IV. HASIL DAN PEMBAHASAN
4.1. Kestasioneran Data
Sebelum melakukan pengujian ECM, hal pertama yang perlu dilakukan adalah uji stasioneritas data. Sebagian besar data time series memiliki akar unit. Jika ditemukan akar unit, maka distribusi yang biasa tidak memiliki distribusi yang baku. Hal ini akan menjadikan uji statistik seperti uji-t dan uji-F tidak cukup layak dipakai untuk menguji hipotesis. Pemeriksaan kestasioneran data deret waktu pada masing-masing variabel dalam tingkat level dapat dilihat dalam Tabel 5 berikut:
Tabel 5. Hasil Uji Akar Unit (Unit Root Test) pada Level NIlai Kritis Mc Kinnon Variabel Nilai ADF 1% 5% 10% Prob* Ket ULN_GDP -1,988495 -3,592462 -2,931404 -2,603944 0,2906 TS GD_GDP -2,221256 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,2021 TS PE -2,529527 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,1159 TS INF -3,546946 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,0114 S LIBOR -1,956791 -3,592462 -2,931404 -2,603944 0,3042 TS Sumber: Lampiran 4 Keterangan: S = Stasioner TS = Tidak Stasioner
Pada Tabel 5, dapat dilihat bahwa hanya satu dari lima variabel yang bersifat stasioner pada tingkat level. Variabel tersebut adalah INF (Inflasi).
Variabel inflasi stasioner pada taraf 5 dan 10 persen. Kestasioneran variabel INF dapat dibuktikan dengan nilai probabilitas (prob*) yang berada di bawah taraf nyata. Taraf nyata yang digunakan dalam penelitian adalah 10 persen. Cara lain membuktikan kestasioneran variabel INF adalah melalui nilai ADF variabel INF yang lebih kecil dari nilai kritis Mc Kinnon pada taraf 5 dan 10 persen.
Sementara itu lima variabel yang lain yakni variabel ULN_GDP, GD_GDP, PE dan LIBOR tidak stasioner pada tingkat level. Ketidak-stasioneran ini dapat dibuktikan melalui nilai probabilitas (prob*) keempat variabel tersebut yang jauh lebih besar dari taraf nyata yang digunakan (α=10%). Ketidakstasioneran tersebut juga dapat dibuktikan dengan nilai ADF yang selalu lebih besar dari nilai kritis Mc Kinnon baik pada taraf 1, 5 dan 10 persen. Karena kondisi ketidakstasioneran tersebut, dibutuhkan pengujian lebih lanjut pada tingkat first difference.
Pengujian akar unit pada tingkat first difference dilakukan karena tidak tercapainya stasioneritas pada tingkat level. Hasil uji akar unit pada tingkat first difference dapat dilihat pada Tabel 6.
Tabel 6. Hasil Uji Akar Unit (Unit Root Test) pada First Difference NIlai Kritis Mc Kinnon
Variabel Nilai ADF 1% 5% 10% Prob* Ket ULN_GDP -5,885631 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,0000 S* GD_GDP -5,949241 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,0000 S* PE -5,019103 -3,600987 -2,935001 -2,605836 0,0002 S* INF -5,408953 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,0001 S* LIBOR -6,270947 -3,596616 -2,933158 -2,604867 0,0000 S* Sumber: Lampiran 5 Keterangan:
Hasil pengujian pada tingkat first difference menunjukkan bahwa pada semua variabel baik variabel dependen maupun independen sudah stasioner bahkan pada taraf 1 persen. Kestasioneran setiap variabel dapat dibuktikan melalui nilai ADF statistik yang jauh lebih kecil dari nilai kritis Mc Kinnon pada taraf 1, 5 dan 10 persen. Nilai negatif ADF statistic yang jauh lebih kecil dari nilai kritis Mc Kinnon pada taraf 1, 5 dan 10 persen menunjukkan kestasioneran variabel tersebut. Selain itu, kestasioneran keenam variabel tersebut dapat juga dibuktikan dengan nilai probabilitas (prob*) keenam variabel yang barada di bawah taraf nyata 10 persen. Dengan hasil yang didapatkan pada Tabel 6, maka semua data yang digunakan dalam penelitian ini terintegrasi pada derajat satu (I(1)).
4.2. Uji Kointegrasi
Enders (2004) mengatakan bahwa sistem persamaan jangka panjang dapat diperoleh dari variabel-variabel yang tidak stasioner sekalipun, asalkan terjadi kointegrasi pada variabel-variabel tersebut sehingga dapat diperoleh kombinasi linier antar variabel atau antar variabel-variabel yang bersifat stasioner. Pengujian kointegrasi dilakukan untuk memperoleh hubungan jangka panjang antar variabel.
Tahap awal uji kointegrasi Engle-Granger adalah meregresi persamaan dan mendapatkan nilai residual dari regresi tersebut. Hasil regresi persamaan adalah:
ULN_GDP = 3,934519 – 7,861596 GD_GDP – 0,059429 INF – 0,066392 PE – 0,269561 LIBOR (14)
Tabel 7. Hasil Estimasi Persamaan Jangka Panjang
Variabel Koefisien Std. Error t-statistik Prob
C 3,934519 1,053710 3,733968 0,0006 GD_GDP -7,861596 1,058811 -7,424931 0,0000 INF -0,059429 0,036251 1,639371 0,1092 PE -0,066392 0,097302 -0,682322 0,4991 LIBOR -0,269561 0,149554 -1,802426 0,0792 R-Squared Adj R-Squared Durbin-Watson stat 0,680411 0,647633 0,836551
Mean Dependent var F-Statistic Prob (F-Statistic) 4,799166 20,75796 0,000000 Sumber: Lampiran 6
Berdasarkan Tabel 7 di atas, variabel GD_GDP, LIBOR dan konstanta (C) memberikan pengaruh yang signifikan terhadap variabel ULN_GDP pada derajat kepercayaan 10 persen. Sedangkan variabel INF dan PE tidak memberikan pengaruh yang signifikan. Hasil analisis persamaan utang luar negeri adalah:
1. Koefisien GD_GDP yang negatif sebesar 7,861596 berarti apabila terjadi kenaikan sebesar satu satuan (miliar rupiah) pada GD_GDP maka volume utang luar negeri pemerintah akan menurun sebesar 7,861596 satuan (miliar rupiah). Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis penelitian. Hal ini menunjukkan bahwa defisit keuangan pemerintah bukan merupakan penyebab pemerintah untuk melakukan pinjaman ke luar negeri. Hal ini bertolak belakang dengan alasan utama pemerintah untuk melakukan penarikan pinjaman. Nilai probalilitas variabel GD_GDP adalah 0,0000. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel GD_GDP adalah signifikan mempengaruhi variabel dependennya. 2. Koefisien inflasi menunjukkan nilai positif sebesar 0,059429. Hal ini
berarti bahwa apabila terjadi kenaikan sebesar satu satuan (persen) pada inflasi maka volume utang luar negeri pemerintah akan meningkat sebesar 0,059429 satuan (persen). Kondisi ini tidak sesuai dengan hipotesis
penelitian. Tinggi rendahnya tingkat inflasi menjadi salah satu tolak ukur kondisi perekonomian. Kondisi yang seharusnya terjadi adalah ketika inflasi meningkat, pihak donator pinjaman/utang akan mempertimbangkan ulang untuk memberikan pinjaman/utang ke Indonesia. Akan tetapi sesuai hasil penelitian yang didapatkan, ketika inflasi meningkat, volume penyerapan utang luar negeri juga turut meningkat. Hal ini mungkin terjadi karena pihak donatur tidak terlalu memperhitungkan kondisi perekonomian suatu negara karena bagaimanapun, utang menimbulkan adanya pengembalian kembali ke negara donatur. Sehingga pihak donatur tidak perlu merasa khawatir tentang pengembalian utang/pinjaman dari negara debitur. Akan tetapi berdasarkan uji signifikansi, variabel INF memiliki probabilitas 0,1092. Nilai ini lebih besar dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel INF tidak signifikan mempengaruhi variabel dependennya.
3. Koefisien pertumbuhan ekonomi (PE) menunjukkan nilai negatif sebesar 0,066392. Hal ini berarti bahwa ketika terjadi peningkatan dalam pertumbuhan ekonomi (kondisi ekonomi membaik), maka volume penyerapan utang luar negeri akan menurun sebesar 0,066392 satuan (persen). Hasil penelitian ini sesuai dengan hipotesis penelitian. Ketika pertumbuhan ekonomi meningkat, hal ini menunjukkan bahwa kondisi perekonomian semakin baik. Hal ini akan mendorong pemerintah untuk mengurangi volume penyerapan utang luar negeri, karena kondisi pertumbuhan ekonomi sudah baik. Berdasarkan uji signifikansi, probabilitas PE adalah 0,4991. Nilai ini lebih besar dari taraf nyata yang
digunakan sehingga dapat disimpulkan bahwa PE tidak signifikan mempengaruhi variabel dependennya.
4. Koefisien LIBOR menunjukkan nilai yang negatif sebesar 0,269561. Hal ini berarti bahwa apabila terjadi kenaikan sebesar satu satuan (persen) pada LIBOR maka volume utang luar negeri pemerintah akan menurun sebesar 0,269561 satuan (persen). LIBOR atau London Inter Bank offer Rate (tingkat suku bunga internasional) adalah tingkat suku bunga pinjaman yang dikenakan kepada negara-negara penerima pinjaman/utang. Ketika nilai LIBOR meningkat, maka Indonesia akan mempertimbangkan ulang keputusan untuk melakukan pinjaman atau tidak. Karena besar kemungkinan Indonesia akan mengembalikan utang tersebut dalam jumlah yang lebih besar. Nilai probalilitas variabel LIBOR adalah 0,0792. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel LIBOR adalah signifikan mempengaruhi variabel dependennya. Hasil yang didapatkan pada pengujian LIBOR sesuai dengan hipotesis yang diajukan sebelumnya.
5. Nilai konstanta (C) dalam permodelan adalah positif sebesar 3,934519. Hal ini berarti jika semua variabel bernilai nol, maka utang luar negeri cenderung akan meningkat sebesar 3,934519 satuan (milliar rupiah). Nilai probabilitas sebesar 0,0006 menunjukkan bahwa C memberikan pengaruh yang signifikan dalam permodelan.
Nilai koefisien determinasi (R-Squared) adalah sebesar 0,6804 yang berarti bahwa variasi variabel endogennya dapat dijelaskan secara linear oleh
variabel bebasnya di dalam persamaan sebesar 68,04 persen, dan sisanya sebesar 31,96 persen dijelaskan oleh faktor-faktor lain di luar persamaan.
Dari hasil uji F didapatkan bahwa variabel-variabel eksogen mampu menerangkan variabel endogen yang ditunjukkan oleh nilai P-value= 0,00000 yang lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan yaitu sebesar 10 persen (α=10%). Nilai ini menunjukkan bahwa persamaan di atas telah mendukung keabsahan model. Atau dengan kata lain bahwa pengaruh yang ditimbulkan oleh keseluruhan variabel independen (bebas) terhadap variabel dependennya (terikat) adalah baik.
Setelah meregresi persamaan jangka panjang, langkah berikutnya adalah menguji akar-akar unit terhadap nilai residual (U) dengan menggunakan metode ADF. Hasil yang ditunjukkan pada Tabel 8 menunjukkan bahwa nilai residual (U) persamaan utang luar negeri ternyata stasioner pada tingkat level. Hal ini terlihat dari nilai ADF yang lebih kecil dari nilai kritis Mc Kinnon baik dalam taraf 1 persen, 5 persen dan 10 persen. Kestasioneran ini juga dapat ditunjukkan melalui nilai probabilitas (prob*) yang berada di bawah taraf nyata yang digunakan 10 persen. Hasil uji stasioneritas terhadap residual menunjukkan semakin menguatkan bahwa diantara variabel-variabel yang digunakan terdapat kointegrasi.
Tabel 8. Uji Akar Unit Tingkat Level Terhadap Residual Persamaan Jangka Panjang Utang Luar Negeri.
Nilai Kritis Mc Kinnon Variabel Nilai ADF 1% 5% 10% Prob* Ket U -3,278654 -3,592462 -2,931404 -2,603944 0,0222 S* Sumber: Lampiran 7 Keterangan:
Berdasarkan Tabel 8, nilai ADF statistic sebesar -3,278654 jauh lebih kecil dari nilai kritis Mc Kinnon pada taraf 5 dan 10 persen menunjukkan bahwa nilai residual adalah stasioner pada tingkat level. Selain itu, nilai probabilitas U (prob*) sebesar 0,0222 yang berada di bawah taraf nyata 10 persen (α=10%) juga menjelaskan kestasioneran residual U tersebut. Dengan demikian terbukti bahwa terdapat kointegrasi dalam model sehingga perumusan ECM dapat dilanjutkan.
4.3. Error Correction Model (ECM)
Error Correction Model (ECM) digunakan untuk mengestimasi model jangka pendek (dinamis) dalam penelitian ini. Estimasi ECM dilakukan dengan merestriksi variabel-variabel yang berpengaruh terhadap utang luar negeri Indonesia. Sebelum mendapatkan ECM untuk utang luar negeri dengan variabel yang signifikan (lampiran 9), sudah dilakukan uji ECM untuk utang luar negeri dengan lag (selang) empat terlebih dahulu (lampiran 8). Hasil estimasi persamaan jangka pendek (dinamis) utang luar negeri adalah:
Tabel 9. Error Correction Model Untuk Utang Luar Negeri dengan Variabel yang Signifikan.
Variabel Koefisien Std Error t-statistik Prob.
DINF -0,032580 0.014012 -2.325155 0.0270 DINF(-1) -0,055400 0.014417 -3.842718 0.0006 DINF(-3) -0,023813 0.011945 -1.993573 0.0554 DLIBOR(-1) 0,313499 0.122033 2.568976 0.0154 DLIBOR(-4) 1.305952 0.128487 10.16404 0.0000 DPE -0,400617 0.064603 -6.201186 0.0000 DPE(-3) -0,118075 0.046706 -2.528062 0.0170 DUMMY_PLTK 0,435672 0.171351 2.542571 0.0164 U(-1) -0,162901 0.081310 -2.003460 0.0542 Sumber: Lampiran 9
Berdasarkan Tabel 9 di atas, maka permodelan jangka pendeknya adalah:
∆ULN_GDP = -0,032580∆INF – 0,055400∆INFt-1 – 0,023813∆INFt-3 + 0,313499∆LIBORt-1 + 1,305952∆LIBORt-4 – 0,400617∆PE – 0,118075∆PEt-3 + 0,435672DUMMY_PLTK – 0,162901Ut-1 (15) Hasil pengujian terhadap model dinamis (jangka pendek) utang luar negeri menunjukkan bahwa ada beberapa variabel yang tidak sesuai dengan hipotesis awal. Variabel tersebut adalah variabel LIBOR dan DUMMY_PLTK. Berdasarkan hasil penelitian didapatkan bahwa variabel GD_GDP ternyata tidak signifikan mempengaruhi variabel dependennya karena harus dibuang dari permodelan. Hasil estimasi berdasarkan Tabel 9 adalah sebagai berikut:
1. Koefisien perubahan inflasi menunjukkan hasil sesuai hipotesis sebelumnya. Tanda negatif pada koefisien menunjukkan bahwa ketika terjadi peningkatan pada inflasi, maka volume penyerapan utang luar negeri akan menurun. Berdasarkan Tabel 9, maka koefisien dari variabel inflasi tersebut dapat diinterpretasikan sebagai berikut:
a. Peningkatan sebesar satu satuan (persen) dari inflasi pada kuarter sekarang akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,032580 satuan (persen). Nilai probalilitas variabel INF adalah 0.0270. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel perubahan INF pada kuarter sekarang adalah signifikan.
b.Peningkatan sebesar satu satuan (persen) inflasi pada satu kuarter sebelumnya akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,055400 satuan (persen). Nilai probalilitas variabel INF adalah 0.0006. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan
(α=10%) sehingga variabel perubahan INF pada satu kuarter sebelumnya adalah signifikan.
c.Peningkatan sebesar satu satuan (persen) dari inflasi pada tiga kuarter sebelumnya akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,023813satuan (persen). Nilai probalilitas variabel INF adalah 0.0554. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel perubahan INF pada tiga kuarter sebelumnya adalah signifikan.
d.Secara keseluruhan, dalam jangka pendek, ketika terjadi peningkatan inflasi sebesar satu satuan (persen) akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,111793 satuan (persen).
2. Pengaruh perubahan LIBOR terhadap utang luar negeri pada jangka pendek tidak sesuai dengan hipotesis penelitian. Berdasarkan tabel, maka koefisien dari variabel LIBOR tersebut dapat diinterpretasikan sebagai berikut:
a. Peningkatan sebesar satu satuan (persen) LIBOR pada kuarter sekarang akan meningkatkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,313499 satuan (persen). Nilai probalilitas variabel LIBOR pada kuarter sekarang adalah 0.0154. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel LIBOR pada kuarter sekarang adalah signifikan.
b. Peningkatan sebesar satu satuan (persen) pada LIBOR empat kuarter sebelumnya akan meningkatkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 1.305952 satuan (persen). Berdasarkan uji
signifikansi, LIBOR pada empat kuarter sebelumnya signifikan mempengaruhi variable terikatnya. Hal ini ditunjukkan oleh nilai probabilitasnya sebesar 0,0000 yang lebih kecil dari taraf nyata. c. Secara keseluruhan, dalam jangka pendek, ketika terjadi
peningkatan LIBOR sebesar satu satuan (persen) akan mening-katkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 1,619451 satuan (persen). Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis yang diajukan sebelumnya. Alasan terjadinya kondisi ini adalah karena kondisi ketergantungan utang luar negeri dan berubahnya fungsi utang luar negeri sebagai modal pelengkap pembangunan menjadi modal utama pembangunan.
3. Pengaruh perubahan pertumbuhan ekonomi (PE) terhadap utang luar negeri pada jangka pendek sesuai dengan hipotesis penelitian. Berdasarkan tabel, maka koefisien dari variabel PE tersebut dapat diinterpretasikan sebagai berikut:
a. Peningkatan sebesar satu satuan (persen) PE pada kuarter sekarang akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,400617 satuan (persen). Nilai probalilitas variabel PE pada kuarter sekarang adalah 0.0000. Nilai ini lebih kecil dari taraf nyata yang digunakan (α=10%) sehingga variabel PE pada kuarter sekarang adalah signifikan.
b. Peningkatan sebesar satu satuan (persen) pada PE tiga kuarter sebelumnya akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,118075 satuan (persen). Berdasarkan uji
signifikansi, PE pada tiga kuarter sebelumnya signifikan mempengaruhi variable terikatnya. Hal ini ditunjukkan oleh nilai probabilitasnya sebesar 0.0170 yang lebih kecil dari taraf nyata. c. Secara keseluruhan, dalam jangka pendek, ketika terjadi
peningkatan PE sebesar satu satuan (persen) akan menurunkan volume penyerapan utang luar negeri sebesar 0,518692 satuan (persen).
4. Koefisien DUMMY_PLTK menunjukkan nilai positif sebesar 0,435672. Hal ini tidak sesuai dengan hipotesis penelitian. Kondisi ini bisa terjadi dikarenakan pihak donatur tidak terlalu memperhatikan kondisi kestabilan politik di suatu negara ketika menyepakati proses peminjaman. Hal ini mungkin disebabkan pihak donatur merasa yakin bahwa bagaimanapun uang yang mereka pinjamkan akan dibayarkan kembali. Nilai probabilitas koefisien DUMMY_PLTK adalah 0.0164. Hal ini menunjukkan bahwa DUMMY_PLTK signifikan mempengaruhi variable dependennya.
Nilai koefisien ECT (U(-1)) adalah negatif sebesar 0,162901. Hal ini mengindikasikan ketidakseimbangan dalam volume penyerapan utang luar negeri. Nilai koefisien ECT (U) sebesar 0,162901 menunjukkan bahwa disequilibrium periode sebelumnya terkoreksi pada periode sekarang sebesar 16,3 persen. ECT menentukan seberapa cepat equilibrium tercapai kembali ke keseimbangan jangka panjang.
Hasil estimasi dari persamaan jangka pendek menunjukkan nilai R-Square sebesar 0.862884 yang berarti bahwa 86,29 persen model volume penyerapan utang luar negeri dapat dijelaskan oleh variabel perubahan INF, LIBOR, PE dan
DUMMY_PLTK pada periode (kuartal) sebelumnya. Sedangkan sisanya sebesar 13,71 persen dijelaskan oleh variabel lain di luar model.
4.4. Diagnostic Test
Diagnostic test terhadap ECM dalam penelitian ini bertujuan untuk mengetahui ada atau tidaknya masalah yang muncul dari estimasi OLS. Masalah yang dimaksud antara lain adalah normalitas, heteroskedastisitas dan autokorelasi.
4.4.1. Uji Normalitas
Uji ini dilakukan untuk memeriksa apakah error term mendekati distribusi normal atau tidak. Uji ini dilakukan dengan bantuan Histogram-Normality Test Jarque-Bera pada E-views4.1.
Hasil yang diperoleh menunjukkan bahwa error term terdistribusi secara normal. Hal ini ditunjukkan oleh nilai probabilitas Jarque-Bera sebesar 0,644142. Nilai probabilitas tersebut lebih besar dari taraf nyata 10 persen. Hasil uji normalitas dapat dilihat pada Gambar 6.
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 -2 -1 0 1 Series: Residuals Sample 1996:2 2005:4 Observations 39 Mean -0.046752 Median -0.127756 Maximum 1.296027 Minimum -2.077630 Std. Dev. 0.699807 Skewness -0.225041 Kurtosis 3.582034 Jarque-Bera 0.879673 Probability 0.644142
4.4.2. Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas yang digunakan dalam penelitian ini adalah Autoregressive Conditional Heteroscedasticity (ARCH) test. Hasil uji heteroskedastisitas tersebut ditunjukkan pada Tabel 10.
Tabel 10. Hasil Uji Heteroskedastisitas (ARCH) test ARCH Test:
F-statistic 0.012412 Probability 0.911911 Obs*R-squared 0.013097 Probability 0.908887 Sumber: Lampiran 10
Nilai probability Obs*R-Squared sebesar 0,908887 lebih besar dari taraf nyata yang digunakan dalam penelitian ini (α=10%). Berdasarkan nilai tersebut, maka dapat disimpulkan bahwa tidak terdapat masalah heteroskedastisitas dalam permodelan.
4.4.3. Uji Autokorelasi
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test digunakan untuk menguji keberadaan autokorelasi pada model dinamis (jangka pendek) utang luar negeri. Hasil uji autokorelasi ditampilkan dalam Tabel 11.
Tabel 11. Hasil Uji Autokorelasi Error Correction Model Untuk Utang Luar Negeri
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM test
F-Statistic 0.066817 Probability 0.935515 Obs* R-Squared 0.007453 Probability 0.996280 Sumber: Lampiran 11
Berdasarkan Tabel 11 di atas dapat dibuktikan bahwa model dinamis utang luar negeri terbebas dari masalah autokorelasi. Hal ini ditunjukkan dengan nilai probabilitas obs*R-Squared yang lebih besar dari taraf nyata 10 persen. Nilai probabilitas Obs*R-Squared adalah sebesar 0,996280 lebih besar dari taraf nyata.
4.5. Ringkasan Hasil Penelitian
Ringkasan hasil penelitian adalah sebagai berikut:
4.5.1. Jangka panjang
Berdasarkan hasil uji persamaan jangka panjang dengan Ordinary Least Squares, maka dapat dibuat beberapa kesimpulan sebagai berikut:
1. Terdapat hubungan yang negatif dan signifikan antara volume penyerapan utang luar negeri dengan defisit keuangan pemerintah.
2. Tingkat inflasi (INF) memiliki hubungan yang positif tapi tidak signifikan terhadap volume penyerapan utang luar negeri.
3. Tingkat pertumbuhan ekonomi (PE) memiliki hubungan negatif tapi tidak signifikan terhadap volume penyerapan utang luar negeri.
4. Tingkat suku bunga luar negeri (LIBOR) memiliki hubungan yang negatif dan signifikan terhadap volume penyerapan utang luar negeri.
4.5.2. Jangka Pendek
Berdasarkan model dinamis (jangka pendek) utang luar negeri, hasil penelitian ini memberikan beberapa kesimpulan sebagai berikut:
1. Terdapat hubungan yang negatif dan signifikan antara perubahan tingkat inflasi pada kuarter sekarang, satu dan tiga kuarter sebelumnya dengan volume penyerapan utang luar negeri.
2. Terdapat hubungan yang positif dan signifikan antara perubahan LIBOR pada satu dan empat kuarter sebelumnya dengan volume penyerapan utang luar negeri.
3. Terdapat hubungan yang negatif dan signifikan antara perubahan PE pada kuarter sekarang dan tiga kuarter sebelumnya dengan volume penyerapan utang luar negeri.
4. Kondisi kestabilan politik memberikan dampak yang positif terhadap volume penyerapan utang luar negeri.
Setelah melakukan uji diagnostic test, disimpulkan bahwa permodelan bebas dari permasalahan heteroskedastisitas dan autokorelasi. Permodelan juga memiliki error term yang terdistribusi dengan normal, sehingga dapat disimpulkan bahwa secara keseluruhan permodelan yang dianalisis adalah baik.