Equilibrium Sebelum dan Selama Masa Krisis

Nilai Tukar Rupiah Riil
Equilibrium Sebelumdan
SelamaMasaKrisis
Imam AwaLuddin,
Keywords:
UEl
real exchangerate equilibrium, misalignuenL
behavioral equilibrium exchangerate
approach.
ABSTRACT
This study concemsabout how much economicfactorshave
impact on real exchangemte equilibrium and how much
exchangerate misalignmentoccurs,The objective is to find
the level of real exchangerate equilibrium before and during
the crisis, Real exchangerate equilibrium is founded from
Behavioral Equilibrium Exchange Rate approach. From
tegression estimation we will find real exchanse rcte
equitibrium,which will comparedwilh acrualreal ex=change
rate. The result is real exchange rate misalignment or
deviationofreal exchangemto from its equilibriumlevel.
Pe.nuli:mel+Teka.l
:Dagr
lerima kasih kepadaDR. Yoopi Abirnanw untuk sarandan rnasukan)€ng berharga
tulsan mt. t]emrkranJugauhtukSaudaraAM. Alfian parewangidan Saudarayoke Muelgjniuntuk
diskusi )Eng mendalamdan masukanuntuk tulisan ini, penulismengu-capkan
lerimakasih.
7 0 l r n d o n e s i a n J o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t
PENDAHULUAN
Latar Belakang
Krisis ekonomi yang melanda Indonesiabermula dari terpuruknyanilai tukar rupiah'
Krisis ekonomi ini berkembang menjad'i krisis yang bersifat multidimensional. Krisis
ekonomi ini ditandai denganmeroketnyalaju inflasi dari 6,47 persen di tahun 1996
menjadi 11,05 persen tahun 1997 dan bahkan menjadi ?7,63 persen di tahun 1998'
Pertumbuhanekonomidi tahun 1996 yang mencapai7,8 persenmelambatdi tahun 1997
menjadi4,9 pe$en dan bahkanmengalamipertumbuhannegatif sebesar 13,7persendi
tahun 1998.
Gejolak nilai tukar merupakan suatu pertanda adanya akumulasi dari permasalahan
ekonomi yang terpendam selama ini, baik petmasalahan di sellor perbankan' sektor
moneter maupun sekor riil. Untuk mencapaikestabilannilai tukar, diperlukanadanya
usaha yang menyelwuh dan terpadu dalam pembenahandari permasalahanyang melanda
selcor perckonomian.Hal ini tidak lepas dari asumsi bahwa pcrgerakannilai tukar
ditentukanoleh sistem nilai tukar yang dianut dan juga dipengaruhioleh fundamental
ekonomi dan aspek psikologis yang mempengaruhi ekspektasi masyarakat.t Pergerakan
nilai tukar rupiah sebelumterjadinyakisis mengalamidepresiasiyang rata-rataberkisar
antara 5 - 6 persen petahun. Hal ini dilakukan untuk menjaga daya saing ekspor
Indonesiadengandidukung sistem nilai tukar mengambangtetkendali (managedJlodting).
Secaragaris besar, sejak tahun 1970 sampai sekarangIndonesiatelah menganuttiga
sistern nilai tukar yaitu: pertama sistem nilai tukar tetap, fxed exchange rate system
(1970-1975). Kedua, sistem nilai tukar mengambang terkendali, managed floating
exchangerqte system(1978-1997)yang terdiri dari tiga periodeyakni managedfloating l,
managedfloating Il, dar crawling band. Peiode 1978-1986daPat dianggapscbagai
peiode managed floating I karena unsur pengendaliannya lebih besar dari unsur
mengambangnya.Sejak devaluasi September 1986, unsur pengendaliannyasemakin
mengecil semEntataunsut mengarnbangnyamembesar, yakni dalam peiode managed
floating ll (1986-1992).Periode ketiga adalah periode ctawling band (1992-1997)'di
-utru tt'ilai tukar bebas bergerak dalam rentang (band) yang telah ditentukan oleh Bank
Indonesia. Ketiga, sistem nilai tukar mengambangbebas,flexible eachangerate system
'
( 199?-sekarang).
terhadapnilai
Sesuaidengansistemnilai tukar yang dianut,besam)" tingkat pengendalian
tukar akan berpengaruh terhadap perilaku nilai tukar rupiah Semakin tinggi tingkat
fleksibilitas nilai tukar (semakin kecil tingkat pengendali&nnilai tukar), semakin sulit
memprediksi pergerakannilai tukar tersebut. Hal ini disebabkankarcna harya nilai tukar
akan semakin ditentukan oleh kekuatan permintaan dan penawaran pasar, yang
dipengaruhi oleh ekspektasipasar.Namun demikian, nilai tukar yang terjadi di pasartidak
sepenuhnya mencerminkan kekuatan pernintaan dan penawaran untuk memenuhi
kebutuhan transaksi (underlying trans.)ction), namun juga dipergaruhi oleh ekspektasi
masyarakat menlangkut a6pek ketidakpastian (uncertainty).' EksPektasi pasar ini
dipengaruhi oleh faktor-fakor ekonomi danjuga faklor-faktor non ekonomi.
'? SecaE teodtis meng€nai faktor-faktor yang mernpengaruhiequilibrium nilai tukar ditentukan oleh
equilibriumintemaldan ekstemal,lihat misalnyaEdwards(1989, 1994),Baillie dan McMahon(1990),
(1996).
Riv€raBatiz- Batiz(1994),Isard(1995)danRossenberg
3Goeltom,MirandaS. danDoddyZulverdi(1998).
4 Lihat Kumiati,Yati danA.V. Hardiyanto
(1999).
InanAtuafutr&4
Nilail|}.ar
Rupiah
RiilEquilib
um| 7l
Relatif tingginya tingkat inflasi di banyak negara berkembang telah menyebabkan
peningkatanpenggunaandepresiasimata uang untuk mempenahankan
tingkat daya saing
intemasionalrelatifnya.Denganmengadopsikonsepnilai tukar riil yang didasarkanpadi
teori paritas daya beli Qturchasingpower parity), penggunaandepresiasinilai tukar teiah
meluas digunakan di banyak negara berkembang dengan tujuan mempertahankannilai
tukar riil padatingkat yang konstanpadaperiodedasar.Namundemikian,konsepini akan
mengalamikegagalandalammernpertahankan
nilai tukar riil equilibrium manakalaharga
telatif barangtradableterhadapnohtqdeble konsistenmengikuti equilibrium intemal dan
ekstemal.Jika tedadi suatus&oclcterhadapperekonomianyang di satusisi menyebabkan
nilai tukar riil equilibrium terdepresiasi,sedangkandi sisi lain nilai tukar riil tetap
dipertahankan
padatingkatyangkonstan,makanilai tukar riil aktualakanberadadi bawah
nilai tukar riil keseimbangannya.
Dengankata lain nilai tukar riil aktual akan teraprcsiasi
relatif terhadapequilibriumnya,Hal ini mengakibatkanmunculnya misalignmenrnilai
tukar, di mana nilai tukar riil aklual tidak berada dalam equilibri_umnyasehingga
menyebabkan
menurunnyatingkatdayasaingnegarayang bersangiutuu.,
Permasalahanyang diangkat dalam penelitian ini adalah seberapabesar faktor-faktor
ekonomi mempengaruhi equilibrium nilai tukar riil rupiah, dan seberapa besar
m.isalignmentnilai tukar yang tedadi, Tujuanpenelitianadalahuntuk mengetahuitingkat
nilai tukar rupiah riil equilibrium sebelumdan selamamasa krisis, Dalam penelitianini
nilai tukar nil equilibrium (egzilrbriumreal exchangerare) diperolehmelalui pendekatan
perilaku nilai tukar equilibrium (Behavioral Equilibrium Exihange Rate1.Dari estimasi
model_regresiakan diperolehtingkat equilibrium nilai tukar riil,-yang selanjutnyaakan
drbandrngkandengannilai tukar riil aktual sehinggadiperolehmisalignmentnilai tukar.
Misalignmentnilai tukarini adalahdeviasinilai tukar riil dari equilibriumnya.
METODE PENELITIAN
Ruatrg Lirgkup
Periodepenelitianini dimulai dari triwulan pertama1987.Hal ini didasaripertimbangan
bahwa pada saatitu Indon€siabaru saja melakukandevaluasidi bulan Sepiember19g6.
Sejak devaluasitelscbut, Indonesiamenganutsistemnilai tukar mengambangterkendali
denganunsur mengambangnyalebih besar(managedfloating lI) dibanding periode l97g _
86 (managedfloating I). Berdasarkan pertimbangan tersebut maka diazumsikan bahwa
nilai tukar rupiah pada saai itu baru saja mencapaiequilibrium baru. periode akhir dari
penelitianini adalahtriwulan keempattahun2001,sehinggasecarakeseluruhanpeneljtian
rnr dapatmencakupbeberapakebijakannilai tukar yang pemahberlakusejaktahun 19g7,
yalflr.penodemszqgedJloating Il (1987-92),sistemcrctwlingband (1992- Agustus
1997),
dan sistemnilai tukar mengambangbebas(Agustus1997-sekarang);di sampingitu juga
qalam penode tersebutmencakupperiodekrisis ekonomi yang melanda
Indonesiayang
oeflangsung
dan pertengahan
lahunI997 sampaiakhirtahun2001.
DATA
Data dan sumberdata yang digunakan(diperlukan)dalam penelitianini adalahsebagai
berikut:
. PengukuranNilai tukar efektif riil (REER) rupiah yang menggunakanpersamaan
(1.4.2) telah dijelaskan sebelumnya.Data nilai tukar nominal (S), indeks harga
5Abimanlu,
Yoopi (1997).
72 llndonesian Journa'i of Economics and Development
.
o
.
.
.
.
konsumen Indonesia (PI) dan indeks harga konsumenke-sembilannegara mitra
dagarg utama Indonesia(PI*) diambil dari data Bank Indonesiadan Intelnational
Financial Statistics(IFS) dari lMF. Sedangkantimbangan perdaganganmenggunakan
datatujuan ekspordan asalimpor IndonesiadengansumberdataBPS,
Extenal Terms of trude (TOTEX) merupakan indeks harga ekspor dunia dibagi
indeks harga impor dunia yang diambil dari IFS.
Konsumsi pemerintah untuk barang non traded (GCN) di-pro.ry oleh lasio total
konsumsipemerintahterhadapGDP (GCGDP)dengansumberdataBPS.
Technological progress (TP) di-proxy oleh pertumbuhan GDP riil (GGDP), dengan
sumberBPS.
ProporsiinvestasiterhadapGDP (INVGDP) diambil dari BPS.
Excesscredit domestik (EXCRE) merupakanselisih pertumbuhankredit domestik
denganpertumbuhanGDP periodesebelumnya,
dengansumberdataIFS dan BPS.
Rasio defisit anggaranterhadap lag reserve nonel (DEH), digunakan data-datadari
DeparternenKeuangandan IFS,
TEKNIK ANALISIS
Padaumunmyadata ekonomitime-seriesseringkalitidak stasionerpada level series.Jika
hal ini terjadi,makakondisi stasionerdapattercapaidenganmelakukandifferensiasisatu
kali ataulebih.6Apabila datatelah stasionerpadalevel series,maka datatersebutadalah
integrated oforder zero atau I(0). Apabila data stasionerpadaflst-difermce level maka
dala tersebut adalah integrated.of order one atau I(l). Prosedur pengujian stasioneritas
data adalah sebagaiberikut;
1. Langkahpertamadalam uji uhit root adalahmelakukanuji terhadaplevel series.
Jika hasil uji unit root menolak hipotesis nol bahwa ada unit root, berarli seies
adalah stasioner pada tingkat level atau dengan kata lain series t€rinlegEsi pada
l(0).
2, Jika semua variabel adalah stasioner, maka estimasi terhadap mode) yang
. digunakan adalah denganregresi OLS.
3. Jika dalam uji terhadaplevel serieshipotesisadanyaunit root ]'Jntukseluruhseries
diterina, makapadatingkatlevel seluuh seriesadalahnonstasioner.
4. Langkah selanjutnya adalah melakukan uji unit loot terhadapfirst tliference d.ai
senes.
5. Jika hasilnya menolak hipotesis adanya unit root, berarti pada tingkat t,,Jt
dffirence, series sudah stasioner atau dengan kata lain semua series terintegrasi
pada orde I(l), sehinggaestimasidapat dilakukan denganmenggunakanmetode
kointegrasi.
6. Jika uji utit loot padalevel seriesmenunjukkanbahwa tidak semuaseriesadalah
stasioner,maka dilakukn first-differmce terhadapseluruh series.
7. Jika hasil uji unit root pad,atingkatf.tst-diference menolakhipotesisadanyaanil
loot tmtuk seluruh series, berarti seluruh series pada thgkat first-difere ce
terintegrasi pada orde l(0), sehingga estimasi dilakukan dengan metode regresi
OLS pada tingkatfrs t4ifference-ny a.
8. Jika hasil lji unit root menerima hipotesis adanyaunit rool , maka langkah
berikutnya adalah melakukan diferensiasi lagi terhadap se es sampar series
menjadi sta.sioner,atau seriesterintegrasi pada orde I(d).
Untuk mengetahuistasjon€ritas
data,digunakanPhillips-Perronunit root test. Jikahasll
uji msnolakhipotesisadanyaunit root \ntuk semuavariabel,berartisemuavariabeladalah
0LihatmisalnyaP),ndick Rubinfield(1991)
and
danEnders(1995).
Rupiah
RiilEquilibnum
Ilna,n
AuatultiLNilailular
I 73
stasioner atau dengan kata lain variabel-variabelterkointegrasipada I(0), sehingga
estimasiakan dilakukandenganmenggunakanregresilinear biasa (OLS). Jika hasil uji
unit rool terhadaplevel dari variabel-variabel
menerimahipotesisadanyaunit root, maka
berartibahwasemuadataadalahtidak stasioneratausemuava abel terintegasipadaorde
OLS dipaksakan,maka dapat terjadi
I(l). Jika estimasi dengan menggunakan_teknik
regresi yang palsu (spurious regression).'Jika semua variabel adalah tidak stasioner,
estimasiterhadapmodel dapatdilakukandenganteknik kointegrasi.
Konsepkointegasi padadasamyaadalahuntuk mengetahuiequilibriumj angkapanjangdi
antaravariabel-variabelyang diobseruasi.Kadangkaladua variabelyang masrng-masing
tidak stasioner atau mengikuti pola randon wcl& mempunyai kombinasi linear di antara
keduanyayang bersifat stasioner.Dalam hal ini dapat dikatakanbahwa kedua variabel
ter€but saling terintegrasi ata\betcointegrqled. Ada bebempacatatanpenting yang perlu
diperhatikan mengenaidefinisi kointegrasif
yangnonl. Kointegrasiberkenaandengansuatukombinasilinier dari variabel-variabel
stasioner,
2. Seluruhvariabelhanrsterintegtasipadaorde yang sama.Jika ada dua variabelyang
terintegasi pada orde yang berbeda, maka kedua variabel ini tidak mungkin
berkointegasi.
3, Meskipun demikian,terdapatkemungkinanadanyasuatucampurandari orde series
yang berbedajikaadatiga ataulebih seriesyang diperhatikan.Dalam kasusini, suatu
himpunanbagiandari seriesdenganorde yang lebih tinggi dapatterkointegrasipada
orde yangIebih rendah.
4- Iika \ mempunyai n komponen,maka terdapatkemungkinansebanyak z-l
vektor kointegmsiyangindepandenlinier.
Namun jika hasil pengujian unit root menunjukkan bahwa tidak semua va abel
nonstasioner, maka telorik kointegrasi tidak dapat dilakukan karena kointegmsi
mensyamtkanseluruhvariabelharusterintegrasipadaorde yangsamayaitu I(l ).
Pei)guji3'n unit root dengan menggunakan pendekatan Phillips Penon unit rcot test,
merupakanpengembanganprosedur Dickey-Fuller dengan memperbolehkanasumsi
adanyadistribusi eror. Dalam uji Dickey-Fuller digunakanasumsiadanyaer/or yang
homogendan independen,SedangkanPhillips-Perronrnit rool /eJtdapatmengakomodasi
adanya error yang dipenden dan terdistribusi secam heterogen (heteroskedasitas).Di
dalam uji ADF, kita harus menentukan/ag yang digunakansehinggakesalahandalam
penggunaan lag akan mvnpengaruhi hasil pengujian. Sedangkandalam Phillips-Perron
Unit Root ?esl, kesalahantersebut dapat dihindari karena besamya /ag telah ditentukan
berdasarkankisaran data. Di sampingitu, hasil ADF reJ, dapat memberikanhasil yang
bias akibat tidak menolakadanyaunit root. Hal ini tejadi karenaperubahandata akibat
adanya shock, sepsrli booming minyak, deregulasi keuangan, dan intewensi dalam
kebijakan moneter oleh Bank Sentral, dimana shock tersebut dapat menyebabkan
perubahandatasecampermanen.Dalam kasusini, Phillips-Penonunit root test memilikl
tingkatpengujianyanglebih tepat.
7Spufiousregressionditandaidengankoefisiendeterminasi
(Ra)yangtinggidannilai sraristik)"ng rerlihat
signifikan,namunDw-statistiknya
sangatrendahdanhasilnyatidakmempunFiarti secaraekonomi.Lihat
misalnyaCuthbertson,
Hall,andTaylor(1992),Mills (1993),Enders(1995)dancreene(2000).
s Enders(1995),h. 358-360.
?4 lrndonesian lournal of Economics and Development
dasaryang tidak boleh
Dalam melakukanestimasimodel regresi,terdapatasumsi-asumsi
dilanggaragarhasil estimasinyadapatdigunakansebagaidasaranalisis.Ada dua masalah
yang seringkali muncul )ffig dapat mengakibatkantidak terporuhinya asumsi dasar,yaitu
heteroskedasitas
dan korelasiserial.Dalampenelitianini akandilakukanuji terhadapadatidaknya heteroskedastisitas
dan korelasi serial. Salah satu asumsiklasik adalahbahwa
varian setiap disturbance term adalah konstan yang sama dengan a2. atau disturbance
maka dalam
be$ifat homoskedastis.
Untuk mengetahuikeberadaanheteroskedastisitas,
penelitian ini digunakan uji Autoregressive Conditional Heteroskedaciry (ARCH).
Masalah korelasi serial muncul pada saat error tem dari observasi yang berbeda
berkorelasi. Hal ini disebut sebagaikorelasi seial (serially correla/ed). Untuk mengetahui
ada tidaknya orelasi serial, maka dalam penelitian ini uji korelasi serial yang digunakan
adalahBreusch-Godfreyserial correlation LM test.
Tahap-tahapan€stimasi adalah sebagai berikut: (l) penentuan orde integrasi atau
melakukanuji unit root, (2) uji kointegrasijika semuavariabeltidak stasionerpadatingkat
fevel, (3) penlusunan model error coftection jika tahapan (2) terpenuhi, dan (4)
klasikregresi.
melakukanuji diagnostikmodelterhadapasumsi-asumsi
MODEL
Nilai Tukar Riil Equilibrium
Konsep dasar dalam penentuan nilai tukar equilibrium (equilibrium real exchange rate,
ERER) adafah konsep paritas dayabeli Qturchasingpower pqity, PPP) yang merupakan
suatuindikatordayasaingeksporsuatun€gara.Ada tiga velsi PPPyang secaratradisional
dapatdigunakan.'
Velsi pertamaadalahdalil satuharga(law of oneprice) yang menghubungkan
nilai tukar
denganhargabaranghomogensecaraindividual di antarasuatunegaradengannegaralain.
Versi dalil satu harga dinptakan sebagaiP=S.F', di mana F dan p' adalahharga
barang I di domestikdan luaxnegeri,sedangkan,S adalahnilai tukar nominal.Dalil satu
harga mengasumsikantidak ada biaya transaksidan halanganperdagangan,sehingga
harga suatubarang di suatunegaraakan samadengan harga di negaralain jika diukur
dalam satuanmata uang yang sama.
Versi PPPkeduaadalahabsolutePPP,yang merupakanperluasandari dalil satuhargake
dalam harga secara umum. Bentul$ya adalah N=S/.|t,
di mana nilai tukar
diekspresikan sebagai ,S, = P, / P,' , dan P, serta P,' adalah harga rata-mta sek€ranjang
komoditi di dalam dan luar negeri,AbsolutePPP mempunyaikonsepequilibrium yang
khusus untuk nilaj tukar nominal yang disebut nilai tukar PPP dan didefinisikan sebagai
tingkat kesamaanharga sekeranjang komoditi dalam dua negarayang berbeda.
Versi ketigaadalahrelative PPPyang merupakankondisi lebih lemah dibandingabsolrlte
PPP.Dalam relative PPP diasumsikanbahwatingkat perubahandari nilai tukar nominal
akan samadenganperbedaanantaratingkat inflasi dari sekeranjangkomoditi di dalam dan
luar negeri. Secara umum relative PPP dinyatakan dalam bentuk perbedaan logaritma
yaitu A1ogS, = Alog4 -Alog4'
ataudapatdituliskansebagai3, = P,- i,:
, LihatCla*etal.(1994).
Rupiah
Riiltquilibdum
Itltdlr.Awatuldiq\ilailr|?ir
I 73
stasioner atau dengan kata lain variabel-variabelterkointegrasipada I(0), sehingga
estimasiakan dilakukandenganmenggunakanregresilinear biasa (OLS). Jika hasil uji
unit rcot terhadap fevel dari variabel-variabel menerima hipotesis ^dalya unit root, maka
berartibahwasemuadataadalahtidak stasioneratausemuavariabelterintegrasipadaorde
I(l). Jika estimasi dengan menggunakan_teknik
OLS dipaksakan,maka dapat terjadi
regresi yang palsu (spurious regression),' Jika semua variabel adalah tidak stasioner,
estimasiterhadapmodel dapatdiiakukandenganteknik kointegrasi.
Konsepkointegrasipadadasamyaadalahuntuk mengetahuiequilibriumjangka panjangdi
antaravariabel-variabelyang diobservasi.Kadangkaladua variabelyang masing-masing
tidak stasioner atau mengikuti pola rundom walk mernpunyai kombinasi linear di antara
keduanla yang bersifat stasioner.Dalam hal ini dapat dikatakanbahwa kedua variabel
tersebut saling terintegnsi atatbeFcointegrated. Adabeber^p catatanpenting yang perlu
diperhatikanmengenaidefinisi kointegrasi:'
yangnonl. Kointegrasiberkenaandengansuatukombinasilinier dari variabel-variabel
stasioner.
2. Seluruhvariabelharusterintegmsipadaorde yang sama.Jika ada dua variabelyang
terintegrasi pada orde lang berbeda, maka kedua variabel ini tidak mungkin
berkointegrasi.
3. Meskipun demikian,teldapatkernungkinanadanyasuatu campurandari orde series
yang berbedajika ada tiga atau lelrih seriesyang diperhatikan. Dalam kasusini, suatu
himpunan bagian dari series dangan orde yang lebih tinggi dapat terkointegrasi pada
orde yanglebih rendah.
4. Jika 4 mempunyai n komponen,maka terdapatkemungkinansebanyak rl-l
veldor kointegrasiyangindependenlinier.
Namun jika hasil pengujian unit root menunjukkan bahwa tidak semua variabel
nonstasioner, maka teknik kointegrasi tidak dapat dilakukan karena kointegrasi
mensyaratkan
saluuh variabelharusterintegrasipadaordeyang samayaitu I(l).
Pengujian ,r1i, toot dengm menggunakanpendekatanPhillips-Penon unit root lesl,
merupakanpengembanganprosedur Dickey-Fuller dengan memperbolehkanasumsi
adanyadistribusi ertor. Dalam uji Dickey-Fuller digunakanasumsiadanyaerrol yang
homogendan independen.SedangkanPhillips Penonunit root test dapatmengakomodasi
adanya et'ror yang dipenden dan terdistribusi secara heterogen (heteroskedasitas),Di
dalam uji ADF, kita harus menentukan/ag yang digunakansehinggakesalahandalam
penggunaan/ag akan mempengaruhihasil pengujian.Sedangkandalam Phillips-Penon
Unit Root Zerl, kesalahantersebutdapat dihindari karenabesamya/ag telah ditentukan
berdasarkankisaran data. Di sampingitu, hasil ADF /eJl dapat memberikanhasii yang
bias akibat tidak menolakadanyaunit root. Hal ini tejadi karenaperubahandata akibat
adarryashock, seperti booming minyak, deregulasikeuangan,dan intervensi dalam
kebijakan moneter oleh Bank Sentral, dimana shock tercebut dapat menyebabkan
perubahandata secarapermanen.Dalam kasusini, PhilliprPenon anit root test memiliki
tingkatpengujianyang lebih tepat.
7Spurious
(*) yangtinggidannilai statistikyangterlihat
rcgressionditandaidengankoefisiend€terminasi
signifikan,namunDw-statistiknya
sangatr€ndahdanhasilnyatidakmempunyai
arti secaraekonomi.Lihat
misalnyaCuthbertson,
Hall,andTaylor(1992),Mills (1993),Enders(1995)danGr€ene(2000).
3Enders(1995),
h.358-360.
7 4 l r n d o n e s i a n J o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t
Dalam melakukan estimasi model regresi, terdapat asumsi-asumsidasar yang tidak boleh
dilanggaragarhasil estimasinyadapatdigunakansebagaidasaranalisis.Ada dua masalah
yang seringkali muncul yang dapat mengakibatkantidak terpenuhinya asumsi dasar, yaitu
heteroskedasitas
dan korelasiserial.Dalam penelitianini akandilakukanuji terhadapadatidaknya heteroskedastisitas
dan korelasi serial. Salah satu asumsi klasik adalah bahwa
varian setiap disturbance term adalah konstan yang sama dengan o2, atau disturbance
maka dalam
bersifat homoskedastis.
Untuk mengetahuikeberadaanheteroskedastisitas,
penelitian ini digunakan uji Autoregressive Conditipnal Heteroskedacity (ARCH).
Masalah korelasi serial muncul pada saat eryor term dari observasi yang berbeda
berkorelasi. Hal ini disebut sebagaikorelasi senal (serially core,lared). Untuk mengetahui
ada tidaknya orelasi serial, maka dalam penelitian ini uji korelasi serial yang digunakan
adalahBreusch-Godfiey serial correlation LM test.
Tahap-tahapanestimasi adalah sebagai berikut: (1) penentuan orde rntegrasr atau
melakukanuji unit root, (2) uji kointegrasijika semuavariabeltidak stasionerpadatingkat
level, (3) penyusunanmodel error cotrection jika tahapan (2) terpenuhi, dan (4)
melakukanuji diagnostikmodelterhadapasumsi-asumsi
klasik regresi.
MODEL
Nilai Tukar Riil Equilibrium
Konsep dasar dalam penentuan nilai tukar equilibrium (equilibrium real exchange rate,
ERER) adalah konsep paritas daya beli Qturchasingpower partty, PPP) yang merupakan
suatuindikatordaya saingeksporsuatunegala.Ada tiga versi PPPyang secarabadisional
dapatdigunakan.'
Versi pertamaadalahdalil satuharga(/aw of oneprice) yang menghubungkan
nilai tukar
denganhargabaranghomogensecaraindividual di antarasuatunegaradengannegaralain.
Versi dalil satu harga dinyatakensebagai F=^g.F', di mana p dan p" adalahharga
barang i di domestikdan luar negeri,sedangkan5 adalahnilai tukar nominal.Dalil satu
harga mengasumsikantidak ada biaya transaksidan halanganperdagangan,sehingga
harga su&tubarang di suatunegaraakan samadengan harga di negaralain jika diukur
dalam satuar mata uang yang sama.
Verci PPPkeduaadalehabsolutePPP,yang merupakanperluasandad dalil satuhargake
dalam harga secara umum. Bentuknya adalah \ =S/.4',
di mana nilai tukar
diekspresikan sebagai ,9, = P,l P,' , dan P, serta P,' adalah harga mta-mta sek€mnjang
komoditi di dalam dan luar negeri.Absolute PPP mempunyaikonsepequilibrium yang
khususuntuk nilai tukar nominal yang disebutnilai tukar PPP dan didefinisikansebagai
tingkat kesamaanharga sekeranjangkomoditi dalam dua negarayang berbeda.
Versi ketiga adalah relative PPP yang merupakan kondisi lebih lemah dibanding absolu/e
PPP. Dalam rclative PPP diasumsikanbahwatingkat perubahandari nilai tukar nominal
akan samadenganperbedaanantaratingkat inflasi dari sekeranjangkomoditi di dalam dan
luar negeri. Secara umum relative PPP dinyatakan dalam bentuk perbedaan logaritma
yaitu trfeg.! = A log - A log
4
4' ataudapatdituliskansebagai3,-b,-b:.
, LihatCla*et.al.
(1904).
IrnanA! atuai\ Nilail\tkarRupiah
Riit
tquitibrium
| 75
Secataumum nilai tukar riil didefinisikansebagaitingkat harga sekeranjangkomoditi
suatu negararelatif teihadapharga komoditi negaralain yang dinyatakandalam satuan
mata uang yang sama. Secara matematis nilai tukar riil dinyatakan sebagai
Q, = 5,.P,' I P,, di mana Q, adalahnilai tukar riil, .9, adalahnilai tukar nominal (harga
mata uang asing yang dinyatakandalam mata uang domestik),sedangkanP, aan P,'
adalahtingkat harga dom€stik dan luar negeri. Nilai tukar riil yang dinyatakandalam
bentuk logaritma adalah sebagaiberikut:
logg, = 1695 + log.f'- log{
(t)
ataudapatdituliskansebagaiberikut:
4t=s,tP,-Pt
Q)
Suatukenaikan(penurunan)dalam 4, menandakanadanyadepresiasi(apresiasi)riil nilai
tukar,karenanilai tukar didefinisikansebagaihargamatauangdomestikper satuunit mata
uangasing.
Untuk menentukanequilibrium nilai rukar riil jangka panjang(LRER), langkahpertama
adalahmenentukantingkat nilai tukar riil (RER) altual. Namun untuk menentukankedua
pengukurannilai tukar riil tercebutterdapatkesulitanbaik dari konseptualmaupunsecara
empiris.Ada banyakdefinisi konseptualRER, tergantungdari kerangkakerja analisisdan
penggunaannya,
di sampingitu juga terdapatperbedaandalamaplikasiuntuk kasusnegara
berkembangyang didasarkanpada konsep untuk negara industri. Ada dua altematif
definisi RER yaitu ekstemal RER dan intemal RER.10 RER ekstemal didefinisikan
sebagai perbandingan harga relatif dari sekaranjang barang yang dikonsumsi atau
diproduksi di antara negala-negarayang berbeda.pengukuran RER ekstemal yang secam
luas digunakansebagaisuatudaya saingadalahpengukuranexpenditure-pppberdasarkan
CPL the Mundell-Flenming atau aggregate prcduction cost, unit labor cost in
manufacturing, wholesale price indexes, value-added deflator for mantacturing, dan
export unit value." RER intemal didefinisikansebagairasio arftarahargabarang
b;dable
terhadap nontradable domestik yang dinyatakan dalam satuan barangiontradable dalam
satu negara,di mana definisi ini merupakankonsep RER intemal untuk dua barang.
Definisi lain RER intemal adalah harga relatjf antara barang exportable dan importabie
yang dinyatakandalam satuanbaranghohtradable,di manakonsepini adalahRER untuk
uga Darang.
Ada beberapapendekatandalam meng€stimasinjlai tukar riil equiiibrium (equilibrium
r:!l_?\cha!ge rate, ERER) 12,yaitu pendekatan berdasarkan pi'p relatif (tie relative
PPP-b.ie!
approach), pendekatan persamaan perdagangan (the taAe-equations
approach), pendekatan struktural equitibrium umum (t}e sructural general
"qiilibrtu^
apyroagh), dan pendekatan reduced-form general equilibrium atau juga biaia
disebut
sebagaimodel behaviour equilibfium exchangerate .
Spesilikasi Model B ehaviour Equilibrium Exchange Rate (BEER\
Dasar dari pendekatanini adalah bahwa equilibrium nilai tukar riil jangka panjang
ditentukanoleh faktor-faktorfundamentalyang mempengaruhi nilai tukar riil di sektor
'oMontiel
andHinkle
t1999).
n Pengukuran
RERekslemafunfuknegaraindusfi secambe ala ditebit(andalamhtenalionatFkardal&djslbs.
:"il:l'r:[jf li,ItJ
nesaE
berkembans
berun
diterbitkan
secara
be*ara
"T:i,l
76 lrndonesian Journal of Economics and Development
trad.ed.dan harga relatif antara barang-barangtraded dan nontraded di dalam dan luar
negeri. Dari persamaan(2) sebelumnya,hubungan antaranilai tukar riil dengannilai tukar
nominal dan tingkat harga di dalam negeri serta tingkat harga luar negeri, dapat
dikembangkan lebih lanjut untuk mendefinisikan nilai tuk riil di sektor /raded sehingga
menjadi sebagaiberikut:
ql =s,+pl'-r!
(3)
menandakanvariabel yang didefnisikan sebagaibatang traded.
di mtma superscript
Dalam persamaan (2) diasumsikan bahwa tingkat harga umum dapat dibagi ke dalam
komponen traded d8rf.tnon-traded, sehingga tingkat harga dalam dan luar negeti dapat
dinyatakan sebagaiberikut:
(4)
p, = (t-a,)pl +a,p!l
(s)
pi =0-ai\Pi' +aiPY'
di mana a, adalah pangsa dari barang-barang di sektor non-tradable dalam suatu
(4)
perekonomian,dan iy'f menandakanbarangnon-traded.Denganmensubstitusikan
dan (5) ke dalam (3) dan (2) diperolehpersamaanumum dari equilibriumnilai tukar riil
jangka panjang (long-run equilibriuw exchange rate),
berikut:r3
Q,
yang dinyatakan sebagai
q, = ql + a,d - p:') - d: (pi' - pi")
(6)
di mana q, adalahnilai tukar equilibrium riil jangka panjang; 4/ adalahnilai tukar riil
untuk sektor /raded; d' dan a, adalahpangsabarangnontraded luar dan dalam negeri;
pr adalahtingkat harga;
r dan Nr menandakanbercng traded dur nonttaded.
Pe$amaan (6) menjelaskan adanya tiga faktor penting yang secara potensial
mempengaruhi pergerakan nilai tukar riil jangka panjang. Ketiga faltor tersebut adalah
pertama,ketidak-kotrstanan nilai tukar riil untukbutrg traded yang ditunjukkan oleh q,r
di mana faktor-falcor yang secarasistematik mempengaruhivaiabilitas qt. Kedua adalah
pergerakanharga relatifbarang traded dar' nonlrad.ed goods antaradalam dan lual negeri
-(f" -pfr"latau juga dapat berarti
yang ditunjukkan oleh bagian (d -pY)
perbedaan produktivitas di antara sektor trqded antta dalam dan luar negeri. Keliga
adalah perbedaan dalam menentukan bobot yang digunakan dalam membentuk hargaharga dalam dan luar negeri yang ditunjukkan oleh besamya ai dan a, .
Harga relatif barang traded (qr) ditentukan oleh komponen barang dan jasa nonfactor
dalam neraca transaksi berjalan (cwrcnt account). Neraca transaksi berjalan
mencerminkan besamya kesenjangantabungan dan investasi (CA = S - I). Karena salah
satu komponen xabungan nasional adalah neraca fiskal, maka kebijakan fiskal akan
mempengaruhiharga relatif barangtraded \q: \ sebagaisatu komponennilai tukar riil.
Faktor-fallor yang mempengaruhipergerakannilai tukar riil dl sel4ortrcded (ql ) lainnya.
adalahxingkat bunga t'ril, etforeigt ossets,dan tetms oftrade.
13Percamaan
(6) tersebuttandauntuktrtdan Dr* berbedadari tutisanMacDonald(1997),hal ini karena
dalam tulisan MacDonaldnilai tukar didefinisikan sebagaihargamatauangasing per-satuunit rnatauang
domestik.
Inan Awah!y'dot/.ilailular
Rupiah
RiilEquilibrium
| 7?
Faktor-faktor yang mempengaruh
_@it _py\
i (pi -pY)
adalah yang disebut
sebagai Balassa-Samuelsonefect, dan adanya demand side bias. ta I)alam Balassa_
Samuelson effect, dimisalkan nilai tukar nominal bergerak seiring dengan pergerakan
harga sehinggahargarelatif barangtraded akanselalu konstan,atau
nt = .-pJbedaan
"
produklivitas-dalam produ,ksibarang traded di antara negara satu dengan yang
lain dapat
menJacrsumberbtasterhadapkeseluruhannilai tukar riil karenakenaikanproduktivitas
akan cenderung tetkonsentrasi di seklot traded. Harga relatif barang traded akan
meningkat relatif lambat untuk negan yang relatif tinggi produktivasnya dj sektor
tfadeable, sehingga nilai tukar riil akan terapresiasi untuk n"g^r"-n"gu.a yang cepat
pertumbuhannya,manakala dalil satu harga berlaku untuk barang traid.
Berdasarkan
pe$amaan(6), jika negaradomestikrelatif lebih cepatpertumbuhannya
dari negaralain,
maka dom€stik mempunyainilai negatif untuk persamaan(pi - pi\
_@i" _ p!r'),
sehingga4, di bawah 4f. Dengankata lain, nilai tukar untuk sektortradable men larni
overvalued dibandingnilai tukar riil jangka panjangnya.
Keberadaan
_dari barcng non-tr(1deddapat memberikan suatu bias pada sisi permintaan
(d,emand.side bias) yang akan menekan nilai tukar untuk menlmpang (terdeviasi) da
trngkat PPP yang didefinisikan dengan menggunakan harga barang iaded. perubahan
hargarelatif akan diperkuatoleh kenaikanpangsapengeluaianpemJintah untuk barangbaftng nontruded yang lebih besardari pangsapengeluaranswasia.
Model Edwards rs
Model nilai tukar riil kesembanganyang dikembangkan Edwards (19g9, 1994)
mengasumsikan
(1) Konsumen,produsen,dan pemerintahmelakukanoptimisasidengan
dasaxperfect foresight (2) Model didasarkan pada teori inrefiemporal duality d,enga(l
asumsi harga adalah fleksibel; terdapat kondisi
/z//_ employment; dan adanyu percarngan
Nitai rukar riii equilibrium didefinisikan sebagaiharga ietalf baring
Iun9,rl.luTu:
rraaaDte rernadap nohtradable, sebagai hasil dari interaksi secara simultan
dari
equilibrium internal dan €kstemal. Equilib um intemal adalah kondisi tidak adanya
kelebihan permintaan atau penawaranbarang nontradable di pasar domestik. Sedangkan
equilibrium eksternaladalah kondisi di maiu neracahansaksiberjalan dalam keadaan
seimt-angatau defisimyadapatdibiayai oleh arusmodal yang sustainable.Nilai tukar riil
equlloflum merupakantungstdari variabel_variabel
fundamentalyang mempengaruinilai
tukar riil, seperti terms of trade; technolgical progress; konsumsi p"r,i*ntah; taiif irnpor;
danpengendalian
terhadaparusmodal.
Model ini merupakanperekonomiannegarakecil di mana perusahaanmemaksimumkan
profitnya dalam memproduksi barung exportable, importable, d^n
nontradable:
_
menggunakanconstantreh,tmto scalei dandalam pasarpeisaingansempuma.Model
ini
m3nggunakandua peiode waktu, yaitu periode sekarangdan pe-riodeyung
datang,
sehingga dalam model tenebut, tidak han)" terdapat satu nilai tukar"kan
dil (RE[.)
equilibrium, tetapi tcrdapat satu veldor nilai tukar riil equilibdum, yaitu
RER = (RER,R.ER). Vektor nilai tukarriil equilibriumsecaraimplisit dapatditutiskan
sebagaifungsi dari variabel-variabel
eksogendalambentuk:
'' Lihat MacDonald
n99t.
It Dalarnbagianini
diambiidarj model)- ng dikembangkan
olehEdwards(1989,1994).
78 lrndonesian lournal
of Econom.icsand Development
nzn= f @.,v-,r,v,r ,7,GbG,,c
fiGMrr,rF1
(7)
nfln=f @.,F.
t,v,r,7,G,,G,,G,,G
*,rr,rF1
(7',)
adalahterms of trade, r adalah tingkat larif impor; Z adalah pajak; G,
adalah lionsumsi pemerintah te*adap barang /radable; Q, adalah konsumsi peme ntah
untuk barang nontradable; dan IP adalah technological p,'og7e,ss.Tanda kruel (-)
menunjukkanperiodekedua.
di mana p'
Pengaruhpengenaantarif impor terhadapnilai tukar equilibrium adalahsebagaiberikut
Dengan asumsi perfect foresight, jika pemerintah akan mengenakantarif pada periode
kedua, perkiraan harga impor pada periode kedua akan naik, sehinggakonsumsi di masa
datang morjadi relatif lebih mahal. Melalui efek substitusi intertemporal, hal ini
menyebabkankonsumen akan lebih banyak melakukan konsumsi pada periode pertama,
sehingga permintaan terhadap semua barang akan meningkat pada periode pertama
lermasuk permintaan terhadap barang nonlradable. Hal ini akan menyebabkan harga
relatif barang nontrad,able terhadaP tradable mengalami kenaikan. Dengan asumsi
substitutab'ilitas,pengenaantarif akan menyebabkannilai lukar riil equilibrium mengalami
aplesiasi dalam periode yang bersangkutandan period€ selanjutnya Namun jika tedapat
komplemcnter dalarn konsumsi, dapat dimungkinkan pengellaantarif menyebabkannilai
yang
tukar riil equilibriummengalamidepresiasi.Secaraumum efek kontrol perdagangan
di-proxy denganpengenaantarif terhadapnilai tukar riil adalah berhubungannegatif, atau
daoat dituliskan:
ARER ^
At
Pengaruhperubahanterms of trade terhadapnilai tukar riil teryantungdad jumlah efek
substitusi dan negatif efek pendapatan yang proporsional terhadap total impor nilai
sekarang. Jika efek subslitusi lebih dominan dari efek pendapatan, penururen lerms of
/rade menyebabkannilai tukar riil terdepresiasi. Sebalilarya,jika efek pendapatanlebih
besar dari efek substitusi, maka membuuh\ya tetms of trade meryebabkannilai tukar riil
equilibrium mengalami apresiasi.Namun demikian, analisis tradisional menyatakanbahwa
suatu penurunar daldfi terns of trade akan menyebabkan nilai tukar riil equilibrium
mengalami depresiasi.Argumen ini hanya didasarkanpada efek pendapatanyang berperan
dalam perubahan tems of trade. Mernburuknya terms of trade akan menurunkan
pendapatan, sehingga menyebabkan berkurangnya permintaan terhadap barang
nontuadable,dan selanjutnla akan mengakibatkanharga rclatif bar?xirgnonft\dable ltlfurt.
Hal ini berarti nilai tukar riil equilibrium mengalami depresiasi,sehinggadapat dituliskan
sebagaiberikut:
^
-ARER
<u
ATOT
Adanya kebijakan suatu liberaliasineracamodal (dalam hal ini misalnya pengurangan
pajak pinjaman luar negeri) akan rnenghasilkan suatu kenaikan dalam harga relatif
nontradable, atau nilai tukar riil equilibrium mengalami apresiasi dalam periode 1.
Terapresiasinya nilai tukar ini terjadi melalui dua jalur, yaitu pertama melalutLefek
substitusi interternporal, Penguranganpajak pinjaman luar negeri membuat konsumsi di
masa depan menjadi relatif lebih mahal. Akibatnya individu masyarakatakan melakukan
substihrsi secaraintetemporal denganlebih banyak melakukan konsumsi pada periode l.
Hal ini menyebabkanharga relatif barang nontradable meningkat atau teladi apresiasi
nilai tukar riil pada periode 1. Jalur kedua adalah melalui efek pendapatan-Penurunan
pajak pinjaman luar negeri akan mengurangi disto$i hanya di negara yang bersangkutan,
dan hal ini dapat meningkatkan pendapatannegara tersebut. Efeknya adalah konsumsi
akan meningkat, sehingga akan menekan harga rclattf nontradable terhadap tradable
I'nnnArrahtr&rNilailukat
Rupiah
RiilEquilibdum
179
untuk naik sehingganilai tukar riil equilibrium terapresiasi.Dengan demikian dapat
disimbolkanbahwa:
- > oARER
ACAPCONT
Jika pemerintahmenerapkankebijakanpemotonganpajak pada periode l, hal ini akan
menyebabkannaiknya pinjaman yang diperiukan untuk menutupi defisit anggaran,Givez
denganbudget constraint pemerintah, maka pajak dalam perode 2 harus dinaikkan agar
intertemporal budget constraint dapat dicukupi. Dengan asumsi perfect foresight, rumah
tangga dan perusahaanakan mengintemalisasi perubahanwaktu pengenaanpajak dalam
menanggapinya.Pajak dalam periode 2 akan naik sebesarpenurunan pendapatan
disposible rumah tangga. Dalam kasus ini Barro-Ricardo equivalence akan berlaku, di
manapemotonganpajak tidak berpengaruh
terhadapnilai tukar riil equilibrium,ataudapat
dituliskansebagaiberikut:
ARER ARER
-=-=tt
AT
AT
Perubahandalam tingkat konsumsipemerintahakan berpengaruhtefiadap nilai tukar riil
equilibrium. Misalkan kenaikan konsumsi pemerintah pada periode I dibiayai oleh
kenaikan hutang publik. Jika konsumsi pemerintah hanya untuk konsumsi barang
nontradable, maka kenaikan konsumsi pemerintah terhadap barang nontrqdable ini akan
mempengaruhi
nilai tukar riil equilibriummelalui duajalur, yakni (i) kenaikanpermintaan
Ierhadapnontardable menyebabkannaiknya harga relalif nontrqdaDle,sehingganilai tukar
riil equilibriumteraFesiasidalamperiode1. (ii) kenaikanhutangpemerintahpadaperiode
I akan diikuti kenaikan pajak pada periode 2. Hal ini akan menurunkanpendapatan
masyarakat dan cenderung untuk menurunkan permintaan torhadap nontradable pada
periode I dan 2. Sebagaihasilnya, kenaikan konsumsi pemerintah terhadapnontradable
pada periode 1 belum tentu akan mengakibatkannilai tukar riil equilibrium mengaiami
apresiasi,hal ini tergantung pada kekuatan relatif antara efek substitusi dan efek
pendapatan.Jika efek substitusilang dominan, maka nilai tukar riil equilibrium akan
mengalamiapresiasi,atau:
^
-ARER
(U
AG,
Kenaikan permintaan pemerintah tethadaptladable pada periode 1 yang dibiayai dengan
pinjaman akan menyebabkanharga relatif tradable naik, sehingga nilai tukar riil
equilibrium akan mengalami depresiasipada periode yang bersangkutan,atau dapat
dituliskan:
^
-ARER
>u
AG,
Pengaruh kenaikan produktivitas sebagai akibat technological progzess terhadap nilai
tukar riil equilibrium dapat melalui dua cara yaitu: (i) kenaikan produllivitas akan
meningkatkan pendapatan,dan selanjutnya akan menaikkan permintaan terhadap barang
nontradable, Hal ini akan menekan harga relatif nontrudable untuk naik, sehingga nilai
tukaxriil equilibrium akan teraprcsiasi.(ii) kenaikanproduktivitasdi sektornontradable
akan meningkatkan p enawatannontradable, sehinggaharga relatlf nontradable turun atau
nilai tukar riil mengalami deprcsiasi. Namun jika kenaikan Foduktivi tas sektor tradable
lebih cepat dibanding nontradable, harga rclatif tradable akan mengalamr penurunan
sehingganilai tukar riil equilibrium akan mengalami apresiasi.Secara umum dapat
dituliskansebagaiberikut:
ARER
ATECH
80 lrndonesian Journal of Economics and Development
Keb€radaannilai tukar riil equilibrium tidak berarti bahwa nilai tukar riil aktual akan
selalusamasecamperrnanendenganequilibriumnya,Dalam hal ini terdapatdeviasinilai
tukar riil akluaf dari equilibriumnya, dan keadaanini disebut sebagaimisalignment dai
nilai tukar riil. Penyebab munculnya misalignment nilai tukar adalah kebijakan
makoekonmi yang tidak konsisten, diantaranya adalah kebijakan makoekonomi yang
ekpansif.
Berdasarkan asw\:'si perfect foresryit, kebijakan makrcekonomi yang terkadang tidak
konsisten (khususnyakebijakan yang ekspansif) dapat mengakibatkankrisis neraca
pembayarandan devaluasi.Prosesterjadinyadevaluasibiasanyaditunjukkanoleh: (i) nilai
tukar yang ovemalued; (ii) neraca transaksi begalan (current account) yang defisit; dan
(iii) menipisnyacadangandevisa.Hal ini akan nmgakibatkankrisis neracapembayaran
danberakhil dengandevaluasi(Abimanyu,1997a).
Misalnya dalam suatu sistemnilai tukar tetap,defisit yang tinggi di negaraberkembang
dibiayai oleh penciptaanuang.Jika tingkat inflasi terlalu tinggi, maka harganontrad.able
(P") akan meningkatlebih cepat dibandingharga tradqble intemasional(P;). Hal ini
akan menyebabkannilai tukar riil tempresiasi.Ketidak-konsistenan
kebijakanfiskal akan
menimbulkan ekspansi kredit domestik yang lebih cepat daripada pertumbuhan
permintaanuang. Kelebihan kedit domestik akan disalurkan ke dalam: (i) kelebihan
permintaan terhadap barung badable yang akan dicerminkan oleh meningkatnya defisit
(berkurangnya surplus) neraca perdagangan, berkurangnya cadangan devisa, dan
meningkatnya pinjaman luar negeri; (ii) kelebihan permintaan terhadap barang
nontradable yang akxr mengakibatkankenaikan harga banng nontradable, sehingganilai
tukar riil mengalamiapresiasi.Jika tidak adaperubahandalamvariabelfundamentalnilai
tukar equilibrium, maka apresiasiyang disebabkankelebihankredit domestik ini akan
menyebabkanadanyadeviasinilai tukar riil aktual dari equilibriumnya.Hal ini disebut
sebagaimisalignmezl nilai tukar, Unluk menyelaraskanhal ini, maka pemedntah harus
kembali konsisten pada kebijakan makoekonominya. Jika tidak, maka hal ini akan
menyebabkanmenipisnya cadangandevisa yang berujung pada L.risisneraca pembayaran
(Abimanlu, 1997a).
Model penentuanERER yang dikembangkanoleh Edwards (1989, 1994) merupakan
persamaan
dinamikperilaku,nilairukarriil yang dituliskansebagaiberikut:
Alose,=A[ose--loge,,l-).\2,-zll
+ o{togE, -togc,_,}- v {eunT,- ?MRT,J
(s)
di mana e, adalahnilai tukar riil aktual; e: adalahnilai tukar riil equilibrium yang
merupakan fungsi dari fundamental; Z, adalah suatu indeks kebijakan makroekonomi
(seperti lingkat
pertumbuhan laedit domestik); Zi
adalah tingkat kebijakan
makoekonomi yartg sustain.lble (seperti peningkatan permintaan terhadap uang
domestik); Er adalah nilai tukar norrinal; PMRT, adalah spread dalam pasar paralel
untuk nilai tukar; dan e,A,A,
dan Y adalahparamaerpositif yang menangkapaspekaspekdinamis yang pantiug terhadapprosespenyesuaian.
Persamaan(8) menjadi dasaruntuk menjelaskanperilaku dinamik nilei tukar riil aktual
yarg ditentukan oleh empat bentuk kekuatan ]aang tercakup daTammodel. Pertama,
kecenderungan otonomus dari nilai tukar riil aktual untuk mengoreksi adanya
misalignment yang ditunjukkan oleh bagian 0log{ -toge,-,}. Kecepatan dalam
lndnAwatutrfr&NilailukarRupiah
RiilEquilibium
| 8l
penyosuaiandii (self-adjustment) ini ditentukan oleh besamya d di mana semakin kecil
nilai d semakin lambat kecepatanuntuk mengoreksiadanyazr'salignmekt njlai ttkar fiil.
Kedua, kebijakan makroekonomiyang ditunjukkan
_l"lZ,_Zij.
Jika Z,=l,
"l.U
menandakan kebijakan makoekonomi yang diambil konsisten dengan kebijakan
makroekonomi ywtg sustainable, berarti tidak ada kebijakan yang over erpa sive at^u
under expansive, Jika Zt > Z: berarti ada kebijakan makroekonomi yang over expansve,
dan jika Z,<Zl,
maka ada kebijakan makroekonomi yu.rg under ex.pansive. Dalam
keadaanZ,=Z', kebijakanmakoekonomi konsistendengankebijakan yangsustainable,
sehinggatidak tedadi misalignmentnilai tukar. Namunjika Z,>Z; atat!
z,_z: >0,m ka
hal ini akan menyebabkan nilai tukar manjadi overt alued sehingga diperlukan suatu
koreksi terhadapnilai tukar. Biasanya koriksi terhadapnilai tufl y"ng overyalued
dilakukandengandevaluasi.
Ketiga, pertbahandalam nilai tukar nominal yang ditunjukkanoleh O{1sgE',_1.*r,_,1,
misalnyanominal devaluasi.Suatunominal devaluasjakan mempunyaiefek yang positif
teftadap nilai tukar riil terdepresiasi,yang besamya tergantungparameter @- pada
ptinsipnp nominal devaluasiakan membantunilai tukar melakukanprosespenyesualan
jika kondisinya berada dalam ketidak-seimbangan.
Nominal devaiuasibiasanyaselalu
dibarengi dengankebijakan makroekonomi yang konsistenKeempat,adalahperubahandalampremium pasarparalelnilai tukar riil. Kenaikandalam
spread pasarparulel akan mcnyebabkanterapresiasinvanilai tukar riil.
Model Emplris
Tahap pertamadalam menentukannilai tukar il equilibrium adalah menghitungnilai
tukar efektifriil (REER)aktual,yang diukur denganrumussebagaiberikut:
REER=zJRERtJ(w)
(e)
di mana:
pr'
RE4=s,+ d- *=.--!rJ!4L
rt
Lt(xt1Mt)
di mana ftER, adalahnilai tukar riil bilateralantalamata uangnegaB mitra dagangke_r.
tqhadap rupiah; q adalahnilai tukar mata uang negarake-i diukur dalam rupjah; p/-,
adalah indeks harga negarake-l (digunakanindeks harga konsumendan indeks harga
perdaganganbesar); P/ adalah indeks harga Indonesia (digunakan indeks harga
konsumen); w, adalah bobot rata-rata perdagangannegara ke_l terhadap total
perdaganganIndonesia;X. adalahnilai eksporIndonesiake negara i; dan
M ad,alah
nilai impor Indonesia dari negara |, Dalam penelitian ini REER dihitung d€ngan
mempertimbangkan12 negarcmit{a dagangterbesarlndonesiayaitu kelompok negara_
^ Diambil
d,a _Appleyardand Field Jr. (1995).perhitungan
serupajuga dapatditihardalamcillis and
Dapice(1988),Edwsrds(1989),Mills andNallari(1992),Sadoutet
an; de Janvry(1995),sertaHinkteand
NsengiFmva(1999).
82 lrndonesian lournal
of Economics and Development
negaraindustri (G-7) yakni Amerika Serikat, Jepang,Inggris, Perancis, Jerman,ltalia, dan
Kanada; ditambah Singapura, Malaysia, Hongkong, Belanda, dan Ausffalia. Rata-rata
selama periode observasi total nilai perdaganganIndon€sia dengan keduabelas negara
tersebut mencapai 67,9 pelsen dari total nilai perdaganganIndonesia, sehinggapemilihan
keduabelasnegaratercebutdapat dianggapmerepresentasikanseluruh negaramitra dagang
Indonesia.
Mengikuximodel yang dikembangkanEdwards(1989, 1994) dalam mengestimasiniiai
tukar riil equilibrium rupiah, dalam penelitian ini memasukkanfaktor-faktor yang secara
"fundamental" mempengaruhi perilaku equilibrium nilai tukar riil. Faktor-faktor
fundamental tersebut adalah (l') external terms of trqde, (2) tingkat dan komposisi
konsumsi pemerintah, (3) techaological progress, (4) akumulasi modal, (5) kontrol
terhadap arus modal, dan (6) konhol terhadap nilai tukar dan Pcrdagangan.Model dasar
dapat dituliskan dalam persamaanberikut:
los(kEER),=d + Ptlog(ToTEX),
+ B"IoglGCN),+ hgP), + B alog(INVGDP),
(10)
+ c,
+ pulog(EXCONT),
+ Bslog(CAPCONn,
di mana REER adalah nilai tukar riil efektif rupiah aktual; TOTEX adalah ettetnal terms
of trade; GCN adalah konsumsi pemerintah untuk barang nonbaded| TP adalah
technological progress; INVGDP adalah proporci investasi terhadap GDP; CAPCONT
adalah ukuran kontrol terhadap arus modal; EXCONT adalah ukuran konhol terhadap
nilai tukar; dan a adalahresidual.
Persamaan(10) di atas dapat diaplikasikanunluk mcngestimasiequilibrium nilai tukar
denganmemasukkan vaiabel prory untuk data-datayang belum tersedia secaraeksplisit.
Mengikuti Edwards(1989), variabelkonsumsipemerintahuntuk nontradable(GCN) diproxy dmgan rcsio total pengeluaxankonsumsi pemerintah teftadap CDP. Technological
progress (TP) di-pror1 dengan menggunakan tingkat pertumbuhan GDP riil. Untuk
variabel kontrol terhadap arus modal digunakan perubahan devisa, Sedangkan untuk
variabel kontrol terhadap perdagangandan nilai tukar, sesuai dengan Elbadawi (1994)
digunakan tingkat keterbukaan perekonomian terhadap negara lain melalui rusio ekspor
ditambah impor terbadapGDP.
Equilibrium nilai tukar riil tidak hanya dipengaruhioleh faktor-faktor "fundamental",
namun juga dipengaruhi oleh faktor kebijakan makoekonomi tethadap perilaku nilai
tukar. Jika terdapat k€bijakan makoekonomi "tidak konsisten", maka nilai tukar riil akan
menjadi oven)alued. Berdasarkan pada model Edwards (1989), faktor-fakor kebijakan
malcoekonomi yang mempengaruhi nilai tukar riil adalah (1) kebijakan perkreditan
domestik, dan (2) kebijakan fiskal. Persamaan(10) dapat ditulis kembali menjadi
penamaan regresi (ll) yang akan diestimasi dengan menggunakanvariabel-variabel
prory, variabel-variabel kebijakan makoekonomi, dan variabel nilai tukar riil periode
yang mempengaruhiequilibrium niiai tukar riil.
sebelumnyasebagaivariabel-va,r-iabel
Pelsamaantersebutadalah sebagaiberikut:
= d + Aloc(ToTEX),+ B,log(GCGDP)t
+ A(GGDP),
log(REER),
+ B|@XCRE),
+ Bolog(INVGDP)+Pslog(DEV)t+ B6log(OPEN),
(11)
+4B(DEH),+P,(DEP),+B.,olog(REER),,+e,
di mana REER adalah nilai tukar riil; TOTEX adzlah terms of trade ekstemal; GCGDP
adalah proporsi konsumsi pvnerintah terhaadap GDP; GGDP adalah pertumbuhan
ekonomi Indonesia; INVGDP adalah proporsi investasi terhadap GDP; DEV adalah
perubahan cadangandevisa sebagaiprory ukuran kontrol terhadap modal; OPEN adalah
proporsi ekspor dan impor telhadap GDP yang merupakan tingkat keterbukaan
InanAuatutrdhNilailukar
Rupiah
RiilEqujtibtum
183
perekonomin sebagaiprory ukwan kontrol terhadapnilai tukar dan perdagangan;
EXCRE
adalahexcesscredit yartgdihitung sebagai(EXCRE), = Alog(DC), _Alo gIGDp\,_,,
di_mana DC adalahkedi1 domestik,dan GDp adalahproduk domestikbruto
digunakan
sebagaiproxy kebijakan lcedit; DEH adalal rasio difisit anggaran terhadap
iag dari
reseme.money digunakan sebagaiprory kebijakan fiskal; DEp-idalah tingkat
depiesiasi
sebagaiukuran kebijakan di bidang nilai tukat dan 6 adalaherror term,
HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis Periode SebelumKrisis
Hasil.pengujianunit root dengafit
menggunakanpendekatanuji philiips_perronteftadap
data-dataaiwulananuntukperiodesebelumbsis dirangkumdau- rub"l i l".itrt,
Tabell. HasilUji Philtips-Perron
UnitRoor
Periode
Sebelum
Krisis(l987:Ql-1997:e2)
KoostrntaDrn Tmnd
Los (REER2)
Dlog(REER2)
L-os(TOTEx)
DIos(TOTEX)
GGDP
DGGDP
Log(INVCDP)
Dlog(lNVcDP)
GCGDP
DGCGDP
Log(oPEN)
Dlos(oPEN)
tog(DEV)
Dlos(DEV)
EXCRE
DEXCRE
DEH
-t.982166
-7.529436*++
:2.146606
-6.348480***
-13.57889***
:25.387231**
_5.153036*i(*
_12.27385***
_5.t62724***
-14.20302*r'+
**.
-3.99648t
9.s99102***
-5.57406',1***
-1238?52**'+
-'7.0962',7
4*+*
-15.55721**+
-8.155586***
Konstanta
Tanpa Konslrntt
dan Trend
,2.031699
:7.33448911*
-2.U2491*
-6 I38437'|**
-13.82656***
-2s.449t8***
-2.390609
,12.3s694***
-t.482250
-t2.70629'+*
-2.t17399
_9.500634*+*
4.712165***
-12.39304+**
0.r8s337
-'7.44u8221**
0.3768t
I
_6.200657***
_6.644690***
-2595857***
_2.053089**
-10.89564***
-2.4n493,*
_rl.l9t89*+*
-0.792729
-9.60099j***
-2.7j9509,+*
_12.58835***
-15.99610***
_J.0206r4***
_19.t8678,'**
DDEH
-t9.63976.**
-t5,'77922***
-5.939591***
-r9.28810'|**
DEP
_5.261635**l
-s.322998***
DDEP
_l1.59077***
-l1.694t9r,i*
-r.443884
-ll.'72947+**
(l)
(0)
(l)
(0)
(0)
t(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(l)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(O)
(0)
l(01
'** signifikandalam
lingkarkeyakilan99 persen
** signifikan dalamtingiar keyakinan
95 penen
* signifikan dalam tingkat
keyakinan 90 persen
I"9"] I a! atasmenunjukkanbahwabeberapavariabeJtidak stasionerpadatingkat level.
Hal
dapat dilihat dari nilai statistiknyasetelah dibandingkand'engan
-ini
nilai kritis
MacKinnon." DenganmengajukanhipotesisHo:
{,= 0, dan denian tinlko:t keyakinan99
persenhampir seluruh variabel tidak dapar menolak hipotesis-H6:
Aj O tecuati unfuk
" Nilai kitis MacKinnon dilihat dari hasil output uji unit rcot denganmenggunakan
pelrnCk^tEyiews
v€rsi 3, I namuntidak disajjkandi sini.
84 lrndonesian Journal of Economics and Development
log(REER2)dan log(TOTEX).18Dengankata lain, seluruhvariabelkecuali log(REER2)
dan log(TOTEX) sudahstasionelpada levelnyaatau terintegrasipada orde I(0). Dengan
me'lakukanJirst-diJferenceterhadapvariabel log(REER2) dan log(TOTEX), pengujian tlnit
rorl menunjukkarbahwahipotesisHo: A = 0 tidak dapatditolak etauvariabel-variabelini
sudah stasioner dalam bentuk f.rst-difference-nya, sehingga dapat dikatakan bahwa
variabel-varibeltersebutterinte$asi pada orde I(1). Sedangkanvariabel-variabellainnya
sudah stasioner pada tingkat level atau variabel-variabel tercebut terintegmsi pada orde
(0).
Betdasarkan hasil $i unit /ool tersebut di atas, maka penggunaan metode kointegrasi
untuk mengestimasinilai tukar rupiah riil equilibrium tidak dapat dilakukan. Hal ini
disebabkankarenatidak semuavariabelyang dimasukkandalam model terintegasi pada
orde satu (1). Oleh karena itu, maka untuk mengestimasinilai tukar rupiah il
equilibrium dilakukan dengan menggunakanmetode re$esi OLS (ordinary least square)
denganterlebih mel aklkali,Jirst-diference atas seluruh variabel. Hasil estimasi nilai tukar
rupiah riil equilibrium dalam periode sebelumkrisis denganmeggunakanregresi OLS
dapatdilihat dalamtabel 2 berikut ini.
Tabet 2. Hasil Estimasi Equilibrium Nilai Tukar Riil
PeriodeSebelumKrisis (198?:Ql-1997:QZ)
Variabel dependenadalah Alog(REER2)
varlabel
--
At"gCOTEl),,
A(CCDP),"3
Alog(INVGDP)r-3
A(GCCDP).-,
Alos(oPEN)r-?
Alos(DEV).-,
d(e\cRE),
A(DEH),-,
Alos(REER2)-r
A(DEP)!r
c
AR(l)
AR(2)
AR(l)
Koelisien
Std. Error
t-StNtiBtik
-0.554212*+'
0.t63722
-3.385081
0.574536**'
0.t984'7',7
0.052020
0.910149
0.056925
0.000927
0.050698
0.034586
0.082021
0.716593
0.001329
0.140541
0.1?6?60
0.142140
2.894723
4.430883
2.049173
4.5020',76
2.113251
2;7683t'.l
Ll053l9
13.02235
-3.891966
0.501985
-8.564s94
-6.302526
-5.278033
1.8650s2*
{.256282***
0.002014**
0.140347***
0.038228
1.068180***
:2.',788956***
0.000667
-1.203680*+'1
i!*
-l .l 14034*
-0.'750220***
R-squared
Ljung-Box Q-stat.lag 12
LM lag 12
0.760t?"5
3.8706
20.60208
ARCHlas 12
4.53',7649
34
99persen
i* signifikandalamtingkatkeyakinan95 persen
* signifikandalamtingkatkeyakinan
90persenr
Hasil estimasiseperti yang terdapatdalam tabel 2 rnenunjukkanbahwa hampir semua
variabelindependensignifikan dalam taraf keyakinar.t99 persen,kecuali GCGDP yang
hanya signi{ikan dalam tingkat keyakinan90 percen.,serta variabel DEH yang dengan
keyakinan 90 persentidak signifikan.
13Ufltuk variabellog(lNvGDP), GCGDP,log (OPEN), dan DBP runtukkonstantadan tanpakonstantadan
tidakdapatdjtolak,namundengan
trer?ddengankeyakinan99 persenhipotesisHo:A = 0 tidakselurulhnya
tingkat k€yakinanyang sarnadengankonstantadan l/erd sgluruhnya tidak dapatmenolakhpotesisHo:A.=
O, maka dapat disimpulkan seluruhvariabel kecuali log(REER2) rlan log(TOTEX) stasionerPadatingkat
level atauterintegrasipadaorde I(0).
InanAeatrldIi\Nilailukr
Rupiah
RiilEquilibfium
| 85
Koefisien estimasiberikutnyaadalahekseskrcdit domestik(EXCRE) sebesar0.140 dan
signifikan dengantingkat keyakinan99 persen.Angka ini menunjukkanbahwa untuk
setiap kenaikan perubahan ekses kedit domestik sebesar satu unit menyebabkan nilai
tukar riil mengalamideperesiasisebesar0.140 pemen.Seharusnyakenaikanekseskredit
akan msnyebabkannilai tukar riil mengalamiapresiasi.Kemungkinanhal ini disebabkan
karena proxy yang digunakan kurang tepat. Selain itu kemungkinan lainnya adalah
disebabkankarenasistemnilai tukar yang dianutpadapedodeini adalahsistemcraw,/ing
band, sehingga nilai tukar bergerak dalam kisaran yang telah ditentukan oleh otoritas
moDefe,,.
Variabel kebijakan makroekonomilainnya adalah DEH yang mengukur rasio derfisit
anggaran,dan mempunyaikoefisien sebesar0.038. Hal ini berarti bahwa untuk setiap
kenaikan rasio defisit anggaranterhadap lag dai reseme money sebesarsatu percen akan
mengakibatkannilai tukar riil equilibrium terdepresiasisebesar0.038 persen.Namun
koefisienini secarastatistiktidak signifikan,bahkandengantingkat keyakinan90 persen.
Hal ini menunjukkanbahwadefisit angganntidak berpengaruhterhadapperubahannilai
tukar riil equilibrium. Kemungkinanpenyebabnyaadalah karena variabel rasio defisit
anggaranterhadap/ag reservemoneltkurangtepat [email protected] kebijakan fiskal.
Perubahannilai tukal riil juga secarasignifikandipengaruhioleh perubahannilai tukar riil
pada periodesebelumnya.Variabel ini mencerminkanperilaku dari dinamikanilai tukar
equilibrium. Koefisien sebesaradalah 1,068 yang berarti setiap satu persendepresiasi
(apresiasi)nilai tukar riil pada periode sebelumnyaakan menyebabkannilai tukar riil
mengalamideprsesiasi(apresiasi)sebesar1.068persenpadaperiodesekarang.Ini berarti
bahwapergerakannilai tukar riil akanlebih besardalamperiode-periode
selanjutnya.Hal
ini menur{ukkan bahwa pergerakan nilai tukar riil sangat dipengaruhi oleh pergerakan
nilai tukar riil periodesebelumnya.
Variabellainnya adalahDEP yang menunjukkanperubahandari depresiasinominal nilai
tukar. Koefisien ini sigifikan dengantingkat keyakinan99 persennamun mempunyar
tanda tidak selierti 'rng diharapkan.Koefisien estimasisebesar -2.789 berarti setiap
kenaikalr perubahaD depresiasi (apresiasi) nilai tukar nominal sebesar satu unit akan
menyebabkan
aFesiasi(depresiasi)
nilai tukarriil sebesar2.789persen.Menuruthipotesis
depresiasinilai tukarnominal akansejalandengandepresiasinilai tukar riil. Kemungkinan
besarhal ini tedadi karenasisternnilai tukar yang dipakaidalamperiodeini adalahsistem
crawling peg di mana hampir seluruh gerakannilai tukar rupiah dikaitkan terhadap mata
uang dolar Amerika Serikat, sehinggadepresiasinominal periode sebelumnyahampir
samasekalitidak berpengaruh
terhadapgerakannilai tukarriil periodesekarang.
Berdasarkantabel 4.1.2 tersebutdi atas,uji kelayakanterhadapestimasimodel dilakukan
dengan melakukan uji terhadap residualnya.Uji terhadap residual digunakan untuk
mengetahui apakah hasil estimasi model mengalami gangguan autokorelasi dan
heteroskedastisitas
atau memenuhi asumsi klasik Fitu tidak terjadi autokorelasidan
homoskedastisitas. P€ndeteksian terhadap adarrq autokorelasi dilakukan dengan
mengajukandugaanHo:tidak adaautokorelasidanH1:terjadi autokorelasi.
P-engujiandengan menggunakanpendekatandari Ljung dan Box e-statistik pada lag 12,
{e4z adalah3.871.Denganmenggunakantingkat keyakinan99 persen,distribusif tabel
I maka Ho: tidak ada autokorelasi
.menunjukkanangka sebesar28.30. Karena torr.
tidak dapatditolak, ataudengankata lain Hr: adaautokorelasitidak dapatditerima.
8 6 l l n d o n e s i a n l o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t
Pendeteksianterhadapadanyaautokorelasijuga dilakukan denganpendekatanuji LM dari
Breusch-Godfrey. Pendekatanini merupakan uji Lagange Multiplier dengan Ho: tidak
ada autokorelasidan H1: ada autokorelasi.Dengan menggunakanlag 12, LM-statislik
t'1z adalah20.602 yang nilainya lebih kecil dari distribusi f sebesar28.30 (dengan
tingkat keyakinan 99 persen). Dengan demikian Ho : tidak ada autokorelasi tidak dapat
ditolak, atau dengan kata lain hasil estimasi model tidak mengalami gangguan
autokorelasi.
Pendeteksian terhadap adanya gangguan heterokedastisitas dilakukan dengan
manggunakan uji ARCH (Autoregressive Conditional Heteroskedasticilyr. tJji ini
merupakanuji LagrangeMultiplier untuk prosesARCH denganmengajukanHo; gangguan
(disturbarxce) dalam kondisi homoskedastis dalrtH;. disturbqnce adalah heteroskedastis'
Denganmenggunakanpanjanglag 12 diperolehnilai statistikARCH-LM fp=rz sebesar
4.538,yang nilainya lebih kecil dibandingkandistribusiI sebesar28.30 (dengantingkat
keyakinan 99 persen). Dengan demikian Hs: gangguan (disturbance)dalam kondisi
homoskedastistidak dapal ditolak, sehinggaestimasimodel tidak mengalamigangguan
heteroskedastisitas.
Analisls Periode Krisis
Untuk mengetahui stasionaritasvariabel-variabel yang dimasukkan dalam model,
dilakukanpengujianterhadapkeberadaanunit root dmtuksetiapvariabel. Hasil uji rniT
root dalam periode krisis (19973-2OO112) dengan menggunakan data bulanan
ditunjukkan oleh tabel 3 berikut:
Tabel3. Hasil Uji Unil Rool Phillips-Penon
:M12)
PeriodeKrisis (1997:M8-2001
Jumlah observasi=52
V
iabel
t g (REEPJ)
Dloe(REER2)
Log(TOTEX)
Dlos(ToTEx)
GGDP
DGGDP
L,og(INVGDP)
Dlog(INVGDP)
CCGDP
DGCGDP
I-og(OPEN)
DIog(OPBN)
I-os(DEv)
Dlos(DEv)
EXCRE
DEXCRE
DEH
DDEH
DEF
DDEP
KonstantN
Dan Trcnd
-3.218',732*
4.962857***
,2.279618
-9.97545244'
4.096076*1
-2.688546
3.9268't14'
-2.312891
4.403457*1
-r.592378
-3.153500
-8.231520***
-20.7519t***
-t1.35666**+
:7.292716*.*
-t2.713521**
-5.886505ii'
-t2.57197*"*
Konst ntr
-3.041547**
-6-970516***
:2.046391
-t0.0?345***
_3.860187***
_8905182**.
-2.988593**
-2.993848+*
-2.015445
4.3',7123l**1
-r.3?34t8
-3.204002**
-7.898s
15***
_20.1.7400*1*
-7.132699***
_17.56298***
-7.356106***
_t2.87466+**
-5.87?865+.+
-12.',7201311*
**t signifikan dalam tingkat keyakinan 99 persen
** signifikan dalarn tingkat keyakinan 95 persen
* signifikan dalam tingkat k€yakinan 90 persen
Trnpa Konrtanta
danTrend
0.2t1061
0.552519
_3.851899***
0.853543
2.575514*4
0.463490
4.423336**1
0.044334
_3.t89719*1*
_7.805104***
_20.991t5***
:7.378266*.*
-t'7.'76844*1*
_7.189515***
_r3.03739***
-s.7.t7046+*+
-12.9180s***
(t)
(0)
(t)
(0)
(0)
(0)
(l)
(0)
(l)
(0)
(1)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
(0)
Inu,nA@atu&ah
Nilailular
Rupiah
Riiltquilibrium
187
Hasil lji unit root dalam tabel 3 di atas menunjukkan bahwa dengan H0: A - 0 atau
series tidak ada unit root, sebag)wtvariabel stasionerpada tingkat level atau terintegasi
padaorde I(0) yalari untuk variabelccDP, log(DEV), EXCRE, DEH, dan DEP. Hal ini
ditunjukkan oleh nilai t-statistiftnyayang lebih kecil dibandingkandengannilai kritis
MacKinnon dengan tingkat keyakinan 99 percen (kecuali untuk GGDp dengan
menggunakan konstanta dan trend dalam keyakinan 95 persen). Sedangkan 'rariabel
lainnya yalni log(REERz), log(TOTEX), log(INVGDP), GCGDp, dan Log(OpEN)
dengankeyakinanyang sama(99 persen)tidak dapatmenerimahipotesisHo: A = 0 atau
variabei-variabeltersebuttidak stasionerpadatingkat level. Pengujianunit root terhadap
f.rst-difference variabel-variabel ini dengan tingkat keyakinan 99 persen tidak dapat
menolak hipotesis He: A:0.
dengan kata lain variabel log(REER2), Iog(TOTEX),
log(INVGDP), GCGDP, dan log(OPEN) stasioner pada tingkat filst-diferehce atau
terintegrasipadaorde l( I ).
Berdasarkan
\ji unit root tersebtrt,analisisdenganmenggunakanmetodekointegrasitidak
dapat dilakukankarenatidak semuavariabelterintegrasipada orde yang sama.Dengan
demikian sepertihalnya analisisuntuk periodesebelumkrisis, analisisuntuk periodeini
dilakukan dengan menggunakan metode reglesi OLS (ordinary least square\ dengan
terfebih dahulu melakukanfirst4ifference terhadapseluruh variabel.
Hasil regresi untuk periodekrisis denganmenggunakandata bulanan ditunjukkanoteh
tabel4 berikut ini.
Tabel4. HasilEstimasi
Equilibrium
Nilai TukarRiil
Periode
Selama
Krisisfi 997rM8-2001
:Ml2)
Dependen
variabel
adatah
Atog(REER2)
Variabel
Koefisien
A(GGDP)i
'
Alos(INVGDP),-r
A(GCCDP)r-,
Alog(OPEN)r-3
Alog(DEV),-,
A(EXCRE)r-r
d(DEHLT
Alog(REER2)-,
^(DEP)
0.590757'r'l*
4.259213**
-t.79051t**
0.13+795"'+
{.001I4t**
0_069779*'
0.043120
0.905897***
0.898670***
0.000797
4.985201***
4.744503r**
0.980869
8.0393
15.',72',773
1.l194ol
25
c
AR(l)
AR(2)
R-squared
Ljung-Box Q-stat.lag 12
LM stat.lag l2
ARCH stal. Iag 12
Observasi
---
Std,Error
0.r66210
0.099438
0.865487
0.041198
0.000504
o.o32297
o.o4o22'7
0.02?068
0.022239
0.001218
0.t165t7
0.106190
t-Statistik
3.554274
-2.606',t't9
-2.068861
3.27t905
-2.2b2457
2.t60521
|.07t921
33.46806
40,40901
0.654589
-8.455396
-?.0t1046
691, --- .rg"Gk* d"1"
** signifikandalamtingkatkeyakinan
95persen
* signifikandalamtingkatkeyakinan
90persen
Tabel 4 di atas menunjukkansemua variabel (kecuali DEH dan konstanta)signifikan
dengan tingtat keyakinan 90 persen. Dengan menggunakantingkat keyakinan 9i persen
ekseskedir (EXCRE), rasio defisit anggaran(DIEH),din konstantayang
lgya y{{,a
tidak sieinifikan.
88 lrndonesian lournal of Economics and Development
Koefisien variabel log(TOTEX) signifikan dengan tingkat keyakinan 95 persen dan
mempunyai koefisien sebesar1.272. Hal ini menunjukkan bahwa untuk setiaPPeningkatan
termi oj trade sebesar 1.272 persen dalam enam periode (bulan) sebelumnya akan
menyebabkannilai tukar riil teraegesiasi dalam periode sekarang' Meskipun signilikan,
tidak sepeti lang diharapkan. Berdasarkanhipotesis, suatu kenaikan
tand'akoefisiennya
-akan
menyebabkal nilai tukar riil equilibrium mengalami apresiasi'
trude
of
tetms
Kemungkinan penyebabnyaadalahkarenaselamaperiode krisis nilai tukar-riil equilibrium
lebih binyak aipengaruhi oleh faktor-faktor intemal, sehingga falrtor eksternal seperti
terms of Lrad.eekstpnal kurang berpengaruhterhadapnilai tukar riil.
Variabel petumbuhan GDP (GGDP) sebagaiprotry technological progress mempunyai
koefisien sebesal 0,591, berarti seliap perubahansatu unit persentasepertumbuhan GDP
pada tiga periode sebelumnyaakan menyebabkannilai tukar riil equilibrium terdepresiasi
jauh berbeda
r"b"rJo,3tz p"t"*. BesamyakoefisienGGDP dalam periodekisis xidak
menunjukkan
dorgan periode sebelum kisis sebesar0,591. Namun hal ini belum
koniistettsi variabel pertumbuhan GDP sebagaiproxy dari technological progress' katvna
data 'ang digunakan fiekuensinya betbeda di mana untuk periode sebelum krisis
dutu triwulanan, sedangkanuntuk periode l<risis adalah data bulanan Di
-*gguniksarnping itu, tanda koefisiennya tidak sepeti yang dihampkan. Hal ini kemungkinan
diselaUkankarenapernilihanvariabelPertumbuhanGDP kurang tepat dijadikan sebagai
prory ini sifatnyajuga sangat
proxy technologicaiprogress-Di sampingitu, penggunaan
relatif di mana karena keterbatasandata, data bulanan diperoleh melalui metode spli'e
yaitu melakukan interpolasi data bulanan dari data triwulanan.
Yuiabel technological progress lainnya di-proxy dengan rasio investasi terhadap GDP
(INVGDP) yang mempunyai koefisien sebesar-0,259. Ini menunjukkanbahwa setiap
persen dalam satu periode
ieningkatan rasio invistasi terhadap GDP sebesarsatu
akan menyebabkannilal tukar riil equilibrium mengalarniapresiasipada
sebelulr.urya
periodesekarangsebesar0,259persen.
Koefisien variabel msio pengeluamnkonsumsi pemerintahtefiadap GDP (GCGDP)
-1,?91'
secarasignifikan berpengaruhterhadapnilai tukar riil dengankoefisien sebesar
pemerintah
konsumsi
Koefisien- ini menunjukkan bahwa untrrk setiap perubaban msio
terhadap GDP sebesarsatu unit pada dua periode sebelunmya akan rnenyebabkannilai
tukar riil terapresiasi sebesar1.791 persen pada periode sekarang.Besamya koefrsien ini
menunjukkan bahtva konsumsi pemerintah sangat berpengaruhterhadap pergerakannilai
tukar riil selamaperiodekrisis.
Koefisien variabel tingkat keterbukaan petekonomian (OPEN) sebagai proxy dan
kebijakan kontrol terhadap perdaganganjuga sigifikan dan koefisiennya adalah sebesar
0,135. Angl.€ ini menunjukkan bahwa untuk setiap kenaikan satu pe$en rasio
perdaganganluar negeri terhadap GDP pada tiga periode sebelumnyaakan menyebabkan
'ini menunjukkan
nitai iutar riil terdepresiasi sebesar 0,135 persen pada saat ini. Hal
sernakin bebasnya arus perdaganganakan memperlancar arus keluar masuknya devisa,
sehingga pengurangat hambatan terhadap impor akan meningkatkan impor dan
selanjutnya menyebabkan nilai tukar terdepresiasi. Hal ini sejalan dengan kebijakan
!eMetod€rpltne adalahinterpolasidata bulanandari data triwulanan.Hal ini dis€babkankarenadata yang
tersediaad;bh data triwulanan,padahaldalam periode krisis data yang diSunakandat! bulanan M€todc
lplrre ini adalahmetodeinterpolasid€nganterlebih dahulumeny.rsunpersamaankuadratikdata triwulanan
untuk mengestimasidata bulanannya. Penggunaanlr,elode sPline untuk GDP
dan menggr.makannya
Indonesit misalnla dilakukanoleh Dori*nto, Triatmo, "Stabilkah PermintaanUangdi IndonesiaSebelum
dan SelamaKrisis?", Baleti| Eko^omiMonelet dtn PerbanfutnBI, Septefiber 1999.
IttuntAtustutr&a\itailu*ar
Rupiah
RiitEquilib
um|89
yangditunjukkan
olehbesamya
koefisienDEv sebesar
-0,001,
yang
Ill^Tl
oeranr .:L:,ry11
untuk setiap kenaikan
satu.persendevisa pada dua periode sebelumnyaakai
menyebabkan
nilai tukar riil terapresiasi0,001persenpadapoioOe ,""t lni. Hal ini karena
slsretnmrar tukar yang digunakandalam periodeobservasiini adalah
sistemnilai tukar
bebas,sehinq.ga
pergerakan;ilai tukar ditentukanoleh kekuatanpermrntaan
llneambane
qan pellyaral
pasar.Meskipun koefisien tersebutkecil, namun hat ini
ryC -tA"dl di
m:nTjukk9n bahwa
kebijakanmakoekonomi yang tidak konsistenakan mempengaruhi
terhadapnilai tukarriil equilibrium.
Demikian,juga h]lY:
{:lgg kebijakan perlcediranyang ditunjukkan oleh koefisien
vanaDet.ekses.
tsedit (EXCRE) }?ng juga secarasignifikan mempengaruhinilai
tukar riil
o€nganKoetrsrensebesar0,07. Koefisien ini menunjukkanbahwa
untuk seriapkenaikan
ekseskreditsebesarsatuunit padaperiodesebelurnnya
akan-menyebaCkan
nifai tutar riil
ri*] sebesar.o,o7
persen.Meskipunangkakoefisiennyakecil, narnunhal
l1q1Tl1",pt
bahwa kebtakan.perkeditan yang tidak konsisrenakan menciprakan
llL-T^T":]'j*p
reKanan
terhadap nilai tukar riil unfuk terapresiasi.Hal ini dapat
mengakibatkan
timbulnya misalignmenntnilaj tukar, di mana nilai tukar
riil aktuai menympang dari
tingkat equilibriumrya.
Variabel DEH sebagaiprory dari kebijakan fiskal, mempunyai koeefisien
sebesar0.043
yang berarti untuk setiap kenaikan rasio defisit anggaran
-akank niaup Ug in resene money
sebesar.satu persen.pada periode sebelumnya
-*yebab-kan mlai tukar riil
equrlronumterdepresiasisebesar0.043persen.Namun secarastatistik
koefisienini tidak
bahkan,dengantingkat keyakinan90 persen.ttal ini menunlutt<an
bahwa
:t^*.:.lOll,
berprnsaruh teftadap perubahan nilai rukar riii equitibrium.
!dak..
::tj]l-:,l!q"ti'
,
hat ini disebabkan.pemitihan variabel msio defisit anggaran
teihadap lag
flj:q:Tr
oan resen)emoneysebagai
prory kebijakanfiskal tidak tepat.
Pergerakannilai tukar riil equilibriumjuga sangatdipengaruhi
oleh perubahandinamrk
sebetumnyadan perubahandepresiasinominalnya. Hat ini
:]131.:l_f:t ",'t, ?"":,1:
koerisrenmasing_masing
sebesar0.906dan 0,899.Hal ini menunjukkan
:l.i:J.jiyl
"*npenode kisis yalq
r_nenganut
sistem nilai tukar bebas,pergerakannitai
:T^:"_,:"li]il
ruKarfllr lebrh banyakdipengaruhioleh perilaku dinamik nilai
tukar itu ierrdiri, sehingga
pergerakannilai tukarriil dapatmencapaiequilibriumnla.
Hasilcstimasi model regresiperiode-laisisini juga diuji kelayakannya
untuk mengetahui
apakah ada gangguan autokorelasi dan hererosk;da"orn",
iia.'t i"lalui pJgujian
terhadap residualnya. pengujian aubkorelasi dengan pendekatan
"i*
LJ";;-;*
e_stafistik
m€mp_eroleh,t'o
Jengan
nitai
sebesar
,,
8-.039yung ,nunu
lTgT, T:".t+r"lan
,lag
.12
keclt drbandingdistribusi I sebesar28.30 (dengantingkat keyakilnan
99
lt-i"] lit,iotn
fr.rr,< f,maka.Ho:Jidakadaautokorelasitidak dapatditolak, ataudengan
ll-tTlYr"nl
Karatarnnr: adaautokorelasiridak dapatditerima.
Pendeteksianterhadap adanyaautokorelasijuga dilakukan denganpendekatan
uJi LM dari
Breusch-Godfrey. Pendekatanini merupakan uji t_"grung"
lul-;ttlii",
dengan Ho: tidak
ada autokorelasidenganH,: ada autokoietasi.ti."g; .;gg;;;f;.
iufiz, t_v_"turirtit
-:ToT*3n
nrtar sebesar15,273 atau lebih kecil dari distribusi sebesar28.30
Ifl:
I
(:-911-.CFt
keyakinan99 persen).DengandemikianHe :tidak ada autokorelasi
tidak
oapal drtolaK dengan kata lain hasil estimasi model tidak
mengalami gangguan
autokorelasi.
90 lrndonesian Journal of Economics and Development
dilakukan dengan
Pendcleksian terhadap adanla gangguan heterokedastisi"s
Dalam uji ini
Heteroskedasticity)'
Canditiohal
menggunakan uji ARCH (Autoregreisivi
Hi
distulbance
dan
homoskedastis
kondisi
dalam
g;anggu
baice)
,1d:istu
H",
;;;ilil
nilai statistik
diperoleh
panjang
lag
12
menggunakan
D€ngan
adalah heteroskedastis.
2830
distribusi
f sebesar
;"; i t,itg arr"iJbihkeciloiuandingkan
H&-;il;,'
(deneantingi;i-keyakinan 99 persen). Dengan demikian Ho: gangguan(disturbance)
homoskedastistidak dapat ditolak, sehingga estirnasi model tidak
)[l"ii
t".i*
gangguan
heteroskedastisitas,
mengalami
Analisis PerbandinganKedua Periode
tabel 4 4'l
Untuk melihatperbandinganantamsatuperiodedenganperiode-lain-nya'.dalam
ketiga
dari
estimasi
hasil
arah dan besamyakoefisien
perban-dingan
U"Jf.ti'ilt":itperiode
krisis'
dan
periode
selama
krisis,
yaitu pJriode sebelum
p*i"J.
"ut*"^i,
selamalaisis.
sebelumdan
Tabel5. Perbandiigal Koefisien Estimasl antar Periode obseNasi
vaiabel adalah
Koelisictr
vrriabel')
A(GGDP)
Alog(INvGDP)
^(GCGDP)
Alog(OPEN)
dlog(DEV)
A(EXCRE)
A(DEH)
Alog(REER2).-,
A(DEP)
c
AR(l)
AR(2)
AR(3)
SebelumKrisis
0.574536***
0.21M93**.
1.865052*
4.256282.**
0.002014*r
0.140347***
0.038228
1.068180***
0.@066?
-1.203680***
-l.l14034r**
Sel.ma Krisis
4.259213*t
-l;7905'11*1
0.114795r'*
{.001141'i*
0.069119"
0.M3120
0.905897"*
0.898670***
0.000797
4.985201'f**
4.744503*'*
{.750220+**
tr$gkar keyakinan 99 Persen
Keti
** sigaifikan dalam tingkat keyakinan 95 persen
* signifikandalamdngkatkeyakinan90 persen
*' perbedaanpanjang!ag ridakdisajikandj sinr
di antara
Berdasarkan tabel 5 di atas, terdapat persamaandan perbedaanhasil estimasi
sebelum
L'risis
periode
leriga periode observasi.2oJika diper6andingkan hasil estimasi
variabel-variabel
untuk
koefisien
tanda
krisis, terdapat iesamaan
a""E""'tA"-"
dengan
a(C-Cop),lGxcRE), i(DEHi, Alog(RIER2),-r.dan konstanta,sertaAR sampai
dan
t"g i a'L"iutu t"aua perioae observasitersebut' Khusus untuk variabel A(DEH)
periode
obeservasi'
kedua
dalam
ko"nstantu, keduanya sama-sama tidak signifikan
sedangkanvariabel-variabel yang lain semuanla si$ifikan.
{ Sebenamyasangatsulit membanclingkanhasil estirnasidi antaraketiga observasit€rsebutdisebabkan
periode
a"t"*ri
autu yu.! aig"nakan berbeda.Hal ini karenaadanyaketerbatasandata,-s€hinggadalam
,"u"tu. ft"i"'a",i p"iode sebelumdan selarnakrisis menggunakandata triwuianan, sedangkandalam
periodeselamakrisismenggunakandatabulanan.Meskipundenganadanyaketerbatasantefsebulanalisis
i"i aif*"kai-untuk tn"titt"t p*g"ruh perubahanstruktuml terhadaphasil estimasidi htara
i*l-ang*
ketiga periodeobselvasi.
ItwntAeatutlh\NllailukarRupiah
fiiilEquilibrium
I 9l
Di samping terdapat persamaan hasil estimasi antam periode sebelum k-risis dengan
periode selama loisis, terdapat pula banyak perbedaandi antara kedua periode observ=asi
ini. Perbedaanyang paling mencolok adalah pada periode selama krisis variabel AR
signifikan haaya sampai denganlag 2 yakni selamadua buJan(karena menggunakandata
bulanan),sedangkan
padaperiodesebelumkisis variabelini signifikansampii dengan/ag
tiga atauselamasembilanbulan (denganmenggunakandatatriwulanan).Ini berartibahwa
pergerakannilai lukar riil padapeiodesebelumkrisis banyakdipengaruhioleh pergerakan
nilai tukar riil itu sendiri pada waku sebelumnya.Hal ini sejalan dengan besamya
koefisiendari variabelnilai tukar riil sebelumnya(Alog(REER2)r_,i,
di manapadaperioie
sebelumlaisis nilainya 1.068 yang lebih besardari koefisien variabelini DadaDeriode
selamakrisis yakni sebesar0.906. Hal ini kemungkinanbesardisebabkaniarena sistem
nilai tukar yang_dianut selama periode ini adalah sistem nilai tukar crawling band,
sehinggapergerakannilai tukar sangatterbataspada kisaran yang sudah ditargetkan oleh
olontasmoneter.
Perbedaanlain dari hasil estimasiantaraperiode sebelumdenqanselamakrisis adalah
tanda koefisien variabel-variabel Atog(TOTEX), Alog(fNVGDP), A(cCCDp),
Alog(OPEN),Alog(DEV), dan A(DEP) yang berbedadi antira kedua periode observasi
ters€but. Dari kes€mua variabet ini, Alog(INVCDp), A(cCcDp), ilog(OpEN), dan
Alo€(DEV) mempunyai besar koefisien yang relatif hampir sama meskipun tandanya
berbedauntuk keduaperiodeobservasi.SedangkanvariabelAlog(TOTEX), dan A(DEF)
mempunyaikoefisienyangbesamyajauhberbedadan dengantandayangjugaberbeda.
Secara-umum,
perbedaanyang terjadi di antarakeduaperiodeobservasiini kemungkinan
besar drsebabkanoleh adanya perubahan struktwal (itructural change) dai data yang
digunakan. Hal ini tedadi karena adanyaperubahansistem nilai tukar d-arisistem cradr'zg
bayd
sistem mengambangbebas sejak 14 Agustus 1997. Di sampingitu jug,:a
-ye-nfli
teiladi Lrisis ekonomi dan sosial, serta adanya pergantian pemerintahan yang
menyebabkante{adinya perubahankebijakan makoekonomi
Perbandingan-perbandingan
di atasjuga mengindikasikanbahwaterjad\nyami.salignment
nilai tukar, di mananilai tukar riil terdeviasidari keseimbangannyidalam periodekrisis
dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mernpunyai tanda koefisisen yang
hipotesis. Variabel-variabel tersebul iaabh ttogltOtnXl,
dai
::*u:i.-..q-gAlog(REER2)r-r,serta AR sampaidenganlag tiga. Hal ini menunjuklianbahwa dalam
periode krisis, rzrsalrgzment nilai ttrkar yang tegadi dipengaruhi oleh faktor ekstemal dan
faktor nilai tukar riil sebelumnya.Kemungkinanhal ini diiebabkanoleh sistemnilai tukar
yang berlaku pada periode tersebut adalah sistem crawling band, sehingganilai tukar riil
akancenderungbergeraksesuaipergerakannilai tukar riil periodesebeltiinyo.
KESIMPULAN DAN SARAN
Berdasaxkan
dari hasil analisis,kesimpulanyang dapat ditarik dari penelitianini adalah
sebagaiberikut:
l. Pengujiananit root denganmenggunakanuji phillips_perronuntuk tiga perode
perelitian, yaitu periodesebelumkrisis; periodeselamamasakrisis; dan periode
sebelumdan selama masa krisis, menunjukkanbahwa untuk masing_masing
periodetidak semuavariabelstasionerpadalevelnya,Dengandemikian,estimasi
model dengan menggunakanOLS ataupun kointegmsiiidak dapat dilakukan
terhadap variabel-variabel pada tingkat level. Untuk itu diiakukan
lrsr_
difference terhadap seluruhvariabel dan dilakukan uji unit root pada tingkat
frst_
92 lrndonesian Journal of Economics and Development
dfference-nyz. Hasil uji axlt /oot menunjukkan bahwa seluruh variabel sudah
stasionerpadatingkatfrst-difference, sehinggaestimasimodel dapatdilakukan
denganOLS padatin gkatfrst-dilference.
2. Selamaperiode sebelumlsisis, nilai tukar riil equilibrium signifikan dipengaruhi
oleh terms of trcde ekstemaldan nilai tukar riil periode sebelumnya.Sedangkan
variabel-variabellainnya (kecuali rasio defisit anggaran)meskipun sigifikan
secam statistik, namun tanda koefisiennya tidak sesuai dengan hipotesis'
Kemungkinanhal ini disebabkanpemilihanproxy yangkuratg tepat.Di samPing
itu kemungkina-njuga disebabkan oleh sistem nilai tukar yang dianut adalah
sistem nilai tt kar crawling band, sehingganilai tukar riil aktual akan bergerak
dalam kisaran yang telah ditargetkan oleh otoritas moneter. Dalam periode
sebelumkrisis, re\;di, mkalignment nilai tukar, di mana nilai tukar riil aKual
mengalami deviasi dari equilibriumnya.
3 . Dalam periode lo:isis,variabel yang signifikan mempengaruhinilai tukar riil
equilibrium adalah variabel rasio investasi terhadap GDP sebagai proxy dari
technological prograss; konsumsi pemerintah sebagaiproxy tingkat konsrrmsi
pemerintah terhadap barang nontadable; tingkat keterbukaan perekonomian
sebagaiprory kontol perdagangan;perubahan devisa sebagai prorT kontrol
terhadaparusmodal;nilai tukaxriil periodesebelumnya;dan depresiasinominal.
Dalam'periode VJrsis,misalignmentnilai tukar dapat dikatakan rclatif tidak
tedadi.
Misotigrrnert nilai tukar ysng terjad'i pada periode sebelum lcisis kemungktnan
dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mempunyai tanda
koefisisen yang sesuai d€ngan teori, yaitu variabel terms of trade dannilai tukar
riil periode sebelumnla. Hal ini berarti, pemerintah perlu memperhatikan
variabel-variabel ini s-eh'inggadi masa yang akan datang tidak terjadi lagi
misaIignment nila,i tt tkar
hasil estimasiantaraperiodesebelumkrisis dan periodeselamakrisis,
5. Perbedaan
kemungkinan disebabkan oleh terjadinya perubahan struktural dari data yang
digunakan. Perubahan sfruktural data kemungkinan tet'adi karena perbedaan
sistem nilai tukar yang dipakai, di mana pada periode sebelum krisis
menggunakansistem nilai tukar crawling band, sedangkandalam periode krisis
menggunakan sistem nilai tukar mengambangbebas. Perubahanshuktural data
kemungkinanjuga disebabkanoleh lcisis ekonomidan pergantianpemerintahan,
sehinggakebijakan makroekonomi yang diambil juga berubah.
Saran
Agar penelitiandi masayang akan datangmenjadilebih baik, penulis memberikansaran
sebagaiberikut:
l. Pemilihan prory yang digunakan sebailcrya perlu dipertimbangkan lebih lanjut,
sehinggaproxJ tersebutbenar-benardapat mewakili variabel yang sebenamya.
2. Data yarrg dig\nakan sebaiknyamempunyai iiekufisi yang sama untuk masingmasing periode,sehinggaakan lebih memudahkananalisisperbandinganantar
periode walilu.
3. Penggunaandata interpolasisebaiknyaperlu dipertimbangkanlebih lanjut, dan
interpolasi data sebaiknyadilakukan hanya jika data yang diperlukan tidak
tersedia.
InamAu)at;Lf&aNilailukar
Rupiah
RiilEquilibiun
I 9t
Di sarnping terdapatpersamaanhasil estimasi antara periode sebelum krisis dengan
periode selama kisis, terdapat pula banyak perbedaandi antara kedua periode observasi
ini. Perbedaanlang paling mencolok adalah pada periode selamakrisis variabel AR
signifikan hanya sampai dsngan /dg 2 yahi selamadua bulan (karena menggunakandata
bulanan), sedangkanpada periode sebelumlqisis variabel ini signifikan sampaidengan/ag
trga atauselamasembilanbulan(denganmenggunakan
datatriwuianan).Ini berartibahwi
perg€lakannilai tukar riil padapeiodesebelumlaisis banyakdipengaruhioleh pergerakan
nilai tukar riil itu_sendiri pada waktu sebelumnya.Ha) ini sejalan dengan blsamya
koefisiendari variabelnilai tukar riil sebelumnya(Alog(REER2)t-r),
di manapadaperiode
sebelumkisis nilainya 1.068yang lebih besardari koefisien variabelini
iada periode
selamakrisis yalni sebesar0.906. Hal ini kemungkinanbesardisebabkankarenasistem
nilai tukar yang,dianul selama periode ini adalah sistem nilai tlkar crawling band,
sehinggapergerakannilai tukar sangatterbataspada kisaran yang sudah ditargettian oleh
otoritas moneter.
Perbedaanlain dari hasil estimasiantaraperiode sebelumdenganselamakisis adalah
tanda koefisien variabel-variabel- Alog(TOTEX), Alog(fiJvcDp),
A(cCcDp),
Alog(OPEN),Alog(DEV), dan A(DEP) yang berbedadi antira kedua periode observasi
tersebut. Dari kesemua variabel ini, Alog(INVCDp), A(CCGDP), Atog(OpEN),
dan
Alog(DEV) mempunFi besar koefisien yang relatif hampir sama meskilun tandanya
berbeda untuk kedua periode observasi. Sedangkanvariabei AIog(TOTEX), dan A(DEir)
mempunyaikoefisienyangbesamyajauhberbedadandengantandayangjugaberbeda.
yang redadi di antarakeduaperiodeobservasiini kemungkinan
fecara.ym.u1,nerbed"an
adanya perubahan struktural (strucntal change) dai data yang
3::."--1
:l*o::l"l
9leh
crgunaKan.
Hal rnr terjadl karanaadan)aperubahansistemnilai tukat daf- sistemcrawling
sistem mengambangbebas sejak 14 Agustus 1997. Di samprngrru
!:id.^r,^:i9i
Juga
teladl lo-isis ekonomi dan sosial,..s€rta adanya pergantian pe*".intatran yan-g
menyebabkan
te{adinya perubahankebijakanmakoekonoml
Pelbandingan-perbandingan,di
atasjuga mengindikasikanbahwategadinya misalignment
nljar ruKar,01 fttananttat tukar riil terdeviasidari keseimbangannya
dalam peribdeL.risis
oleh variabel-variabel.
yang signifikan dan memp-unyai
tandakoefisisenyang
9ll-*g:*lt
sesaual dengan hipotesis, Variabel_vafiabeltersebut adalah Alog(TOTEX).
danAlog(REER2),-r,sena AR sampaidenganlag riga. Hal ini menunjukk-anbah$a
dalam
penoce tosrs, ztsalignmentnilai tukar yang tedadi dipengaruhi
oleh faktor ekstemaldan
faldor nilai tukar riil sebelumnya.Kemungkin"nhut ini clis-ebabkan
oreh sistemnirai tukar
yang berlakupadaperiodetersebutadalah sistemcrawling ban4
sehingganilai tukar riil
akan cenderungbergerak sesuaipergerakannilai tukar riil
ierioa" seUetu-rinyo.
KESIMPULAN DAN SARAN
Befdasarkandari hasil analisis,kesimpulanyang dapatditarik dari penelitianini
adalah
sebagaiberikut:
l. Penqujianunit root dq\ganmenggunakanuji phillips_penonuntuk tiga perode
penelitian,yaitu periodesebelumkrisis; periodeselamamasakrisis; dan periode
sebelumdan selama masa kisjs, menunjukkanbahwa untuk masing_masing
periodetidak semuavariabelstasionerpadalevelnya.Dengandemikian,estimasi
model denganmenggunakanOLS ataupunkoiniegrasitidak dapat dilakukan
' terhadap
variabel-variabel pada tingkat level. iJntuk itu diiakukan
.,6rsr_
diference terhadap seluruhvariabel dan dilakukan uji unit root padatingkatrtrs[
92 Ilndonesian Journal of Economics and Development
diference-n1a. Hasil uji azit root menunjukkan bahwa seluruh variabel sudah
stasionerpada tingk * frst-diference, sehinggaestimasi model dapat dilakukan
denganOLS pada tin gkatfirst4ifference2. Selamaperiode sebelumkrisis, nilai tukar dil equilibdum signifikan dipengaruhi
oleh terms of trad.e eksternaldan nilai tukar riil periode sebelumnya.Sedangkan
variabel-variabel lainnya (kecuali rasio defisit anggaran) meskipun signifikan
secam statistik, namun tanda koefisiennya tidak sesuai dengan hipotesis.
Kemungkinan hal ini disebabkanpemilih an proxy wr\gkwang tepat Di samping
itu kemungkinanjuga disebabkanoleh sistem nilai tukar yang dianut adalah
sistem nilai itkar uawling band, sehingganilai tukar riil aktual akan bergerak
dalam kisaran yang telah ditargetkan oleh otoritas moneter' Dalam periode
sebelumkrisis, te4adi misalignmenlnilai tukar, di mana nilai tukar riil aktual
mengalamideviasidari equilibriumnla.
3. Dalam periode kisis, variabel yang signifikan mempengaruhinilai tukar riil
equilibrium adalah variabel msio investasi terhadap GDP sebagaiproxy dai
technological progress; konsumsi pemerintah sebagaiproxy tingkat konsumsi
pemerintah terhadap barang nontradable; tingkat keteftukaan pelekonomian
sebagaiproxy kontrol perdagangan; perubahan devisa sebagai prory kontrol
terhadap arus modal; nilai tukar ri'il periode sebelumnya;dan depresiasinominal.
Dalam periode kisis, misalignmenl nilai tukar dapat dikatakan relatif tidak
terjadi.
4. Misalignmentriilai tukar yang tedadi padaperiodesebelumkrisis kemungkinan
dipengaruhi oleh variabel-variabel yang signifikan dan mempunyai tanda
koefisisen yang sesuai dengan teori, yaitu variabel terms of ttade darnilai tukar
riil periode sebelurmya. Hal ini berarti, pemerintah perlu memperhatikan
variabel-variabel ini sehingga di masa yang akan dataflg tidak terjadi lagi
'//'isolignment nllai t]lkar
hasil estimasiantaraperiodesebelumkrisis dan Periodeselamakrisis,
5. Perbedaan
kemungkinan disebabkan oleh terjadinya perubahan strultural dari data yang
digunakaa, Perubahan stuktual data kemungkinan terjadi karena perbedaan
sistem nilai tukar yang dipakai, di mana pada periode sebelum krisis
menggunakansistem nilai tukat crawling bcnd, sedangkandalam periode krisis
menggunakan sistem nilai tukar mengambangbebas. Perubahanstruktual data
kemungkinan juga disebabkanoleh kisis ekonomi dan pergant'ianpemerintahan,
sehinggakebijakan makoekonomi yang diambil juga berubah
Saran
Agar penelitiandi rnu"u yung akan datangmenjadilebih baik, penulismemberikansaran
sebagaiberikut:
L Pemlllhan prox.y yang digunakan sebailcryaperlu dipertimbangkan l€bih lanjut'
sehinggaproxy tersebutbenar-benardapatmewakili variabel yang sebcnamya.
2. Data yang digunakan sebaiknyamernpunyai frekuensi yang sama untuk masingmasing periode, sehingga akan lebih memudahkan analisis perbandingan antal
periode waktu.
3. Penggunaandata interyolasi sebailoya perlu dipertimbangkan lebih lanjut, dan
iflterpolasi data sebailoya dilakukan hanya jika data yang diperlukan tidak
tercedia.
Indn Awafraa;aNilailukar
Rupiah
RiilEquilibrium
J93
DAFTAR PUSTAKA
Abimanyu, Yoopi, 1997, "Using Indonesia'sReal ExchangeRate to Test Ricardian
Equivalence". Intemational Finance Group Working Paper, IFGWP-97-04,
Universityof Birmingham,
2001,"From Currencyto EconomicCrisls".In RestorinsEastAiia's
Dynamisw- Edited by Seiichi Masuyamaet.al., Nomura Reseaich Inshtute.
Tokyo.
Appleyard, Dennis dan Atfred J, Field Jr,, 1995, Intetnational Economics. Second
edition.RichardD. Irwin Inc., Chicago.
Ar$/, Victor, 1994,Intemational Macroeconomics:Theoryawl policy. Routledge,New
York.
BaiUie, Richard T. and Patrick MacMahon, 1990. The Foreign ExchangeMarket:
Theoryand EconometricEvidence.CanhirdgeUniversityFress,London.
Clarlq Peter et.al., 1994, "Exchange Rates and Economic Fundamentals,,.IMF
OccasionalPaper,No. I 15,Decenber.
Claassel, Emil-Maria, 1996,Globat MonetaryEconomics,Oxford UniversitypressI)rc_,
New York.
Edwards, Sebastian, 1989, Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment:
E).change Rate Policy in Developing Countries, The MIT prcss, Cambridge,
MA.
1994,"Real and Monetary Determinantsof Real ExchanseRate
Belavior: Theory and Evidence from Developing Countries,,.tn Williamson
(ed.).
Edwards, Sebastiar(e_d,),1995,Capital Controls,ExchangeRates,and Monetarypolicy
in the llorld Economy.CambridgeUniversityprcss,New york.
Enders! Wafter, 1995,AppliedEconometricsTimeSeries.John Witey & Sons,Inc.,
New
york.
Faruqee, Hamid, 1995,,,Long-RunD€terminantsof the Real ExchangeRate: A
Stock_
FIow Perspective".IMF Staf papers,yol.42, No. I, March.
1998-,'Methodology for CalculatingEquilibrium ExchangeRates
and Questionof Global Cons.isten
c!'. \MF Occasioial paper, No.l6Z. Edited
by Pet€r Isard and Hamid Faruqee,
Frankel, Jeffrey A. dan Andrew K. Rose, 1995, .,Empirical Researchon Nominal
ExahangeRates".In Hdndbookof IhterhationalEionomics yol- III. Editedby
G.
Grossmanand R. Rogoff, ElsevierScienceIl.V., Aftsterdam.
9 4 l r n d o n e s i a n l o u r n a l o f E c o n o m i c sa n d D e v e l o p m e n t
on PPPand Long-RunReal
Froot, Kenneth A, dan Kenneth Rogoff, 1995,"Perspectives
Vol lll' Edited by
Economics,
Intemational
of
Handbook
ExchangeRates".In
G. Grossmanand K. Rogoff. ElsevierScience8.V., Amsterdam'
Gartner, Manfred, 1993, Macroecononics llnder Flexible Exchange Rofes Harvester
Wheatsheaf,London.
Gillis, Matcolm dan Dayid Dapice, 1988, "Indonesia". In Dombusch, Rudiger and F'
Leslie C.H. Helmers(1988)eds.,The OpenEconomy:Toolsfor Policymakersin
Developing Countrias' EDI Seriesin Economic Development, Oxford University
D.C.
Pressfor The World Bank, Vr'ashington
Goeltom' Miranda S. dan Doddy Zulverdi, 1998,"ManajemenNilai Tukar di Indonesia
dan Permasalahannya'. Makalah pada Seminar Sumbangan Pernikiran FEUI
pada Reformasi dan PemulihanEkonomi. Jakarta,Nopember'
Greene,Wilfiam H.,2OOO,Econometriclndlysis. Fourthedition,Prentice-HallInc , New
Jersey.
Guerguil, Martine dan Martin Kaufman, 1998,"Competitivenessand the Evolution of
the RealExchangeRatesin Chile". IMF Working Paper,No 58, April'
Gujarati, Damodar N. , 1995,Basic Econometics. Third edition. McGraw-Hill Book
Co., Singapore.
Hlnkle, Lawrence E. dan Peter J. Montiel (eds.), 1999,ExchdngeRate Misalignment:
Concepts and Meas reuenl for DeveloPing Countries. Oxford University Press,
New York.
Hooper, Peter dao Jaime Marquez, 1995, "Exchange Rates, Prices, and Extemal
Interdependence:
Adjustmentin the Unit€d Statesand Japan".ln Llnderstanding
The Macloeconomi.s of the Open Economy, Edlted by P.B. Kenen' Princeton
UniversityPress,New Jersey,
Isard, Peter, 1995,ExchangeRateEconomics.CambidgeUnive$ity Press,N€w York'
Isard, Peter dan Mlchael Mussa, 1998,"Methodologyfor ExchangeRateAssessmenf''
Itr{F Occassional Pd.per,No. 167.
Krugman, Paul R. dan Maurice Obstfeld, 1997, InternationalEconomics:Theoryand
Policy, Fourthedition.Addison-Wesley:New York.
Kurniati, Yati dan A.V. Hardlyanto, 1999,"PerilakuNilai Tukar Rupiahdan Altematif
PerhitunganNilai Tukar Riil Keseimbangan",Bank IndonesiaBuletin Ekonomi
Moneterdan Pelban&ar,Vol. 2, No. 2, September.
MacDonald, Ronald, 1997, "What DeterminesReal ExchangeRates?The Long and
ShortofIt'', IMF Working Paper' No' 21' January.
Mills, Cadmatr Atta dan Raj Nallari, 1992,"Analytical Approachesto Stabilizationand
AdjustmentPrograms",EDI SeminarPapar44, World Bank,WashingtonD.C'
InanAtuafutrfr?LNllailukar
Rupiah
RiilEquilib
um195
Mills, T€rerce C., 1993, The Econometric Modeling of Financial Time Series, Cambidge
UniversityPress,London.
Mongardini, Joannes,1998,"EstimatingEgypt's Equilibrium Real ExchangeRate" IMF
Working Paper,Vol. 5, January.
Ogun, Oluremi, 1997, 'Real ExchangeRate Movementsand Export Growth: Nigeria,
1960-1990",African Economic ResearchConsortium Researchpaper,yol. g2.
Paltirasarany, Gregorius D.V., 1997, ,,Long-Run purchasing power parity in
lndonesia", Ekonomi dan KeuanganIndo,?eJla,Vol. XIV, No. 2.
Pindyck, Robert S. dan Daniel L. Rublnfeld, lggl, EconometricModelsand Economic
Forecasl,r,third edition.McGraw-Hill Inc., Singapore.
Riv€ra-Batiz, Fransisco L. dan Luis A. Riyera Bafiz, 1994,InternationalFinanceand
OpenEconotuyMacroeconomics,secondedition,prentice-HallInc., New Jersey.
Rosenberg Michael R., 1996, Cutency Forecasting: A Guide to Fundamenral and
Technical Models of ExchangeRate Determination. McGraw-Hill, New york.
Taylor, Mark P., 1995, "Exchange-RateBehavior under Altemative Exchange_Rate
Arangements". ln Understanding Interdependence:The Macroeconomicsof the
O_penEconomy. Edited by peter B. Kenen. princeton University press,New
Jersey.
Williamson, John (ed.), 1994, Estirnating Equilibrium Exchanle Rates. Institute for
IntemationalEconomics,WashingtonD-C.