambarkan isi naskah maksimal 15 kata.

Untuk kajian pustaka, di belakang judul harap ditulis Suatu Kajian Pustaka. Judul ditulis denganhuruf kapital dengan jenis huruf Times New Roman berukuran 14 point, jarak satu spasi, dan terletakdi tengah-tengah tanpa titik.

4. Nama Penulis ditulis lengkap tanpa gelar akademis disertai alamat institusi penulis yang dilengkapidengan nomor kode pos, nomor telepon, fax, dan e-mail.

5. Abstrak ditulis dalam satu paragraf tidak lebih dari 200 kata menggunakan bahasa Inggris. Abstrakmengandung uraian secara singkat tentang tujuan, materi, metode, hasil utama, dan simpulan yangditulis dalam satu spasi.

6. Kata Kunci (Keywords) ditulis miring, maksimal 5 (lima) kata, satu spasi setelah abstrak.7. Pendahuluan berisi latar belakang, tujuan, dan pustaka yang mendukung. Dalam mengutip pendapat

orang lain dipakai sistem nama penulis dan tahun. Contoh: Badrudin (2006); Subagyo dkk. (2004).8. Materi dan Metode ditulis lengkap.9. Hasil menyajikan uraian hasil penelitian sendiri. Deskripsi hasil penelitian disajikan secara jelas.10. Pembahasan memuat diskusi hasil penelitian sendiri yang dikaitkan dengan tujuan penelitian (pengujian

hipotesis). Diskusi diakhiri dengan simpulan dan pemberian saran jika dipandang perlu.11. Pembahasan (review/kajian pustaka) memuat bahasan ringkas mencakup masalah yang dikaji.12. Ucapan Terima Kasih disampaikan kepada berbagai pihak yang membantu sehingga penelitian dapat

dilangsungkan, misalnya pemberi gagasan dan penyandang dana.13. Ilustrasi:

a. Judul tabel, grafik, histogram, sketsa, dan gambar (foto) diberi nomor urut. Judul singkat tetapijelas beserta satuan-satuan yang dipakai. Judul ilustrasi ditulis dengan jenis huruf Times NewRoman berukuran 10 point, masuk satu tab (5 ketukan) dari pinggir kiri, awal katamenggunakan huruf kapital, dengan jarak 1 spasi

b. Keterangan tabel ditulis di sebelah kiri bawah menggunakan huruf Times New Romanberukuran 10 point jarak satu spasi.

c. Penulisan angka desimal dalam tabel untuk bahasa Indonesia dipisahkan dengan koma (,) danuntuk bahasa Inggris digunakan titik (.).

d. Gambar/Grafik dibuat dalam program Excel.e. Nama Latin, Yunani, atau Daerah dicetak miring sedang istilah asing diberi tanda petik.f. Satuan pengukuran menggunakan Sistem Internasional (SI).

14. Daftar Pustakaa. Hanya memuat referensi yang diacu dalam naskah dan ditulis secara alfabetik berdasarkan

huruf awal dari nama penulis pertama. Jika dalam bentuk buku, dicantumkan nama semuapenulis, tahun, judul buku, edisi, penerbit, dan tempat. Jika dalam bentuk jurnal, dicantumkannama penulis, tahun, judul tulisan, nama jurnal, volume, nomor publikasi, dan halaman. Jikamengambil artikel dalam buku, cantumkan nama penulis, tahun, judul tulisan, editor, judul buku,penerbit, dan tempat.

b. Diharapkan dirujuk referensi 10 tahun terakhir dengan proporsi pustaka primer (jurnal) minimal80%.

c. Hendaknya diacu cara penulisan kepustakaan seperti yang dipakai pada JAM/JEB berikut ini:

JurnalYetton, Philip W., Kim D. Johnston, and Jane F. Craig. Summer 1994. “Computer-Aided Architects: ACase Study of IT and Strategic Change.”Sloan Management Review: 57-67.

BukuPaliwoda, Stan. 2004. The Essence of International Marketing. UK: Prentice-Hall, Ince.

Tahun 1990

ISSN: 0853-1259



ProsidingPujaningsih, R.I., Sutrisno, C.L., dan Sumarsih, S. 2006. Kajian kualitas produk kakao yang diamoniasidengan aras urea yang berbeda. Di dalam: Pengembangan Teknologi Inovatif untuk MendukungPembangunan Peternakan Berkelanjutan. Prosiding Seminar Nasional dalam Rangka HUT ke-40 (LustrumVIII) Fakultas Peternakan Universitas Jenderal Soedirman; Purwokerto, 11 Pebruari 2006. FakutasPeternakan UNSOED, Purwokerto. Halaman 54-60.

Artikel dalam BukuLeitzmann, C., Ploeger, A.M., and Huth, K. 1979. The Influence of Lignin on Lipid Metabolism of The Rat.In: G.E. Inglett & S.I.Falkehag. Eds. Dietary Fibers Chemistry and Nutrition. Academic Press. INC., NewYork.

Skripsi/Tesis/DisertasiAssih, P. 2004. Pengaruh Kesempatan Investasi terhadap Hubungan antara Faktor Faktor Motivasionaldan Tingkat Manajemen Laba. Disertasi. Sekolah Pascasarjana S-3 UGM. Yogyakarta.

InternetHargreaves, J. 2005. Manure Gases Can Be Dangerous. Department of Primary Industries and Fisheries,Queensland Govermment. http://www.dpi.gld.gov.au/pigs/ 9760.html. Diakses 15 September 2005.

Dokumen[BPS] Badan Pusat Statistik Kabupaten Sleman. 2006. Sleman Dalam Angka Tahun 2005.

Mekanisme Seleksi Naskah1. Naskah harus mengikuti format/gaya penulisan yang telah ditetapkan.2. Naskah yang tidak sesuai dengan format akan dikembalikan ke penulis untuk diperbaiki.3. Naskah yang sesuai dengan format diteruskan ke Editorial Board Members untuk ditelaah diterima

atau ditolak.4. Naskah yang diterima atau naskah yang formatnya sudah diperbaiki selanjutnya dicarikan penelaah

(MITRA BESTARI) tentang kelayakan terbit.5. Naskah yang sudah diperiksa (ditelaah oleh MITRA BESTARI) dikembalikan ke Editorial Board Mem-

bers dengan empat kemungkinan (dapat diterima tanpa revisi, dapat diterima dengan revisi kecil(minor revision), dapat diterima dengan revisi mayor (perlu direview lagi setelah revisi), dan tidakditerima/ditolak).

6. Apabila ditolak, Editorial Board Members membuat keputusan diterima atau tidak seandainya terjadiketidaksesuaian di antara MITRA BESTARI.

7. Keputusan penolakan Editorial Board Members dikirimkan kepada penulis.8. Naskah yang mengalami perbaikan dikirim kembali ke penulis untuk perbaikan.9. Naskah yang sudah diperbaiki oleh penulis diserahkan oleh Editorial Board Members ke Managing

Editors.10. Contoh cetak naskah sebelum terbit dikirimkan ke penulis untuk mendapatkan persetujuan.11. Naskah siap dicetak dan cetak lepas (off print) dikirim ke penulis.


Tahun 1990

ISSN: 0853-1259


jam vol 22 no 2 agustus 2011

Documents