Pemilihan jenis model estimasi data panel terbaik yang digunakan dalam analisis didasarkan pada dua uji, yaitu uji Chow dan uji Hausman. Uji Chow digunakan untuk mengetahui model terbaik antara PLS atau FEM. Hasil uji Chow menunjukkan bahwa nilai probabilitas Cross-section F (0.0001) kurang dari taraf nyata (0.05). Berdasarkan hasil tersebut dapat disimpulkan bahwa hasil estimasi dengan FEM lebih baik dari PLS. Selanjutnya dilakukan uji Hausman untuk mengetahui model terbaik antara FEM atau REM. Hasil uji Hausman menunjukkan nilai probabilitas Cross-section random (0.4427) lebih dari taraf nyata (0.05) sehingga dapat disimpulkan bahwa hasil estimasi dengan REM adalah hasil estimasi terbaik. Hasil uji Chow dan uji Hausman masing-masing dapat dilihat pada Lampiran 4 dan Lampiran 5.
Hasil Estimasi Model
Hasil estimasi model faktor-faktor yang memengaruhi tabungan BMT tahun 2011 dan 2012 tersaji dalam Tabel 7. Variabel independen yang digunakan pada model yaitu PDRB riil, aset, utang, dan FDR.
Tabel 7. Hasil estimasi variabel yang memengaruhi tabungan total BMT tahun 2011-2012 dengan teknik REM
Variabel Koefisien t-Statistik Probabilitas
PDRBriil (lnPDRB) -0.029231 -0.990838 0.3256 Aset (lnaset) 1.032451 21.47831 0.0000 Utang (lnutang) -0.112686 -3.652647 0.0005 FDR -0.004668 -7.192341 0.0000 C 0.639043 1.468640 0.1469 Weighted Statistics
R-squared 0.929106 Sum squared resid 0.805049 F-statistik 206.4141 Durbin-Watson stat 1.986745 Probabilitas (F-statistik) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.949860 Durbin-Watson stat 0.705510 Sum squared resid 2.267052
29 Nilai probabilitas F-statistik pada Tabel 7 yang didapat dari pengolahan data panel dengan aplikasi E-Views 6.0 sebesar 0.000000 kurang dari taraf nyata 5%. Nilai probabilitas F-statistik yang kurang dari taraf nyata menunjukkan variabel- variabel dalam model secara bersama-sama berpengaruh signifikan terhadap tabungan total BMT. Nilai R-Squared sebesar 0.929106 menunjukkan bahwa variabel-variabel independen dalam model dapat menjelaskan 92.9106% dari model tabungan total secara keseluruhan, sedangkan sisanya 7.0894% dijelaskan variabel lain di luar model.
Hasil uji t untuk mengindikasi pengaruh parsial variabel independen pada Tabel 7 menunjukkan bahwa variabel PDRB tidak berpengaruh terhadap tabungan total BMT tahun 2011-2012. Hal ini ditunjukkan oleh nilai probabilitas t-statistik pada variabel PDRB yang lebih dari taraf nyata 5%. Variabel aset, utang, dan FDR memiliki probabilitas yang kurang dari taraf nyata 5% sehingga dapat disimpulkan variabel tersebut berpengaruh signifikan terhadap tabungan total BMT tahun 2011-2012. Nilai yang positif pada koefisien aset menunjukkan variabel aset memiliki pengaruh yang positif terhadap tabungan total BMT, yang artinya peningkatan aset akan meningkatkan tabungan total. Sementara, nilai yang negatif pada koefisien regresi variabel utang dan FDR menunjukkan bahwa variabel utang dan FDR memiliki hubungan negatif terhadap tabungan total. Jika utang atau FDR meningkat, maka tabungan menurun.
Hasil Pengujian Validitas
Suatu model regresi yang dikatakan layak jika memenuhi persyaratan pada uji validitas atau uji asumsi klasik sehingga model tersebut dapat dikatakan sebagai model yang bersifat BLUE (Best Linier Unbiased Estimator). Model yang memenuhi uji asumsi klasik adalah model yang terhindar dari masalah heteroskedastisitas, autokorelasi, dan multikolinieritas serta memiliki sebaran residual yang normal. Pada Tabel 7 didapat nilai Sum square resid pada Weighted statistic (0.805049) kurang dari nilai Sum square resid Unweighted statistic (2.267052). Dengan demikian, dapat dikatakan bahwa model terbebas dari salah satu pelanggaran asumsi klasik yakni heteroskedastisitas.
Masalah autokorelasi dapat dideteksi melalui nilai Durbin Watson. Suatu model dikatakan terbebas dari masalah autokorelasi jika nilai Durbin Watson (Durbin-Watson stat) berada pada selang dU < Durbin Watson stat < 4 - dU. Untuk jumlah observasi sebanyak 68 dengan variabel independen sebanyak 4 dan taraf nyata 5%, maka dU atau nilai batas atas pada Durbin Watson tabel sebesar 1.7335. Pada Tabel 7 diperoleh nilai Durbin-Watson stat pada Weighted Statistics sebesar 1.986745 dimana nilai tersebut berada di antara dU dan 4-dU (1.7335 < 1.986745 < 2.2665) yang berarti tidak ada masalah autokorelasi dalam model.
Uji asumsi klasik selanjutnya adalah uji multikolinieritas. Model yang BLUE merupakan model yang variabel-variabel independennya tidak berkorelasi satu sama lain atau nilai korelasinya kurang dari 0.8. Hasil uji multikolinieritas dapat dilihat pada Tabel 8. Tabel 8 menunjukkan nilai korelasi antara variabel PDRB dengan aset, PDRB dengan utang, PDRB dengan FDR, aset dengan utang, aset dengan FDR, dan utang dengan FDR keseluruhan kurang dari 0.8 sehingga dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat masalah multikolinieritas pada model.
30
Tabel 8. Hasil uji multikolinieritas
LNPDRB LNASET LNUTANG FDR
LNPDRB 1.000000 -0.171683 -0.017119 -0.079515 LNASET -0.171683 1.000000 0.739708 0.177660 LNUTANG -0.017119 0.739708 1.000000 0.366914 FDR -0.079515 0.177660 0.366914 1.000000 Pengujian asumsi klasik terakhir yaitu uji normalitas. Uji normalitas dilakukan untuk mengetahui apakah error term atau residual terdistribusi normal. Gambar 4 menunjukkan hasil uji normalitas dimana model memiliki nilai probabilitas Jarque-Bera sebesar 0,132522 atau lebih dari taraf nyata 5% yang berarti residual telah terdistribusi normal. Berdasarkan uji asumsi klasik yang telah dilakukan dapat disimpulkan bahwa estimasi model tabungan BMT telah memenuhi persyaratan yang ada untuk dikatakan sebagai model yang memiliki sifat BLUE (Best Linier Unbiased Estimator).
0 2 4 6 8 10 12 -0.4 -0.2 -0.0 0.2 0.4
Series: Standardized Residuals Sample 2011 2012 Observations 68 Mean -3.73e-17 Median 0.044239 Maximum 0.354933 Minimum -0.409980 Std. Dev. 0.183947 Skewness -0.576967 Kurtosis 2.691734 Jarque-Bera 4.042013 Probability 0.132522
Gambar 4. Hasil uji Normalitas
Faktor-faktor yang Memengaruhi Tabungan BMT Pengaruh PDRB terhadap Tabungan BMT
PDRB yang digunakan dalam penelitian ini merupakan PDRB riil atau PDRB atas dasar harga konstan tahun 2000 pada Daerah Tingkat II yang berupa kabupaten atau kota tempat BMT yang diteliti. PDRB merupakan proksi dari pendapatan regional yang diterima di wilayah tersebut. Dalam ekonomi makro disebutkan bahwa tabungan swasta merupakan fungsi dari pendapatan, konsumsi dan pajak. Sementara, dalam fungsi tabungan Tun Way (1972) dalam Mardiansyah (2004), PDRB adalah variabel turunan dari variabel kemampuan (ability) masyarakat untuk menabung. Berdasarkan teori tersebut di atas, diduga PDRB memiliki pengaruh positif dan signifikan terhadap jumlah tabungan yang dihimpun BMT.
Berdasarkan hasil estimasi pada model tabungan BMT menggunakan analisis panel data dengan pendekatan random effect model (Tabel 7) dapat disimpulkan bahwa PDRB tidak berpengaruh terhadap jumlah tabungan BMT.
31 Hal ini dapat dilihat dari probabilitas t-statistik variabel PDRB yaitu sebesar 0.3256 lebih dari taraf nyata 5%. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis yang dibuat. Berdasarkan teori, disebutkan bahwa PDRB berpengaruh positif terhadap tabungan yang dihimpun BMT.
Hasil penelitian ini sejalan dengan hasil penelitian yang dilakukan oleh Hermanto (2008), dimana pada penelitiannya yang menganalisis faktor-faktor yang memengaruhi DPK pada Bank Umum Syariah (BUS) variabel pendapatan nasional (PDB) tidak berpengaruh terhadap jumlah DPK yang dihimpun BUS pada tahun 2005-2007. Hasil ini juga sejalan dengan penelitian yang dilakukan Wulandari (2013) dimana variabel PDB tidak berpengaruh terhadap DPK BUS tahun 2011-2013. Menurut Wulandari (2013), pendapatan tidak berpengaruh terhadap DPK BUS dikarenakan tren masyarakat yang berinvestasi pada sektor investasi lain dibandingkan dengan meletakkan dananya pada sektor perbankan. Argumentasi tersebut mengacu pada artikel yang diterbitkan Vibiznews (2013) yang menyebutkan bahwa masyarakat Indonesia cenderung berinvestasi pada saham, reksadana, emas, property dan forex.
Pengaruh Aset terhadap Tabungan Anggota BMT
Aset atau aktiva merupakan proksi dari kekayaan yang dimiliki suatu entitas usaha. Semakin besar aktiva maka semakin besar peluang mendapatkan laba yang lebih tinggi karena dalam aktiva terkandung faktor produksi baik yang bersifat lancar seperti kas maupun tak lancar seperti bangunan. Faktor produksi yang tinggi menunjukkan tingginya volume usaha yang dapat dijalankan. Dalam hal tabungan BMT, nilai aset yang tinggi dapat meningkatkan kemampuan BMT untuk menghimpun tabungan dari anggotanya.
Berdasarkan hasil penelitian, variabel aset menunjukkan pengaruh yang positif dan signifikan terhadap jumlah tabungan BMT sehingga hasil ini bersesuaian dengan hipotesis yang dibuat. Hal tersebut dibuktikan dengan nilai probabilitas t-statistik dari variabel aset (0.0000) yang kurang dari taraf nyata 5% serta tanda positif pada koefisien regresinya. Nilai koefisien regresi pada variabel aset sebesar 1.032451 menunjukkan bahwa setiap peningkatan jumlah aset BMT sebesar 1% maka jumlah tabungan BMT dapat meningkat sebesar 1.032% dengan asumsi ceteris paribus. Sedangkan, jika jumlah aset menurun 1% maka tabungan yang dihimpun BMT juga menurun sebesar 1.032%. Tabel 7 menunjukkan bahwa variabel aset memiliki nilai koefisien regresi tertinggi dibanding variabel independen lainnya sehingga dapat dikatakan bahwa dalam penelitian ini variabel aset merupakan variabel paling memengaruhi jumlah tabungan BMT.
Nilai aset BMT yang tinggi memungkinkan BMT untuk melakukan ekspansi pasar sehingga nilai tabungan yang dapat dihimpun BMT dapat ditingkatkan. Adapun bentuk ekspansi pasar yang dapat dilakukan berupa pembangunan gedung baru untuk kantor cabang agar lebih mudah dijangkau anggota. Selain itu, bentuk ekspansi pasar yang dapat dilakukan yakni menambah karyawan dan membeli aset tetap seperti kendaraan sehingga BMT dapat lebih aktif dalam “menjemput bola” melalui karyawannya. Dengan nilai aset yang tinggi BMT juga dapat melakukan promosi bagi masyarakat yang belum menjadi anggota dengan cara membagikan brosur atau mengundang masyarakat dalam suatu acara untuk menimbulkan minat masyarakat agar menjadi anggota.
32
Nilai aset yang tinggi dapat digunakan BMT untuk dijadikan jaminan bagi anggota melalui nilai aset tetap berupa gedung kantor pusat dan kantor cabang. Selama ini, kepercayaan anggota sangat bergantung pada pihak pengurus dalam mengelola BMT karena BMT tidak memiliki lembaga yang menjamin tabungan. Dengan sikap transparan melalui laporan keuangan yang selalu diinformasikan pada anggota, pihak pengurus sebenarnya dapat memanfaatkan nilai aset tetap seperti gedung dan kendaraan yang dimiliki BMT sebagai jaminan atas tabungan anggota jika sewaktu-waktu terjadi likuidasi.
Hasil pada variabel aset yang berhubungan positif dan signifikan terhadap tabungan BMT sejalan dengan penelitian yang dilakukan Andriyanti dan Wasilah (2010). Dalam penelitian tersebut disebutkan bahwa variabel ukuran bank syariah yang diproksikan dalam jumlah aset berpengaruh positif dan signifikan terhadap deposito mudharabah berjangka 1 bulan pada Bank Muamalat Indonesia (BMI). Jika ukuran bank semakin besar, maka semakin besar pula kesempatan bank tersebut untuk meningkatkan laba. Hal ini menjadi insentif bagi nasabah untuk memilih menyimpan dananya pada bank tersebut.
Utang
Utang atau modal luar BMT didapatkan BMT melalui pembiayaan atau pinjaman baik dari koperasi sekunder yakni Inkopsyah BMT maupun lembaga lain seperti bank. Sebagai lembaga berbadan hukum koperasi, utang merupakan sumber modal alternatif bagi BMT ketika modal sendiri (simpanan pokok, simpanan wajib dan simpanan sukarela atau tabungan) tidak mencukupi kebutuhan modal untuk kegiatan usaha BMT.
Hasil penelitian ini menunjukkan bahwa variabel utang atau modal luar berhubungan negatif dan signifikan terhadap tabungan yang dihimpun BMT. Hal tersebut dibuktikan dengan nilai probabilitas variabel utang (0.0005) kurang dari taraf nyata 5% dan tanda negatif pada koefisien regresi pada variabel utang (- 0.112686). Dengan kata lain, jika utang BMT naik sebesar 1 persen, maka jumlah tabungan BMT akan menurun sebesar 0. 113% dan sebaliknya jika utang BMT menurun 1% jumlah tabungan yang dapat dihimpun BMT meningkat 0.113%.
Peningkatan utang BMT akan memengaruhi struktur modal BMT yang pada giliriannya berpengaruh pada keuntungan diterima anggota penabung. BMT memiliki kewajiban untuk membayar bagi hasil kepada pihak pemberi utang sesuai kesepakatan karena pembiayaan yang diterima BMT dari pihak luar berdasarkan akad mudharabah atau musyarakah. Jika jumlah utang meningkat, maka proporsi keuntungan yang akan dibagi untuk anggota yang menabung akan menurun atau utang yang tinggi berdampak pada bagi hasil yang rendah bagi penabung dan dapat menurunkan minat menabung di BMT.
Utang yang tinggi juga berdampak pada risiko likuiditas bagi anggota ketika terjadi suatu hal yang mengakibatkan BMT bangkrut. Jika terjadi likuidasi, maka nilai aset bersih akan diprioritaskan untuk diberikan pada kewajiban jangka panjang seperti utang BMT pada lembaga yang memberikan pembiayaan. Pengembalian bagi tabungan anggota yang dapat dikategorikan sebagai kewajiban jangka pendek mendapat prioritas setelah kewajiban jangka pendek.
33 FDR
Financing to Deposit Ratio (FDR) adalah rasio antara jumlah pembiayaan yang disalurkan BMT terhadap tabungan dan modal BMT. Semakin tinggi FDR maka semakin besar fungsi intermediasi yang dijalankan BMT tersebut. Pembiayaan yang diberikan BMT terhadap anggotanya merupakan dana yang dibutuhkan anggota untuk melakukan investasi yang dapat meningkatkan bisnis anggotanya. Dengan demikian, sektor riil dapat berkembang dan diharapkan mampu memicu pertumbuhan ekonomi. FDR yang rendah berarti terdapat dana menganggur (idle money) dan dapat menghambat perkembangan sektor riil. Namun dari sisi anggota penabung, FDR yang tinggi dapat diartikan bahwa likuiditas BMT tersebut rendah. Semakin tinggi FDR berarti risiko pembiayaan bermasalah juga tinggi dan dapat menjadikan BMT mengalami krisis likuiditas ketika anggota menarik dananya.
BMT yang menjadi objek penelitian ini banyak yang memiliki nilai FDR yang lebih dari tingkat kesehatan. Berdasarkan nilai FDR, suatu lembaga keuangan dinyatakan sehat jika nilai FDR kurang dari 94.75%. Meskipun demikian permintaan pembiayaan pada BMT masih lebih tinggi dibanding nilai modal sendiri pada BMT sehingga nilai FDR pada BMT melebihi batas sehatnya.
Hasil analisis regresi data panel menunjukkan nilai probabilitas t-statistik dari variabel FDR (0.0000) kurang dari taraf nyata 5% dan koefisien variabel FDR dalam hasil estimasi model tabungan BMT menunjukkan angka -0.004668. Hal tersebut menunjukkan bahwa FDR memiliki hubungan yang negatif dan signifikan terhadap jumlah tabungan BMT. Jika terjadi peningkatan nilai FDR sebesar 1% maka jumlah tabungan menurun sebesar 0.005%. Sebaliknya, jika tingkat FDR turun 1% maka tabungan akan meningkat sebesar 0.005%.
Nilai FDR yang tinggi menunjukkan tingkat likuiditas untuk penarikan kembali dana tabungan yang rendah karena aktiva lancar yang tersedia pada suatu BMT teralokasikan pada kegiatan pembiayaan. Selain itu, peningkatan FDR menunjukkan semakin banyaknya nasabah pembiayaan BMT. Semakin banyak nasabah pembiayaan BMT, maka risiko kredit macet juga tinggi dan berpengaruh pada keuntungan yang akan dibagi kepada penabung, sehingga anggota cenderung tidak menabung pada BMT. Sementara, jika terjadi kredit macet, nasabah penabung akan sulit untuk menarik dananya sewaktu-waktu karena aset lancar menjadi sedikit jumlahnya.