Berdasarkan model neoklasik, Bagan 1 menunjukkan bahwa peningkatan jumlah uang beredar M tidak akan mengubah variabel riil seperti output Y dan tenaga kerja L, menggambarkan netralitas moneter jangka panjang. Oleh karena itu, perubahan permanen dalam jumlah uang beredar tidak mempengaruhi output dan situasi ini menjelaskan netralitas uang jangka panjang. Studi lainnya adalah Browne dan Cronin (2007) yang menemukan bukti empiris yang mendukung adanya hubungan antara harga (baik harga komoditas maupun konsumen) dan jumlah uang beredar jangka panjang di Amerika Serikat.
Dalam hal ini, kumpulan data uang, produksi, dan harga menentukan bentuk uji FS yang sesuai untuk menguji netralitas uang dan inflasi jangka panjang.
Uji Kointegrasi
Metodologi Fisher-Seater
Dalam menguji hipotesis nol untuk netralitas moneter dan inflasi jangka panjang masing-masing adalah untuk y sebagai variabel output dan harga. Jika hasil estimasi tidak menolak hipotesis nol, proposisi netralitas moneter dan inflasi jangka panjang didukung secara empiris.
HASIL DAN ANALISIS 4.1. Analisis Variabel dan Data
Integrated Series dan Eksogenitas
Jika tidak stasioner pada level, dengan kata lain variabel tersebut tidak terintegrasi pada level atau tidak I(0). Ketika variabel-variabel tersebut bukan I(0), pengujian ini menunjukkan bahwa keempat variabel pada perbedaan pertamanya (∆) menjadi stasioner atau memiliki integrasi yang sama, yaitu I(1). Hasil pengujian pada Tabel 1 menunjukkan bahwa nilai hitung ADF dan PP menurun secara signifikan dari level pada first difference sehingga nilai keduanya lebih kecil dari critical value yang berarti bahwa variabel uang (baik M1 maupun dan dan M2), output riil (PDB) dan harga pada model yang diperkirakan memiliki integrasi yang sama atau I(1).
Untuk menguji netralitas uang dan inflasi jangka panjang dengan menggunakan variabel M1 atau M2 pada variabel output (y) dan harga (p), metodologi FS dapat diterapkan ketika variabel uang (M1 dan M2), variabel y dan (p) ) berintegrasi sama dengan atau I(1). Karena variabel M1 dan M2 adalah I(1), dalam penelitian ini hanya relevan untuk menguji netralitas uang dan inflasi jangka panjang, sedangkan supernetralitas jangka panjang baik untuk output maupun harga tidak cocok untuk pengujian. Oleh karena itu, asumsi ini harus dipenuhi sebelum menggunakan metodologi FS untuk menguji netralitas uang dan inflasi jangka panjang.
Hasil uji eksogen M1 dan M2 melalui uji kausalitas Granger didasarkan pada estimasi persamaan (14) seperti yang dilaporkan pada Tabel 2. Variabel M1 bersifat eksogen karena tidak disebabkan atau dipengaruhi oleh variabel output (y ) atau harga (p) itu sendiri. Pengujian dengan satu penundaan dimana α = 5% menunjukkan bahwa H0 ditolak atau menunjukkan eksogen merupakan indikasi awal bahwa M2 tidak netral sebelum pengujian dengan metodologi FS.
Kointegrasi
Dengan pengujian dengan lag satu sampai empat, variabel pertumbuhan M1 atau ∆m1 tidak dipengaruhi oleh output atau pertumbuhan harga (∆y) karena F hitung tidak signifikan pada α = 5%, artinya hasil pengujian menerima H0 : δj = 0. Sedangkan variabel M2 pada tingkat kepercayaan yang sama menunjukkan sebagai variabel eksogen ketika pengujian menggunakan dua sampai empat lag, sehingga kesimpulannya juga sama bahwa H0: δj = 0 diterima. Tabel di kanan atas juga menunjukkan bahwa variabel M1 dan harga tidak terkointegrasi, sehingga dapat dilakukan pengujian hubungan positif jangka panjang antara kedua variabel tersebut.
Kesimpulan ini ditentukan dari nilai Likelihood Ratio dengan r = 0 yang lebih rendah dari nilai kritisnya yang berarti menerima H0 yang menyatakan bahwa tidak ada kointegrasi antara variabel output M1 dengan variabel harga M1. Berdasarkan Tabel 3, hasil uji kointegrasi akan valid untuk menolak H0 pada statistik LR sebesar r < 1, yaitu menolak H0 jika statistik LR sebesar r = 0 juga menolak H0. Demikian pula untuk uji kointegrasi antara variabel output M2 dan harga M2, dapat disimpulkan bahwa keduanya secara umum tidak berkointegrasi, sehingga metode ini juga dapat digunakan untuk menguji netralitas dan inflasi jangka panjang.
Namun, pada pengujian dengan dua lag dan empat lag untuk r = 0, hasil pengujian terlihat menolak adanya kointegrasi antara M2 dan output. Demikian juga uji kaki empat untuk r = 0 dan r < 1 juga nampaknya menolak hasil uji bahwa tidak ada hubungan antara M2 dan harga. Ini sebenarnya indikasi awal bahwa M2 tidak netral dalam jangka panjang, baik untuk output maupun harga.
Pengujian Netralitas Uang Jangka Panjang
Ini sebenarnya merupakan indikasi awal bahwa M2 bukanlah output atau harga netral dalam jangka panjang. neutrality) tidak berlaku di Indonesia dengan indikator M1. Artinya variabel nominal seperti M1 dapat mempengaruhi variabel riil, dalam hal ini variabel output (y) dalam jangka panjang. Secara umum, dari perbedaan waktu 2 tahun menjadi perbedaan 16 tahun, koefisien βk meningkat, diikuti oleh βk yang signifikan sejak perbedaan waktu lebih dari 4 tahun (dengan α = 10%) dan sejak perbedaan waktu lebih dari 6 tahun (dengan α = 5%) hasil ini membuktikan bahwa M1 tidak netral dalam jangka panjang.
Dengan menggunakan metodologi FS, pengujian ini menemukan bukti bahwa uang (dengan indikator M1) tidak netral dalam pengaruh variabel riil seperti output, yang berarti menolak netralitas uang jangka panjang untuk periode penelitian di Indonesia. Bukti empiris ini menunjukkan bahwa peningkatan jumlah uang beredar M1 di Indonesia berdampak pada peningkatan tingkat output dalam jangka panjang. Namun karena perbedaan waktu lebih dari 8 tahun, koefisien βk signifikan pada α = 5% yang menunjukkan bahwa M2 tidak netral dalam jangka panjang.
Dengan demikian baik M1 maupun M2, investigasi periode penelitian ini menemukan bukti empiris bahwa netralitas moneter jangka panjang tidak berlaku di Indonesia. Namun peningkatan jumlah uang beredar di Indonesia berdampak pada peningkatan output dalam jangka panjang. Kurangnya netralitas moneter jangka panjang di Indonesia untuk variabel M1 dan M2 menunjukkan bahwa bukti ini tidak konsisten dengan proposisi netralitas moneter menurut model neoklasik dan teori siklus bisnis riil, serta model moneter Lucas.
Pengujian Inflasi Jangka Panjang
Karena kita menggunakan perbedaan waktu 2 tahun, kita dapat melihat bahwa βk sudah positif, diikuti dengan standard error (SEk) yang relatif kecil, sehingga t cukup besar untuk mendukung adanya hubungan positif yang sangat kuat antara uang M1 dan harga. Data pada Tabel 6 menunjukkan bahwa pada α = 5% uang (ukuran M1) menyebabkan kenaikan harga atau inflasi secara proporsional dalam jangka panjang. Hasil ini menunjukkan bahwa hubungan positif yang kuat antara M1 dan harga jangka panjang didukung oleh hasil empiris di Indonesia.
Terdapat indikasi bahwa M1 memiliki pengaruh positif jangka panjang terhadap harga yaitu koefisien BK yang signifikan secara konsisten dari perbedaan waktu yang digunakan antara 2 sampai dengan 16 tahun. Dengan menggunakan metodologi FS, pengujian ini menemukan bukti bahwa uang (dengan indikator M1) cukup kuat dan konsisten mempengaruhi variabel nominal dalam hal ini harga, yang berarti mendukung adanya hubungan positif antara uang (yang ditunjuk sebagai M1 ) dan harga jangka panjang untuk periode penelitian yang sama di Indonesia. Namun, bukti adanya hubungan positif jangka panjang antara uang dan harga tidak didukung oleh hasil empiris dengan menggunakan M2.
Pada selisih waktu 8 tahun, koefisien berubah tanda dari positif menjadi negatif yang kemudian bersesuaian dengan nilai βk negatif hingga selisih waktu 16 tahun. Tidak ada pengaruh positif dan signifikan dari M2 terhadap harga dalam jangka panjang, seperti terlihat pada Grafik 14 untuk perbedaan waktu 4 tahun, menunjukkan bahwa bukti ini tidak sejalan dengan bukti mengenai hubungan positif antara uang M1 dan harga. bukan. Sehingga M1 secara empiris dapat mendukung adanya hubungan positif antara uang dan harga dalam jangka panjang di Indonesia dibandingkan M2.
KESIMPULAN
Bukti dari hasil uji netralitas uang jangka panjang tidak konsisten dengan proposisi netralitas uang model neoklasik dan model siklus bisnis riil serta model moneter Lucas bahwa uang netral dalam perekonomian tidak berpengaruh pada variabel riil karena uang hanya berdampak pada tingkat harga. Hubungan positif antara jumlah uang beredar dan inflasi memang didukung oleh bukti empiris yang mendukung hubungan kedua variabel tersebut sehingga menjadi hubungan yang kuat. Ketidaknetralan uang jangka panjang di Indonesia yang ditemukan dalam penelitian ini sejalan dengan temuan Puah et al.
Untuk menguji adanya hubungan positif antara uang dan harga, penelitian ini menemukan bukti yang mendukung klaim tersebut. Hasil pengujian kedua proposisi tersebut secara umum menunjukkan bahwa kecenderungan uang menjadi tidak netral merupakan ciri ekonomi makro ekonomi Indonesia dalam jangka panjang, selain adanya inflasi jangka panjang akibat perubahan jumlah uang beredar. Jadi, dalam jangka panjang, uang itu penting (materi) bagi perekonomian Indonesia, meskipun pertumbuhannya berdampak pada inflasi.
Hasil penelitian ini menunjukkan bahwa kebijakan moneter yang dilakukan oleh otoritas moneter untuk menstabilkan fluktuasi ekonomi makro sangat berarti mengingat jumlah uang beredar mempengaruhi tingkat output dalam jangka panjang. Jadi, dalam kerangka penargetan inflasi, otoritas moneter tetap dapat fokus pada inflasi tanpa mengabaikan peran penting jumlah uang beredar dalam meningkatkan output jangka panjang. Hal ini penting untuk mencapai kesimpulan yang kuat dan menguji kekokohan bukti empiris ketidaknetralan uang jangka panjang di Indonesia dengan melakukan pengujian dengan periode yang berbeda, pengujian dengan perubahan struktur dan pengujian dengan metode dan perkembangan yang berbeda, serta sebagai data .berbagai, misalnya data triwulanan.
DAFTAR PUSTAKA
Ratti (2000), ≈Long-Term Neutrality, High Inflation, and Bank Insolvencies in Argentina and Brazil, ∆∆Journal of Monetary Economics. Fuller (1979), ≈Distribution of the Estimates for Autoregressive Time Series with a Unit Root, ∆∆Journal of the American Statistical Society. Hafer (1999), Are Money Growth and Inflation Still Linked?
Porter (2009), Basic Econometrics, 5th edition, New York: McGraw-Hill. 1752), ≈Of money, of interest and of the trade balance,∆. Accessed from http://www.econlib.org/library/LFBooks/Hume/hmMPL.html. 1995), Likelihood-Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models, New York: Oxford University Press. Noriega, A.E (2004), ≈ Long-Run Monetary Neutrality and the Unit-Root Hypothesis: Further International Evidence, ∆∆North American Journal of Economics and Finance.
Evidence from the SEACEN countries,∆∆Journal of Money, Investment and Banking, Edition Advanced Macroeconomics, Second Edition, New York: McGraw-Hill. Weber (1997), ≈Inflation, Money and Output under Alternative Monetary Standards,∆ Federal Reserve Bank of Minneapolis Research Department, Staff Report 175. Korap (2009), ≈The Search for Co-IntegratÊon Between Money, Prices and Income: Low Frequency Evidence from the Turkish economy,∆∆Panoeconomicus, 1: 55-72.
