Templat tugas akhir S1

PENGARUH STRUKTUR MODAL TERHADAP KINERJA
KEUANGAN PERUSAHAAN AGRIBINIS YANG
TERDAFTAR DI BURSA EFEK INDONESIA
DIAH AYU KUSUMANINGSIH
DEPARTEMEN MANAJEMEN
FAKULTAS EKONOMI DAN MANAJEMEN
INSTITUT PERTANIAN BOGOR
BOGOR
2016
PERNYATAAN MENGENAI SKRIPSI DAN
SUMBER INFORMASI SERTA PELIMPAHAN HAK CIPTA
Dengan ini saya menyatakan bahwa skripsi berjudul Pengaruh Struktur
Modal terhadap Kinerja Keuangan Perusahaan Agribisnis yang Terdaftar di Bursa
Efek Indonesia adalah benar karya saya dengan arahan dari komisi pembimbing
dan belum diajukan dalam bentuk apa pun kepada perguruan tinggi mana pun.
Sumber informasi yang berasal atau dikutip dari karya yang diterbitkan maupun
tidak diterbitkan dari penulis lain telah disebutkan dalam teks dan dicantumkan
dalam Daftar Pustaka di bagian akhir skripsi ini.
Dengan ini saya melimpahkan hak cipta dari karya tulis saya kepada Institut
Pertanian Bogor.
Bogor, Juni 2016
Diah Ayu Kusumaningsih
NIM H24120126
ABSTRAK
DIAH AYU KUSUMANINGSIH. Pengaruh Struktur Modal terhadap Kinerja
Keuangan Perusahaan Agribisnis yang Terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Dibimbing oleh ARIF IMAM SUROSO dan NOER AZAM ACHSANI.
Keputusan struktur modal berhubungan langsung terhadap risiko dan
tingkat pengembalian perusahaan. Penelitian ini bertujuan menganalisis pengaruh
struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang terdaftar di
Bursa Efek Indonesia pada tahun 2010-2014. Pemilihan sampel dalam penelitian
ini menggunakan teknik purposive sampling. Penelitian ini menggunakan metode
data panel dengan model fixed effect. Variabel struktur modal yang digunakan
dalam penelitian ini adalah Long Term Debt to Total Asset (LDTA), Debt to Asset
Ratio (DAR), dan Debt to Equity Ratio (DER). Variabel kinerja keuangan yang
digunakan dalam penelitian ini adalah Return on Asset (ROA), Return on Equity
(ROE), dan Earning per Share (EPS). Penelitian ini juga menggunakan variabel
kontrol yang berpengaruh terhadap kinerja keuangan perusahaan yaitu firm size
(SIZE). Hasil penelitian menunjukkan struktur modal berpengaruh negatif
terhadap ROA dan EPS. LDTA berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROE,
sedangkan DER berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROE. Perusahaan
agribisnis sebaiknya mempertimbangkan pendanaan melalui utang bagi struktur
modal perusahaan karena utang dapat meningkatkan kinerja keuangan perusahaan
namun tetap memperhitungkan struktur modal optimal.
Kata kunci: data panel, kinerja keuangan, struktur modal
ABSTRACT
DIAH AYU KUSUMANINGSIH. The Influence of Capital Structure to Financial
Performance of Agribusiness Companies Listed in Indonesian Stock Exchange.
Supervised by ARIF IMAM SUROSO and NOER AZAM ACHSANI.
Capital structure decision is directly related to the risk and return of firm.
The objective of this research is to analyze the influence of capital structure to
financial performance of agribusiness companies listed in Indonesian Stock
Exchange in period 2010-2014. The sample of research was taken using purposive
sampling. This research used panel data method with fixed effect model. Capital
structure variables that used in this research are Long Term Debt to Total Asset
(LDTA), Debt to Asset Ratio (DAR), and Debt to Equity Ratio (DER). Financial
performance variables that used in this research are Return on Asset (ROA),
Return on Equity (ROE), and Earning per Share (EPS). This research also used
control variable that is firm size (SIZE) which influenced the financial
performance. The result of research showed that capital structure negatively
influenced ROA and EPS. LDTA positively and significant influenced ROE,
while DER negatively and significant influenced ROE. Agribusiness companies
should consider financing through debt for the company's capital structure due to
debt can improve the company's financial performance but also considering the
optimal capital structure.
Keywords: capital structure, panel data, financial performance
PENGARUH STRUKTUR MODAL TERHADAP KINERJA
KEUANGAN PERUSAHAAN AGRIBISNIS YANG
TERDAFTAR DI BURSA EFEK INDONESIA
DIAH AYU KUSUMANINGSIH
Skripsi
sebagai salah satu syarat untuk memperoleh gelar
Sarjana Ekonomi
pada
Departemen Manajemen
DEPARTEMEN MANAJEMEN
FAKULTAS EKONOMI DAN MANAJEMEN
INSTITUT PERTANIAN BOGOR
BOGOR
2016
PRAKATA
Puji dan syukur penulis panjatkan kepada Allah subhanahu wa ta’ala atas
segala karunia-Nya sehingga karya ilmiah yang berjudul Pengaruh Struktur Modal
terhadap Kinerja Keuangan Perusahaan Agribisnis yang Terdaftar di Bursa Efek
Indonesia berhasil diselesaikan. Skripsi ini disusun sebagai syarat memperoleh
gelar Sarjana Ekonomi pada Departemen Manajemen, Fakultas Ekonomi dan
Manajemen, Institut Pertanian Bogor.
Pada kesempatan ini, penulis ingin mengucapkan terima kasih kepada orang
tua dan keluarga penulis, yaitu Bapak Kosasih dan Ibu Ponikem, serta kakak dan
adik dari penulis atas doa, motivasi dan dukungan untuk penulis dalam
menyelesaikan skripsi ini. Selain itu penulis juga mengucapkan terima kasih
kepada:
1. Dr Ir Arif Imam Suroso, MScCS dan Prof Noer Azam Achsani, PhD selaku
dosen pembimbing yang telah memberikan bimbingan teoritis maupun
motivasi dalam penyelesaian skripsi ini.
2. Dr Mukhamad Najib, STP, MM selaku dosen penguji yang telah memberikan
saran dalam penyelesaian skripsi ini.
3. Para dosen dan staf tata usaha Departemen Manajemen IPB yang telah
memberikan ilmu dan dukungan kepada penulis selama penyusunan skripsi
ini.
4. Teman-teman satu bimbingan Putri, Desyliana, Elis, dan Amy yang telah
berjuang bersama-sama, memberikan dukungan kepada penulis dan menjadi
teman diskusi selama proses penyusunan skripsi ini.
5. Sahabat-sahabat selama perkuliahan: Jessica, Rani, Arvina, Farah, Ekky,
Gina, Fajar, Octaviane, Abu, Panji, Shofi, Arief, Wirenza, Imam, Triana,
Fathia, Syifa, dan Rizki.
6. Teman-teman Manajemen 49, BEM FEM IPB Simfoni, dan BEM FEM IPB
Cakrawala yang telah memberikan dukungan kepada penulis selama
penyusunan skripsi ini.
Semoga karya ilmiah ini bermanfaat.
Bogor, Juni 2016
Diah Ayu Kusumaningsih
DAFTAR ISI
DAFTAR TABEL
DAFTAR GAMBAR
DAFTAR LAMPIRAN
PENDAHULUAN
Latar Belakang
Perumusan Masalah
Tujuan Penelitian
Manfaat Penelitian
Ruang Lingkup Penelitian
TINJAUAN PUSTAKA
METODE
Kerangka Pemikiran Penelitian
Lokasi dan Waktu Penelitian
Pengumpulan Data
Metode Analisis Data
HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis Eksploratif Data
Pengaruh Struktur Modal terhadap ROA
Pengaruh Struktur Modal terhadap ROE
Analisis Efek Individu
SIMPULAN DAN SARAN
Simpulan
Saran
DAFTAR PUSTAKA
LAMPIRAN
RIWAYAT HIDUP
vi
vi
vi
1
1
4
4
4
4
4
7
7
8
8
9
14
14
20
23
25
29
30
30
30
33
39
DAFTAR TABEL
1 Nilai rataan utang dan ekuitas perusahaan agribisnis di BEI tahun
2010-2014 (miliar rupiah)
2 Statistik deskriptif struktur modal perusahaan agribisnis di BEI
3 Statistik deskriptif kinerja keuangan perusahaan agribisnis di BEI
4 Hasil uji pengaruh struktur modal terhadap ROA
5 Hasil uji pengaruh struktur modal terhadap ROE
6 Hasil uji pengaruh struktur modal terhadap EPS
14
15
17
21
24
26
DAFTAR GAMBAR
1 Kerangka pemikiran penelitian
2 Trend hubungan antara variabel struktur modal dan ROA perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
3 Trend hubungan antara variabel struktur modal dan ROE perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
4 Trend hubungan antara variabel struktur modal dan EPS perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
8
18
19
20
DAFTAR LAMPIRAN
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
Perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
Hasil uji chow model ROA
Hasil uji hausman model ROA
Hasil uji multikolinearitas model ROA
Hasil uji normalitas model ROA
Hasil uji chow model ROE
Hasil uji hausman model ROE
Hasil uji multikolinearitas model ROE
Hasil uji normalitas model ROE
Hasil uji chow model EPS
Hasil uji hausman model EPS
Hasil uji multikolinearitas model EPS
Hasil uji normalitas model EPS
Efek individu model ROA
Efek individu model ROE
Efek individu model EPS
33
34
34
34
34
35
35
35
35
36
36
36
36
37
37
38
PENDAHULUAN
Latar Belakang
Keputusan struktur modal merupakan keputusan yang sangat penting
karena berhubungan langsung dengan risiko dan tingkat pengembalian perusahan
(Hasan et al. 2014). Struktur modal adalah komposisi dan proporsi utang jangka
panjang dan ekuitas (saham preferen dan saham biasa) yang ditetapkan
perusahaan. Utang yang diperhitungkan dalam struktur modal hanya utang jangka
panjang karena utang jangka panjang bersifat tetap selama jangka waktu yang
relatif panjang. Sementara itu, utang jangka pendek tidak diperhitungkan dalam
struktur modal karena utang jangka pendek umumnya bersifat spontan
(Mardiyanto 2009).
Berbagai teori struktur modal yang membahas bagaimana seharusnya
perusahaan mengambil keputusan struktur modal telah dikemukakan oleh para
ahli keuangan. Diawali oleh Modigliani dan Miller pada tahun 1958 yang
menyatakan bahwa pada kondisi pasar modal sempurna, struktur modal tidak
mempengaruhi nilai perusahaan dan tidak ada struktur modal yang optimal.
Namun, asumsi pasar modal sempurna tanpa biaya transaksi, tanpa pajak, dan
informasi yang simetris tidak realistis dan tidak dapat diterapkan karena pada
kenyataannya terdapat pajak, biaya keagenan, dan perbedaan informasi (Cheng et
al. 2010).
Pada tahun 1963, Modigliani dan Miller mengubah asumsi dengan
memperhitungkan pajak terhadap penghasilan perusahaan (corporate taxes).
Menurut asumsi ini maka penggunaan utang dapat meningkatkan nilai perusahaan
atau dengan kata lain perusahaan lebih memilih mendanai perusahaan
menggunakan utang dibandingkan modal sendiri. Hal ini dikarenakan adanya
penghematan pembayaran pajak penghasilan karena adanya biaya bunga (taxdeductible). Implikasi dari teori tersebut adalah penggunaan utang lebih baik atau
bahkan ada teori Modigliani dan Miller yang beranggapan sebaiknya perusahaan
menggunakan 100% utang (Ambarwati 2010).
Teori lain mengenai struktur modal adalah pecking order theory yang
diusulkan oleh Myers dan Maljuf (1984). Teori ini menjelaskan bahwa perusahaan
dengan profitabilitas yang tinggi menggunakan dana internal untuk membiayai
proyek-proyek baru yang dapat memaksimalkan nilai pemegang saham. Jika laba
ditahan tidak cukup, perusahaan lebih memilih menggunakan utang dalam
pembiayaan. Jika pembiayaan tambahan diperlukan, maka perusahaan
mengeluarkan ekuitas. Pilihan laba ditahan lebih disukai oleh perusahaan karena
hampir tidak terdapat biaya (Javed et al. 2014). Myers juga mengusulkan trade off
theory yang menyatakan bahwa perusahaan akan menambahkan utang hingga
tingkat tertentu di mana jumlah penghematan pajak dari peningkatan utang adalah
sama dengan biaya financial distress. Financial distress adalah suatu kondisi di
mana perusahaan tidak dapat memenuhi atau memiliki kesulitan membayar
kewajiban keuangan kepada kreditur, sehingga dapat mengakibatkan
kebangkrutan perusahaan (Saputra et al. 2015).
Inti dari persoalan teori struktur modal adalah menemukan keseimbangan
antara manfaat dan biaya dari penggunaan utang. Manfaat dari penggunaan utang
2
berasal dari penghematan pajak (tax shield), yang memungkinkan perusahaan
untuk mengurangi pembayaran pajaknya. Adapun biaya atas penggunaan utang
bersumber dari biaya kebangkrutan (bancruptcy cost), biaya keagenan (agency
cost), dan biaya yang terkait dengan informasi tak simetris (asymmetric
information) (Mardiyanto 2009).
Banyak penelitian yang telah dilakukan untuk membuktikan pengaruh
struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan. Hasil penelitian Fadhilah
(2011) pada perusahaan sektor pertambangan di Indonesia, Marobhe (2014) pada
perusahaan di Afrika Timur, serta Tan dan Hamid (2016) pada perusahaan di
Malaysia menunjukkan struktur modal berpengaruh terhadap kinerja keuangan
perusahaan. Sedangkan hasil penelitian Saputra et al. (2015) pada perusahaan
sektor keuangan di Indonesia menunjukkan struktur modal cenderung tidak
berpengaruh terhadap kinerja keuangan perusahaan.
Hasil penelitian yang dilakukan oleh Hasan et al. (2014) pada perusahaan
di Bangladesh, Umar et al. (2012), Khan et al. (2013), Khanam et al. (2014) dan
Riaz (2015) pada perusahaan di Pakistan, Rouf (2015) pada perusahaan di India,
Moghaddam et al. (2015) pada perusahaan di Iran, serta Ramadan dan Ramadan
(2015) pada perusahaan di Yordania menunjukkan struktur modal berpengaruh
negatif terhadap kinerja keuangan perusahaan. Sedangkan hasil penelitian yang
dilakukan oleh Gill et al. (2011) pada perusahaan di Amerika Serikat
menunjukkan struktur modal berpengaruh positif terhadap kinerja keuangan
perusahaan. Penelitian-penelitian tersebut menunjukkan hasil yang bertentangan.
Perbedaan hasil penelitian tersebut dapat disebabkan oleh perbedaan perusahaan
yang menjadi objek penelitian dan perbedaan karakteristik perusahaan.
Penelitian Fadhilah (2011) dan Saputra et al. (2015) mengenai pengaruh
struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan di Indonesia dilakukan
terhadap perusahaan terbuka, yaitu perusahaan yang terdaftar di Bursa Efek
Indonesia (BEI). Penelitian mengenai pengaruh struktur modal terhadap kinerja
keuangan perusahaan yang terdaftar di BEI dapat dilakukan pada suatu sektor atau
subsektor yang terdapat pada indeks sektoral, seperti yang dilakukan oleh
Fadhilah (2011) pada sektor pertambangan dan Saputra et al. (2015) pada sektor
keuangan. Namun, belum ada penelitian terdahulu mengenai pengaruh struktur
modal terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI.
Agribisnis merupakan sektor ekonomi yang terdiri dari empat subsektor
yaitu subsektor agribisnis hulu, subsektor pertanian primer, subsektor agribisnis
hilir, dan subsektor jasa penunjang. Subsektor agribisnis hulu yakni kegiatan
ekonomi yang menghasilkan sarana produksi pertanian seperti industri
pembibitan/pembenihan, industri agrokimia, dan industri agrootomotif. Subsektor
pertanian primer yakni kegiatan ekonomi yang menggunakan sarana produksi
pertanian untuk menghasilkan komoditas pertanian primer. Subsektor agribisnis
hilir yakni kegiatan ekonomi yang mengolah komoditas pertanian primer menjadi
produk-produk olahan baik berupa produk antara maupun produk akhir beserta
kegiatan perdagangannya. Subsektor jasa penunjang yakni kegiatan yang
menghasilkan dan menyediakan jasa yang dibutuhkan seperti perbankan,
transportasi, penelitian dan pengembangan, kebijakan pemerintah, penyuluhan
dan konsultasi, dan lain-lain (Saragih 2010).
Permasalahan utama yang sering dihadapi dalam mengembangkan usaha
agribisnis adalah modal. Modal merupakan suatu hal yang sangat diperlukan
3
dalam mendirikan sebuah usaha, baik usaha skala kecil, menengah maupun besar.
Sumber modal dapat berasal dari pinjaman lembaga keuangan formal diantaranya
terdiri atas bank konvensional, bank syariah, dan lembaga keuangan non formal
seperti tengkulak atau modal pribadi. Peran perbankan dalam pembiayaan sektor
agribisnis masih relatif kecil (Sholihah et al. 2014). Hal tersebut menjadi suatu
permasalahan bagi usaha agribisnis di Indonesia karena perbankan dapat
memberikan pembiayaan dalam bentuk utang yang dapat dipergunakan sebagai
salah satu sumber pendanaan dalam struktur modal usaha agribisnis.
Karakteristik usaha agribisnis yang memiliki risiko tinggi menyebabkan
para pelaku usaha agribisnis mengalami kesulitan dalam mengembangkan
usahanya (Sholihah et al. 2014). Namun tidak dapat dipungkiri bahwa sektor
agribisnis memiliki peran penting dalam pembangunan perekonomian di
Indonesia. Pembangunan sektor agribisnis merupakan suatu strategi pembangunan
perekonomian nasional secara keseluruhan. Berbagai isu pembangunan nasional
seperti peningkatan pendapatan, peningkatan kesempatan kerja dan berusaha,
pemerataan, penanggulangan kemiskinan, ketahanan pangan, stabilitas ekonomi
makro (inflasi dan kurs rupiah), masalah kelestarian lingkungan, dan lain-lain
dapat dipecahkan melalui pembangunan sektor agribisnis (Saragih 2010).
Berdasarkan permasalahan dan peran penting sektor agribisnis dalam
pembangunan perekonomian nasional, keputusan struktur modal pada usaha
agribisnis penting untuk dilakukan. Keputusan struktur modal yang efektif dapat
menurunkan biaya modal sehingga meningkatkan kinerja keuangan perusahaan
(Hasan et al. 2014). Penelitian ini mencoba menganalisis pengaruh struktur modal
terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis. Penelitian ini memilih
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI sebagai objek penelitian dibandingkan
Usaha Kecil dan Menengah (UKM) yang bergerak dalam sektor agribisnis karena
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI dapat merepresentasikan perusahaan
agribisnis yang terdapat di Indonesia. Keempat subsektor agribisnis juga dapat
direpresentasikan oleh perusahaaan-perusahaan yang terdaftar di BEI. Selain itu,
laporan keuangan perusahaan agribisnis yang terdapat di BEI diterbitkan setiap
tahun dan telah diaudit oleh auditor independen. Perusahaan agribisnis yang
terdaftar di BEI termasuk dalam beberapa sektor yang terdapat pada indeks
sektoral diantaranya sektor pertanian, sektor industri dasar dan kimia, sektor
aneka industri, sektor industri barang dan konsumsi, serta sektor keuangan.
Penilaian terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis di BEI dapat
dilakukan melalui berbagai proksi diantaranya menggunakan Return on Asset
(ROA), Return on Equity (ROE), dan Earning per Share (EPS). Nilai ROA
menggambarkan efisiensi pada dana yang digunakan dalam perusahaan. Nilai
ROE merupakan indikator yang digunakan oleh pemegang saham untuk
mengukur keberhasilan bisnis yang dijalani (Sugiono 2009). Nilai EPS digunakan
untuk mengukur keberhasilan manajemen dalam mencapai keuntungan bagi
pemegang saham (Kasmir 2010). Oleh karena itu, penelitian ini mencoba
menganalisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI berdasarkan ROA, ROE, dan EPS.
4
Perumusan Masalah
Rumusan masalah dalam penelitian ini adalah sebagai berikut: (1)
Bagaimana pengaruh struktur modal terhadap ROA pada perusahaan agribisnis
yang terdaftar di BEI? (2) Bagaimana pengaruh struktur modal terhadap ROE
pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI? (3) Bagaimana pengaruh
struktur modal terhadap EPS pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI?
Tujuan Penelitian
Tujuan yang ingin dicapai dalam penelitian ini berdasarkan permasalahan
yang telah dipaparkan adalah sebagai berikut: (1) Menganalisis pengaruh struktur
modal terhadap ROA pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI. (2)
Menganalisis pengaruh struktur modal terhadap ROE pada perusahaan agribisnis
yang terdaftar di BEI. (3) Menganalisis pengaruh struktur modal terhadap EPS
pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI.
Manfaat Penelitian
Manfaat yang diharapkan dengan adanya penelitian ini: (1) Bagi
perusahaan, dapat dijadikan sebagai bahan pertimbangan dan masukan dalam
pengambilan keputusan struktur modal guna meningkatkan kinerja keuangan
perusahaan. (2) Bagi akademisi, hasil penelitian ini dapat digunakan sebagai
informasi untuk penelitian selanjutnya.
Ruang Lingkup Penelitian
Penelitian ini terfokus pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI
tahun 2010-2014, tertera dalam factbook BEI tahun 2015, dan telah melakukan
pemisahan antara utang jangka pendek maupun utang jangka panjang dalam
laporan keuangan perusahaan. Selain itu, batasan pada aspek variabel yang diteliti
juga diperhatikan dalam penelitian ini. Variabel struktur modal yang digunakan
dalam penelitian ini adalah Long Term Debt to Total Asset (LDTA), Debt to Asset
Ratio (DAR), dan Debt to Equity Ratio (DER). Variabel kinerja keuangan yang
digunakan dalam penelitian ini adalah ROA, ROE, dan EPS. Penelitian ini juga
menggunakan variabel kontrol yaitu firm size (SIZE) karena variabel tersebut
berpengaruh terhadap kinerja keuangan perusahaan. Seluruh variabel yang
digunakan dalam penelitian ini mengacu pada penelitian-penelitian terdahulu.
TINJAUAN PUSTAKA
Fadhilah (2011) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja
keuangan perusahaan pertambangan yang terdaftar di BEI. Penelitian ini
menggunakan analisis data panel dengan model fixed effect maupun random
5
effect. Hasil penelitiannya adalah Long Term Debt to Equity (LDTE) dan DAR
berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROA dan ROE. DER dan Long Term
Debt to Total Capitalization (LDTC) berpengaruh negatif dan signifikan terhadap
ROA dan ROE. LDTE dan DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap
Price Earning Ratio (PER). DER dan LDTC berpengaruh positif dan signifikan
terhadap PER. Seluruh variabel struktur modal yang digunakan dalam penelitian
tersebut tidak berpengaruh signifikan terhadap Market to Book Ratio (MBR).
Gill et al. (2011) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap
profitabilitas perusahaan manufaktur dan jasa di Amerika Serikat. Penelitian ini
menggunakan OLS regression. Hasil penelitiannya menunjukkan Short Term Debt
to Total Asset (SDTA) dan DAR berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROE
pada perusahaan jasa dan manufaktur. LDTA berpengaruh positif dan tidak
signifikan terhadap ROE pada perusahaan jasa, sedangkan LDTA berpengaruh
positif dan signifikan terhadap ROE pada perusahaan manufaktur.
Umar et al. (2012) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja
keuangan 100 perusahaan terbaik di Karachi Stock Exchange. Penelitian ini
menggunakan generalized least square regression. Hasil penelitian menunjukkan
SDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap Earning Before Interest and
Taxes (EBIT), ROA, dan EPS, namun SDTA berpengaruh negatif dan tidak
signifikan terhadap ROE. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap
EBIT, ROA, dan EPS, namun LDTA berpegaruh positif dan signifikan terhadap
ROE. DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EBIT, ROA, dan EPS,
namun DAR berpegaruh negatif dan tidak signifikan terhadap ROE.
Khan et al. (2013) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja
keuangan perusahaan mesin di Pakistan. Penelitian ini menggunakan analisis
regresi berganda. Hasil penelitiannya menunjukkan SDTA, LDTA, dan DAR
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA. SDTA dan DAR berpengaruh
negatif dan tidak signifikan terhadap ROE, sedangkan LDTA berpengaruh positif
dan tidak signifikan terhadap ROE.
Hasan et al. (2014) meneliti pengaruh struktur modal terhadap kinerja
keuangan perusahaan yang terdaftar di Dhaka Stock Exchange Bangladesh.
Penelitian ini menggunakan analisis data panel dengan model fixed effect. Hasil
penelitiannya adalah SDTA, LDTA, dan DAR berpengaruh negatif dan signifikan
terhadap ROA. Ketiga variabel struktur modal tersebut berpengaruh negatif dan
tidak signifikan terhadap ROE maupun Tobin’s Q. SDTA berpengaruh positif dan
signifikan terhadap EPS. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS.
DAR berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap EPS.
Khanam et al. (2014) menginvestigasi pengaruh keputusan struktur modal
terhadap kinerja perusahaan sektor makanan yang terdaftar di KSE Pakistan.
Penelitian ini menggunakan analisis regresi berganda. Hasil penelitiannya
menunjukkan SDTA berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap Net Profit
Margin (NPM), ROA, EPS, dan Return on Capital Employed (ROCE), namun
SDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap ROE. LDTA
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap NPM, ROA, ROE, dan ROCE,
namun LDTA berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap EPS. DAR
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA, DAR berpengaruh positif dan
signifikan terhadap NPM dan ROCE, serta DAR berpengaruh negatif dan tidak
signifikan terhadap ROE dan EPS. DER berpengaruh negatif dan signifikan
6
terhadap ROE dan ROCE, namun DER berpengaruh negatif dan tidak signifikan
terhadap EPS, ROA, dan EPS.
Marobhe (2014) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja
perusahaan manufaktur di Afrika Timur. Penelitian ini menggunakan analisis
regresi berganda. Hasil penelitiannya menunjukkan LDTC berpengaruh negatif
dan signifikan terhadap ROA, namun LDTC berpengaruh negatif dan tidak
signifikan terhadap ROE dan EPS. LDTA berpengaruh positif dan signifikan
terhadap ROA, namun LDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap
ROE dan EPS. SDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap ROA,
SDTA berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROE, serta SDTA berpengaruh
negatif dan tidak signifikan terhadap EPS. DER berpengaruh negatif dan tidak
signifikan terhadap ROA dan ROE, namun DER berpengaruh positif dan tidak
signifikan terhadap EPS.
Moghaddam et al. (2015) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap
kinerja keuangan perusahaan di Tehran Stock Exchang Iran. Penelitian ini
menggunakan analisis data panel dengan model fixed effect. Hasil penelitiannya
adalah SDTA dan DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA, ROE,
EPS, dan Tobin’s Q. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA
dan EPS, tetapi LDTA berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap ROE
dan Tobin’s Q. Ramadan dan Ramadan (2015) mengidentifikasi pengaruh struktur
modal terhadap kinerja keuangan perusahaan yang terdaftar di Amman Stock
Exchange Yordania. Penelitian ini menggunakan analisis regresi berganda. Hasil
penelitiannya adalah LDTC, DAR, dan total debt to total capitalization
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA.
Riaz (2015) menguji pengaruh struktur modal terhadap ROA pada
perusahaan sektor kimia di Pakistan. Penelitian ini menggunakan analisis regresi
berganda. Hasil penelitiannya adalah SDTA dan DAR memiliki pengaruh negatif
dan signifikan terhadap ROA, sedangkan LDTA dan DER berpengaruh negatif
dan tidak signifikan terhadap ROA. Rouf (2015) menganalisis pengaruh struktur
modal terhadap kinerja perusahaan non keuangan yang terdaftar di Dhaka Stock
Exchange India. Penelitian ini menggunakan analisis regresi berganda. Hasil
penelitiannya adalah DAR dan DER berpengaruh negatif dan signifikan terhadap
ROA dan Return on Sales.
Saputra et al. (2015) menganalisis pengaruh struktur modal terhadap
kinerja perusahaan sektor keuangan yang terdaftar di BEI. Penelitian ini
menggunakan analisis data panel dengan model random effect. Hasil
penelitiannya adalah LDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap
ROA, tetapi LDTA berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap ROE. DAR
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA, tetapi DAR berpengaruh
positif dan tidak signifikan terhadap ROE. DER berpengaruh negatif dan tidak
signifikan terhadap ROA maupun ROE. Variabel kontrol yaitu asset growth
berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap ROA, tetapi asset growth
berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROE. SIZE berpengaruh positif dan
signifikan terhadap ROA maupun ROE.
Tan dan Hamid (2016) menginvestigasi hubungan dan pengaruh struktur
modal terhadap kinerja keuangan perusahaaan pada sektor pertanian yang
terdaftar di Bursa Malaysia. Penelitian ini menggunakan analisis regresi berganda.
Hasil penelitiannya menunjukkan SDTA dan LDTA berpengaruh positif dan tidak
7
signifikan terhadap ROE, DAR berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap
ROE, serta DER berpengaruh positif dan signifikan terhadap ROE.
SDTA dan LDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap ROA, DAR
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA, serta DER berpengaruh negatif
dan signifikan terhadap ROA. SDTA berpengaruh positif dan signifikan terhadap
EPS, LDTA berpengaruh positif dan tidak signifikan terhadap EPS, DAR
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS, serta DER berpengaruh negatif
dan tidak signifikan terhadap EPS.
METODE
Kerangka Pemikiran Penelitian
Penelitian ini dilatarbelakangi oleh pentingnya keputusan struktur modal
bagi suatu perusahaan. Menurut Mardiyanto (2009) struktur modal terdiri dari
utang jangka panjang dan ekuitas perusahaan. Penelitian ini dilakukan terhadap
perusahaan pada sektor agribisnis. Menurut Sholihah et al. (2014) usaha agribisnis
memiliki risiko yang relatif tinggi dan peran perbankan dalam pembiayaan usaha
agribisnis masih relatif kecil. Hal tersebut dapat menjadi suatu permasalahan bagi
usaha agribisnis karena pembiayaan dari perbankan dalam bentuk utang dapat
dipergunakan sebagai salah satu sumber pendanaan dalam struktur modal
perusahaan agribisnis. Oleh karena itu, penelitian ini mencoba menganalisis
pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang
terdaftar di BEI. Penelitian ini menggunakan data laporan keuangan perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014.
Variabel struktur modal yang digunakan dalam penelitian ini adalah Long
Term Debt to Total Asset (LDTA), Debt to Asset Ratio (DAR), dan Debt to Equity
Ratio (DER). Variabel kinerja keuangan yang digunakan dalam penelitian ini
adalah Return on Asset (ROA), Return on Equity (ROE), dan Earning per Share
(EPS). Penelitian ini menggunakan variabel kontrol yaitu firm size (SIZE) yang
menurut penelitian-penelitian terdahulu berpengaruh terhadap kinerja keuangan
perusahaan. Penggunaan variabel kontrol tersebut diharapkan dapat meningkatkan
proporsi variasi variabel dependen yang dapat dijelaskan oleh variabel independen.
Variabel-variabel tersebut dianalisis dengan menggunakan data panel untuk
melihat pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis
di BEI. Pengujian dilakukan dengan cara menguji seluruh variabel struktur modal
terhadap masing-masing variabel kinerja keuangan perusahaan dalam suatu
permodelan.
Terdapat tiga analisis yang digunakan terhadap hasil pengujian. Analisis
yang pertama adalah analisis eksploratif data. Analisis ini dilakukan untuk melihat
bagaimana nilai rataan utang dan ekuitas, statistik deskriptif variabel struktur
modal dan kinerja keuangan perusahaan, serta trend hubungan antara variabel
struktur modal dan kinerja keuangan perusahaan. Analisis yang kedua adalah
analisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan. Analisis
yang ketiga adalah analisis efek individu untuk melihat kinerja keuangan tertinggi
pada perusahaan agribisnis di BEI. Selanjutnya, hasil pengujian dan analisis
8
digunakan sebagai dasar perumusan implikasi manajerial. Hal ini dapat
bermanfaat bagi perusahaan agribisnis di BEI dalam mengambil keputusan
struktur modal. Secara ringkas kerangka pemikiran dalam penelitian ini dapat
dilihat pada Gambar 1.
Perusahaan Agribisnis di BEI
Struktur Modal:
 Long Term Debt to Total
Asset (LDTA)
 Debt to Asset Ratio (DAR)
 Debt to Equity Ratio (DER)
Variabel Kontrol:
 Firm Size (SIZE)
Kinerja Keuangan:
 Return on Asset (ROA)
 Return on Equity (ROE)
 Earning per Share (EPS)
Metode Analisis Data Panel
Pemilihan Model Data Panel
1. Analisis eksploratif data
2. Analisis pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan
3. Analisis efek individu
Implikasi Manajerial
Rekomendasi
Gambar 1 Kerangka Pemikiran Penelitian
Lokasi dan Waktu Penelitian
Penelitian ini dilakukan pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI,
di mana data yang digunakan adalah data tahun 2010-2014. Waktu penelitian
dilakukan sejak bulan Januari - Maret 2016.
Pengumpulan Data
Jenis data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data sekunder. Data
sekunder berupa studi literatur berasal dari buku, jurnal internasional, dan tesis.
9
Selain itu, data sekunder yang berupa laporan keuangan perusahaan agribisnis
didapatkan dari BEI. Perusahaan agribisnis yang dipilih menjadi sampel dalam
penelitian ini berdasarkan teknik pengambilan sampel purposive sampling dengan
kriteria sebagai berikut:
1. Perusahaan agribisnis yang tertera dalam factbook BEI tahun 2015.
2. Perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI pada tahun 2010-2014.
3. Perusahaan agribisnis yang telah melakukan pemisahan antara utang jangka
pendek dan utang jangka panjang dalam laporan keuangan perusahaan.
Berdasarkan kriteria tersebut, terpilih sampel penelitian sebanyak 45
perusahaan agribisnis yang dapat dilihat pada Lampiran 1. Perangkat lunak yang
digunakan sebagai alat pengolahan data dalam penelitian ini adalah Microsoft
Excel 2010 dan Eviews 6.
Metode Analisis Data
Metode analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah metode data
panel. Data panel adalah data yang merupakan penggabungan data time series dan
cross section. Dengan kata lain, data yang diperoleh dari data cross section yang
diobservasi berulang pada unit individu yang sama pada waktu yang berbeda.
Menurut Verbeek terdapat dua keuntungan penggunaan data panel yaitu
mengkombinasikan data time series dan cross section sehingga jumlah observasi
menjadi lebih besar, serta lebih baik dalam mengidentifikasi dan mengukur efek
yang secara sederhana tidak dapat diatasi dalam data time series saja atau cross
section saja (Firdaus 2011). Selain itu, keuntungan penggunaan data panel
menurut Baltagi dalam Juanda dan Junaidi (2012) antara lain dapat mengontrol
unobserved heterogeneity, memberikan data yang lebih informatif, lebih
bervariasi, mengurangi kolinearitas antarpeubah, memperbesar derajat kebebasan,
dan lebih efisien. Data panel juga dapat mengurangi bias yang mungkin terjadi
bila kita mengaggregasi individu-individu atau perusahaan-perusahaan ke dalam
agregasi yang luas.
Terdapat beberapa uji yang perlu dilakukan dalam penggunaan metode
data panel yaitu uji pemilihan model terbaik, uji asumsi klasik, dan uji statisik. Uji
pemilihan model terbaik dilakukan untuk memilih satu dari tiga model data panel
yaitu model pooled least square, model fixed effect, dan model random effect. Uji
asumsi klasik terdiri dari uji normalitas, uji autokorelasi, uji multikolinearitas, dan
uji heterokedastisitas. Uji statistik terdiri dari koefisien determinasi (R2), uji FStatistik, dan uji T-Statistik.
Pemilihan Model Data Panel
Uji Chow
Uji Chow adalah pengujian dalam data panel untuk mengetahui apakah
model fixed effect lebih baik dibandingkan pooled least square. Hipotesis yang
digunakan dalam uji Chow adalah sebagai berikut:
H0 = Model pooled least square
H1 = Model fixed effect
Dasar penolakan terhadap hipotesis nol adalah menggunakan nilai statistik
Chow (F-Stat) yang dirumuskan sebagai berikut:
10
Keterangan:
n = jumlah individu
T = jumlah periode waktu
K = banyaknya parameter dalam model fixed effect
RSS1 = residual sum squares untuk model pooled least square
RSS2 = residual sum squares untuk model fixed effect
Nilai statistik F akan mengikuti distribusi statistik F dengan derajat bebas
sebesar n-1 untuk numerator dan sebesar nT-k untuk denumerator. Jika nilai
statistik F lebih besar dari nilai F tabel pada tingkat signifikansi tertentu, hipotesis
nol akan ditolak, yang berarti asumsi koefisien intersep dan slope adalah sama
tidak berlaku, sehingga teknik regresi data panel dengan model fixed effect lebih
baik dari model regresi data panel model pooled least square (Juanda dan Junaidi
2012).
Uji Hausman
Uji Hausman adalah pengujian dalam data panel untuk mengetahui apakah
model fixed effect lebih baik dibandingkan random effect. Hipotesis yang
digunakan dalam uji Hausman adalah sebagai berikut:
H0 = Model random effect
H1 = Model fixed effect
Kriteria penolakan hipotesis nol dalam uji Hausman dilakukan dengan
membandingkan nilai statistik chi-square dan nilai statistik Hausman. Jika nilai
statistik Hausman lebih besar dari nilai statistik chi-square, maka cukup bukti
untuk menolak hipotesis nol atau model yang dipilih adalah fixed effect, begitu
pula sebaliknya. Selain itu, kriteria penolakan hipotesis nol dapat pula dilihat dari
nilai probabilitas, jika nilai probabilitas Uji Hausman lebih kecil dari taraf nyata
maka cukup bukti untuk menolak hipotesis nol, begitu pula sebaliknya (Juanda
dan Junaidi 2012).
Uji Lagrange Multiplier
Uji Lagrange Multiplier (LM) adalah pengujian dalam data panel untuk
mengetahui apakah model random effect lebih baik dibandingkan model pooled
least square. Pengujian ini didasarkan pada nilai residual dari model pooled least
square. Hipotesis nol yang digunakan adalah intersep bukan merupakan peubah
random atau stokatik. Jika hasil statistik LM lebih besar dari nilai kritis statistik
chi-square, maka hipotesis nol akan ditolak, yang berarti estimasi yang tepat
untuk regresi data panel adalah metode random effect (Juanda dan Junaidi 2012).
Uji Asumsi Klasik
Uji Normalitas
Uji normalitas dilakukan untuk melihat apakah error term menyebar
normal pada model. Uji normalitas dapat dilakukan dengan menggunakan nilai
Jarque Bera. Hipotesis yang digunakan dalam uji normalitas adalah sebagai
berikut:
H0 = Residual berdistribusi normal
H1 = Residual tidak berdistribusi normal
11
Kriteria penolakan atau penerimaan hipotesis nol dilakukan dengan
membandingkan nilai Jarque Bera dan nilai taraf nyata. Jika nilai Jarque Berra
lebih besar dari taraf nyata maka cukup bukti untuk menolak hipotesis nol atau
residual berdistribusi normal.
Uji Autokorelasi
Autokorelasi menunjukkan sifat residual regresi yang tidak bebas dari
suatu observasi ke observasi lainnya (Ariefianto 2012). Hipotesis yang digunakan
dalam uji autokorelasi adalah sebagai berikut:
H0 = Tidak terdapat autokorelasi
H1 = Terdapat autokorelasi
Kriteria penolakan hipotesis nol dilakukan dengan melihat keberadaan nilai
Durbin Watson pada model terhadap aturan berikut ini:
4-dl < DW < 4
= terdapat autokorelasi negatif
= tidak ada keputusan
4-du < DW < 4-dl
du < DW < 4-du
= tidak ada autokorelasi
dl < DW < du
= tidak ada keputusan
0 < DW < dl
= terdapat autokorelasi positif
Uji Multikolinearitas
Masalah multikolinearitas terjadi karena adanya hubungan yang kuat antar
variabel dalam persamaan regresi berganda. Gejala multikolonearitas dapat
dideteksi dengan melihat nilai R2 yang tinggi tetapi sedikit variabel yang
signifikan atau dengan melihat koefisien korelasi yang tinggi antar variabel.
Masalah multikolinearitas dapat diatasi dengan menggunakan data panel,
menganti atau mengurangi variabel, dan melakukan transformasi variabel
(Ariefianto 2012).
Uji Heterokedastisitas
Heterokedastisitas dapat terjadi karena keberadaan outlier yaitu data
memiliki nilai karakteristik yang sangat berbeda dari kondisi umum. Masalah
heterokedastisitas dapat dideteksi dengan melihat nilai sum square resid pada
weighted statistics dan unweighted statistics pada model General Least Square
(cross section weight). Jika nilai sum square resid pada weighted statistics lebih
kecil dari unweighted statistics, maka tidak terjadi masalah heterokedastisitas
(Ariefianto 2012).
Uji Statistik
Koefisien determinasi (R2)
Nilai R2 menunjukkan proporsi variasi variabel dependen yang dapat
dijelaskan oleh variabel independen. Nilai R2 merupakan salah satu ukuran
kesesuaian model dan selalu terletak antara 0 dan 1.
Uji F-statistik
Uji F-statistik digunakan untuk mengetahui apakah variabel independen
yang digunakan dalam penelitian secara bersama-sama mampu menjelaskan
variabel dependen. Hipotesis yang digunakan dalam Uji F-statistik adalah sebagai
berikut:
12
H0 = β1= β2 =...= βk = 0
H1 = minimal ada satu βk yang tidak sama dengan 0 (k = 1, 2, 3, …, k)
Kriteria penolakan atau penerimaan hipotesis nol dilakukan dengan
membandingkan nilai F-statistik dan nilai taraf nyata. Jika nilai F-statistik lebih
kecil dari taraf nyata, maka cukup bukti untuk menolak hipotesis nol. Hal tersebut
berarti variabel independen yang digunakan dalam penelitian secara bersamasama mampu menjelaskan variabel dependen.
Uji T-statistik
Uji T-statistik digunakan untuk mengetahui apakah variabel independen
secara parsial berpengaruh signifikan terhadap variabel dependen dalam
penelitian. Hipotesis yang digunakan dalam Uji T-statistik adalah sebagai berikut:
H0 = βi = 0
H1 = βi ≠ 0
Kriteria penolakan hipotesis nol adalah nilai probabilitas lebih kecil dari
taraf nyata, yang artinya variabel independen ke-i secara parsial mempengaruhi
variabel dependen secara signifikan.
Perumusan Model
Dalam penelitian ini, variabel struktur modal yang digunakan adalah
LDTA, DAR, dan DER, sedangkan variabel kinerja keuangan yang digunakan
adalah ROA, ROE, dan EPS. Penelitian ini terdiri dari tiga model yaitu model
pengaruh struktur modal terhadap ROA, model pengaruh struktur modal terhadap
ROE, dan model pengaruh struktur modal terhadap EPS. Ketiga model tersebut
menggunakan variabel kontrol yang sama yaitu SIZE. Penelitian ini menggunakan
model yang dikembangkan dari penelitian-penelitian sebelumnya, yaitu penelitian
yang dilakukan oleh Goyal (2013) dan Saeed et al. (2013) dalam Saputra et al.
(2015). Secara matematis, model dalam penelitian ini diformulasikan sebagai
berikut:
ROAit = C + b1LDTAit + b2DARit + b3DERit + b4SIZEit + eit
ROEit = C + b1LDTAit + b2DARit + b3DERit + b4SIZEit + eit
EPSit = C + b1LDTAit + b2DARit + b3DERit + b4SIZEit + eit
Keterangan :
ROA = Return on Asset (%)
ROE = Return on Equity (%)
EPS = Earning per Share (Rupiah)
LDTA = Long Term Debt to Total Asset
DAR = Debt to Asset Ratio
DER = Debt to Equity Ratio
SIZE = Firm Size
C = Intersep
b1 = Koefisien dari pengaruh Long Term Debt to Total Asset
b2 = Koefisien dari pengaruh Debt to Asset Ratio
b3 = Koefisien dari pengaruh Debt to Equity Ratio
b4 = Koefisien dari pengaruh Firm Size
eit = Error term
13
Definisi Operasional
1. Long Term Debt to Total Asset (LDTA) merupakan pengukuran seberapa
besar aktiva perusahaan yang dibiayai oleh utang jangka panjang. Caranya
adalah dengan membandingkan antara utang jangka panjang dan total aktiva.
2.
Debt to Asset Ratio (DAR) merupakan rasio utang yang digunakan untuk
mengukur seberapa besar aktiva perusahaan dibiayai oleh utang atau seberapa
besar utang perusahaan berpengaruh terhadap pengelolaan aktiva. Caranya
adalah dengan membandingkan antara total utang dan total aktiva (Kasmir
2010).
3.
Debt to Equity Ratio (DER) merupakan ratio yang digunakan untuk menilai
utang dengan ekuitas. Untuk mengetahui rasio ini dengan cara
membandingkan antara seluruh utang, termasuk utang lancar dengan seluruh
ekuitas. Rasio ini berguna untuk mengetahui jumlah dana yang disediakan
peminjam (kreditur) dengan pemilik perusahaan. Dengan kata lain rasio ini
untuk mengetahui setiap rupiah modal sendiri yang dijadikan untuk jaminan
utang (Kasmir 2010).
4.
Return on Asset (ROA) merupakan rasio yang digunakan untuk mengukur
kemampuan perusahaan dalam menghasilkan laba yang berasal dari aktivitasi
investasi (Mardiyanto 2009). ROA juga merupakan suatu ukuran tentang
efektivitas manajemen dalam mengelola investasinya (Kasmir 2010).
5.
Return on Equity (ROE) merupakan rasio yang digunakan untuk mengukur
keberhasilan perusahaan dalam menghasilkan laba bagi para pemegang
saham. Oleh karena itu, ROE dianggap sebagai representasi dari kekayaan
pemegang saham atau nilai perusahaan (Mardiyanto 2009). Semakin tinggi
rasio ini maka semakin baik bagi perusahaan karena posisi pemilik
perusahaan semakin kuat, demikian pula sebaliknya (Kasmir 2010).
6.
Earning per Share (EPS) merupakan rasio untuk mengukur keberhasilan
manajemen untuk mencapai keuntungan bagi pemegang saham. Rasio yang
rendah berarti manajemen belum berhasil untuk memuaskan pemegang
saham, sebaliknya dengan rasio yang tinggi, maka kesejahteraan pemegang
14
saham meningkat dengan pengertian lain, bahwa tingkat pengembalian yang
tinggi (Kasmir 2010).
7.
Firm size (SIZE) menggambarkan besar kecilnya suatu perusahaan yang
ditunjukkan oleh total aktiva yang dimiliki perusahaan. SIZE dapat diukur
menggunakan logaritma natural dari total aktiva untuk mengurangi standar
deviasi antara perusahaan besar dan perusahaan kecil.
SIZE = LN (Total aktiva)
Hipotesis Penelitian
1. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA.
2. DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA.
3. DER berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA.
4. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROE.
5. DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROE.
6. DER berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROE.
7. LDTA berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS.
8. DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS.
9. DER berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS.
HASIL DAN PEMBAHASAN
Analisis Eksploratif Data
Analisis dimulai dengan memberikan gambaran mengenai nilai rataan
utang dan ekuitas pada 45 perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 20102014 yang dijadikan sampel penelitian.
Tabel 1 Nilai Rataan Utang dan Ekuitas Perusahaan
2010-2014 (Miliar Rupiah)
2010
2011
2012
Utang
1743.4397 2215.5562 2326.0840
Jangka
Pendek
Utang
1801.1854 1815.9557 2357.5777
Jangka
Panjang
Total
3544.6252 4031.5119 4683.6618
Utang
Ekuitas
3249.2906 3939.3860 4414.2651
Sumber : Data diolah (2016)
Agribisnis di BEI tahun
2013
2014
2984.4778 3495.7629
3112.2883 3305.6423
6096.7682 6801.3871
4907.5664 5386.2342
15
Dapat dilihat pada Tabel 1, nilai rataan utang jangka pendek, utang jangka
panjang, total utang, dan ekuitas perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI
meningkat setiap tahunnya selama tahun 2010-2014. Nilai rataan utang jangka
pendek lebih kecil dari nilai rataan utang jangka panjang pada tahun 2010, 2012
dan 2013 yang berarti sebagian besar perusahaan agribisnis di BEI lebih banyak
memperoleh pendanaan dari kreditur dalam bentuk utang jangka panjang. Pada
tahun 2011 dan 2014, nilai rataan utang jangka pendek lebih besar dari nilai rataan
utang jangka panjang yang berarti sebagian besar perusahaan agribisnis di BEI
lebih banyak memperoleh pendanaan dari kreditur dalam bentuk utang jangka
pendek. Nilai rataan total utang lebih besar dari nilai rataan ekuitas selama tahun
2010-2014 yang berarti sebagian besar perusahaan agribisnis di BEI lebih banyak
menggunakan utang dibandingkan ekuitas sebagai sumber pendanaan perusahaan.
Selanjutnya tabel di bawah ini menunjukkan statistik deskriptif struktur
modal perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014.
Tabel 2 Statistik Deskriptif Struktur Modal Perusahaan Agribisnis di BEI
Variabel
Tahun
Mean
Max
Min Std. Dev.
LDTA
2010
0.1967
0.5305
0.0011
0.1625
2011
0.1854
0.6159
-0.0011
0.1599
2012
0.1999
0.5561
0.0017
0.1668
2013
0.2373
0.6571
0.0148
0.1704
2014
0.2634
0.9779
0.0079
0.1958
2010-2014
0.2165
0.9779
-0.0011
0.1725
DAR
2010
0.4631
0.8526
0.0044
0.2154
2011
0.4818
0.9758
0.0014
0.2176
2012
0.4965
1.0325
0.0395
0.2162
2013
0.5399
1.3953
0.0513
0.2391
2014
0.5645
1.4069
0.0444
0.2384
2010-2014
0.5092
1.4069
0.0014
0.2267
DER
2010
1.2811
5.8252
0.0044
0.2154
2011
2.2375
40.3721
0.0014
6.0908
2012
1.8501
64.0533
-31.7814
10.7218
2013
1.5909
11.2543
-3.5300
2.2372
2014
1.2662
7.6875
-8.3383
2.2196
2010-2014
1.6452
64.0533
-31.7814
5.6762
Sumber : Data diolah (2016)
Dapat dilihat pada Tabel 2, nilai rataan LDTA perusahaan agribisnis yang
terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar 0.2165. Nilai rataan LDTA mengalami
peningkatan selama tahun 2010-2014, kecuali pada tahun 2011. Penurunan nilai
rataan LDTA pada tahun 2011 disebabkan oleh perubahan delta utang jangka
panjang yang lebih kecil dari perubahan delta total aktiva perusahaan agribisnis
yang terdaftar di BEI. Nilai LDTA tertinggi sebesar 0.9779 diperoleh SLJ Global
Tbk pada tahun 2014. Hal tersebut menunjukkan bahwa 97.79% pendanaan SLJ
Global Tbk dibiayai dengan utang jangka panjang pada tahun 2014. Sedangkan
nilai LDTA terendah sebesar -0.0011 diperoleh Inti Agri Resources Tbk pada
tahun 2011. Nilai LDTA yang negatif disebabkan oleh akumulasi kerugian yang
dialami oleh Inti Agri Resources Tbk pada tahun 2011. Nilai standar deviasi
16
LDTA perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar
0.1725.
Nilai rataan DAR perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 20102014 sebesar 0.5092. Nilai rataan DAR mengalami peningkatan setiap tahunnya
selama tahun 2010-2014. Peningkatan nilai rataan DAR setiap tahunnya
menunjukkan perubahan delta total utang perusahaan agribisnis yang terdaftar di
BEI lebih besar dari perubahan delta total aktiva perusahaan. Nilai DAR tertinggi
sebesar 1.4069 diperoleh SLJ Global Tbk pada tahun 2014. Hal tersebut
menunjukkan bahwa 140.69% pendanaan SLJ Global Tbk dibiayai dengan utang
pada tahun 2014. Nilai DAR terendah sebesar 0.0014 diperoleh Inti Agri
Resources Tbk pada tahun 2011. Hal tersebut menunjukkan bahwa 0.14%
pendanaan Inti Agri Resources Tbk dibiayai dengan utang pada tahun 2011. Nilai
standar deviasi DAR perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
sebesar 0.2267.
Nilai rataan DER perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 20102014 sebesar 1.6452. Nilai rataan DER perusahaan agribisnis mengalami
peningkatan pada tahun 2010 ke tahun 2011, kemudian nilai rataan DER
mengalami penurunan pada tahun 2012 hingga tahun 2014. Penurunan nilai rataan
DER pada tahun 2012-2014 terjadi karena perubahan delta proporsi total utang
lebih kecil dari perubahan delta ekuitas pada perusahaan agribisnis yang terdaftar
di BEI. Nilai DER tertinggi sebesar 64.0533 diperoleh Central Proteina Prima Tbk
pada tahun 2011. Hal tersebut menunjukkan bahwa kreditur menyediakan
Rp6405.33 untuk setiap Rp100 yang disediakan pemegang saham pada tahun
2011. Sedangkan nilai DER terendah sebesar -31.7814 diperoleh SLJ Global Tbk
pada tahun 2012. Nilai DER yang negatif disebabkan oleh akumulasi kerugian
yang dialami oleh SLJ Global Tbk pada tahun 2012. Nilai standar deviasi DER
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar 5.6762.
Berikutnya Tabel 3 menunjukkan statistik deskriptif kinerja keuangan
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014. Dapat dilihat pada
Tabel 3, nilai rataan ROA perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 20102014 sebesar 6.2373%. Nilai rataan ROA perusahaan agribisnis yang terdaftar di
BEI mengalami fluktuasi di mana terjadi peningkatan nilai rataan ROA pada
tahun 2011 dibandingkan tahun 2010, kemudian nilai rataan ROA menurun pada
tahun 2012 hingga tahun 2013, dan nilai rataan ROA kembali meningkat pada
tahun 2014. Nilai ROA tertinggi sebesar 41.6200% diperoleh HM Sampoerna Tbk
pada tahun 2011. Tingginya ROA HM Sampoerna Tbk menunjukkan manajemen
perusahaan tersebut telah mengelola investasinya dengan baik pada tahun 2011.
Nilai ROA terendah sebesar -61.9344% diperoleh Kertas Basuki Rachmat
Indonesia Tbk pada tahun 2010. Rendahnya ROA Kertas Basuki Rachmat
Indonesia menunjukkan belum efektifnya manajemen perusahaan tersebut dalam
mengelola investasinya pada tahun 2010. Nilai standar deviasi ROA perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar 11.7013%.
Dapat dilihat pada Tabel 3, nilai rataan ROE perusahaan agribisnis yang
terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar 7.9539%. Nilai rataan ROE perusahaan
agribisnis yang terdaftar di BEI mengalami fluktuasi di mana terjadi penurunan
nilai rataan ROE pada tahun 2011 dibandingkan tahun 2010, kemudian nilai
rataan ROE meningkat pada tahun 2012, kemudian nilai rataan ROE kembali
menurun pada tahun 2013, dan nilai rataan ROE kembali meningkat pada tahun
17
2014. Nilai ROE tertinggi sebesar 324.6311% diperoleh SLJ Global Tbk pada
tahun 2012. Nilai ROE terendah sebesar -768.4728% diperoleh SLJ Global Tbk
pada tahun 2011. Hal tersebut dapat terjadi karena SLJ Global Tbk mengalami
kerugian yang relatif besar pada tahun 2011, namun ekuitas perusahaan tersebut
masih positif. Pada tahun 2012, SLJ Global Tbk mengalami kerugian yang relatif
besar dan ekuitas perusahaan tersebut negatif, sehingga ROE perusahaan tersebut
menjadi positif dan nilainya tertinggi berdasarkan perhitungan. Dengan demikian,
manajemen SLJ Global Tbk belum efisien dalam menggunakan modal sendiri dan
menyebabkan semakin melemahnya posisi pemilik perusahaan. Nilai standar
deviasi ROE perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar
74.5745%.
Tabel 3 Statistik Deskriptif Kinerja Keuangan Perusahaan Agribisnis di BEI
Variabel
Tahun
Mean
Max
Min
Std. Dev.
ROA (%) 2010
7.4033
38.9638
-61.9344
14.3214
2011
7.6032
41.6200
-28.8303
12.3124
2012
7.3894
39.3564
-10.5463
10.2676
2013
3.8913
39.4769
-34.5941
11.3670
2014
4.8994
35.8734
-22.2302
9.6750
2010-2014
6.2373
41.6200
-61.9344
11.7013
ROE (%) 2010
15.6068
94.0217
-76.7417
24.5982
2011
-8.8428
95.6841
-768.4728
130.9813
2012
13.0830
324.6311
-397.8473
81.6056
2013
4.8056
91.6195
-233.7056
47.7517
2014
15.1180
163.1323
-42.4867
34.2565
2010-2014
7.9539
324.6311
-768.4728
74.5745
EPS (Rp) 2010
925.4222
21021
-61 3345.9211
2011
1256.5778
24081
-127 4505.7193
2012
1064.5778
21519
-80 3714.1779
2013
5550.2444
222304
-201 33139.5910
2014
646.2222
17621
-315 2652.2945
2010-2014 1888.6089
222304
-315 15146.2623
Sumber : Data diolah (2016)
Dapat dilihat pada Tabel 3, nilai rataan EPS perusahaan agribisnis yang
terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar Rp1888.6089. Nilai rataan EPS
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI mengalami fluktuasi di mana terjadi
peningkatan nilai rataan EPS pada tahun 2011 dibandingkan tahun 2010,
kemudian nilai rataan EPS menurun pada tahun 2012, kemudian nilai rataan EPS
kembali meningkat pada tahun 2013, dan nilai rataan EPS kembali menurun pada
tahun 2014. Nilai EPS tertinggi sebesar Rp222304 diperoleh Multi Bintang
Indonesia Tbk pada tahun 2013. Nilai EPS yang tinggi menunjukkan manajemen
Multi Bintang Indonesia Tbk telah berhasil dalam mencapai keuntungan bagi
pemegang saham. Selain itu, nilai EPS yang tinggi mengindikasikan kesejahteraan
pemegang saham meningkat karena tingkat pengembalian yang tinggi. Nilai EPS
terendah sebesar - Rp315 diperoleh Bentoel Internasional Investama Tbk pada
tahun 2014. Nilai EPS yang rendah menunjukkan manajemen Bentoel
Internasional Investama Tbk belum berhasil dalam mencapai keuntungan bagi
18
60
60
40
40
20
20
0
0
ROA
ROA
pemegang saham. Selain itu, nilai EPS yang rendah mengindikasikan manajemen
Bentoel Internasional Investama Tbk belum berhasil untuk memuaskan pemegang
saham sehingga kesejahteraan pemegang saham menurun. Nilai standar deviasi
EPS perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 sebesar
Rp15146.2623.
Pembahasan selanjutnya adalah trend hubungan antara variabel struktur
modal dan kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun
2010-2014.
-20
-20
-40
-40
-60
-60
-80
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
-80
0.00
1.0
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
1.50
DAR
LDTA
(b)
(a)
60
40
20
ROA
0
-20
-40
-60
-80
-40
-20
0
20
40
60
80
DER
(c)
Gambar 2 Trend Hubungan antara Variabel Struktur Modal dan ROA Perusahaan
Agribisnis yang Terdaftar di BEI Tahun 2010-2014
Trend hubungan antara variabel strukur modal terhadap kinerja keuangan
perusahaan yang diwakili oleh ROA ditunjukkan oleh Gambar 2. Terdapat
hubungan negatif antara LDTA dan ROA (Gambar 2a), DAR dan ROA (Gambar
2b), serta DER dan ROA (Gambar 2c). Slope negatif antara variabel struktur
modal dan ROA menunjukkan setiap peningkatan variabel struktur modal akan
menyebabkan penurunan ROA. Secara keseluruhan trend hubungan antara
variabel struktur modal dan ROA sesuai dengan pecking order theory maupun
19
400
400
200
200
0
0
ROE
ROE
hipotesis yang diajukan. Berdasarkan pecking order theory, hubungan antara
struktur modal dan kinerja keuangan perusahaan yang diproyeksikan dengan rasio
profitabilitas adalah hubungan yang terbalik (Ramadan dan Ramadan 2015).
Kemudian trend hubungan antara variabel struktur modal terhadap kinerja
keuangan perusahaan yang diwakili oleh ROE dapat dilihat pada Gambar 3.
-200
-200
-400
-400
-600
-600
-800
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
-800
0.00
1.0
0.25
0.50
LDTA
0.75
1.00
1.25
1.50
DAR
(a)
(b)
400
200
ROE
0
-200
-400
-600
-800
-40
-20
0
20
40
60
80
DER
(c)
Gambar 3 Trend Hubungan antara Variabel Struktur Modal dan ROE Perusahaan
Agribisnis yang Terdaftar di BEI selama periode 2010-2014
Berdasarkan Gambar 3, terdapat hubungan negatif antara LDTA dan ROE
(Gambar 3a), DAR dan ROE (Gambar 3b), serta DER dan ROE (Gambar 3c).
Slope negatif antara variabel struktur modal dan ROE menunjukkan setiap
peningkatan variabel struktur modal akan menyebabkan penurunan ROE. Secara
keseluruhan trend hubungan antara variabel struktur modal dan ROE sesuai
dengan hipotesis yang diajukan. Hubungan antar variabel struktur modal dan
kinerja keuangan perusahaan yang diwakili oleh ROE sejalan dengan pecking
order theory karena terdapat hubungan terbalik antar variabel yang diujikan.
Selanjutnya trend hubungan antara variabel struktur modal terhadap
kinerja keuangan perusahaan yang diwakili oleh EPS dapat dilihat pada Gambar
20
4. Berdasarkan Gambar 4, terdapat hubungan negatif antara LDTA dan EPS
(Gambar 4a), DAR dan EPS (Gambar 4b), serta DER dan EPS (Gambar 4c).
Slope negatif antara variabel struktur modal dan EPS menunjukkan setiap
peningkatan variabel struktur modal akan menyebabkan penurunan EPS. Secara
keseluruhan trend hubungan antara variabel struktur modal dan EPS sesuai
dengan hipotesis yang diajukan. Hubungan terbalik antara variabel struktur modal
dan EPS yang merupakan salah satu proksi dari profitabilitas sejalan dengan
pecking order theory.
240,000
200,000
200,000
160,000
160,000
120,000
120,000
EPS
EPS
240,000
80,000
80,000
40,000
40,000
0
0
-40,000
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
-40,000
0.00
1.0
0.25
0.50
LDTA
0.75
1.00
1.25
1.50
DAR
(a)
(b)
240,000
200,000
160,000
EPS
120,000
80,000
40,000
0
-40,000
-40
-20
0
20
40
60
80
DER
(c)
Gambar 4 Trend Hubungan antara Variabel Struktur Modal dan EPS Perusahaan
Agribisnis yang Terdaftar di BEI Tahun 2010-2014
Pengaruh Struktur Modal terhadap ROA
Model terbaik untuk menganalis pengaruh struktur modal terhadap ROA
adalah model fixed effect. Hal tersebut berdasarkan hasil uji Chow pada Lampiran
2 yang memiliki nilai probabilitas sebesar 0.0000. Dengan demikian model
terbaik antara pooled least square dan fixed effect adalah model fixed effect.
Selanjutnya untuk menentukan model terbaik antara fixed effect dan random effect
21
digunakan uji Hausman. Hasil uji Hausman pada Lampiran 3 menunjukkan nilai
probabilitas sebesar 0.0289 yang artinya model terbaik adalah model fixed effect.
Tabel di bawah ini menunjukkan hasil uji pengaruh struktur modal
terhadap ROA pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014
menggunakan model fixed effect.
Tabel 4 Hasil Uji Pengaruh Struktur Modal terhadap ROA
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
C
126.8091
7.881130
16.09022
DAR
-10.07197
1.402906
-7.179366
DER
-0.071131
0.129833
-0.547867
SIZE
-3.997655
0.282749
-14.13852
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
Weighted Statistics
R-squared
0.968086 Mean dependent var
Adjusted R-squared
0.959611 S.D. dependent var
S.E. of regression
6.847991 Sum squared resid
F-statistic
114.2356 Durbin-Watson stat
Prob(F-statistic)
0.000000
Unweighted Statistics
R-squared
0.727542 Mean dependent var
Sum squared resid
8356.318 Durbin-Watson stat
Sumber : Data diolah (2016)
Prob.
0.0000
0.0000
0.5845
0.0000
25.11178
42.31108
8300.412
2.055581
6.237321
1.862727
Sebelum menganalisis pengaruh struktur modal terhadap ROA, terlebih
dahulu melihat apakah model ROA memenuhi asumsi klasik. Uji asumsi klasik
yang pertama adalah multikolinearitas. Pada Lampiran 4 dapat dilihat hasil uji
korelasi antar variabel independen menunjukkan tidak ada korelasi yang melebihi
R-squared weighted statistics (0.9681), sehingga model ROA tidak memiliki
masalah multikolinearitas. Kemudian hasil uji normalitas pada Lampiran 5
menunjukkan nilai probabilitas Jarque Bera sebesar 0.0029 kurang dari taraf nyata
sebesar 5%. Hal tersebut menandakan model ROA tidak memiliki residual yang
menyebar normal dan memiliki masalah normalitas. Masalah normalitas dalam
model ROA dapat terkoreksi karena sesuai teori uji normalitas dapat diwakili oleh
jumlah sampel yang lebih besar dari 30. Apabila jumlah sampel melebihi 30 maka
residual dianggap menyebar normal, mengikuti kaidah dalil limit pusat yaitu
semakin besar jumlah sampel maka semakin mendekati normal. Dalam penelitian
ini jumlah sampel yang digunakan sebanyak 45 perusahaan, sehingga penelitian
ini lolos uji normalitas.
Terdapat 3 variabel independen dalam penelitian ini dan taraf nyata yang
digunakan sebesar 5%, maka diperoleh du sebesar 1.6662 dan 4-du sebesar 2.3338.
Nilai Durbin Watson pada Tabel 4 sebesar 2.0556 yang berada pada rentang
du<DW<4-du, sehingga model ROA terbebas dari masalah autokorelasi. Uji
asumsi klasik terakhir adalah heterokedastisitas. Dapat dilihat pada Tabel 4 nilai
sum squared resid weighted statistic (8300.412) lebih kecil dari nilai sum squared
resid unweighted statistic (8356.318), sehingga model tersebut terbebas dari
22
masalah heterokedastisitas. Dengan demikian, model ROA telah memenuhi uji
asumsi klasik.
Hasil uji statistik model ROA pada Tabel 4 menunjukkan nilai probabilitas
F-Statistik sebesar 0.0000 kurang dari taraf nyata 5%. Hal tersebut berarti variabel
independen dapat menjelaskan keragaman pada ROA. Nilai probabilitas Tstatistik pada variabel DAR dan SIZE kurang dari taraf nyata 5% yang artinya
variabel tersebut secara parsial berpengaruh terhadap ROA. Nilai R-squared
weighted statistics menunjukkan 96.81% ROA dapat dijelaskan oleh variabel
independen yang terdapat di dalam model penelitian, sedangkan sisanya 3.19%
dijelaskan oleh faktor lain di luar model penelitian. Berdasarkan hasil estimasi
model fixed effect untuk model ROA pada Tabel 4, maka diperoleh nilai terbaik
adalah sebagai berikut:
ROA = 126.8091 - 10.0720 DAR - 0.0711 DER - 3.9977 SIZE
Dapat dilihat pada Tabel 4, DAR memiliki nilai koefisien sebesar -10.0720
yang artinya DAR berpengaruh negatif terhadap ROA. Hal ini menandakan setiap
kenaikan 1 satuan DAR akan menurunkan ROA sebesar 10.0720%. Nilai
probabilitas DAR sebesar 0.0000 kurang dari taraf nyata 5%. Dengan demikian
hipotesis diterima karena DAR berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA
pada perusahaan agribisnis di BEI. Nilai rataan DAR perusahaan agribisnis di BEI
pada tahun 2010-2014 meningkat setiap tahunnya. Peningkatan DAR menandakan
peningkatan total utang yang digunakan untuk membiayai aktiva pada perusahaan
agribisnis di BEI. Berdasarkan trade off theory, besarnya total utang akan
menguntungkan perusahaan apabila biaya atas penggunaan utang lebih kecil dari
keuntungan atas penghematan pajak. Pengaruh negatif DAR terhadap ROA pada
perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 mengindikasikan
bahwa biaya dari penggunaan utang lebih tinggi dibandingkan dengan manfaat
penghematan pajak perusahaan agribisnis, sehingga kinerja keuangan perusahaan
agribisnis yang diwakili oleh ROA menurun.
Hasil penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian Saputra et al. (2015)
yang menyatakan bahwa tingkat total utang yang tinggi akan mengurai
profitabilitas perusahaan karena beban bunga yang tinggi, terlebih dengan total
aktiva sebagai pembagi profitabilitas. Umar et al. (2012), Khan et al. (2013),
Khanam et al. (2014), Riaz (2015), Moghaddam et al. (2015), Rouf (2015), serta
Tan dan Hamid (2016) juga menyatakan bahwa pengaruh negatif DAR terhadap
ROA disebabkan oleh tingginya biaya dari penggunaan utang sehingga ROA
menurun. Hasan et al. (2015) menyatakan bahwa pengaruh negatif struktur modal
terhadap kinerja keuangan perusahaan dapat disebabkan oleh keterbatasan
manajer dalam beroperasi akibat perjanjian utang yang ketat dengan kreditur.
Berdasarkan karakteristik perusahaan agribisnis di Indonesia yang memiliki risiko
relatif tinggi (Sholihah et al 2014), maka perjanjian utang dengan pihak kreditur
dapat menjadi semakin ketat. Hal tersebut dapat membatasi kemampuan manajer
perusahaan agribisnis di BEI dalam beroperasi sehingga berpengaruh negatif
terhadap kinerja keuangan perusahaan.
Ramadan dan Ramadan (2015) menyatakan bahwa pengaruh negatif
struktur modal terhadap ROA menunjukkan perusahaan dengan profitabilitas yang
tinggi kurang mengandalkan utang untuk membiayai kebutuhan kas. Perusahaan
agribisnis di BEI yang memiliki ROA tinggi kurang mengandalkan utang
23
khususnya utang jangka panjang dalam struktur modal perusahaan. Hal tersebut
dapat dilihat dari 3 perusahaan agribisnis dalam sampel penelitian ini yang
memiliki nilai ROA tertinggi pada tahun 2010-2014 yaitu HM Sampoerna Tbk,
Multi Bintang Indonesia Tbk, dan Central Proteina Prima Tbk. Ketiga perusahaan
tersebut lebih banyak memiliki ekuitas dalam bentuk laba yang ditahan
dibandingkan utang jangka panjang dalam struktur modal perusahaannya.
Variabel struktur modal lainnya yaitu DER memiliki nilai koefisien
sebesar -0.0711 sehingga DER berpengaruh negatif terhadap ROA. Nilai
probabilitas DER sebesar 0.5845 lebih besar dari taraf nyata 5% berarti DER tidak
berpengaruh signifikan terhadap ROA. Dengan demikian hipotesis ditolak karena
DER berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap ROA. Menurut Saputra et
al. (2015), pengaruh negatif dan tidak signifikan DER terhadap ROA
kemungkinan besar disebabkan oleh nilai DER yang berbeda-beda pada setiap
subsektor. Pada sektor agribisnis di BEI, pengaruh negatif dan tidak signifikan
DER terhadap ROA kemungkinan besar dapat disebabkan oleh perbedaan DER
masing-masing subsektor agribisnis. Berdasarkan nilai rataan DER subsektor
agribisnis tahun 2010-2014 ditemukan perbedaan yang relatif besar pada nilai
rataan DER subsektor agribisnis hulu dan subsektor agribisnis hilir dengan nilai
rataan DER subsektor pertanian primer. Pada tahun 2010-2014, nilai rataan DER
subsektor agribisnis hulu dan subsektor agribisnis hilir masing-masing sebesar
1.42 dan 1.33, sedangkan nilai rataan DER subsektor pertanian primer sebesar
2.48. Penggabungan seluruh subsektor agribisnis tersebut dalam suatu pengujian
kemungkinan besar menyebabkan DER berpengaruh negatif dan tidak signifikan
terhadap ROA. Penelitian yang dilakukan oleh Khanam et al. (2014), Marobhe
(2014), dan Riaz (2015) juga menemukan hasil yang sejalan dengan penelitian ini,
di mana DER berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap ROA.
Secara keseluruhan, struktur modal berpengaruh negatif terhadap ROA
pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014. Variabel
kontrol dalam penelitian ini yaitu SIZE memiliki nilai koefisien sebesar -3.9977
dan nilai probabilitas sebesar 0.0000 yang kurang dari taraf nyata 5%. Dengan
demikian, SIZE berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROA.
Pengaruh Struktur Modal terhadap ROE
Model terbaik untuk menganalis pengaruh struktur modal terhadap ROE
adalah model fixed effect. Hal tersebut berdasarkan hasil uji Chow pada Lampiran
6 yang memiliki nilai probabilitas sebesar 0.0041. Dengan demikian model
terbaik antara pooled least square dan fixed effect adalah model fixed effect.
Selanjutnya untuk menentukan model terbaik antara fixed effect dan random effect
digunakan uji Hausman. Hasil uji Hausman pada Lampiran 7 menunjukkan nilai
probabilitas sebesar 0.0059 yang artinya model terbaik adalah model fixed effect.
Tabel di bawah ini menunjukkan hasil uji pengaruh struktur modal
terhadap ROE perusahaan agribisnis yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia tahun
2010-2014 menggunakan model fixed effect.
24
Tabel 5 Hasil Uji Pengaruh Struktur Modal terhadap ROE
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
C
269.2822
39.75302
6.773882
LDTA
45.57452
7.222704
6.309897
DER
-8.340269
1.125790
-7.408369
SIZE
-8.925068
1.403745
-6.358040
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
Weighted Statistics
R-squared
0.880653 Mean dependent var
Adjusted R-squared
0.848962 S.D. dependent var
S.E. of regression
37.96991 Sum squared resid
F-statistic
27.78868 Durbin-Watson stat
Prob(F-statistic)
0.000000
Unweighted Statistics
R-squared
0.723436 Mean dependent var
Sum squared resid
344527.9 Durbin-Watson stat
Sumber : Data diolah (2016)
Prob.
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
97.71065
125.4627
255183.4
1.965041
7.953916
3.201061
Sebelum menganalisis pengaruh struktur modal terhadap ROE, terlebih
dahulu melihat apakah model ROE memenuhi asumsi klasik. Uji asumsi klasik
yang pertama adalah multikolinearitas. Dari Lampiran 8 dapat dilihat hasil uji
korelasi antar variabel independen menunjukkan tidak ada korelasi yang melebihi
R-squared weighted statistics (0.8807), sehingga model ROE tidak memiliki
masalah multikolinearitas. Hasil uji normalitas pada Lampiran 9 menunjukkan
nilai probabilitas Jarque Bera sebesar 0.2063 dan lebih besar dari taraf nyata
sebesar 5%. Hal tersebut menandakan model ROE memiliki residual yang
menyebar normal dan tidak memiliki masalah normalitas.
Dalam penelitian ini jumlah sampel yang digunakan sebanyak 45
perusahaan, terdapat 3 variabel independen, dan taraf nyata yang digunakan
sebesar 5%, maka diperoleh du sebesar 1.6662 dan 4-du sebesar 2.3338. Nilai
Durbin Watson pada Tabel 5 sebesar 1.9650 yang berada pada rentang
du<DW<4-du, sehingga model ROE terbebas dari masalah autokorelasi. Uji
asumsi klasik terakhir adalah heterokedastisitas. Dapat dilihat pada Tabel 5 nilai
sum squared resid weighted statistic (255183.4) lebih kecil dari nilai sum squared
resid unweighted statistic (344527.9), sehingga model tersebut terbebas dari
masalah heterokedastisitas. Dengan demikian, model ROE telah memenuhi uji
asumsi klasik.
Hasil uji statistik model ROE pada Tabel 5 menunjukkan nilai probabilitas
F-Statistik sebesar 0.0000 kurang dari taraf nyata 5%. Hal tersebut berarti variabel
independen dapat menjelaskan keragaman pada ROE. Nilai probabilitas T-statistik
pada variabel LDTA, DER, dan SIZE lebih kecil dari taraf nyata 5% yang artinya
variabel tersebut secara parsial berpengaruh terhadap ROE. Nilai R-squared
weighted statistics menunjukkan 88.07% ROE dapat dijelaskan oleh variabel
independen yang terdapat di dalam model penelitian, sedangkan sisanya 11.93%
dijelaskan oleh faktor lain di luar model penelitian. Berdasarkan hasil estimasi
model fixed effect untuk model ROE pada Tabel 5, maka diperoleh nilai terbaik
adalah sebagai berikut:
25
ROE = 269.2822 + 45.5745 LDTA - 8.3403 DER - 8.9251 SIZE
Variabel struktur modal yang berpengaruh terhadap ROE diantaranya
adalah LDTA. Dapat dilihat pada Tabel 5, LDTA memiliki nilai koefisien sebesar
45.5745 yang artinya LDTA berpengaruh positif terhadap ROE. Hal ini
menandakan setiap kenaikan 1 satuan LDTA akan meningkatkan ROE sebesar
45.5745%. Nilai probabilitas LDTA sebesar 0.0000 kurang dari taraf nyata 5%.
Dengan demikian hipotesis ditolak karena LDTA berpengaruh positif dan
signifikan terhadap ROE. Menurut Gill et al. (2011) pengaruh positif dan
signifikan LDTA terhadap ROE dapat disebabkan oleh adanya manfaat dari
penghematan pajak atas penggunaan utang jangka panjang. Diketahui nilai rataan
LDTA perusahaan agribisnis di BEI pada tahun 2010-2014 sebesar 0.2165. Pada
jumlah tersebut manfaat penghematan pajak atas penggunaan utang jangka
panjang melebihi biaya yang dikeluarkan oleh perusahaan agribisnis, sehingga
ROE meningkat. Namun berdasarkan trade off theory, penggunaan utang juga
dapat menurunkan kinerja keuangan perusahaan. Hal tersebut dapat terjadi apabila
perusahaan agribisnis di BEI semakin banyak menggunakan utang jangka panjang
untuk membiayai aktiva perusahaan, sehingga manfaat penghematan pajak atas
penggunaan utang akan semakin menghilang bahkan dapat menurunkan ROE.
Variabel struktur modal lainnya yang berpengaruh terhadap ROE adalah
DER. Dapat dilihat pada Tabel 5, DER memiliki nilai koefisien sebesar -8.3403
yang artinya DER berpengaruh negatif terhadap ROE. Hal ini menandakan setiap
kenaikan 1 satuan DER akan menurunkan ROE sebesar 8.3403%, begitu pula
sebaliknya. Nilai probabilitas DER sebesar 0.0000 kurang dari taraf nyata 5%.
Dengan demikian hipotesis diterima karena DER berpengaruh negatif dan
signifikan terhadap ROE pada perusahaan agribisnis di BEI.
Nilai rataan DER perusahaan agribisnis di BEI meningkat pada tahun 2011
dibandingkan tahun 2010, kemudian menurun pada tahun 2012 hingga tahun
2014. Pengaruh negatif dan signifikan DER terhadap ROE menunjukkan bahwa
penurunan pada DER mengakibatkan peningkatan pada ROE perusahaan, begitu
pula sebaliknya. Hal tersebut disebabkan oleh ekuitas perusahaan agribisnis yang
digunakan dalam penelitian ini merupakan ekuitas pada akhir periode, yang
berarti ekuitas tersebut telah dipengaruhi oleh besarnya laba bersih atau kerugian
perusahaan agribisnis di BEI pada tahun berjalan. Berdasarkan laporan keuangan
perusahaan agribisnis di BEI tahun 2010-2014, perubahan delta ekuitas yang lebih
besar dari delta total utang menandakan terjadinya peningkatan keuntungan yang
diperoleh perusahaan agribisnis. Peningkatan keuntungan tersebut akan
mengakibatkan terjadinya penurunan pada rasio DER perusahaan agribisnis. Hasil
penelitian ini sesuai dengan hasil penelitian Fadhilah (2011) dan Khanam et al.
(2014).
Secara keseluruhan, struktur modal berpengaruh signifikan terhadap ROE
pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014. Variabel
kontrol yang digunakan dalam penelitian ini yaitu SIZE memiliki nilai koefisien
sebesar -8.9251 dan nilai probabilitas sebesar 0.0000 yang kurang dari taraf nyata
5%. Dengan demikian, SIZE berpengaruh negatif dan signifikan terhadap ROE.
26
Pengaruh Struktur Modal terhadap EPS
Analisis pengaruh struktur modal terhadap EPS diawali dengan memilih
model data panel terbaik. Hasil uji Chow pada Lampiran 10 menunjukkan nilai
probabilitas sebesar 0.0014. Dengan demikian model terbaik antara pooled least
square dan fixed effect adalah model fixed effect. Selanjutnya untuk menentukan
model terbaik antara fixed effect dan random effect digunakan uji Hausman. Hasil
uji Hausman pada Lampiran 11 menunjukkan nilai probabilitas sebesar 0.6279.
Berdasarkan nilai probabilitas pada uji Hausman, model yang terpilih adalah
random effect, namun hasil pengujian dengan model tersebut tidak memenuhi
kriteria uji asumsi klasik maupun uji statistik. Dengan demikian, model data panel
terbaik yang digunakan untuk model EPS adalah fixed effect.
Tabel di bawah ini menunjukkan hasil uji pengaruh struktur modal
terhadap EPS perusahaan agribisnis yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia tahun
2010-2014 menggunakan model fixed effect.
Tabel 6 Hasil Uji Pengaruh Struktur Modal terhadap EPS
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
C
-7826.213
3665.998
-2.134811
LDTA
-448.2543
283.0403
-1.583712
DER
-15.66041
4.426703
-3.537714
SIZE
349.6978
127.6056
2.740458
AR(1)
-0.389321
0.050529
-7.704835
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
Weighted Statistics
R-squared
0.979237 Mean dependent var
Adjusted R-squared
0.971629 S.D. dependent var
S.E. of regression
6485.490 Sum squared resid
F-statistic
128.7129 Durbin-Watson stat
Prob(F-statistic)
0.000000
Unweighted Statistics
R-squared
0.478856 Mean dependent var
Sum squared resid
2.65E+10 Durbin-Watson stat
Inverted AR Roots
-.39
Sumber : Data diolah (2016)
Prob.
0.0346
0.1157
0.0006
0.0070
0.0000
11245.86
37530.26
5.51E+09
2.071382
2129.406
3.025463
Sebelum menganalisis pengaruh struktur modal terhadap EPS, terlebih
dahulu melihat apakah model EPS memenuhi asumsi klasik. Uji asumsi klasik
yang pertama adalah multikolinearitas. Dari Lampiran 12 dapat dilihat hasil uji
korelasi antar variabel independen menunjukkan tidak ada korelasi yang melebihi
R-squared weighted statistics (0.9792), sehingga model tersebut tidak memiliki
masalah multikolinearitas. Kemudian dilakukan uji normalitas untuk melihat
apakah residual pada model EPS menyebar normal. Dari Lampiran 13 dapat
dilihat nilai probabilitas Jarque Bera sebesar 0.0000 dan lebih kecil dari taraf
nyata sebesar 5%. Hal tersebut menandakan model EPS tidak memiliki residual
yang menyebar normal dan memiliki masalah normalitas. Masalah normalitas
dalam model EPS dapat terkoreksi karena penelitian ini menggunakan sampel
27
lebih besar dari 30 yaitu 45 perusahaan agribisnis, sehingga penelitian ini lolos uji
normalitas.
Terdapat 3 variabel independen dalam penelitian ini dan taraf nyata yang
digunakan sebesar 5%, maka diperoleh du sebesar 1.6662 dan 4-du sebesar 2.3338.
Nilai Durbin Watson pada Tabel 6 sebesar 2.0714 yang berada pada rentang
du<DW<4-du, sehingga model EPS terbebas dari masalah autokorelasi. Uji
asumsi klasik terakhir adalah heterokedastisitas. Dapat dilihat pada Tabel 6 nilai
sum squared resid weighted statistic (5.51) lebih besar dari nilai sum squared
resid unweighted statistic (2.65), sehingga model EPS dianggap terbebas dari
masalah heterokedastisitas. Dengan demikian, model EPS telah memenuhi uji
asumsi klasik.
Hasil uji statistik model EPS pada Tabel 6 menunjukkan nilai probabilitas
F-Statistik sebesar 0.0000 dan lebih kecil dari taraf nyata 5%. Hal tersebut berarti
variabel independen dapat menjelaskan keragaman pada EPS. Nilai probabilitas
T-statistik pada variabel DER dan SIZE lebih kecil dari taraf nyata 5% yang
artinya variabel tersebut secara parsial berpengaruh terhadap EPS. Nilai Rsquared weighted statistics menunjukkan 97.92% EPS dapat dijelaskan oleh
variabel independen yang terdapat di dalam model penelitian, sedangkan sisanya
2.08% dijelaskan oleh faktor lain di luar model penelitian. Berdasarkan hasil
estimasi model fixed effect untuk model EPS pada Tabel 6, maka diperoleh nilai
terbaik adalah sebagai berikut:
EPS = - 7826.213 - 448.2543 LDTA - 15.6604 DER - 349.6978 SIZE
- 0.3893 AR(1)
Variabel struktur modal yang berpengaruh terhadap EPS adalah DER.
Nilai koefisien DER sebesar -15.6604 yang berarti DER berpengaruh negatif
terhadap EPS. Hal ini menandakan setiap kenaikan 1 satuan DER akan
menurunkan EPS sebesar Rp15.6604. Nilai probabilitas DER sebesar 0.0006
kurang dari taraf nyata 5%. Dengan demikian hipotesis diterima karena DER
berpengaruh negatif dan signifikan terhadap EPS pada perusahaan agribisnis.
Pengaruh negatif dan signifikan DER terhadap EPS mengindikasikan
peningkatan DER akan menurunkan EPS perusahaan agribisnis, begitu pula
sebaliknya. Hal tersebut terjadi karena ekuitas perusahaan agribisnis yang
digunakan dalam penelitian ini merupakan ekuitas pada akhir periode, di mana
ekuitas tersebut telah dipengaruhi oleh besarnya laba bersih atau kerugian
perusahaan agribisnis di BEI pada tahun berjalan. Nilai rataan DER perusahaan
agribisnis tahun 2010-2014 cenderung mengalami penurunan, kecuali pada tahun
2011. Berdasarkan laporan keuangan perusahaan agribisnis di BEI tahun 20102014, penurunan DER disebabkan oleh perubahan delta ekuitas lebih besar dari
delta total utang yang menandakan terjadinya peningkatan laba bersih yang
diperoleh perusahaan agribisnis. Peningkatan laba bersih perusahaan agribisnis di
BEI berbading lurus dengan peningkatan EPS karena jumlah saham yang beredar
pada sebagian besar perusahaan agribisnis tahun 2010-2014 relatif tetap.
Peningkatan laba bersih tersebut juga akan mengakibatkan terjadinya penurunan
pada rasio DER perusahaan agribisnis di BEI. Hasil penelitian ini sesuai dengan
hasil penelitian Marobhe (2014).
Variabel struktur modal lainnya yaitu LDTA tidak berpengaruh terhadap
EPS. LDTA memiliki nilai koefisien sebesar -448.2543 dan nilai probabilitas
28
sebesar 0.1157 kurang dari taraf nyata 5%. Dengan demikian hipotesis ditolak
karena LDTA berpengaruh negatif dan tidak signifikan terhadap EPS. Walaupun
hipotesis dalam penelitian ini ditolak, hasil penelitian ini sejalan dengan hasil
penelitian Khanam et al. (2014). Pengaruh negatif dan tidak signifikan LDTA
terhadap EPS perusahaan agribisnis di BEI mengindikasikan penggunaan utang
jangka panjang untuk membiayai aktiva pada perusahaan agribisnis di BEI tidak
berpengaruh nyata terhadap tingkat pengembalian yang diperoleh pemegang
saham perusahaan agribisnis.
Secara keseluruhan, struktur modal berpengaruh negatif terhadap EPS
pada perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014. Variabel
kontrol yang digunakan dalam penelitian ini yaitu SIZE memiliki nilai koefisien
sebesar 349.6987 dan nilai probabilitas 0.0070, sehingga SIZE berpengaruh
positif dan signifikan terhadap EPS. Dalam pengujian struktur modal terhadap
EPS, variabel AR(1) menunjukkan nilai probabilitas 0.0000 lebih kecil dari taraf
nyata 5% yang berarti ada pengaruh waktu atau autokorelasi pada data.
Analisis Efek Individu
Efek individu 45 perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 20102014 terhadap ROA dapat dilihat pada Lampiran 14. Efek individu terbesar
terhadap ROA diperoleh HM Sampoerna Tbk dengan nilai cross section effect
sebesar 38.6599. Nilai efek individu yang besar menunjukkan bahwa ketika
variabel lain bernilai nol atau tetap, HM Sampoerna Tbk memiliki ROA tertinggi.
Hal tersebut dapat dibuktikan dengan melihat laporan keuangan perusahaan yang
dijadikan sampel penelitian selama tahun 2010-2014, di mana HM Sampoerna
Tbk memiliki nilai rataan ROA tertinggi dibandingkan 44 perusahaan agribisnis
lainnya yaitu sebesar 37.2306%. HM Sampoerna Tbk memiliki nilai rataan LDTA
sebesar 0.0374, nilai rataan DAR sebesar 0.4953, dan nilai rataan DER sebesar
0.9839 pada tahun 2010-2014. HM Sampoerna Tbk lebih banyak memiliki ekuitas
dalam bentuk laba yang ditahan dibandingkan utang jangka panjang dalam
struktur modal perusahaan selama tahun 2010-2014.
Kemudian efek individu 45 perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI
tahun 2010-2014 terhadap ROE dapat dilihat pada Lampiran 15. Efek individu
terbesar terhadap ROE diperoleh Multi Bintang Indonesia Tbk dengan nilai cross
section effect sebesar 90.7896. Nilai efek individu yang besar menunjukkan
bahwa ketika variabel lain bernilai nol atau tetap, Multi Bintang Indonesia Tbk
memiliki ROE tertinggi. Hal tersebut dapat dibuktikan dengan melihat laporan
keuangan perusahaan yang dijadikan sampel penelitian selama tahun 2010-2014,
di mana Multi Bintang Indonesia Tbk memiliki nilai rataan ROE tertinggi
dibandingkan 44 perusahaan agribisnis lainnya yaitu sebesar 96.5113%. Multi
Bintang Indonesia Tbk memiliki nilai rataan LDTA sebesar 0.0314, nilai rataan
DAR sebesar 0.6125, dan nilai rataan DER sebesar 1.8082 pada tahun 2010-2014.
Multi Bintang Indonesia Tbk lebih banyak memiliki ekuitas dalam bentuk laba
yang ditahan dibandingkan utang jangka panjang dalam struktur modal
perusahaan selama tahun 2010-2014.
Selanjutnya efek individu 45 perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI
tahun 2010-2014 terhadap EPS dapat dilihat pada Lampiran 16. Efek individu
29
terbesar terhadap EPS diperoleh Multi Bintang Indonesia Tbk dengan nilai cross
section effect sebesar 66588.27. Nilai efek individu yang besar menunjukkan
bahwa ketika variabel lain bernilai nol atau tetap, Multi Bintang Indonesia Tbk
memiliki EPS tertinggi. Hal tersebut dapat dibuktikan dengan melihat laporan
keuangan perusahaan yang dijadikan sampel penelitian selama tahun 2010-2014,
di mana Multi Bintang Indonesia Tbk memiliki nilai rataan EPS tertinggi
dibandingkan 44 perusahaan agribisnis lainnya yaitu sebesar Rp57860.4.
Implikasi Manajerial
Hasil penelitian menunjukkan bahwa struktur modal berpengaruh terhadap
kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014.
Manajer keuangan perusahaan agribisnis perlu mempertimbangkan penggunaan
utang dalam struktur modal perusahaan. Semakin tinggi utang yang dipergunakan
oleh perusahaan agribisnis dapat mengakibatkan peningkatan biaya financial
distress maupun penurunan kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang
diproyeksikan oleh penurunan ROA dan EPS. Semakin tinggi utang yang
dipergunakan oleh perusahaan agribisnis di BEI juga dapat membatasi
kemampuan manajer perusahaan agribisnis dalam mengambil keputusan keuangan
dikarenakan semakin ketat perjanjian utang dengan pihak kreditur. Semakin ketat
perjanjian utang antara perusahaan agribisnis dengan pihak kreditur dapat
disebabkan oleh relatif tingginya risiko yang dihadapi perusahaan agribisnis.
Namun, penggunaan utang juga dapat berdampak positif terhadap kinerja
keuangan perusahaan. Penggunaan utang jangka panjang untuk membiayai aktiva
perusahaan agribisnis dapat meningkatkan kinerja keuangan perusahaan yang
ditandai dengan pengaruh positif LDTA terhadap ROE. Hal tersebut dapat terjadi
apabila jumlah penghematan pajak yang diperoleh atas penggunaan utang jangka
panjang lebih besar dari biaya yang dikeluarkan oleh perusahaan agribisnis.
Dengan demikian, manajer perusahaan agribisnis perlu menetapkan keputusan
struktur modal secara optimal di mana terdapat manfaat penghematan pajak atas
penggunaan utang yang melebihi biaya financial distress.
Peningkatan utang jangka panjang pada perusahaan agribisnis di BEI
sebaiknya diiringi dengan peningkatan ekuitas perusahaan dalam bentuk laba yang
ditahan karena prospek perusahaan yang baik akan meningkatkan harga saham
perusahaan. Peningkatan ekuitas perusahaan agribisnis di BEI juga dapat
meningkatkan kepercayaan kreditur terhadap perusahaan agribisnis dalam hal
pelunasan utang. Perusahaan agribisnis di BEI dapat menggunakan utang jangka
panjang untuk melakukan investasi pada aktiva tetap. Investasi pada aktiva tetap
lebih efektif menggunakan utang karena membutuhkan rentang waktu yang relatif
panjang untuk menghasilkan laba pada kegiatan investasi tersebut. Investasi pada
aktiva tetap secara tidak langsung dapat meningkatkan aktiva lancar perusahaan
agribisnis, sehingga kinerja keuangan perusahaan agribisnis dapat meningkat.
Investasi pada aktiva tetap harus dioptimalkan dengan rencana strategis
perusahaan agribisnis yang meningkatkan penjualan dengan mempertimbangkan
prospek bisnis di masa yang akan datang.
30
SIMPULAN DAN SARAN
Simpulan
Berdasarkan hasil pengolahan data sebanyak 45 perusahaan agribisnis
yang terdaftar di BEI tahun 2010-2014 dengan menggunakan metode data panel
dapat disimpulkan bahwa struktur modal berpengaruh negatif terhadap kinerja
keuangan perusahaan agribisnis yang diproyeksikan oleh ROA dan EPS. Selain
itu, DER berpengaruh negatif terhadap ROE. Namun struktur modal dapat
berpengaruh positif terhadap kinerja keuangan perusahaan agribisnis yang
ditandai dengan pengaruh positif variabel LDTA terhadap ROE. Penggunaan
utang jangka panjang untuk membiayai aktiva perusahaan agribisnis dapat
meningkatkan ROE perusahaan. Penggunaan utang pada perusahaan agribisnis di
BEI di mana biaya penggunaan utang lebih kecil dari manfaat penghematan pajak
akan meningkatkan kinerja keuangan perusahaan agribisnis, begitu pula
sebaliknya. Oleh karena itu, hasil penelitian ini sejalan dengan trade off theory.
Efek individu terbesar pada perusahaan agribisnis di BEI berdasarkan ROA
diperoleh HM Sampoerna Tbk, sedangkan efek individu terbesar pada perusahaan
agribisnis di BEI berdasarkan ROE dan EPS diperoleh Multi Bintang Indonesia
Tbk.
Saran
Perusahaan agribisnis di BEI dapat mempertimbangkan pendanaan melalui
utang bagi struktur modal perusahaan karena utang dapat meningkatkan kinerja
keuangan perusahaan namun tetap memperhitungkan struktur modal optimal.
Selain itu, penelitian selanjutnya dapat menambahkan variabel struktur modal
maupun variabel kinerja keuangan perusahaan. Variabel struktur modal yang
dapat ditambahkan misalnya long term debt to equity dan long term debt to total
capitalization. Variabel kinerja keuangan yang dapat ditambahkan misalnya price
earning ratio dan market to book ratio. Penelitian selanjutnya juga dapat menguji
pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan pada masingmasing subsektor agribisnis supaya memperoleh informasi yang lebih rinci
mengenai pengaruh struktur modal terhadap kinerja keuangan perusahaan pada
masing-masing subsektor agribisnis.
DAFTAR PUSTAKA
Ambarwati SDA. 2010. Manajemen Keuangan Lanjut. Yogyakarta (ID): Graha
Ilmu.
Ariefianto MD. 2012. Ekonometrika Esensi dan Aplikasi dengan Menggunakan
EViews. Jakarta (ID): Erlangga.
Cheng Y, Liu Y, Chien C. 2010. Capital Structure and Firm Value in China: A
Panel Threshold Regression Analysis. African Journal of Business and
Management 4(12): 2500-2507.
31
Fadhilah A. 2011. Pengaruh Struktur Modal Terhadap Kinerja Keuangan
Perusahaan Studi Kasus Pada Perusahaan Sektor Pertambangan yang tercatat di
Bursa Efek Indonesia 2005-2009 [Tesis]. Bogor (ID): Manajemen dan Bisnis
Institut Pertanian Bogor.
Firdaus M. 2011. Aplikasi Ekonometrika Untuk Data Panel dan Data Time Series.
Bogor (ID): IPB Press.
Gill A, Biger N, Mathur N. 2011. The Effect of Capital Structure on Profitability:
Evidence from The United States. International Journal of Management 28(4):
3-15.
Hasan MB, Ahsan AFMM, Rahaman MA, Alam MN. 2014. Influence of Capital
Structure on Firm Performance: Evidence from Bangladesh. International
Journal of Business and Management 9(5): 184-194.
Javed T, Younas W, Imran M. 2014. Impact of Capital Structure on Firm
Performance: Evidence from Pakistani Firms. International Journal of
Academic Research in Economics and Management Sciences 3(5): 28-52.
Kasmir. 2010. Pengantar Manajemen Keuangan. Jakarta (ID): Kencana Prenada
Media Group.
Khan FN, Niazi GSK, Akram T. 2013. Impact of Capital Structure on Firm
Financial Performance: A Case of The Pakistani Engineering Firms Listed on
KSE. International Journal of Information, Businesss, and Management 5(2):
221-240.
Khanam F, Nasreen S, Pirzada SS. 2014. Impact on Capital Structure on Firm’s
Financial Performance: Evidence from Food Sector of Pakistan. Research
Journal of Finance and Accounting 5(11): 93-105.
Mardiyanto H. 2009. Inti Sari Manajemen Keuangan. Jakarta (ID): PT Grasindo.
Juanda B, Junaidi. 2012. Ekonometrika Deret Waktu Teori dan Aplikasi. Bogor
(ID): IPB Press.
Marobhe MI. 2014. The Influenced of Capital Structure on The Performance of
Manufacturing Companies: Empirical evidence from listed companies in East
Africa. Research Journal of Finance and Accounting 5(4): 92-100.
Moghaddam AG, Kashkoueyeh MA, Talezadeh M, Aala M, Ebrahimpour M,
Tehranypour M. 2015. The Impact of Capital Structure on Corporate
Performance. International Journal of Academic Research in Business and
Social Sciences 5(3): 404-418.
Ramadan ZS, Ramadan IZ. 2015. Capital Structure and Firm’s Performance of
Jordanian Manufacturing Sector. International Journal of Economics and
Finance 7(6): 279-284.
Riaz S. 2015. Impact of Capital Structure on Firm’s Financial Performance: An
Analysis of Chemical Sector of Pakistan. Journal of Poverty, Investment and
Development 12(11): 85-93.
Rouf MA. 2015. Capital Structure and Firm Performance of Listed Non-Financial
Companies in Bangladesh. The International Journal of Applie Economics and
Finance 9(1): 25-32.
Saputra T, Acsani NA, dan Aggraeni L. 2015. The Effect of Capital Structure on
Firm Performance: Empirical Evidence from the Indonesian Financial Industry.
International Journal of Business and Management Invention 4(8): 57-66.
Saragih B. 2010. Agribisnis Paragdima Baru Pembangunan Ekonomi Berbasis
Pertanian. Bogor (ID): IPB Press.
32
Sholihah H, Hidayat SI, Yuliati N. 2014. Persepsi dan Sikap Nasabah dalam
Memperoleh Kredit Usaha Agribisnis Pada Bank Konvensional dan Bank
Syariah. Jurnal Sosial Ekonomi Pertanian 7(1): 24-31.
Sugiono A. 2009. Manajemen Keuangan untuk Praktisi Keuangan. Jakarta (ID):
PT Grasindo.
Tan SL, Hamid NINA. 2016. Capital Structure and Performance of Malaysia
Plantation Sector. Journal of Advanced Research in Social and Behavioural
Science 3(1): 34-45.
Umar M, Tanveer Z, Aslam S, Sajid M. 2012. Impact of Capital Structure on
Firms’ Financial Performance: Evidence of Pakistan. Research Journal of
Finance and Accounting 3(9): 1-12.
33
Lampiran 1 Perusahaan Agribisnis yang Terdaftar di BEI Tahun 2010-2014
No
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
8
9.
10.
11.
12.
13.
14.
15.
16.
17.
18.
19.
20.
21.
22.
23.
24.
25.
26.
27.
28.
29.
30.
31.
32.
33.
34.
35.
36.
37.
38.
39.
40.
41.
42.
43.
44.
45.
Nama Perusahaan
Bumi Teknokultura Unggul Tbk.
Charoen Pokphand Indonesia Tbk.
JAPFA Comfeed Indonesia Tbk.
Malindo Feedmill Tbk.
Sierad Produce Tbk.
Bisi International Tbk.
Astra Agro Lestari Tbk.
Bakrie Sumatera Plantations Tbk.
Eagle High Plantation Tbk.
Gozco Plantations Tbk.
PP London Sumatra Indonesia Tbk.
Sampoerna Agro Tbk.
SMART Tbk.
Tunas Baru Lampung Tbk.
Central Proteina Prima Tbk.
Dharma Samudera Fishing Industries Tbk.
Inti Agri Resources Tbk.
SLJ Global Tbk.
Tirta Mahakam Resources Tbk.
Indah Kiat Pulp & Paper Tbk.
Pabrik Kertas Tjiwi Kimia Tbk.
Toba Pulp Lestari Tbk.
Fajar Surya Wisesa Tbk.
Kedawung Setia Industrial Tbk.
Kertas Basuki Rachmat Indonesia Tbk
Suparma Tbk.
Delta Djakarta Tbk.
Indofood CBP Sukses Makmur Tbk.
Indofood Sukses Makmur Tbk.
Mayora Indah Tbk.
Multi Bintang Indonesia Tbk.
Nippon Indosari Corpindo Tbk.
Prasidha Aneka Niaga Tbk.
Sekar Laut Tbk.
Siantar Top Tbk.
Tiga Pilar Sejahtera Food Tbk.
Ultrajaya Milk Industry & Trading Co. Tbk.
Wilmar Cahaya Indonesia Tbk.
Bentoel Internasional Investama Tbk.
Gudang Garam Tbk.
HM Sampoerna Tbk.
Gajah Tunggal Tbk.
Multistrada Arah Sarana Tbk.
Indo Kordsa Tbk.
Goodyear Indonesia Tbk.
Kode Perusahaan
BTEK
CPIN
JPFA
MAIN
SIPD
BISI
AALI
UNSP
BWPT
GZCO
LSIP
SGRO
SMAR
TBLA
CPRO
DSFI
IIKP
SULI
TIRT
INKP
TKIM
INRU
FASW
KDSI
KBRI
SPMA
DLTA
ICBP
INDF
MYOR
MLBI
ROTI
PSDN
SKLT
STTP
AISA
ULTJ
CEKA
RMBA
GGRM
HMSP
GJTL
MASA
BRAM
GDYR
34
Lampiran 2 Hasil Uji Chow Model ROA
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test
Statistic
Cross-section F
Cross-section Chi-square
d.f.
Prob.
(44,177)
44
0.0000
0.0000
Chi-Sq.
Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
9.029904
3
0.0289
8.632105
257.867778
Lampiran 3 Hasil Uji Hausman Model ROA
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary
Cross-section random
Lampiran 4 Hasil Uji Multikolinearitas Model ROA
DAR
1.000000
0.231633
0.124002
DAR
DER
SIZE
DER
0.231633
1.000000
0.028027
SIZE
0.124002
0.028027
1.000000
Lampiran 5 Hasil Uji Normalitas Model ROA
20
Series: Standardized Residuals
Sample 2010 2014
Observations 225
16
12
8
4
0
-10
-5
0
5
10
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
-3.79e-16
0.768437
12.24398
-12.12578
6.087316
-0.184473
1.945533
Jarque-Bera
Probability
11.70022
0.002880
35
Lampiran 6 Hasil Uji Chow Model ROE
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test
Statistic
Cross-section F
Cross-section Chi-square
d.f.
Prob.
(44,177)
44
0.0041
0.0003
Chi-Sq.
Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
12.480272
3
0.0059
1.799053
83.170346
Lampiran 7 Hasil Uji Hausman Model ROE
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary
Cross-section random
Lampiran 8 Hasil Uji Multikolinearitas Model ROE
LDTA
1.000000
0.018272
0.207732
LDTA
DER
SIZE
DER
0.018272
1.000000
0.028027
SIZE
0.207732
0.028027
1.000000
Lampiran 9 Hasil Uji Normalitas Model ROE
20
Series: Standardized Residuals
Sample 2010 2014
Observations 225
16
12
8
4
0
-100
-80
-60
-40
-20
0
20
40
60
80
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
2.34e-15
1.884795
80.04734
-96.38546
33.75221
-0.229017
2.643682
Jarque-Bera
Probability
3.157108
0.206273
36
Lampiran 10 Hasil Uji Chow Model EPS
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test
Statistic
Cross-section F
Cross-section Chi-square
d.f.
Prob.
(44,177)
44
0.0014
0.0001
Chi-Sq.
Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
1.740911
3
0.6279
1.934456
88.343484
Lampiran 11 Hasil Uji Hausman Model EPS
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary
Cross-section random
Lampiran 12 Hasil Uji Multikolinearitas Model EPS
LDTA
1.000000
0.018272
0.207732
LDTA
DER
SIZE
DER
0.018272
1.000000
0.028027
SIZE
0.207732
0.028027
1.000000
Lampiran 13 Hasil Uji Normalitas Model EPS
90
Series: Standardized Residuals
Sample 2010 2014
Observations 225
80
70
60
50
40
30
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
1.62e-13
-150.1430
24559.04
-21772.33
5463.738
0.354362
9.045700
Jarque-Bera
Probability
347.3698
0.000000
20
10
0
-20000
-10000
0
10000
20000
37
Lampiran 14 Efek Individu Model ROA
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
BTEK
-20.91697
CPIN
18.54177
JPFA
7.219281
MAIN
4.720996
SIPD
-5.915325
BISI
-4.154058
AALI
15.20878
UNSP
-1.691046
BWPT
2.468995
GZCO
-4.114558
LSIP
8.961318
SGRO
2.485032
SMAR
10.66457
TBLA
2.858420
CPRO
-4.716344
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
DSFI
-11.46749
IIKP
-23.80482
SULI
-16.41699
TIRT
-13.31030
INKP
8.496969
TKIM
5.383889
INRU
-5.152501
FASW
-1.606972
KDSI
-7.889223
KBRI
-27.93901
SPMA
-7.094899
DLTA
10.98989
ICBP
10.63357
INDF
11.76371
MYOR
6.364909
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
MLBI
23.84305
ROTI
0.928926
PSDN
-11.35704
SKLT
-13.50825
STTP
-4.595426
AISA
0.083900
ULTJ
-0.507581
CEKA
-4.639383
RMBA
-6.091428
GGRM
13.30905
38.65987
HMSP
GJTL
5.332014
MASA
-2.908828
BRAM
-3.811757
GDYR
-5.308720
Lampiran 15 Efek Individu Model ROE
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
BTEK
-39.49905
CPIN
28.57934
JPFA
17.57574
MAIN
25.67074
SIPD
-9.236172
BISI
-7.967740
AALI
25.07961
UNSP
-11.26232
BWPT
-1.434517
GZCO
-17.71736
LSIP
12.27593
SGRO
0.327067
SMAR
25.15057
TBLA
10.81674
CPRO
-14.00331
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
DSFI
-17.31963
IIKP
-35.80286
SULI
-99.78742
TIRT
-33.73795
INKP
13.02678
TKIM
8.116110
INRU
-18.34975
FASW
-4.237569
KDSI
-10.81770
KBRI
-42.73230
SPMA
-22.84970
DLTA
9.717628
ICBP
20.05422
INDF
25.68511
MYOR
13.97127
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
MLBI
90.78957
ROTI
-4.700373
PSDN
-16.51766
SKLT
-26.35838
STTP
-6.652431
AISA
-0.533637
ULTJ
-1.294599
CEKA
-1.612497
RMBA
2.000013
GGRM
32.09762
HMSP
85.92832
GJTL
9.187860
MASA
-3.998260
BRAM
-7.142345
GDYR
-0.484711
38
Lampiran 16 Efek Individu Model EPS
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
BTEK
-1043.573
CPIN
-2575.559
JPFA
-2552.292
MAIN
-1924.080
SIPD
-2115.994
BISI
-1992.964
AALI
-2556.414
UNSP
-2402.427
BWPT
-2050.964
GZCO
-2023.992
LSIP
-2459.612
SGRO
-793.4511
SMAR
-2765.011
TBLA
-2228.574
CPRO
-1872.943
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
DSFI
-904.5255
IIKP
-929.0939
SULI
-1807.247
TIRT
-1506.910
INKP
-2868.202
TKIM
-2485.109
INRU
-2038.603
FASW
-2222.543
KDSI
-1564.328
KBRI
-1730.003
SPMA
-1815.030
DLTA
14242.53
ICBP
-2410.517
INDF
-2726.717
MYOR
-1572.717
Kode
Cross
Perusahaan Section
Effect
MLBI
66588.27
ROTI
-1695.243
PSDN
-1593.731
SKLT
-1280.145
STTP
-1769.796
AISA
-2129.025
ULTJ
-2031.151
CEKA
-1684.538
RMBA
-2465.528
GGRM
-755.7880
HMSP
-307.0235
GJTL
-2358.666
MASA
-2357.811
BRAM
-1802.816
GDYR
-660.1398
39
RIWAYAT HIDUP
Penulis bernama Diah Ayu Kusumaningsih, lahir pada tanggal 7 Agustus
1994 di Bogor, Jawa Barat dari pasangan Bapak Kosasih dan Ibu Ponikem.
Penulis merupakan anak kedua dari tiga bersaudara. Penulis memulai pendidikan
di Taman Kanak-Kanak Al Kautsar Bogor pada tahun 1998 hingga tahun 2000.
Selanjutnya penulis melanjutkan pendidikan di Sekolah Dasar Negeri Batutulis 2
Bogor dan lulus pada tahun 2006. Kemudian penulis melanjutkan pendidikan di
Sekolah Menengah Pertama Negeri 9 Bogor pada tahun 2006 hingga tahun 2009.
Setelah itu, penulis melanjutkan pendidikan di Sekolah Menengah Atas Negeri 3
Bogor dan lulus pada tahun 2012. Pada tahun 2012 penulis diterima di
Departemen Manajemen, Fakultas Ekonomi dan Manajemen, Institut Pertanian
Bogor melalui jalur Ujian Talenta Masuk (UTM).
Selama menuntut ilmu di IPB, penulis sangat aktif dalam organisasi
kemahasiswaan di lingkungan fakultas. Pada tahun 2013 penulis menjadi staff
magang di Departemen Kajian Strategis dan Advokasi (Kastrad) Badan Eksekutif
Mahasiswa Fakultas Ekonomi dan Manajemen IPB Kabinet Prioritas dan terpilih
sebagai staff magang terbaik organisasi tersebut. Kemudian pada tahun 2014,
penulis mendapat amanah sebagai wakil sekretaris umum Badan Eksekutif
Mahasiswa Fakultas Ekonomi dan Manajemen IPB Kabinet Simfoni. Selanjutnya,
penulis diamanahkan sebagai sekretaris umum Badan Eksekutif Mahasiswa
Fakultas Ekonomi dan Manajemen IPB Kabinet Cakrawala pada tahun 2015.
Selain itu, penulis juga aktif dalam berbagai kepanitiaan yang diselenggarakan
oleh LK FEM IPB seperti Pelantikan Bersama Pengurus LK dan LS FEM 2014,
FEM Ambassador 2013, The 6th Politik Ceria, The 7th Politik Ceria, dan The 12th
Economics Contest. Penulis juga mendapatkan beasiswa Peningkatan Prestasi
Akademik (PPA) pada tahun 2013 hingga lulus.