ANALISIS DAN PEMBAHASAN
A. Gambaran Umum Objek Penelitian
2) Analisis Statistik
Uji normalitas dengan grafik dapat menyesatkan kalau tidak hati-hati secara visual kelihatan normal, padahal secara statistik bisa sebaliknya (Ghozali, 2013:163). Oleh karena itu, dalam penelitian ini digunakan uji statistik dengan uji statistik non-parametrik Kolmogorov-Smirnov (K-S). Hasil uji statistik dengan Kolmogorov-Smirnov (K-S) menunjukkan nilai 1,068. Hasil pengujian normalitas data 0,204; hal ini menunjukkan bahwa model regresi memenuhi asumsi normalitas karena tingkat signifikansinya melebihi 0,05. Hasil pengujian normalitas data dengan uji Kolmogorov-Smirnov (K-S) dapat dilihat pada tabel 4.4 pada halaman selanjutnya.
64 Tabel 4.4
Hasil Uji Normalitas
Menggunakan Kolmogorov-Smirnov (K-S) One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test
Unstandardized Residual
N 72
Normal Parametersa,b Mean 0E-7
Std. Deviation ,03880197
Most Extreme Differences
Absolute ,126
Positive ,126
Negative -,062
Kolmogorov-Smirnov Z 1,068
Asymp. Sig. (2-tailed) ,204
a. Test distribution is Normal. b. Calculated from data.
Sumber : Data sekunder yang diolah
b. Uji Multikolinieritas
Untuk mengetahui apakah dalam model regresi terdapat korelasi antar variabel bebas (Independen) maka diperlukan suatu pengujian, yaitu uji multikolinieritas. Model regresi yang baik seharusnya tidak terjadi korelasi di antara variabel independen. Multikolinieritas dapat dilihat dari perhitungan nilai tolerance serta Variance Inflation Factor (VIF). Suatu model regresi disimpulkan tidak ada masalah multikolinieritas adalah apabila memiliki tolerance lebih besar dari 0,10 dan nilai Variance Inflation Factor (VIF) lebih kecil dari 10 (Ghozali, 2013:106). Selengkapnya hasil pengujian asumsi klasik multikolinieritas dapat dilihat pada tabel 4.5 pada halaman selanjutnya.
65 Tabel 4.5
Hasil Uji Multikolinieritas
Sumber : Data sekunder yang diolah
Berdasarkan pada tabel 4.5 diatas menunjukkan bahwa semua variabel independen memiliki nilai tolerance lebih besar dari 0,10 dan mendekati angka 1. Nilai tolerance yang dihasilkan untuk variabel kepemilikan keluarga, kepemilikan institusional, dan kepemilikan manajerial adalah sebesar 0,830; 0,814; dan 0,962; sedangkan nilai VIF yang dihasilkan untuk variabel kepemilikan keluarga, kepemilikan institusional, dan kepemilikan manajerial adalah sebesar 1,204; 1,229; 1,040. Berdasarkan hasil uji tersebut, maka dapat disimpulkan bahwa semua variabel independen dalam model persamaan regresi dapat digunakan dalam penelitian ini karena tidak ditemukan masalah multikolinieritas.
c. Uji Autokorelasi
Uji autokorelasi digunakan bertujuan untuk menguji apakah dalam regresi linear ada korelasi antara kesalahan pengganggu pada periode t dengan kesalahan pengganggu pada periode t-1. Untuk
Coefficientsa Model Collinearity Statistics Tolerance VIF 1 (Constant) FAM ,830 1,204 INST ,814 1,229 MANJ ,962 1,040
66 mendeteksi ada atau tidaknya autokorelasi, peneliti menggunakan uji Durbin-Watson (DW test). Hasil dari uji Durbin-Watson dapat dilihat pada tabel 4.6 di bawah ini:
Tabel 4.6 Hasil Uji Autokorelasi
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 ,622a ,387 ,359 ,03965 1,759
a. Predictors: (Constant), MANJ, FAM, INST b. Dependent Variable: COD
Sumber : Data sekunder yang diolah
Berdasarkan dari hasil tabel 4.6 dapat diketahui nilai Durbin- Watson sebesar 1,759. Selanjutnya hasil tersebut dibandingkan dengan nilai tabel dengan tingkat signifikansi 5%, jumlah sampel 72 (n=72), dan variabel independen sebanyak 3 (k=3). Dari nilai tabel diperoleh nilai batas bawah (dl) sebesar 1.5323 dan nilai batas atas (du) sebesar 1,7054.
Hasil tersebut menunjukkan bahwa tidak terdapat masalah autokorelasi karena nilai D-W sebesar 1,759 lebih besar daripada nilai batas atas (du) sebesar 1,7054 dan nilainya kurang dari 4-1,7054 (4 – du).
d. Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas digunakan untuk menguji apakah dalam sebuah model regresi terjadi ketidaksamaan varians dari residual suatu pengamatan dengan pengamatan yang lainnya. Untuk mendeteksi ada
67 atau tidaknya heteroskedastisitas dilakukan dengan melihat ada atau tidaknya pola tertentu pada grafik scatterplot antara SRESID dan ZPRED. Jika terdapat pola tertentu seperti titik-titik yang ada membentuk suatu pola tertentu yang teratur (bergelombang, melebar kemudian menyempit), maka terjadi heteroskedastisitas. Sebaliknya, jika tidak terdapat pola yang jelas serta titik-titik menyebar di atas dan di bawah angka 0 (nol) pada sumbu Y, maka tidak terjadi heteroskedastisitas. Peneliti menggunakan grafik scatterplot serta uji spearman untuk mendeteksi heteroskedastisitas. Hasil dari kedua uji tersebut disajikan pada gambar 4.3 dan tabel 4.7 berikut ini.
Gambar 4.3
Hasil Uji Heteroskedastisitas Menggunakan Grafik Scatterplot
68 Gambar uji scatterplot pada gambar 4.3 menunjukkan bahwa data sampel tersebar secara acak dan tidak membentuk suatu pola tertentu. Data tersebar baik diatas maupun di bawah angka 0 pada sumbu Y. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa dalam model regresi tidak terjadi masalah heteroskedastisitas. Sehingga model regresi layak dipakai untuk kemudian dilanjutkan ke pengujian hipotesis. Untuk memperkuat bukti bahwa model regresi pada penelitian ini tidak terdapat heteroskedastisitas maka peneliti melakukan pengujian spearman yang disajikan pada tabel 4.7 di bawah ini:
Tabel 4.7
Hasil Uji Heteroskedastisitas Menggunakan Uji Spearman
Correlations
FAM INST MANJ Absut
Spearma n's rho FAM Correlation Coefficient 1,000 -,322** -,005 ,079 Sig. (2-tailed) . ,006 ,964 ,510 N 72 72 72 72 INST Correlation Coefficient -,322** 1,000 -,137 ,160 Sig. (2-tailed) ,006 . ,252 ,180 N 72 72 72 72 MANJ Correlation Coefficient -,005 -,137 1,000 ,203 Sig. (2-tailed) ,964 ,252 . ,087 N 72 72 72 72 Absut Correlation Coefficient ,079 ,160 ,203 1,000 Sig. (2-tailed) ,510 ,180 ,087 . N 72 72 72 72
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
69 Pada tabel 4.7 menunjukkan hasil dari uji spearman yang dimana nilai signifikan (Sig. (2-tailed)) masing-masing variabel memiliki tingkat signifikansi lebih dari 5% sehingga dapat disimpulkan bahwa pada model regresi ini tidak terdapat heteroskedastisitas dan model regresi ini dapat digunakan untuk pengujian hipotesis pada penelitian ini.
3. Uji Koefisien Determinasi (R2)
Uji koefisien determinasi (R2) dilakukan dengan tujuan untuk mengetahui seberapa jauh kemampuan model dalam menerangkan variasi variabel dependen. Nilai koefisien determinasi yang kecil menjelaskan bahwa variabel-variabel independen memiliki kemampuan yang terbatas dalam menjelaskan variasi variabel dependen, dan juga sebaliknya semakin besar koefisien determinasi maka semakin baik dalam menjelaskan variasi variabel dependen. Pada penelitian ini Adjusted R2 digunakan untuk menggambarkan kemampuan variabel independen dalam menjelaskan variasi variabel dependen dan tidak terpaku pada R2 karena R2 memiliki kelemahan, yaitu bias terhadap jumlah variabel independen yang dimasukkan pada model. Hasil dari uji koefisien determinasi disajikan pada tabel 4.8 pada halaman berikutnya.
70 Tabel 4.8
Hasil Uji Koefisien Determinasi (R2) Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
1 ,622a ,387 ,359 ,03965
a. Predictors: (Constant), MANJ, FAM, INST b. Dependent Variable: COD
Sumber : Data sekunder yang diolah
Dari tabel 4.8 diatas menunjukkan bahwa Adjusted R2 sebesar 0,359 yang menjelaskan bahwa variabel biaya utang (cost of debt) dapat dijelaskan sebesar 0,359 atau 35,9% oleh variabel kepemilikan keluarga, kepemilikan institusional, dan kepemilikan manajerial. Artinya variabel- variabel dependen pada penelitian ini hanya menjelaskan variasi variabel independen sebesar 35,9% saja, sedangkan sisanya yaitu sebesar 64,1% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak disertakan dalam penelitian ini. Variabel tersebut yaitu komisaris independen, kualitas audit, voluntary disclosure, free cash flow, size company, corporate governance index, dan kebijakan deviden (Juniarti dan Sentosa (2009), Hasan dan Nurmayanti (2013), Rebecca dan Siregar (2013), Dwi (2012)).
4. Uji Hipotesis
Uji hipotesis dilakukan untuk mengetahui gambaran dari hubungan antara variabel independen dengan variabel dependen. Dalam penelitian ini, pengujian hipotesis dilakukan dengan uji signifikansi simultan (uji statistik F) dan uji signifikansi parameter individual (uji statistik t).
71 a. Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F)
Uji signifikansi simultan ini dilakukan bertujuan untuk mengetahui apakah semua variabel independen yang terdapat pada model mempunyai pengaruh secara bersama-sama terhadap variabel dependen (Ghozali, 2013:98). Jika nilai probability F lebih kecil dari 0,05 maka Ha diterima dan menolak H0, sedangkan jika nilai probability F lebih besar dari 0,05 maka H0 diterima dan menolak Ha. Hasil uji signifikansi simultan pada penelitian ini disajikan pada tabel 4.9.
Tabel 4.9
Hasil Uji Signifikansi Simultan (Uji Statistik F) ANOVAa
Model Sum of
Squares
df Mean Square F Sig.
1
Regression ,067 3 ,022 14,282 ,000b
Residual ,107 68 ,002
Total ,174 71
a. Dependent Variable: COD
b. Predictors: (Constant), MANJ, FAM, INST
Sumber : Data sekunder yang diolah
Berdasarkan pada tabel 4.9 menunjukkan nilai F hitung sebesar 14,282 dengan nilai signifikansi sebesar 0,000 dan nilai ini lebih kecil dari 0,05 (sig < 0,05) yang artinya hipotesis alternatif Ha4 diterima dan H0 ditolak yang menunjukkan bahwa kepemilikan keluarga, kepemilikan institusional, dan kepemilikan manajerial berpengaruh secara simultan terhadap biaya utang (cost of debt).
72 b. Uji Signifikansi Parameter Individual (Uji Statistik t)
Uji signifikansi parameter individual (uji statistik t) bertujuan untuk mengetahui seberapa jauh pengaruh variabel independen secara individual terhadap variabel dependen. Jika nilai probability t lebih kecil dari 0,05 maka Ha diterima dan menolak H0, sedangkan jika nilai probability t lebih besar dari 0,05 maka H0 diterima dan menolak Ha. Hasil dari uji signifikansi parameter individual disajikan pada tabel 4.10 berikut ini.
Tabel 4.10
Hasil Uji Signifikansi Parameter Individual (Uji Statistik t) Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta (Constant) ,104 ,012 8,624 ,000 FAM -,038 ,010 -,388 -3,724 ,000 INST -,027 ,024 -,119 -1,126 ,264 MANJ ,333 ,069 ,471 4,865 ,000
a. Dependent Variable: COD
Sumber: Data sekunder yang diolah
Tabel 4.10 diatas menunjukkan hasil uji statistik t antara variabel independen dengan variabel dependen sebagai berikut:
Hasil uji hipotesis 1: Pengaruh kepemilikan keluarga terhadap biaya utang (cost of debt)
73 Tabel 4.10 menunjukkan hasil bahwa variabel kepemilikan keluarga memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,000. Tingkat signifikansi tersebut kurang dari 0,05 yang artinya Ha diterima sehingga dapat dikatakan bahwa kepemilikan keluarga berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt), dan menolak H0 yang menyatakan bahwa kepemilikan keluarga tidak berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt).
Hasil penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian dari Anderson et. al., (2002) yang menemukan bahwa proporsi kepemilikan keluarga memiliki pengaruh signifikan terhadap biaya utang, yang konsisten dengan hipotesis. Namun penelitian ini tidak sejalan dengan yang lakukan oleh Rebecca dan Siregar (2013) yang menemukan bahwa kepemilikan keluarga tidak berpengaruh signifikan terhadap biaya utang yang mungkin disebabkan karena agency problem antara manajer dan pemegang saham dapat berkurang pada perusahaan dengan kepemilikan keluarga, meskipun terjadi agency problem antara pemegang saham mayoritas dan pemegang saham minoritas.
Dalam penelitian ini, pemegang obligasi memandang kepemilikan keluarga sebagai struktur organisasi yang lebih baik melindungi kepentingan mereka sendiri (Anderson et. al., 2002). Dengan alasan tersebut, pihak keluarga akan berusaha untuk meminimalisir resiko perusahaan demi kepentingan mereka sendiri, oleh karena itu semakin tinggi tingkat kepemilikan keluarga maka
74 tingkat biaya utang (cost of debt) akan semakin rendah. Biaya utang yang kreditur bebankan pada perusahaan juga akan lebih rendah jika perusahaan memiliki catatan yang baik dari pemerintahan. Kreditur seperti bank dan lembaga pembiayaan lainnya yang sering berurusan dengan anggota keluarga (yang mengelola perusahaan) akan menganggap bahwa setiap investasi yang dilakukan oleh keluarga akan memberikan tingkat maksimum seperti pengembalian yang akan mengurangi risiko mereka sebagai kreditur.
Hasil uji hipotesis 2: Pengaruh kepemilikan institusional terhadap biaya utang (cost of debt).
Tabel 4.10 menunjukkan hasil bahwa variabel kepemilikan institusional memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,264. Tingkat signifikansi tersebut lebih besar dari 0,05 yang berarti Ha yang menyatakan bahwa kepemilikan institusional berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt) ditolak. Dan menerima H0 sehingga dapat dikatakan bahwa kepemilikan institusional yang tidak berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt).
Penelitian ini tidak sejalan dengan penelitian yang dilakukan oleh Rebecca dan Siregar (2013) serta Juniarti dan Sentosa (2009) yang dalam penelitiannya menemukan bahwa kepemilikan institusional berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cosy of debt), artinya semakin besar kepemilikan institusional maka akan semakin kecil biaya utang perusahaan yang dibebankan.
75 Kesimpulannya, dalam penelitian ini menunjukkan bahwa kepemilikan institusional tidak berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt). Hal ini dikarenakan proporsi kepemilikan institusional yang relatif rendah jika dibandingkan dengan kepemilikan keluarga di perusahaan Indonesia, sehingga kendali dan monitoring lebih besar dipegang oleh keluarga yang memiliki saham di perusahaan tersebut yang menyebabkan kehadiran pihak institusi tidak terlalu mempengaruhi biaya utang perusahaan. Selain itu, terdapat kemungkinan bahwa pihak institusional tidak melakukan tindakan pengawasan karena tindakan tersebut membutuhkan biaya yang cukup besar (Ashbaugh et. al., 2004).
Hasil uiji hipotesis 3: Pengaruh kepemilikan manajerial terhadap biaya utang (cost of debt).
Tabel 4.10 menunjukkan hasil bahwa variabel kepemilikan manajerial memiliki tingkat signifikansi sebesar 0,000. Tingkat signifikansi tersebut lebih kecil dari 0,05 yang berarti Ha diterima sehingga dapat dikatakan bahwa kepemilikan manajerial berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt), dan menolak H0 yang menyatakan bahwa kepemilikan manajerial tidak berpengaruh secara signifikan terhadap biaya utang (cost of debt).
Hasil penelitian ini tidak sesuai dengan penelitian yang dilakukan oleh Juniarti dan Sentosa (2009). Dalam penelitiannya, Juniarti dan Sentosa (2009) menyimpulkan bahwa kepemilikan
76 manajerial perusahaan tidak berpengaruh signifikan terhadap biaya utang (cost of debt) karena proporsi kepemilikan manajerial yang cenderung sedikit menyebabkan pihak manajemen merasa enggan untuk bekerja semaksimal mungkin. Hal tersebut dikarenakan manajemen tidak mempunyai kendali dalam menentukan kebijakan utang karena banyak dikendalikan oleh pemilik mayoritas. Namun penelitian ini mendukung hasil penelitian dari Shuto dan Kitagawa (2010) yang menunjukkan bahwa kepemilikan manajerial memiliki pengaruh yang signifikan terhadap biaya utang (cost of debt).
Dengan meningkatnya kepemilikan manajerial, manajer perusahaan menjadi lebih mungkin untuk membuat keputusan investasi dan pendanaan yang melibatkan risiko tinggi yang konsisten dengan kepentingan pemegang saham, dengan mengorbankan para pemegang obligasi. Sejak pemegang obligasi tahu bahwa kepentingan mereka mungkin bertentangan dengan kepentingan pemilik-manajer, mereka akan menuntut tingkat bunga yang lebih tinggi pada obligasi perusahaan sebagai kompensasi atas risiko tambahan pada risk-shifting oleh pemilik-manajer (Shuto dan Kitagawa, 2010). Tingkat bunga yang lebih tinggi ini adalah cara pemegang obligasi mendapatkan perlindungan harga terhadap kemungkinan bahwa pemilik-manajer akan mengambil tindakan yang menguntungkan pemegang saham tetapi merugikan bondholders.
77 BAB V