Berdasarkan model neoklasik, grafik 1 menunjukkan bahwa peningkatan jumlah uang beredar M tidak akan menyebabkan variabel riil seperti output Y dan kesempatan kerja L berubah, yang menggambarkan netralitas uang dalam jangka panjang. Jadi, perubahan permanen dalam jumlah uang beredar tidak mempengaruhi output, dan situasi ini menggambarkan netralitas uang dalam jangka panjang. Sementara itu, Shelley dan Wallace (2003) dalam studi empiris yang menguji netralitas kas jangka panjang menemukan netralitas kas selama periode di Meksiko.
Studi lain dilakukan oleh 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.
Integrated Series dan Eksogenitas
Sementara itu, Phillips dan Perron (1988) mengusulkan metode nonparametrik untuk mengontrol korelasi serial tingkat tinggi dalam suatu rangkaian. Sementara uji ADF mengoreksi korelasi serial orde tinggi dengan menambahkan istilah lagged yang berbeda ke sisi kanan persamaan, uji PP mengoreksi koefisien t γ dari regresi AR(1) untuk menghitung korelasi serial dalam ε.
Uji Kointegrasi
Metodologi Fisher-Seater
Jika variabel m adalah I(1), maka uji yang tepat adalah uji netralitas uang dan inflasi jangka panjang, sedangkan jika variabel m adalah I(2), maka uji yang tepat adalah uji supernetralitas jangka panjang. Jika limit penyebut dalam persamaan adalah nol, berarti tidak ada perubahan tetap pada variabel moneter, sehingga (m) = 0, sehingga uji netralitas tidak dapat dilakukan. Menurut Fisher dan Seater, uang adalah long-run neutrality (LRN) jika LRDy,m = λ, dengan λ = 1 jika y adalah variabel nominal, dan λ = 0 jika y adalah variabel riil.
Dalam menguji hipotesis nol netralitas uang dan inflasi jangka panjang masing-masing untuk y sebagai variabel output dan harga. Jika hasil estimasi tidak menolak hipotesis nol, maka proposisi netralitas moneter jangka panjang dan inflasi 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 ADF dan PP hitung turun signifikan dari taraf selisih pertama, sehingga nilai keduanya lebih kecil dari nilai kritisnya, artinya variabel uang (baik M1 maupun M2 ), output riil ( GDP) dan harga dalam 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 pada Tabel 2. Variabel M1 bersifat eksogen karena tidak disebabkan atau dipengaruhi oleh variabel output (y) atau harga itu sendiri (p). Pengujian one-lag dengan 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 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 metodologi ini juga dapat diterapkan dalam pengujian netralitas dan inflasi jangka panjang.
Namun saat pengujian dengan dua lag dan empat lag untuk r = 0, hasil pengujian terlihat menolak adanya kointegrasi antara M2 dan output. Demikian pula, pengujian four-lag untuk r = 0 dan r < 1 juga tampak menolak hasil pengujian bahwa tidak ada korelasi antara M2 dan harga. Ini sebenarnya merupakan indikasi awal bahwa M2 bukanlah output atau harga netral dalam jangka panjang.
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 berpengaruh jangka panjang terhadap variabel riil, dalam hal ini variabel output (y). Secara umum, dari perbedaan waktu 2 tahun menjadi perbedaan 16 tahun, koefisien βk meningkat, diikuti oleh βk yang signifikan dari perbedaan waktu lebih dari 4 tahun (dengan α = 10%) dan dari 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 (menggunakan indikator M1) tidak netral dalam mempengaruhi variabel riil seperti output, artinya netralitas uang jangka panjang ditolak untuk periode penelitian ini di Indonesia. Bukti empiris ini menunjukkan bahwa peningkatan jumlah uang beredar M1 di Indonesia berpengaruh terhadap peningkatan tingkat output dalam jangka panjang. Namun, karena perbedaan waktu lebih dari 8 tahun, koefisien βk signifikan pada α = 5%, menunjukkan bahwa M2 tidak netral dalam jangka panjang.
Dengan demikian, studi M1 dan M2 periode studi ini menemukan bukti empiris bahwa netralitas uang tidak berlaku di Indonesia dalam jangka panjang. Namun peningkatan jumlah uang beredar di Indonesia berdampak pada peningkatan output dalam jangka panjang. Tidak adanya netralitas uang jangka panjang di Indonesia baik untuk variabel M1 maupun M2 menunjukkan bahwa bukti ini tidak konsisten dengan model neoklasik dan teori siklus bisnis riil teorema netralitas uang, serta model moneter Lucas.
Pengujian Inflasi Jangka Panjang
Karena menggunakan perbedaan waktu 2 tahun, terlihat bahwa βk sudah positif diikuti dengan standard error (SEk) yang relatif kecil sehingga t cukup besar untuk mendukung adanya korelasi positif yang sangat kuat antara uang M1 dan harga. Indikasi pada Tabel 6 menunjukkan bahwa dengan α = 5%, uang (seukuran M1) menyebabkan kenaikan harga atau inflasi secara proporsional dalam jangka panjang. Hasil ini menunjukkan bahwa kuatnya hubungan positif antara M1 dan harga jangka panjang didukung oleh hasil empiris di Indonesia.
Terdapat indikasi bahwa M1 berpengaruh positif dalam jangka panjang terhadap harga, yaitu konsistensi karakteristik koefisien perbedaan waktu BK yang diterapkan dari 2 hingga 16 tahun. Dengan menggunakan metodologi FS, pengujian ini menemukan bukti bahwa uang (sebagai indikator M1) cukup kuat dan konsisten dalam mempengaruhi variabel nominal, dalam hal ini harga, yang artinya mendukung adanya hubungan positif antara uang (yaitu didefinisikan sebagai M1) dan harga dalam 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 dari model neoklasik dan model siklus bisnis riil, serta model moneter Lucas bahwa uang netral dalam perekonomian, yang tidak berpengaruh pada riil. variabel, karena uang hanya mempengaruhi tingkat harga. Memang hubungan positif antara jumlah uang beredar dan inflasi didukung oleh bukti empiris yang mendukung hubungan antara 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-Run 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?, ∆∆Federal Reserve Atlanta Economic Review, Second Quarter: 32-43.
Porter (2009), Basic Econometrics, 5th Edition, New York: McGraw-Hill. 1752), ≈Of money, interest and 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.
