pengujian parameter permintaan uang
advertisement
PENGUJIAN STABILITAS PARAMETER PERMINTAAN UANG DI INDONESIA TESTING FOR THE STABILITY OF MONEY DEMAND PARAMETERS IN INDONESIA Aliasuddin Fakultas Ekonomi Universitas Syiah Kuala ABSTRACT The aim of this study is to test the stability of money demand parameters in Indonesia before and in the crisis periods. The study uses monthly data for the period 1990.1– 2001.12. According to the crisis period, the data are devided into two periods, 1990.1– 1997.12 and 1998.1–2001.12. The Chow test is utilized to test the parameter stability. Based on the results, the parameter stability does not hold over the period of the study. This means that everyone is very sensitive to any economic shock such as economic crisis. The government has to protect the price level in onder to maintain the economic stability. Keywords: money demand, parameter stability, crisis PENDAHULUAN Permintaan uang merupakan salah satu isu sentral dalam ekonomi moneter yang dibuktikan dari banyaknya kajian tentang permintaan uang ini. Kajian tersebut dilakukan oleh kedua kelompok utama aliran dalam ilmu ekonomi yaitu kelompok moneteris dan strukturalis. Kedua kelompok tersebut berusaha memperbahurui teori permintaan uang dengan mengajukan berbagai dalil teoritis dan bukti empiris. Perkembangan kajian Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. permintaan uang terus mengalami kemajuan terbukti dengan banyaknya model permintaan uang yang ada dewasa ini. Kajian permintaan uang tidak berhenti seiring dengan kemajuan model estimasi yang banyak membantu perkembangan teori permintaan uang. Kajian empiris tersebut dilakukan di banyak negara baik negara maju maupun negara berkembang. Model yang digunakan pun sangat variatif dari yang paling sederhana sampai pada model yang canggih seperti model permintaan uang nonlinear dengan memasukkan berbagai pendekatan. Tidak ketinggalan pula para ekonom berusaha memadukan teori permintaan uang tersebut dengan berbagai model ekonometrika. Salah satu model estimasi yang digunakan dalam permintaan uang adalah pengujian stabilitas parameter permintaan uang. Kestabilan parameter ini sangat penting karena perbedaan perilaku permintaan uang mempunyai konsekuensi tersendiri terhadap berbagai alternatif kebijakan yang dapat dilakukan oleh pembuat kebijakan (Wijaya, 1992). Penelitian tentang permintaan uang telah dilakukan di banyak negara termasuk Indonesia. Harun (1985) misalnya melakukan penelitian permintaan uang di Indonesia dengan menggunakan data kuartalan. Puteh (1996) juga menggunakan data kuartalan dalam mengestimasi faktor dominan yang mempengaruhi permintaan uang di Indonesia. Masih banyak studi lain seperti studi yang dilakukan oleh Aghevli (1977), Parikh et.al. (1985), Gupta dan Moazzami (1989), Boediono (1985), Insukindro and Sugiyanto (1987), Kiranajaya (1990), dan Insukindro (1992). Selain itu, ada pula kajian sama tentang permintaan uang seperti yang dilakukan oleh Soto dan Tapia (2001), Sriram (1999), Gillman dan Labus (2001), dan Cuthbertson dan Bredin (2001). Semua penelitian Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. tersebut membahas permintaan uang dengan berbagai model tetapi tetap mengestimasi permintaan uang dan tidak menguji kestabilan parameter permintaan uang. Sementara itu, ada juga kajian empiris tentang stabilitas permintaan uang. Bruner dan Meltzer (1963) misalnya melakukan pengujian terhadap kestabilan fungsi permintaan uang pada tahun 1930–an. Hasil penelitian tersebut menunjukkan bahwa fungsi permintaan uang pada periode tersebut tidak stabil. Heller dan Khan (1979) juga memperoleh hasil yang sama seperti kajian Bruner dan Meltzer. Spencer (1985) juga melakukan penelitian tentang stabilitas parameter permintaan uang di Malaysia. Mereka menggunakan data kuartalan selama tahun 1967–1981. Kajian tersebut menggunakan data uang dalam arti sempit (M1) dan dalam arti luas (M2), pendapatan (PDRB), tingkat bunga dan jumlah kantor bank, namun dalam penelitian ini jumlah kantor bank tidak mungkin digunakan karena data tersebut relatif tidak berubah dalam jangka pendek. Hasil penelitian tersebut menunjukkan bahwa koefisien parameter permintaan uang M1 tidak stabil karena penambahan jumlah kantor bank telah menyebabkan kenaikan elastisitas permintaan uang sedangkan elastisitas tingkat bunga mengalami penurunan. Effendi dan Aliasuddin (1998) telah melakukan kajian empiris tentang stabilitas permintaan uang di Indonesia dengan menggunakan data tahunan dari tahun 1971 hingga 1996. Hasilnya, parameter permintan uang pada periode tersebut stabil. Namun, kajian tersebut kurang konsisten dengan nilai elastisitas yang saling berbeda-beda untuk masingmasing periode penelitian. Hal tersebut kemungkinan disebabkan oleh adanya pelanggaran asumsi klasik dalam model estimasi yang digunakan seperti adanya Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. multikolinearitas yang sangat tinggi antar-variabel bebas dan juga kemungkinan terjadinya varians yang tidak konsisten. Meskipun banyak kajian yang dilakukan tentang permintaan uang dan kestabilan parameter permintaan uang, namun data yang digunakan kebanyakan adalah data tahunan sehingga analisis mendalam tentang permintaan uang relatif kurang memadai. Namun, dalam penelitian selalu ada jalan keluar untuk mengatasi masalah tersebut seperti misalnya dengan cara mencari data alternatif sebagai proksi. Penggunaan data proksi sangat banyak dilakukan oleh pada peneliti terutama sekali di negara maju. Usaha seperti itu telah dilakukan oleh Aliasuddin (2002). Aliasuddin (2002) berusaha menggunakan data alternatif sebagai salah satu cara untuk mengatasi keterbatasan data. Aliasuddin melakukan penelitian tentang permintaan uang di Indonesia dengan menggunakan data bulanan. Hasil penelitian tersebut relatif lebih baik dibandingkan dengan kajian terdahulu yang menggunakan data tahunan dan kuartalan. Berdasarkan data alternatif yang mempunyai hasil terbaik tersebut maka penelitian ini juga menggunakan data bulanan dalam menguji kestabilan parameter permintaan uang di Indonesia terutama sekali pada masa sebelum dan semasa krisis melanda Indonesia. Kajian empiris tentang kestabilan parameter semasa krisis ini sangat baik karena dari kajian tersebut dapat dianalisis bagaimana tingkah laku masyarakat dalam mengantisipasi goncangan (shocks) dalam perekonomian, terutama sekali dalam permintaan uang. Aliasuddin (1999) telah mengkaji dampak krisis terhadap permintaan uang di Indonesia. Hasilnya, krisis ekonomi mempunyai dampak negatif terhadap permintaan uang kartal. Sedangkan permintaan uang lainnya mempunyai pengaruh positif. Hasil Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. tersebut bermakna bahwa krisis mempunyai dampak pada peningkatan permintaan uang di Indonesia. Kajian tersebut hanya melihat dampak krisis terhadap permintaan uang, sedangkan pengujian kestabilan parameter permintaan uang tidak dilakukan, sehingga analisis komprehensif tidak diperoleh dari studi tersebut. Berdasarkan pada keadaan ini maka penelitian ini bermaksud untuk mengkaji kestabilan parameter permintaan uang di Indonesia sebelum dan sesudah krisis. Tujuannya, agar dapat diketahui tingkah laku masyarakat dalam merespon setiap goncangan (shock) terhadap permintaan uang. Sesuai dengan tingkah laku tersebut, pemerintah dapat melakukan berbagai kebijakan alternatif yang efektif dalam rangka meningkatkan kesejahteraan masyarakat. METODE PENELITIAN Penelitian ini menggunakan data sekunder yang diperoleh dari Bank Indonesia berbagai penerbitan. Data yang digunakan adalah jumlah uang beredar sebagai pengganti permintaan uang karena diasumsikan terjadi keseimbangan permintaan dan penawaran uang. Jumlah uang dalam penelitian ini adalah jumlah uang dalam arti sempit (M1) dan dalam arti luas (M2). Selanjutnya, digunakan pula data tingkat bunga sesuai dengan teori permintaan uang. Sementara itu, data pendapatan digunakan indeks harga perdagangan besar (IHPB) sesuai dengan studi yang dilakukan oleh Aliasuddin (2002). Selanjutnya, Indeks Harga Konsumen (IHK) digunakan untuk mewakili tingkat harga, sedangkan inflasi dihitung dari IHK. Data tersebut akan digunakan untuk menghitung tingkat bunga riil. Periode penelitian ini dimulai dari bulan Januari 1990 hingga Desember 2001. Dengan demikian, jumlah sampel keseluruhan dalam penelitian ini adalah sebanyak 144 Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. sampel. Karena penelitian ini ingin menguji kestabilan parameter permintaan uang sebelum dan selama krisis maka sampel tersebut dibagi menjadi dua kelompok, sesuai dengan periode tersebut. Sesuai dengan kondisi yang ada, krisis sudah mulai melanda Asia pada Juli 1997, tetapi Indonesia mengalami krisis tersebut sejak Januari 1998. Dengan demikian maka pembagian waktu ini yaitu sebelum krisis dimulai dari Januari 1990 hingga Desember 1997, sedangkan masa krisis yaitu dari Januari 1998 hingga Desember 2001 karena keadaan perekonomian Indonesia relatif belum mengalami perbaikan hingga tahun 2002 ini. Spesifikasi model permintaan uang dalam penelitian ini sesuai dengan teori permintaan uang standar seperti yang dikemukakan oleh Keynes. Spesifikasi model tersebut dinyatakan dalam bentuk persamaan berikut: M d Y j i j Pj (1) di mana Md adalah permintaan uang, Y adalah pendapatan, i adalah tingkat bunga nominal, P adalah tingkat harga, ε adalah residual (error term). Persamaan permintaan uang seperti pada persamaan (1) merupakan permintaan uang nominal. Sedangkan permintaan uang riil dinyatakan dalam persamaan berikut: m d y j r j (2) di mana md adalah permintaan uang riil yang dinyatakan dengan Md/P, y adalah pendapatan riil yang diperoleh dari Y/P, sedangkan r merupakan selisih tingkat bunga nominal dan inflasi. Selanjutnya dilakukan pula estimasi elastisitas permintaan uang agar analisis menjadi lebih komprehensif. Untuk maksud tersebut, semua variabel diubah menjadi data logaritma alamiah kecuali tingkat bunga karena dalam persentase. Fungsi permintaan tersebut dinyatakan dalam persamaan (3). Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. ln M d ln Y j i j ln Pj (3) di mana μ adalah error term. Sedangkan nama variabel lainnya sama seperti terdahulu. Estimasi dilakukan dengan menggunakan pendekatan OLS dengan Shazam (Wistler et.al, 2001). Pengujian terhadap kestabilan parameter permintaan uang dilakukan dengan menggunakan uji Chow. Uji Chow dirumuskan sebagai berikut (Greene, 1997): CT ( SSE SSE1 SEE 2) / K ( SSE1 SSE 2) /( N1 N 2 2 K ) (4) di mana CT adalah statistik uji Chow, SSE1 dan SSE2 adalah sum of squared errors dari penggalan sampel periode pertama dan kedua, N adalah jumlah seluruh sampel, K adalah jumlah parameter estimasi, N1 dan N2 adalah jumlah sampel pada masing-masing periode, SSE adalah sum of squared errors pada semua sampel. Jika nilai CT lebih kecil dari nilai kritikal F ( K , N1 N 2 2 K ) maka dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi perbedaan parameter permintaan uang. Dengan kata lain bawa parameter permintaan uang stabil selama periode penelitian ini. HASIL DAN PEMBAHASAN Estimasi dilakukan dalam tiga tahap. Pertama, estimasi seluruh periode penelitian dengan enam buah fungsi permintaan uang yaitu permintaan uang riil, permintaan uang nominal, dan elastisitas permintaan uang masing-masing sebanyak tiga fungsi untuk M1 dan M2. Kedua dan ketiga dilakukan masing-masing untuk periode sebelum dan semasa krisis melanda Indonesia. Estimasi tersebut juga dilakukan terhadap enam persamaan sebagaimana yang dilakukan pada periode lengkap. Hasil estimasi untuk periode lengkap disajikan di Tabel 1 hingga 3. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Tabel 1 dengan jelas memperlihatkan bahwa semua variabel estimasi mempunyai signifikansi yang cukup baik dan koefisiennya juga mempunyai tanda yang sesuai dengan teori. Pendapatan riil mempunyai tanda positif sesuai dengan teori dan signifikansinya sebesar 99 persen baik pada permintaan M1 maupun M2 dalam nilai riil. Selanjutnya tingkat bunga riil juga signifikan pada tingkat keyakinan 95 persen untuk kedua jenis uang tersebut dan koefisien tersebut juga signifikan secara teori karena koefisien tersebut mempunyai tanda negatif. Secara keseluruhan model ini sangat baik digunakan sebagai model estimasi. Bahkan hasil ini lebih baik dibandingkan dengan hasil studi terdahulu yang menggunakan data tahunan dan kuartalan. Tabel 1. Hasil Estimasi Permintaan Uang Riil Variabel r y Konstanta R2 2 R F-hit DW Permintaan Uang (M1) Koefisien t-rasio P-Value -2,35 -2,061 0,041 342,48 8,187 0,000 -86,98 -1,288 0,200 0,3673 0,3584 311,2130 0,0858 Permintaan Uang (M2) Koefisien t-rasio P-Value -14,07 -2,101 0,037 1932,60 7,959 0,000 -849,01 -2,204 0,029 0,3406 0,3312 36,412 0,1633 Selanjutnya, Tabel 2 memperlihatkan hasil estimasi terhadap permintaan uang nominal. Seperti pada hasil estimasi di Tabel 1, semua variabel dalam model ini sangat signifikan baik secara statistik maupun secara teori. Hal yang sama juga diperlihatkan oleh hasil estimasi elastisitas permintaan uang seperti yang ditampilkan di Tabel 3. Pendapatan mempunyai koefisien yang elastis baik untuk M1 maupun M2, sedangkan tingkat bunga dan harga semuanya tidak elastis. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Tabel 2. Hasil Estimasi Permintaan Uang Nominal Variabel P i Y Konstanta R2 2 R F-hit DW Permintaan Uang (M1) Koefisien t-rasio p-value 131,42 3,041 0,003 -280,41 -2,123 0,035 471,55 20,380 0,000 -68324 -9,914 0,000 0,8398 0,8364 244,7160 0,2925 Permintaan Uang (M2) Koefisien t-rasio p-value 671,43 2,618 0,010 -1825,50 -2,329 0,021 2558,00 18,630 0,000 -4075160 -9,964 0,000 0,8130 0,8090 202,886 0,4735 Dengan demikian, kenaikan pendapatan akan banyak berakibat pada permintaan uang, sedangkan kenaikan harga tidak diikuti oleh permintaan uang yang secara proporsional. Hasil ini tidak sesuai dengan teori kuantitas uang yang menyatakan bahwa kenaikan harga akan diiringi oleh kenaikan permintaan uang secara proporsional untuk menjaga pola pengeluaran yang telah dilakukan selama ini. Tabel 3. Estimasi Elastisitas Permintaan Uang Variabel lnY i LnP Konstanta R2 2 R F-hit DW Permintaan Uang (M1) Koefisien t-rasio p-value 1,3768 14,350 0,000 -0,0052 -2,097 0,038 0,2755 4,103 0,000 2,0570 3,924 0,000 0,7000 0,6935 108,8710 0,2949 Permintaan Uang (M2) Koefisien t-rasio p-value 1,6845 9,017 0,000 -0,1208 -2,495 0,014 0,3179 2,394 0,018 1,7233 1,705 0,090 0,4595 0,4479 39,6730 1,4173 Hasil estimasi untuk periode sebelum krisis (Periode I) dan semasa krisis (Periode II) disajikan di Tabel 4. Berdasarkan hasil tersebut dapat dijelaskan bahwa permintaan uang nominal mempunyai koefisien yang tidak signifikan secara statistik untuk variabel Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. harga. Pada periode II, koefisien harga tidak signifikan baik untuk M1 maupun M2, tetapi koefisien tersebut mempunyai tanda yang sesuai dengan teori. Keadaan ini disebabkan oleh rendahnya sensitifitas masyarakat terhadap harga dalam jangka pendek. Kenaikan harga tidak serta merta mendapat tanggapan dari masyarakat karena masyarakat perlu melakukan penyesuaian tertentu terhadap keadaan terbaru yang dihadapi oleh masyarakat. Namun, dalam jangka panjang masyarakat berusaha untuk melakukan penyesuaian tertentu terhadap kenaikan harga tersebut. Selanjutnya, penyebab lain ketidaksignifikanan koefisien harga adalah adanya heteroskedastisitas pada data M1 dan M2 karena data tersebut merupakan data kumulatif sehingga mempunyai potensi yang sangat besar sebagai penyebab heteroskedastisitas dalam model estimasi tersebut. Hal ini dibuktikan oleh hasil estimasi pada periode penuh yang lebih baik di mana koefisien harga sangat signifikan baik secara teori maupun secara statistik. Penyebab lainnya adalah serial korelasi yang dibuktikan oleh nilai DW yang kurang baik pada model permintaan uang riil dan nominal. Serial korelasi ini mengalami penurunan setelah data dijadikan dalam nilai logaritma alamiah, di mana nilai DW meningkat menuju dua terutama untuk M2 pada periode I dan II. Kedua pelanggaran asumsi klasik yang terdapat pada periode II tersebut mempengaruhi hasil estimasi karena jumlah sampelnya relatif lebih sedikit dibandingkan dengan hasil estimasi periode penuh dan periode I. Namun, secara keseluruhan model estimasi pada periode I dan II relatif cukup baik karena hanya satu variabel saja yang tidak signifikan secara statistik tetapi masih signifikan secara teori. Dengan demikian model ini masih sangat layak untuk digunakan dalam menguji kestabilan parameter permintaan uang sebelum dan semasa krisis. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Dari hasil estimasi untuk semua fungsi diperoleh nilai-nilai SSE, SSE1 dan SSE2 baik untuk M1 maupun M2 seperti yang disajikan di Tabel 5. Persamaan (4) digunakan untuk menghitung nilai statistik CT. Berdasarkan rumus tersebut diperoleh hasil bahwa nilai statistik CT jauh lebih besar dari F tabel. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa parameter permintaan uang tidak stabil sebelum dan semasa krisis. Tabel 5. Pengujian Stabilitas Parameter Permintaan Uang Permintaan Uang Riil Nominal Elastisitas Sampel Jenis Uang M1 M2 M1 M2 M1 M2 SSE SSE1 SSE2 (Jutaan) (Jutaan) (Jutaan) 3,2393 0,17949 0,22208 112,45 6,3574 6,0411 46584 7858,4 3302,8 1640700 232840 104130 0,000018823 0,0000068212 0,0000001885 0,000073635 0,000048937 0,0000046303 144 96 48 Nilai F CT Tabel 371,20 2,60 325,06 107,91 131,55 2,37 57,30 16,68 Hal ini membuktikan bahwa masyarakat sangat merasakan dampak krisis yang melanda Indonesia selama ini. Hasil penelitian ini sama dengan hasil yang dilakukan oleh Aliasuddin (1999). Padahal hasil studi Effendi dan Aliasuddin (1998) telah membuktikan bahwa parameter permintaan uang sangat stabil selama periode penelitian tersebut yaitu periode sebelum terjadi krisis ekonomi melanda Indonesia. KESIMPULAN DAN SARAN Kesimpulan Hasil penelitian memperlihatkan bahwa masyarakat sangat merasakan krisis terbukti dari ketidakstabilan parameter permintaan uang sebelum dan semasa krisis. Hal ini sangat beralasan karena semasa krisis terjadi kenaikan harga yang relatif tinggi Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. sehingga dibutuhkan uang yang lebih besar untuk mengimbangi kenaikan harga tersebut sekaligus mempertahankan pola pengeluaran yang ada selama ini. penambahan uang dibutuhkan agar tingkat kesejahteraan tidak menurun atau setidaknya sama seperti sebelum terjadi goncangan ekonomi. Hasil studi ini sesuai dengan hasil studi terdahulu yang dilakukan oleh Aliasuddin (1999). Saran Pemerintah harus menjaga kestabilan jumlah uang beredar agar tidak terjadi kenaikan harga yang sangat tinggi. Kenaikan harga berpengaruh terhadap tingkat kesejahteraan masyarakat. Kenaikan harga berakibat pada penurunan tingkat pendapatan riil masyarakat yang sekaligus juga menggambarkan tingkat kesejahteraan. DAFTAR KEPUSTAKAAN Aliasuddin. 1999. Analisis Dampak Krisis Terhadap Permintaan Uang di Indonesia. Fakultas Ekonomi Universitas Syiah Kuala, Banda Aceh. ............. 2002. Permintaan Uang di Indonesia: Pendekatan Data Bulanan. Jurnal Ekonomi dan Bisnis, 1,1, 53–66. BI. Statistik Ekonomi Keuangan Indonesia. Jakarta: BI (beberapa penerbitan). Boediono. 1985. The Demand for Money in Indonesia: 1975–1984. Bulletin of Indonesian Economic Studies, 21, 74–94. Bruner, K. and A.H. Meltzer. 1963. Predicting Velocity: Implication for Theory and Policy. Journal of Finance, 18, 319–354. Cuthbertson, K. and D. Bredin. 2001. Money Demand in the Czech Republic Since Transition. Central Bank of Ireland Technical Paper No. 3/RT/01. Effendi, R. dan Aliasuddin. 1998. Kestabilan Parameter Permintaan Uang di Indonesia. Jurnal Ekonomi dan Bisnis, 1, 1, 48–55. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Gillman, M. and M. Labus. 2001. Money Demand in a High Inflation Period: Yugoslavia. Central European University Working Paper. Greene, W.H. 1997. Econometric Analysis. Third Edition. International Edition. New York: Prentice–Hall, Inc. Gupta, K.L. and B. Moazzami. 1989. Demand for Money in Asia. Economic Modelling. 6, 467 – 473. Harun, S. 1985. Demand for Real Money Balances in Indonesia 1968.4–1980.4. Unpublished Thesis. Nashville, Tennessee. Heller, H. and M.S. Khan. 1979. The Demand for Money and the Term Structure of Interest Rate. Journal of Political Economy, 87, 109–129. Insukindro, dan C. Sugiyanto. 1987. Pasar Modal, Deregulasi Perbankan dan Permintaan Uang di Indonesia. Jurnal Ekonomi dan Bisnis Indonesia, 2, 15–30. Insukindro. 1992. Dynamic Specification of Demand for Money: A Survey of Recent Development. Jurnal Ekonomi Indonesia, 1, 8–23. Kiranajaya, W. 1990. Seleksi Model Permintaan Uang di Indonesia: 1973 – 1987. Jurnal Ekonomi dan Bisnis di Indonesia, 2, 37-48. Nasution, A. 1983. Financial Institution and Policies in Indonesia. Singapore: Institute of Southeast Asia Studies. Parikh, A., A. Booth, and R.M. Sundrum. 1985. An Econometric Model of Monetary Sector of the Indonesian Economy. Journal of Development Studies, 21, 406–421. Puteh, A. 1996. Faktor-faktor Dominan yang Mempengaruhi Permintaan Uang di Indonesia (1980–1992). Tesis Tidak Dipublikasikan. Banda Aceh: Program Pascasarjana Universitas Syiah Kuala. Soto, R. and M. Tapia. 2001. Seasonal Cointegration and the Stability of the Demand for Money. Central Bank of Chile Working Paper No. 103. Spencer, D.E. 1985. Financial Development and the Demand for Money. Jurnal Ekonomi Malaysia, 11, 5–18. Sriram, S. 1999. Survey on the Literature on Demand for Money: Theoretical and Empirical Work with Special Reference to Error-Correction Model. IMF Working Paper No. 64. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134. Whistler, D., K.J. White, S.D. Wong, and D. Bates. Shazam: The Econometrics Computer Program, Version 9, User’s Reference Manual. Canada: Nortwest Econometrics, Ltd. Wijaya, F. 1992. Penawaran dan Permintaan Uang: Formulasi, Mekanisme, dan Estimasi, dalam Wijaya, F. dan S. Hadiwegono (Eds.): Untaian Ekonomi Moneter dan Perbankan: Bacaan Pilihan. Yogyakarta: BPFE. 109–129. Mon Mata: Jurnal Ilmu–Ilmu Sosial Bidang Ekonomi, Vol. 5, No. 2, 2003, hal. 124–134.
