PENGUJIAN BERLAKUNYA PURCHASING POWER PARITY DARI LIMA MATA UANG ASIA TERHADAP
DOLAR AMERIKA Oleh:
Debby Berliana S5 Dr. H. M. Kuswantoro, M.Si
Samsul Arifin, SE., M.SE
Prodi Ekonomi Pembangunan
Jurusan Ilmu Ekonomi Pembangunan Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Sultan Ageng Tirtayasa (UNTIRTA)
Serang Abstract
The theory of Purchasing Power Parity is a theory that explain the relationship between inflation and exchange rates. This study test the validity of Purchasing Power Parity for the Indonesia Rupiah, the Malaysia Ringgit, the Singapore Dolar, the Thailand Baht, and the Philipines Peso versus the U.S Dolar, using the Error Correction Model period 2008-2015. Dependent variable in this study is the exchange rates, while the independent variables are relative inflation and relative interest rates.
The results of this study indicated that in the long term the theory Purchasing Power Parity to Indonesia Rupiah, Malaysia Ringgit, and Philipines Peso against U.S Dolar is applicable. And in the short term the theory of Purchasing Power Parity not apply to the Indonesia Rupiah, Malaysia Ringgit, Singapore Dollar, Thailand Baht, and Philipines Peso against U.S Dolar.
Keywords: Purchasing Power Parity, Error Correction Model, Exchange Rates, Relative Inflation, Relative Interest Rate
5
Debby Berliana S, SE adalah alumni Jurusan Ilmu Ekonomi Pembangunan Prgram Studi S1 Ekonomi Pembangunan FEB-Untirta. Dr. H. M. Kuswantoro, M.Si dan Samsul Arifin, SE., M.SE adalah Dosen Tetap pada Prodi S1 Ekonomi Pembangunan Jurusan Ilmu Ekonomi Pembangunan FEB-Untirta
I. PENDAHULUAN
Adanya pembentukan pasar tunggal atau yang sering disebut Masyarakat Ekonomi Asean (MEA) merupakan hasil konsensus dari Negara anggota ASEAN untuk mengintegrasikan ekonomi Asia Tenggara. Masyarakat Ekonomi Asean juga dapat dikatakan sebagai suatu masa dimana Negara-neara di kawasan Asia Tenggara menjadi “satu”. Pembentukan MEA ini nantinya memungkinkan satu Negara menjual barang dan jasa dengan mudah ke Negara-negara lain di seluruh Asia Tenggara sehingga kompetisi akan semakin ketat. Pasar bebas di Asia Tenggara yang telah dilakukan secara bertahap mulai KTT ASEAN di Singapura pada tahun 1992 yang lalu menghasilkan bentuk realisasi berupa Masyarakat Ekonomi Asean (MEA). MEA dapat memberikan berbagai dampak yaitu dampak aliran bebas bagi Negara-negara ASEAN, dampak arus bebas jasa, dampak arus bebas investasi, dampak arus tenaga kerja terampil dan dampak arus modal. Hal ini tentunya menimbulkan dampak positif maupun dampak negative bagi perekonomian masing-masing Negara-negara ASEAN.
Ditengah upaya Indonesia mengejar ketertinggalan dalam persiapan menyongsong era Masyarakat Ekonomi ASEAN (MEA), situasi makroekonomi nasional justru menghadapi turbulensi. Yakni, masih melemahnya nilai tukar Rupiah terhadap Dolar Amerika Serikat (USD).
Perubahan fluktuasi nilai tukar salah satunya dipengaruhi oleh inflasi relative. Kemudian munculah Teori Paritas Daya Beli yang memusatkan perhatian pada hubungan antara inflasi relative dengan nilai
tukar. Teori Paritas Daya Beli merumuskan bahwa perubahan dalam nilai tukar senantiasa proporsional atau sebanding dengan perubahan rasio tingkat harga umum yang berlaku di kedua negara yang terkait (Salvatore, 1997 :51). Sebagai contoh, bila harga-harga di Amerika Serikat mengalami kenaikan tiga kali lipat dibandingkan dengan harga-harga di Indonesia, maka nilai tukar Dolar terhadap Rupiah akan mengalami kenaikan hingga tiga kali lipat.
Selain inflasi relative, factor lain yang mempengaruhi nilai tukar yaitu suku bunga relative. Perubahan dalam suku bunga relative juga mempengaruhi investasi dalam sekuritas-sekuritas asing, yang selanjutnya akan mempengaruhi permintaan dan penawaran valuta asing dan nilai tukar.
Jika pemberlakuan Masyarakat Ekonomi ASEAN (MEA) sudah didukung oleh terintegrasinya posisi ekonomi di ASEAN yang digambarkan oleh Purchasing Power Parity (PPP), tentunya akan lebih mudah perekonomian tersebut akan berjalan saling menguntungkan ketika diantara kelima pelaku di negaranya sudah terintegrasi dan dibandingkan oleh satu mata uang yaitu Dolar Amerika.
Berdasarkan latar beakang masalah yang telah diuraikan di atas maka peneliti mengambil judul “Pengujian Berlakunya Purchasing Power Parity Dari Lima Mata Uang Asia Terhadap Dolar Amerika”
II. TINJAUAN PUSTAKA 2.1. Landasan Teori
2.1.1. Teori Paritas Daya Beli (Purchasing Power Parity)
Gagasan dasar teori paritas daya beli lahir dari tulisan-tulisan para ekonom inggris di abad 19, salah satunya yaitu David Ricardo (penemu teori keuntungan komparatif). Teori paritas daya beli kemudian dipopulerkan oleh Gustav Cassel, seorang ekonom asal swedia yang aktif diawal abad 20 dengan menjadikan teori paritas daya beli sebagai intisari dari suatu teori kurs (Krugman, 2005:120). Teori paritas daya beli (purchasing power parity) menyatakan bahwa perubahan kurs senantiasa sebanding atau proposional dengan perubahan rasio tingkat harga umum yang berlaku di kedua negara yang terkait (Salvatore, 1997 :51).
Teori Paritas Daya Beli (purchasing power parity) adalah teori nilai tukar yang menyatakan bahwa semua tingkat harga dari seluruh negara sama besarnya bila diukur dalam satuan mata uang yang sama (Krugman, 2005:121). Dalam Grisvia Agustin (2009), teori paritas daya beli ini dikatakan bahwa nilai tukar antara dua negara seharusnya sama dengan rasio dari tingkat harga di kedua negara tersebut. Sehingga jatuhnya daya beli domestik pada suatu mata uang (meningkatnya tingkat harga domestik atau meningkatnya inflasi) akan diikuti oleh depresiasi pada mata uang negara tersebut di pasar uang luar negeri. Namun, jika yang terjadi adalah sebaliknya yaitu daya beli domestik mengalami kenaikan (tingkat inflasi
turun/terjadi deflasi) maka akan diikuti pula oleh apresiasi pada mata uangnya.
Teori paritas daya beli menghubungkan inflasi dengan nilai tukar, dalam teori ini terdapat dua versi, yaitu:
a. Versi absolut (absolut form) atau bisa juga disebut dengan “hukum satu harga (law of one price)” menyatakan bahwa harga barang yang sama atau identik yang terdapat pada negara yang berbeda mempunyai harga yang sama (one price) jika diukur menggunakan valuta yang sama. Jika setelah diukur menggunakan valuta yang sama terdapat perbedaan harga, maka permintaan dan penawaran pasar akan membuat harga-harga barang tersebut menjadi sama. Sebagai contoh dua barang yang sama diproduksi oleh Malaysia dan Indonesia, tetapi setelah diukur menggunakan valas yang sama terdapat perbedaan harga dimana produk Indonesia lebih murah. Maka pasar akan merespon dengan menaikkan permintaan produk Indonesia dan menurunkan permintaan produk Malaysia yang pada akhirnya akan menaikkan dan menurunkan harga barang tadi sampai mendekati atau setara antara satu sama lain. Tapi dalam kenyataannya, adanya perbedaan biaya transportasi, tarif, dan kuota yang terdapat pada kedua negara akan selalu menciptakan perbedaan harga.
b. Versi relatif (relative form) yang merupakan versi alternatif dari versi absolut yang telah diterangkan di atas. Berbeda dengan versi absolut, versi relatif telah mempertimbangkan adanya ketidaksempurnaan pasar yang terdapat pada negara yang berbeda, seperti adanya perbedaan biaya
transportasi, tarif, dan kuota yang dikenakan oleh negara yang bersangkutan. Oleh karena itu, harga barang yang sama yang terdapat pada negara yang berbeda akan terdapat perbedaan harga. Namun menurut versi relatif, perbedaan harga yang ada seharusnya tidak berbeda jauh selama biaya transportasi dan proteksi perdagangan tidak berubah. Sebagai ilustrasi, asumsikan bahwa dua negara awalnya memiliki tingkat inflasi nol dan nilai tukar yang berjalan di dua negara berada dalam ekuilibrium. Seiring dengan meningkatnya inflasi, nilai tukar juga harus disesuaikan untuk mengimbangi inflasi yang terjadi. Dengan adanya hal tersebut, menjadikan harga barang-barang yang terdapat di kedua negara akan tampak sama bagi konsumen dikarenakan daya beli konsumen di kedua negara tidak terlalu berbeda jauh.
2.1.2. Hubungan Antara Inflasi dengan Nilai Tukar
Inflasi berkaitan dengan nilai tukar mata uang, perubahan tingkat inflasi dapat mempengaruhi permintaan mata uang di suatu negara, sehingga dapat pula mempengaruhi pola perdagangan internasional. Madura (2006:299) menjelaskan perubahan dalam laju inflasi dapat mempengaruhi aktifitas perdagangan internasional. Jika inflasi suatu negara meningkat, permintaan atas mata uang negara tersebut menurun dikarenakan ekspornya juga turun (disebabkan harga yang lebih tinggi). Selain itu, konsumen dan perusahaan dalam negara tersebut cenderung meningkatkan impor mereka. Kedua hal tersebut akan menekan inflasi
yang tinggi pada mata uang suatu negara. Tingkat inflasi antar negara berbeda, sehingga pola perdagangan internasional dan nilai tukar akan berubah sesuai dengan inflasi tersebut.
2.1.3. Hubungan Antara Suku Bunga dengan Nilai Tukar
Menurut Krugman (2003: 73), kenaikan suku bunga domestic akan menyebabkan apresiasi kurs suatu Negara, sedangkan kenaikan suku bunga luar negeri akan menyebabkan kurs domestic mengalami depresiasi terhadap kurs Negara lain.
2.2. Kerangka Pemikiran
2.3. Hipotesis Penelitian
1. Variabel inflasi relative dan suku bunga relative berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar dari lima mata uang asia; yaitu Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina dalam jangka panjang maupun jangka pendek.
2. Teori Purchasing Power Parity berlaku secara signifikan untuk Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina terhadap Dolar Amerika dalam jangka panjang maupun jangka pendek.
Inflasi Relatif Suku Bunga Relatif
III. METODE PENELITIAN
Variabel yang digunakan dalam penelitian ini adalah nilai tukar dari Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina per Dolar Amerika untuk variabel dependen. Sedangkan variabel independen yang digunakan dalam penelitian ini yaitu inflasi relative dan suku bunga relative. Periode penelitian ini dari dari tahun 2008:Q1-2015:Q2. Sumber data dari SEKI Bank Indonesia (BI) dan US Departement of Labor, Bureau of Labor.
Penelitian ini menggunakan analisis kuantitatif dimana merupakan suatu bentuk analisis yang menggunakan data sekunder dan dikelompokkan secara runtun waktu (time series). Model penelitian ini adalah model ekonometrik dengan model kointegrasi ECM (Error Correction Model).
Tabel Operasionalisasi Variabel Variabel
Penelitian
Konsep Variabel Satuan Skala
Ukur Nilai
Tukar (ER)
Perbandingan antara nilai mata uang suatu Negara dengan mata uang Negara lain IDR, MYR, SGD, THB, PHP/ USD Rasio Inflasi Relatif (INF)
Perbandingan inflasi antara Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, dan Filipina dengan Negara Amerika Serikat Persen Rasio Suku Bunga Relatif (IR)
Perbandingan suku bunga antara Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, dan Filipina dengan Negara Amerika Serikat
Kemudian dapat di bentuk persamaan model ekonometrika dalam penelitian sebagai berikut:
ER = β0 + β1INF + β2IR + ε
Persamaan model jangka pendek tersebut menjadi: ECT = INFt-1 + IRt-1 – ERt-1
Model jangka panjangnya adalah: ERt = β0 + β1INFt + β2IRt + ε
Sehingga persamaan model ECM menurut Engle-Granger adalah sebagai berikut:
D(ER)t= β0 + β1D(INF)t + β2D(IR)t + ECT + ε
IV. HASIL DAN PEMBAHASAN
4.2 Hasil Analisis Data 4.2.1 Uji Stasioneritas
Tabel 1
Hasil Uji Stasioneritas ADF
Negara Level ER INF IR Indonesia 0.9480 0.0218** 0.0040*** Malaysia 0.8984 0.1189 0.0397** Singapura 0.5657 0.0208** 0.0496** Thailand 0.4745 0.0000*** 0.2880 Filipina 0.3377 0.0716* 0.0065***
Sumber: data diolah Eviews 8.0 Keterangan:
* : stasioner dengan Critical Value 10% ** : stasioner dengan Critical Value 5% *** : stasioner dengan Critical Value 1%
Secara keseluruhan, dari hasil uji akar unit untuk Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, dan Filipina dengan tiga variabel yang diuji dengan Augmented Dickey Fuller (ADF) dapat disimpulkan bahwa masih terdapat variabel yang tidak stasioner pada tingkat level, dikarenakan nilai ADF lebih kecil dari Critical Value. Sehingga dilanjutkan pada pengujian uji derajat integrasi.
Tabel 2
Hasil Uji Stasioneritas ADF Negara 1st difference ER INF IR Indonesia 0.0032*** 0.0024*** 0.0000*** Malaysia 0.0029*** 0.0001*** 0.0000*** Singapura 0.0003*** 0.0000*** 0.0080*** Thailand 0.0553* 0.0000*** 0.0000*** Filipina 0.0031*** 0.0005*** 0.0000*** Sumber: data diolah Eviews 8.0
Keterangan:
* : stasioner dengan Critical Value 10% ** : stasioner dengan Critical Value 5% *** : stasioner dengan Critical Value 1%
Tabel tersebut dapat dilihat pada nilai ADF yang lebih besar dari nilai Critical Value, maka variabel untuk Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, dan Filipina dikatakan stasioner pada derajat pertama (1st difference).
4.2.2 Uji Kointegrasi
Uji kointegrasi adalah uji ada tidaknya hubungan jangka panjang antara variabel bebas dan terikat, uji ini merupakan kelanjutan dari uji akar-akar unit (Unit Root Test) dan uji derajat integrasi (Integration Test). Berikut dapat di lihat hasil dari uji kointegrasi berdasarkan tabel di bawah ini :
Berikut adalah hasil pengujian kointegrasi: Tabel 3
Hasil Uji Kointegrasi Johansen
Negara Trace Statistics 0.05 Critical Value Max-Eigen Statistics 0.05 Critical Value Kesimpulan Indonesia 50.50203 35.19275 28.74530 22.29962 Kointegrasi Malaysia 59.47348 35.19275 41.38763 22.29962 Kointegrasi Singapura 47.36900 35.19275 31.18068 22.29962 Kointegrasi Thailand 53.07575 35.19275 30.84341 22.29962 Kointegrasi Filipina 64.82469 35.19275 35.73233 22.29962 Kointegrasi Sumber: data diolah Eviews 8.0
Dari hasil diatas dapat dilihat bahwa nilai trace statistics dari masing-masing Negara sebesar 50.50203, 59.47348, 47.36900, dan 64.82469 > 35.19275 critical value, begitu juga dengan nilai max-eigen statistics dari masing-masing Negara sebesar 28.74530, 41.38763, 31.18068, 30.84341, dan 35.73233 > 22.29962 critical value. Hal ini berarti terdapat hubungan yang signifikan (berkointegrasi) dalam jangka panjang antara nilai tukar dan variabel-variabel yang mempengaruhinya yaitu inflasi relative dan suku bunga relative.
Selanjutnya hasil estimasi model PPP dari 5 negara dalam jangka panjang adalah sebagai berikut:
Tabel 4
Hasil Estimasi Jangka Pendek PPP Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, Filipina
Negara C INF IR R-Squared F-statistic
Indonesia 3552.360 (0.742402) 2048.869 (5.919021)* 499.0440 (0.489854) 0.999603 13.500012 Malaysia 2.360255 2.427417 0.447685 0.997175 13.500015 (1.754432) (8.446585)* (0.674255) Singapura 1.210307 -0.107750 1.620546 0.995305 13.500005 (40.764803) (-2.522238)* (5.969741)* Thailand 53.76127 -4.638913 -9.841529 0.998358 13.500081 (16.062237) (-5.063873)* (-6.265297)* Filipina 6.477473 8.628757 10.19397 0.999639 13.500024 (0.367963) (5.665520)* (1.598352)***
Sumber: data diolah Eviews 8.0 Keterangan:
( ) : menunjukkan hasil t-stat untuk setiap koefisien variabel dari masing-masing Negara.
* : Signifikan pada α = 1% ** : Signifikan pada α = 5% *** : Signifikan pada α = 10%
Persamaan model jangka panjang PPP negara Indonesia: ER = 3552.360 + 2048.869 INF + 499.0440 IR + ε
Hasil R2 sebesar 0.999603, hal ini menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative dapat menjelaskan perubahan nilai tukar Rupiah sebesar 99.96% dan sisanya sebesar 0.04% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian ini.
Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Rupiah Indonesia.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Rupiah, sedangkan variabel suku bunga relative tidak berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Rupiah.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar 2048.869, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Rupiah meningkat (terdepresiasi) sebesar 2048.869 persen.
Persamaan model jangka panjang PPP Negara Malaysia: ER = 2.360255 + 2.427417 INF + 0.447685 IR + ε
Hasil R2 sebesar 0.997175, hal ini menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative dapat menjelaskan perubahan nilai tukar Ringgit sebesar 99.72% dan sisanya sebesar 0.28% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian ini.
Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Ringgit Malaysia.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Ringgit, sedangkan variabel suku bunga relative tidak berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Ringgit.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar 2.427417, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Ringgit meningkat (terdepresiasi) sebesar 2.427417 persen.
Persamaan model jangka panjang PPP Negara Singapura: ER = 1.210307 – 0.107750 INF + 1.620546 IR + ε
Hasil R2 sebesar 0.995305, hal ini menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative dapat menjelaskan perubahan nilai tukar Dolar Singapura sebesar 99.53% dan sisanya sebesar 0.47% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian ini.
Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Dolar Singapura.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Dolar Singapura.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar -0.107750, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Dolar Singapura menurun (terapresiasi) sebesar 0.107750 persen.
Nilai koefisien suku bunga relative sebesar 1.620546. Dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Dolar Singapura meningkat (terdepresiasi) sebesar 1.620546 persen.
Persamaan model jangka panjang PPP Negara Thailand: ER = 53.76127 – 4.638913 INF – 9.841529 IR + ε
Hasil R2 sebesar 0.998358, hal ini menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative dapat menjelaskan perubahan nilai tukar Baht sebesar 99.84% dan sisanya sebesar 0.16% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian ini.
Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Baht Thailand.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Baht Thailand.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar -4.638913, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Baht menurun (terapresiasi) sebesar 4.638913 persen.
Nilai koefisien suku bunga relative sebesar -9.841529. Dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Baht menurun (terapresiasi) sebesar 9.841529 persen.
Persamaan model jangka panjang PPP Negara Filipina: ER = 6.477473 + 8.628757 INF + 10.19397 IR + ε
Hasil R2 sebesar 0.999639, hal ini menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative dapat menjelaskan perubahan nilai
tukar Peso sebesar 99.96% dan sisanya sebesar 0.04% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian ini.
Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Peso Filipina.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% dan α 10% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Peso Filipina.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar 8.628757, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar tukar Peso meningkat (terdepresiasi) sebesar 8.628757 persen.
Nilai koefisien suku bunga relative sebesar 10.19397. Dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Peso meningkat (terdepresiasi) sebesar 10.19397 persen.
4.2.3 Uji Error Correction Model (ECM)
Uji model ECM ini dilakukan untuk mengetahui persamaan jangka pendek. Pembentukan model ECM dimaksudkan untuk mengetahui perubahan variabel mana diantara inflasi dan suku bunga yang memiliki pengaruh signifikan dalam jangka pendek terhadap nilai tukar dari lima mata uang Asia. Berikut adalah persamaan ECM yang dapat dibentuk:
Tabel 5
Hasil Estimasi Jangka Pendek PPP Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand, Filipina
Negara C D(INF) D(IR) ECT(-1) Prob
ECT Prob (F-statistic) Indonesia 130.3337 (1.651123) 141.9030 (3.563734)* 79.35525 (0.735579) 0.051826 (0.696439) 0.4926 0.000189 Malaysia 0.025349 0.027659 -0.076575 -0.023928 (-0.191218) 0.8499 0.145642 (1.273142) (2.132586)** (-1.539100) Singapura -0.003890 -0.016324 0.207271 -0.157913 (-1.952931) 0.0621 0.000898 (-0.676851) (-2.183452)** (4.297391)*** Thailand 0.062593 0.014365 -0.006310 -0.242892 (-1.419072) 0.1682 0.472422 (0.340829) (0.149302) (-0.009339) Filipina 0.079677 0.098100 0.556723 -0.298535 (-2.397030) 0.0243 0.047273 (0.416073) (0.946749) (1.649448)*
Sumber: data diolah Eviews 8.0 Keterangan:
( ) : menunjukkan hasil t-stat untuk setiap koefisien variabel dari masing-masing Negara.
* : Signifikan pada α = 1% ** : Signifikan pada α = 5% *** : Signifikan pada α = 10%
Persamaan model jangka pendek PPP Negara Indonesia:
D(ER)t = 130.3337 + 141.9030D(INF)t + 79.35525D(IR)t + 0.051826ECT + ε Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Rupiah Indonesia.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Rupiah, sedangkan variabel suku bunga relative tidak berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Rupiah.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar 141.9030, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Rupiah meningkat (terdepresiasi) sebesar 141.9030 persen.
Persamaan model jangka pendek PPP Negara Malaysia:
D(ER)t = 0.025349 + 0.027659D(INF)t – 0.076575D(IR)t – 0.023928ECT + ε Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama tidak terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Ringgit Malaysia.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 5% dan α 10% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Ringgit.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar 0.027659, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Ringgit meningkat (terdepresiasi) sebesar 0.027659 persen.
Nilai koefisien variabel suku bunga relative sebesar -0.076575, dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Ringgit menurun (terapresiasi) sebesar 0.076575 persen.
Persamaan model jangka pendek PPP Negara Singapura:
D(ER)t = -0.003890 – 0.016324D(INF)t + 0.207271D(IR)t – 0.157913ECT + ε Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Dolar Singapura.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 5% dan α 1% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Dolar Singapura.
Nilai koefisien variabel inflasi relative sebesar -0.016324, dapat diartikan jika inflasi mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Dolar Singapura menurun (terapresiasi) sebesar 0.016324 persen.
Nilai koefisien suku bunga relative sebesar 0.207271. Dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Dolar Singapura meningkat (terdepresiasi) sebesar 0.207271 persen.
Persamaan model jangka pendek PPP Negara Thailand:
D(ER)t = 0.062593 + 0.014365D(INF)t - 0.006310D(IR)t – 0.242892ECT + ε Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama tidak terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Baht Thailand.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 1%, α 5%, α 10% menunjukkan bahwa variabel inflasi relative dan suku bunga relative tidak berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Baht Thailand.
Persamaan model jangka pendek PPP Negara Filipina:
D(ER)t = 0.079677 + 0.098100D(INF)t + 0.556723D(IR)t – 0.298535ECT + ε Hasil pengujian signifikansi variabel inflasi relative dan suku bunga relative secara bersama-sama terdapat pengaruh yang signifikan terhadap nilai tukar Peso Filipina.
Hasil signifikansi secara parsial dengan α 10% menunjukkan bahwa variabel suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Peso Filipina, sedangkan variabel inflasi relative tidak berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Peso Filipina.
Nilai koefisien suku bunga relative sebesar 0.556723. Dapat diartikan jika suku bunga mengalami kenaikan sebesar satu persen, maka nilai tukar Peso meningkat (terdepresiasi) sebesar 0.556723 persen.
4.3 Hasil Uji Asumsi Klasik 1. Uji Normalitas
Tabel 6 Hasil Uji Normalitas
Negara Jarque-Bera Prob
Indonesia 1.862490 0.394063
Malaysia 0.533276 0.765950
Singapura 2.098761 0.350155
Thailand 0.494794 0.780831
Filipina 0.596940 0.741953
Sumber: data diolah Eviews 8.0
Berdasarkan tabel 6 menggambarkan bahwa data residual penelitian Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand dan Filipina berdistribusi normal. Hal tersebut bisa dilihat dari nilai probability dari masing-masing Negara lebih besar dari derajat kesalahan 0.05 signifikan yang menyatakan H1 diterima atau distribusi normal.
2. Uji Multikolinearitas
Menurut Widarjono (2013;104) dikatakan terjadi multikolinieritas jika koefisien korelasi cukup tinggi katakanlah di atas 0,85 maka terdapat multikolinieritas di dalam model. Sebaliknya jika koefisien korelasi relatif rendah maka model tidak mengandung unsur multikolinieritas. Hasil pengujian multikolinearitas menggunakan uji korelasi dapat dilihat sebagai berikut:
Tabel 7
Hasil Uji Multikolinearitas
Negara INF IR Indonesia INF 1.000000 0.447725 IR 0.447725 1.000000 Malaysia INF 1.000000 -0.016977 IR -0.016977 1.000000 Singapura INF 1.000000 0.813894 IR 0.813894 1.000000 Thailand INF 1.000000 -0.095961 IR -0.095961 1.000000 Filipina INF 1.000000 0.462246 IR 0.462246 1.000000 Sumber: data diolah Eviews 8.0
Dari tabel 7 hasil uji multikolinearitas dengan correlation matrix diatas terlihat bahwa koefisien korelasi lebih kecil dari 0.85. Sehingga dapat disimpulkan bahwa dalam model tidak terdapat masalah multikolinearitas untuk Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand dan Filipina.
3. Uji Heteroskedatisitas
Dalam persamaan regresi berganda perlu juga diuji mengenai sama atau tidak varians residual dari observasi yang satu dengan observasi yang lain. Jika residualnya mempunyai varians yang sama disebut homokedastisitas dan jika variansnya tidak sama/berbeda disebut heteroskedastisitas (Gujarati, 2010: 84). Pengujian yang digunakan untuk mendeteksi ada tidaknya heteroskedatisitas pada penelitian ini menggunakan uji White dan uji Harvey.
Tabel 8
Hasil Uji Heteroskedatisitas Negara Obs*R-squared Prob. Chi-Square
Indonesia 5.243335 0.0727
Malaysia 1.809106 0.4047
Singapura 0.670788 0.7151
Thailand 1.976898 0.3722
Filipina 1.626882 0.4433
Sumber: data diolah Eviews 8.0
Berdasarkan pengujian dari tabel 8 diperoleh hasil probabilitas Obs*R-squared Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand dan Filipina dari masing-masing Negara sebesar 0.0727, 0.4047, 0.7151, 0.3722, dan 0.4433 lebih besar dari tingkat α = 5%, maka dapat disimpulkan tidak terdapat adanya heteroskedatisitas.
4. Uji Autokorelasi
Persamaan regresi yang baik adalah tidak memiliki masalah autokorelasi, jika terjadi autokorelasi maka persamaan tersebut menjadi tidak baik/tidak layak dipakai prediksi. Istilah autokorelasi adalah korelasi di antara anggota seri dari observasi-observasi yang diurutkan berdasarkan waktu. Autokorelasi merupakan korelasi antara satu variabel gangguan dengan variabel gangguan lain (Gujarati, 2010: 85).
Tabel 9
Hasil Uji Autokorelasi
Negara Obs*R-squared Prob. Chi-Square
Indonesia 3.297649 0.1923
Malaysia 5.577774 0.0615
Singapura 0.553205 0.7584
Thailand 5.382083 0.0678
Filipina 1.545077 0.4618
Sumber: data diolah Eviews 8.0
Berdasarkan tabel 9 hasil probabilitas Obs*R-squared Negara Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand dan Filipina dari masing-masing Negara sebesar 0.1923, 0.0615, 0.7584, 0.0678, dan 0.4618 lebih besar dari tingkat α = 5%, maka dapat disimpulkan tidak terdapat adanya autokorelasi.
4.4 Pembahasan
4.4.1 Pengaruh Inflasi dan Suku Bunga Terhadap Nilai Tukar di Indonesia, Malaysia, Singapura, Thailand dan Filipina
Pengaruh positif inflasi sesuai dengan teori Purchasing Power Parity. Adanya kenaikan tingkat harga barang dan jasa domestic akan menurunkan daya beli mata uang domestic. Hal tersebut menyebabkan permintaan mata uang dan produk-produk Negara yang bersangkutan menurun sehingga mata uang Negara tersebut terdepresiasi. Sebaliknya menurunnya tingkat harga barang dan jasa domestic akan meningkatkan daya beli mata uang domestic sehingga permintaan mata uang dan produk-produk Negara yang bersangkutan meningkat dan mendorong mata uang domestic terapresiasi (Krugman, 2005: 122).
Jika inflasi naik maka nilai tukar mata uang akan terdepresiasi, namun mata uang tersebut tidak berlaku untuk Dolar Singapura dan Baht Thailand dimana hasil regresi menyatakan bahwa jika inflasi naik maka nilai tukar akan turun (terapresiasi). Hal tersebut dimungkinkan meskipun nilai inflasi naik dan menyebabkan harga-harga naik yang artinya nilai mata uang turun, namun masyarakat masih tetap membeli Dolar Singapura dan Baht Thailand sehingga menyebabkan mata uang Dolar Singapura dan Baht Thailand tetap terapresiasi.
Pengaruh negative suku bunga sesuai dengan teori Krugman (2003), dimana kenaikan suku bunga domestic akan menyebabkan apresiasi kurs suatu Negara, sedangkan kenaikan suku bunga luar negeri
akan menyebabkan kurs domestic mengalami depresiasi terhadap kurs Negara lain.
Kenaikan tingkat bunga domestic akan mendorong lembaga keuangan untuk menyalurkan dananya ke pasar uang, dan pada saat yang sama tingkat bunga yang relative tinggi tersebut tidak akan mendorong masyarakat untuk memegang uang, sehingga mengakibatkan kelebihan keseimbangan uang yang ada di pasar uang domestic dan mendorong terjadinya depresiasi mata uang domestic, hal ini ditunjukkan pada mata uang Dolar Singapura dan Peso Filipina. Kenaikan tingkat bunga domestic akan sangat berarti bagi investor untuk memindahkan ke Negara dengan tingkat bunga yang relative tinggi atau kenaikan tingkat bunga domestic akan menarik masuknya modal asing dan menimbulkan apresiasi mata uang domestic (Mudrajad, 2000: 180).
4.4.2 Keberlakuan Teori Purchasing Power Parity (PPP) Pada Nilai Tukar Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina Terhadap Dolar Amerika
Menurut Ramirez dan Khan (1999) model PPP jangka pendek berlaku jika koefisien selisih inflasi jangka pendek bertanda positif dan signifikan, dan jika koefisien ECT negative dan signifikan. Sedangkan dalam jangka panjang menurut Ramirez dan Khan (1999) teori PPP berlaku jika koefisien selisih inflasi signifikan dan memiliki arah positif.
Indonesia menerapkan system free floating currency sehingga Rupiah terhadap mata uang asing menjadi lebih instabil, artinya setiap gejolak pada perekonomian global nantinya akan terkoreksi oleh nilai tukar Rupiah. Inflasi berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar Rupiah dengan arah positif atau searah terhadap nilai tukar Rupiah Indonesia. Peningkatan dalam inflasi akan menyebabkan peningkatan dalam nilai tukar atau terdepresiasi, sesuai dengan teori Purchasing Power Parity relative dimana menurut teori ini antara tingkat harga dan nilai tukar mempunyai hubungan positif. Terbukti bahwa teori PPP pada Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, dan Peso Filipina terhadap Dolar Amerika berlaku dalam jangka panjang. Selain itu, penelitian ini juga diperkuat dengan penelitian yang dilakukan oleh Endang Ernawati (2002). Hal ini menunjukkan PPP membutuhkan waktu untuk penyesuaian menuju keseimbangan jangka panjang. Dengan demikian setiap penurunan daya beli mata uang domestic akan disesuaikan dengan terdepresiasi mata uangnya dalam pasar valuta asing.
Dalam jangka pendek PPP pada Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina tidak berlaku. Penelitian ini sejalan dengan penelitian yang dilakukan oleh Lidyawati (2004).
Menurut Agustin (2009) pengaruh tingkat harga terhadap nilai tukar berlangsung cukup cepat atau tingkat harga cenderung bersifat fleksibel dipicu gangguan pasokan dan distribusi barang-barang kebutuhan
pokok, kenaikan harga karena kebijakan pemerintah di bidang harga dan pendapatan (administered price) berupa kenaikan tarif dasar listrik, harga bahan bakar minyak dan air minum meningkatkan cost of production yang ditanggung oleh produsen. Di sisi lain, kondisi social yang tidak sepenuhnya stabil merespon dampak administered price tersebut secara cepat sehingga menimbulkan tuntutan-tuntutan kenaikan upah dan gaji akibat besarnya ekspektasi inflasi yang terbentuk dan melonjaknya uang beredar akibat ekspansi moneter. Selain itu, tingginya laju inflasi juga disebabkan ekspektasi inflasi masyarakat yang cenderung berlebihan.
V. PENUTUP
5.1. Kesimpulan
1. Dalam jangka panjang inflasi relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar dari lima mata uang Asia; yaitu Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina. Sedangkan dalam jangka pendek inflasi relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar mata uang Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, dan Dolar Singapura. Dalam jangka panjang suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar mata uang Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina. Sedangkan dalam jangka pendek suku bunga relative berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar mata uang Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, dan Peso Filipina.
2. Dalam jangka panjang teori Purchasing Power Parity berlaku untuk Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, dan Peso Filipina. Artinya setiap penurunan daya beli mata uang domestic yang ditunjukkan dengan kenaikan inflasi akan disesuaikan dengan terdepresiasi mata uangnya dalam pasar valuta asing. Sedangkan dalam jangka pendek teori Purchasing Power Parity tidak berlaku untuk Rupiah Indonesia, Ringgit Malaysia, Dolar Singapura, Baht Thailand, dan Peso Filipina.
5.2. Saran
Bagi penelitian selanjutnya perlunya pengembangan model Purchasing Power Parity dengan menambah variabel yang lebih relevan dalam memprediksi perilaku nilai tukar, sehingga hasil yang diperoleh dapat lebih baik. Bagi pemerintah sebagai pemegang otoritas moneter perlunya menjaga kestabilan tingkat harga yang merupakan cerminan dari tingkat inflasi, mengingat perbedaan tingkat harga dapat memperburuk nilai tukar mata uang baik dalam jangka panjang maupun jangka pendek. Oleh karena itu, kebijakan moneter dengan sasaran tunggal yaitu pengendalian inflasi harus menjadi salah satu perhatian utama di setiap Negara.
DAFTAR PUSTAKA
Agustin, Grisvia. 2009. Analisis Paritas Daya Beli Pada Kurs Rupiah terhadap Dolar Amerika Serikat Periode September 1997 – Desember 2007 dengan Menggunakan Metode Error Correction Model. Vol. 1, No. 1
Bank Indonesia. Statistik Ekonomi Keuangan Indonesia, berbagai edisi. Jakarta
Ernawati, E. 2002. Penggunaan Model Koreksi Galat Engle-Granger dalam Pengujian Berlakunya Teori Paritas Daya Beli antara Indonesia dan Amerika Serikat selama Periode 1991-2001. Simposium Nasional Riset Ekonomi dan Manajemen I, 166-177. Gujarati, Damodar. 2010. Dasar-dasar Ekonometrika: Edisi 5. Jakarta:
Salemba Empat.
Krugman, Paul R dan Maurice Obsfeld. 2003. Ekonomi Internasional Teori dan Kebijakan. Edisi kelima. PT Indeks Kelompok Gramedia. Krugman, Paul R dan Maurice Obsfeld. 2005. Ekonomi Internasional
Teori dan Kebijakan, Jilid 2. Edisi kelima. Jakarta: PT. Raja Grafindo Persada.
Lidyawati & Juliasih A. 2004. Pengujian Berlakunya Purchasing Power Parity Dari Tiga Mata Uang Asia Antara 1992-2002.
Madura, Jeff. 2006. Keuangan Perusahaan Internasional, Edisi 8, Buku 1. Mudrajad Kuncoro. 2000. Manajemen Keuangan Internasional. Edisi
Ramirez, M.D., & Khan, S. 1999. A Cointegration Analysis Of Purchasing Power Parity. Jurnal
Salvatore, Dominick. 1997. Ekonomi Internasional jilid 2. Jakarta: Erlanggga.
Shapiro, A. C. 1996. Multinational Financial Management (5th Ed.) New Jersey: Prentice Hall International.
US Departement of Labor, Bureau of Labor Statistics
Widarjono, Agus. 2013. Ekonometrika Pengantar dan Aplikasinya Disertai Panduan Eviews. UPP STIM YKPN: Yogyakarta.
