Sebuah Pengujian Ekonometrik Pada Data Time Series Tahun l97l:l

Vof. VI No.02.2006
Januai-ha1.2946
Analisis Stabilitas dan Efektivitas Relatif
BesaranMoneter BebasBunga di Indonesia :
SebuahPengujianEkonometrik PadaData Time Series
Tahun l97l:l-200224
Mustafa Edwin Nasution, Ph.D
Mohammad SolehNurzaman. S.E
ABSTRAK
Dalom sistem moneteryang berbasissyariah, torget-target kEbijdkan moneteryqng
berhasil aQalahyang dipusatkan l<earahtercapainya stqbilisqsi ekonomiyang dapat
diuhr dengansalah satu indikator berupa l@stabilanpergerakah agregat moneteryqng
hanya berfungsi sebagai alat tansal$i, danjuga dalam kegznaannyasebagai instrumen
kebijakan moneter,Hal tersebuthanya dapat tercapai melalui konsistensidengan aturan
yang berlaku dalam ajaran hlam.
Penelitian ini adalah sebuahpercobaan antuk mengan. isis, mengevaludsiddnjaga
membuklikankeqbsahondari kee/ektifandan kestabilan instrumen-instrumenmoneter
syariah. Hasil penelitian denganmelihal telositqs agregat moneterdan terutama metode
pendekatankointegrusi dan error-correclion mechanism,menanjuklen bahwq Otoritqs
Moneter dalam hubungannyadenganktbuakan pengdturqn tingkat harga ,besaran
moneteryang bebasbanga nempuryni habunganyang lebih erat dengantingkat harga
dibandingkan dengan besaran-besaranmoneteryqng telah mengandungbunga. Pada sisi
lqin dalamjangkg panjang ,permintaan aglegat ruoneterbebasbunga akan relatif lebih
stabil, sehinggdgangguanyang bersifatjangka pendek akan teredulai unnk kenbali ke
kesei tnbangan j ang ka p anjangry a.
Kata Kunci : Ekonomi Syariah,EkonomiIslam,TingkatBunga,InstrumenKebijakkan
Moneter, Kointegrasi, Eror-corrction
Klasifikasi JEL : C22, E52
I. PENDAHULUAN
Ll, Latar Belakang
Sistemkeuangandunia saatini semakinberkembangdenganmunculnyasistemkeuangan
berbasisnon-bungayang lebih dikenal dengan sistem keuangansyariah. Di tengah
dominasi sistem keuanganmodem yang dominan dan telah lama berdiri, kemunculan
sistemkeuangansyariahini di satusisi menimbulkansebuahharapanuntuk dapatmenjadi
setidaknya altematif terhadap permasalahanekonomi yang ada. Pada sisi lain tidak dapat
dipungkiri adanya keraguan, mengingat sistem ini masih baru dan belum banyak terbukti
30
MustafeEdwin Nasution,Ph.D
MoharnrnadSolehNurzarian, S.E
secaru empirik. Pada sebagian masyarakat yang mendukung sistem teuangan syariah,
alasanemosionaldannormatiflebih dominandibandingkannilai positif.
Fenomena berdirinya perbankan dan institusi keuangan syariah sebagai bagian yang
terintegrasi dengan sistem keuangan konvensional yang telah lama lebih dulu berdiri,
memunculkan sebuahtanda tanya sejauhmana peranansistem keuangansyariah terhadap
kondisi keuangan dan poekonomian secara umum. Apakah sistem keuangan syariah
mampu menjawab permasalahan secara empirik, tidak hanya berdasarkan argumen
normatif saja, yang sarnpaisaatini rnasih dianggap sebagaisalah satu kekurangandisiplin
ekonomi syariah.Diperlukan studi-studi lebih lanjut untuk membuktikan efeldivitas sistem
keuanganini.
The First Islamic Economics Confrence ymg dilaksanakandi Mekkah tahun 1976, dapat
dikatakan sebagai katalisator bagi perkembangan studi lebih lanjut tentang ekonomi
syariah yrng bersifat spesifik dan positif. Khurshid Ahmad, dan M. Nejatullah Siddiqi
berperanbesarlewat karya tulis yang dibuat dalam konfrensi ini, sehinggakontribusi yang
diberikan membuat mereka dianugerahi Islamic Development Bank Award". Lalu studi
tentang uang dalam perspektif Islam di lakukan Choudury ( 1997 ), dan Chapra ( 1998 )
mernberikan sumbangsihuntuk literatur tentang pembangunanekonomi dalam pandangan
Islam.
Di bidang keuangan dan perbankan syariah, penelitian dan uji dilakukan dengan lebih
mendalam di beberapanegara yang dianggap institusi keuaugan syariahnya cukup maju.
Darat ( 1988 ) melakukan inisiatif untuk melakukan uji test tentang efektivitas relatif
sistem keuangan syariah di Tunisia. Darrat melakukan penelitian secaraempirik tentang
implikasi kebijakan denganbesaranmonetgr, yaitu uang berbasisnon-bunga, dan berbasis
bunga. Walaupun hasil menunjukkan bahwa uang berbasis non-bunga lebih efektif dan
stabil, tetapi penelitiannya menimbulkan keraguan dan kedibilitas atas hasil yang
diperoleh'. Ini dikarenakan Tunisia sendiri pada kenyataannya belum banyak
berpengalamandenganperbankansyariah".
Setelahpanelitianyang dilakukanDarmt ( 1988), Hassandan Aldayel ( 1998) dengan
metodologi yang sama,terhadap 15 negara, memperolehhasil yang konsisten denganapa
yang dicapaiDanat. Yousafi ( 1997) melakukanuji serupadi lran, dan Kaleem(2000 ) di
Malaysia, tetapi hasil yang merekaperoleh relatif berbeda.Kaleem menfmpulkan bahwa
stabilitas dan efektivitas yang dicapai oleh besaran agregat berbasis non-bunga dan
berbasisbunga adalahsamauntuk kasusMalaysia.
I.2. PerumusanMasalah
Stabilitas dari besaran moneter berupa uang beredar salgat penting terutama untuk
mencapai target kebijakan makro yang ingin dicapai. Di beberapa negara kebijakan
penggrmaanbesaran moneter meliputi beberapa tujuan utama, lazim diseb\t multiple
objective, yaitu mencapai tingkat kesempatanke{a yang penuh, pertumbuhan ekonomi
I Di Indonesia,publikasihasilpenelitianBI terhadappot€nsi preferensi
dan
konsunFnterhadapbanksyariah
tahun20m, nFnunjukkan42% sampelyangmemilihbanks]"ria} karcnainenganggap
bung bankrnemilih
kontadiksi ddgan nilai agarna'ibid, p 263
" Yorsefr, A moneral stability and intetestfree+anking: the csre ol kon ,1991,p 9
' D?trf&t,on the eficieacy orihbrcst-free honetdry syttem: a
case stualy.2ooo
sebuahPengrjian Elonometrik PadaData Time SeriesTahun 1971:l - 2002:4
Analisis Stabilitasdan EfektivitasRelatif BesaranMoneterBebasBrnga di Indonesia
yang tinggi dan tingkat inflasi yang terkendali. Tujuan terakhir menjadi single objective
khususnyabagi Bank IndonesiasejakdibuatnyaUU BI no.23tahun 1999.
Uji perbandinganstabilitas anta& uang non-bungadan uang yang mengandungkomponen
bunga lebih ditujukan untuk mengeksplorasilebih jauh efektivitas relatif sistem keuangan
syariah. Ini dilakukan untuk menguji adanF hipotesa yang m€nganggapsistem keuangan
tanpa bunga lebih baik dari sistem keuangan yang masih menggunakan bunga. Khan
(1986 ) meuegaskanperlunya pernbuldian empirik denganmenggunakandata aldual ,agar
dapat membuktikan apakahsistem keuanganbebasbunga lebih baik dibandingkan dengan
sistem keuanganbe$asis bunga'.
Dari beberapapenelitian , perbalrdingan stabilitas dan efektivitas besaran moneter yang
dimaksud setidaknya dapat dirangkum menjadi empat indikator : stabilitas perputaran f
velocity ) uangbercdar ( Darrat ,1998, Hassandan Mazumder, 2001), stabilitas p€rmintaan
uang riil jangka panjang ( Kaleem, 2000, Kia 2002 ), keterkaitan antam besaranmoneter
dengantarget kebijakan pokok yang ingin dicapai ( Danat,2000, Hassandan Mazumder,
2001, Kaleem , 2000 ), dan efektifkonaol dari otoritas moneter terhadapbesaranmoneter
,ang di hitung ( Yousefi, 1997, Hassandan Mazumder,2001). Untuk penelitian ini
sendiri indikator terakhir tidak dipertimbangkan.
L3, Delintsi Stabllitas dan Efektivitas
Stabilitas uang beredar yang digunakan dalam penelitian ini tercapai jika pertama, uang
beredar teGebut memiliki tingkat peryutamn uang yang relatif konstan. Perputaranuang
akan dianggap konstan jika volatilitasnya tidak terd€viasi secara signifikan. Dan kedua,
kestabilan permintaan uang dalam jangka panjang dan juga terhadap pengaruh gangguan
ekstemalselamaperiodepenelitian.
Sedangkanefektivitas uang beredar akan teryenuhi apabila uang beredartercebutmemiliki
keterkaitan erat dengan tingkat harga, sehingga dapat digunakan sebagai alat kebijakan
untuk mengontrol perubahan harga. Adapun penghitungan efektif kontrol dari otoritas
moneter terhadapuang beredar yang di hitung tidak dimasukkan dalam kriteria efeldivitas
dalam penelitian ini. Pertimbangannyakarenamonetqry base yang digunakan sebagaialat
kontrol otoritas moneter terhadap uang beredar, berisi komponen currency yffiig dalam
penelitianinijuga didefinisikansebagaiuangnon-bunga.
I.4. Definisi BesaranMoneter BebasBunga dan Telah Mengandung Bunga
BesaranMoneter merupakanvariabel yang menggambarkandaya beli yang berada dalam
perekonomian. Karena itu Uing ( beredar ) yang berfungsi s€bagai alat tukar dalam
transaksi ekonomi merupakan definisi lain dari besaran'moneter.Di Indonesia , ada tiga
j€nis besaranmoneter, yaitu base money ( M0), uang beredardalam arti sempit ( Ml), dan
uang beredardalam arti luas ( M2).
Darrat( 1998) berpendapat
bahwaelernen-elemen
dalamMl belum mengandungunsurunsurbunga.Karenaitu penulismenggwakanMl sebagaiproksi yang paling tepat dari
5 Ifian ( 1986 dalarn penelitiannyamendemonstasikanbahwa pembayaranbunga
)
)ang bersifat prealeteminedpada tat]rJn8mmenyebabkankekakuandan ketidakmanpuansebuahbank untuk rnelakukan
adjusmentgaItgguaneksbmal terhadapassetyang dimiliki.
Mustalb Edwh Naiution, Ph.D
MoharrmadSolehNurzaman,S.E
interest-Iree mo ey stock ( uang non-bunga ). Lagipula urtuk lndonesia, berdasarkan
pengamatnn perulis, regular checktble deposit ( gpg ) yang merupakan salah satu
komponen Ml tidak mengandung komponen bunga'. Sedangkan currencyr sebagai
komponen besaran moneter yang diciptakan bank senhal, jelas belum mengandung
bunga.
Secaraumum persamaanyang dibentuk
Ml =C+DD
(l)
ql mana:
C adalah currency (uang kartal), DD adalahdemanddeposit (uang giral)
Uang kartal (uang kertas dan uang logam) adalah uang yang benaf-b€narmerupakandaya
beli yang langsungdigunakan (dibelanjakan). Kemudian, yang perlu dipe{elas lagi adalah
kategori )"ng termasuk dalam demand deposir. Demand deposit atau uang giral hanya
mencakup saldo rekening koran/giro milik masyarakatumum yaug disinpan di bank dan
yang dimalcud saldo di sini adalah uang milik masyarakatyang masih ada di bank dan
belum digunakanpemiliknya untuk mernbayaratau berbelanja.
Sedangan uang yang memiliki unsur bunga terdiri dari simpanan yang mendapatkan
pendapatanbunga tetap, yzittr time deposi ( deposito ) da['tsaving deposit ( tabungan ).
Dua variabel ini merupakankomponen bagian pembentukbesaranmoneter M2 yang lebih
dlkernl dengn Quasi Money.
Secaramatematis:
QM=TD+SD
Q')
di mana: TD adalah time d€posit (deposito:bedangka), dan SD adalah saving deposit
(saldo tabungan)
II. SPESIFIKASI MODEL
II.1. VelositasUang beredar
Tujuan pokok dari kebijakan moneter di beberapa negara adalab pencapaian stabilitas
harga dan atau PDB riil yang tinggi. Hal ini hanya bisa dicapai jika V stabil sepanjang
waktu. Dengan adanya stabilitas psda velocity of money, maka otoritas moneter dapat
menggtl'],akal]moneysapply untuk mengontrol kegiatanperekonomiansecarakeseluruhan
dan begitu pun juga tingkat p€rtumbuhanGDP.
Mengingatkembalipersamaan
bcrikut ini:
Mt*V=p*T
(3)
" dari beberapabank yangdisurveipenulis,rekeninggiro di Indonesiaumurmla tidak berbunga,bahkan
dibebankanbiaya administrasi.
Ekonometrik
PadaDataTirneSeriesTahun1971:I - 2002i4
Sebuah
Pengujian
MoneterBebasBungadi Indonesia
AnalisisStabilitardanEfektivitasRelatifBesamn
Dimana:
M = agregatmoneter alaiumoneysupply
V - yelocity ofmoney
P - tingkat harga
.r - nanrlanatan
riil
Karena perkalian antara tingkat harga dan pendapalanriil merupakan reptesentasi
pendapatannominal ( Y ), maka persamaandiatas dimodifikasi menjadi
M*V=Y
(4)
Sehinggauntuk menghitungvelocityof money,
V=Y/M
(5)
II.2. Hubungan Agrcgat motreterdan Inflasi
Implikasi utama dari digunakannyaagregatmoneter sebagaiinstumen kebijakan moneter
adala.hbahwa agrcgat moneter harus dapat diandalkan dan mempunyai keterkaitan yang
konsisten dengan tujuan utama dari kebijakan moneter. Keterkaitan yang kuat antam
agregat moneter dan tujuan utama kebijakan moneter adalah pmsyamt untuk mencapai
kondisi full employmer, dan stabilitas tingkat harya. Dalam penelitian ini stabilitas harga
dipandangsebagaitujuan utamadari kebijakan moneter.
AdapunmodelI'angdigunakan
.
Besaranmoneter bebasbu[ga
Persamaanregresi :
IHK, = q, + d2Mlt + Pr
(6)
Jika variabel IHK dan Ml terkointegmsi maka hubungan keduanya dapat
digambarkansebagaiEftor Correction Model, yait!
NHK = B, + B,LMI+ B3t\-t+ st
(7)
dimana A merupakan operatorfrut differenc,, €t adalah random error teftn, dan
pr-, merupakannilai enor lagged salu peiode dari regresi kointegrasi
/t,-t=IHQ:-qt-d2MlFl
(8)
Besaranmoneter yang telah mengandungbunga
Persamaanresresi :
IHK.:dt+d2Qt+pt
(e)
Mu6tafaEdMn Nasution,Ph.D
MohammadSolehNurzsrian. S.E
JikavariabelIHK danQ terkointegrasi
makahubungankeduanyadapatdigambarkan
sebagai
Error CofteclionModel,yaitu
MHK -- 0, + frLQ, + Brp,_,+ e,
(ro)
dimanaA merupakanoperatotfrrst diference, E, adalahrandomerror term, dan
p,-, merupakan
nilai error laggedsatupedodedariregesi kointegrasi
P,-r=IHQ-.-dr-dzQ,,
(l l)
Dsngan metode kointegrasi 2 variabel Engle - Grange!, maka hubungan jangka
panjang antam 2 variabel yang diuji dapat diperoleh dari unit root residual yang
diperoleh dari regresi OLS antaravariabel tersebut.Dan mekanismeECM bafu dapat
didapatkanjika kointegrasi diperoleh.
II.3. Stabilitas Permlntaan Uang Jangka Panjatrg
Secara umum permintaan uang dalam perekonomian dipangaruhi oleh tingkat inflasi ,
tingkat suku bunga dan pendapatannasional riil, dimana :
Md-a*arYr+d,P+qr +s
(r2)
Dimana:
Yr merepr€sentasikantingkat pendapatanriil
P meru,pakanexpectedra.teof Wation
Sedangkanr adalahtingkat suku bunga y"ng berlaku dimasyamkat.
Tetapi karena instrumsn suku bungan diasumsikan tidak ada dalam sistem keuangan
syariah, dimana hal ini diaplikasikan dalam penelitian ini, maka model tersebut
dimodifikasi seperti yang digunakanoleh Ahmad dan Khan ( 1990 ) :
MIP -a+a"Yr+uP+e
(13)
permintaanuangsecarariil .
dimanaNtP merupakan
Kemudianuntuk melihatpengaruheksternalberupaadanyakrisis ekonomi1997,maka
modeldi atas,sep€rtiyangdilakukanolehKalem( 2000), menjadi:
M /P =a+atYr+dzP+dummyl997+e
(r4)
EkonorFtrikPadaDataTimeseriesTahunl97l: I - 2002:4
Pcngujian
Scbuah
MonetefBebasBungadi Indonesia
RglatifBcsatan
AnalisisStrbilitasdanEfektivitas
35
Sebagai catatan <Ialam penelitian-penelitian ysng penulis amati, dipergunakan asumsi
lvtsMd' ,kar€naitu untuk konsistensimaka asumsi ini juga dipergunakandalam penelitian
ini.
III. METODOLOGI
Ill.1. Ujl Kolntegrasl
Kointegrasi adalah suatu hubungan jangka panjang atau ekuilibrium antara variabelvariabel yang tidak stasioner.Dengan kata lain, walau secaraindividual variabel-variabel
tersebut tidak stasionet, namun kombinasi linier antara variabel tersebut dapat menjadi
stasioner.
Setelah melakukan unit root test untuk masing-masing variabel secam indiYidual, maka
untuk tahapandalam pengujiar kointegasi Engle-Grangerselanjutnya:
l.
s€telahdiketahui bahwa variabel-variabel yang diuji bersifat tidak stasioneratau
mengandungunit root, maka kita lakukan regresi antam variabel tersebut,
Y:a+bX+e
mengeluarkandataresidual/error yang diperoleh dari hasil regresi di atas.
2.
e:Y-a+bX
3.
menguji stasioneritasdari data rcsidual yang diperoleh. ( sama seperti pengujian
stasioneritasuntuk variab€l ).
4.
jika data iesidual bersifat stasionermaka dapat disimpulkan xerdapatkointegasi
antaravariabelyang diuji.
lll,2. Error Conection Model ( ECMI,
Mekanisme koreksi kesalahan,atau sering disebutjuga model koreksi kesalahan,pertama
kali dipopulerkan oleh Engle dan Granger, yaitu untuk mengoreksi kesalahan dalam
jangka pendek. Ketika te{adi kointegrasi ar,tara 2 alav lebih variabel dimana dapat
diartikan adanya hubunganjangka panjang atau equilibrium antaar keduanya, tentu saja
dijangka pendek ada kemungkinanterjadinya disequilibrium.
Model sederhanaECM dapat ditunjukkan sebagaiberikut:
/x,:a+B/y,+l6tt*ut
(l s)
Dimana;
A menunjukkan diferensiasipertama
6,-,adalahnilai selangsatupeioderesidual, aLav: (xd-bl
+ b2yd )
Regresi persamaandi atas menghubungkanperubahanx ke perubahany dan enot "yang
menyeimbangkan" di periode sebelumnya. Dalam regresi ini ,/y menangkap gangguan
36
Mustafa&lwin Nasution,Ph,D
MohammadSol€hNurzanran,S,E
jangka pendeky, sedangkansuku korelasi kesalahan6,-1menangkappenyesuaianke arah
keseimbanganjangka panjang.
Jika /x samadengannol dan 6,-lbemilai positif, artinya /x beradadi atasnilai equilibrium
dai e + p/y,. karena I diharapkan negatiq maka yd,-1juga negatif sehingga/x, akan
menjadi n€gatif untuk kembali ke titik equilibrium. Karena itu jika 4 diatas nilai
equilibriurnnya, ia akan mulai tuun pada periode selanjutnya untuk mengoreksi
equilibrium error , dan sebalilcrya. Sehingga nilai absolut dari 1,menentukan seberapa
cepat equlibrium tercapai kembali. Inilah yang disebut ECM.
IIL3, Penenturn Orde Integrasi
Penentuanorde integrasi dilakukan dengan uji mrl root untuk mengetahuisampai berapa
kali diferensiasi harus dilakukan agar series rnenjadi stasioner. Pengujian ini ditujukan
untuk mengetahuiadanyaanggapanstasionaritaspada persamaanyang sedangdiestimasi.
Data yaDg stasioneradalah data yang menunjukkan Mean, Variance dan Autocovariance
(pada variasi lag) tetap samapadawaku kapan saja data itu dibentuk atau dipakai. Artinya
dengandata yang stasioner,model time seriesdapat dikatakan lebih stabil.
Pengujian stasioneritas ini penting karena jika temyata data time-series yang diteliti
bersifat non'stasioner seperti kebanyakandata ekonomi, maka hasil regresi yang berkaitan
dengan data time-series ini akan mengandungRi yang relatif tinggi dan Durbin-Watson
stat yang rendah seperti yang dibuktikan oleh Grangerdan Newbold (1974, 1977). Dengan
perkataan lain, kita menghadapi masalah apa yang disebut spurious regression seperti
yang dikemukakanoleh Phillips (1986).
Untuk mengetahui adarryawit root dilakukan pengujian Augment€d Dickey-Fuller (ADF
test)dan Philips-Peron(PPtest)
III.4. Tahapan EsttmasiPengujiarl
Tahap-tahapanestimasi adalahsebagaiberikut:
?
.
Untuk pengujian stabilitas velocity of money akan dilakukan d€ngan melihat
standar deviasi dan varians untuk uang bebas bunga maupun uang yang masih
mengandungbunga. Setelahitu akan dilakukan uji diagnostik model.
.
Untuk melihat ketqkaitan antaraagregatmoneter dengantujuan utamakebijakan
moneter akan dilakukan melalui 4 tahap pengujian koint€grasi Engel-Granger
yang akan dijelaskan s€caralebih deslriftif di bawah ini, yaitu : (l) p€n€ntuan
orde integasi, (2) uji kointegrasi, (3) penyrsunan model error conection, dan (4)
melakukan uji diagnostik model, dan uji terhadapasumsiasumsi klasik regresi.
.
Untuk pengujian stabilitas permintaan uang dalam jangka panjang juga akan
dilakukan dengan pengujian kointegrasi Engle-Granger berdasarkan tahapan
yangtelahdijelaskandi atas.
LihatmisalnyaPindwk andRubinfeld(1991),Ende6(1995)dancreene(2000).
SebuahPcngujisnEkommeFik PadaDataTine SeriesTahun l97l: | - 2002:4
Analisis Strbililrs dtn Efektivit s Relatif BesamnMoneterBebs! Bungadi Indonesia
31
IV. HASIL DAN ANALISIS
lv.l, StabllitrsPergerrkanVelositrs
Gambrr l. P€rgetakanVelooitas lJntuk Kedua Agregat Monet€r
Velositas
Trbel l. Nilai Statistik
Nilait€rendrh
Nilaiterdnggi
Rrtr-Ilta
Std. Devlr3i
vMl
2.93
0.65
z.ts Q002:4\
4,58( 1974:l)
VQ
2.68
2.13 . .
0.s0(1998;2)
9.33(1971:l)
Dari grafik.l , terlihat bahwa pergerakan v€lositas dari uang bebas bunga lebih stabil
diban&ngkan dengan besaran moneter yang telah mengandung bunga. Ketidakstabilan
besaranmoneter berbunga terlihat dari trend grafik yang telus menuun. Pengujian nilai
statistik juga membuktikan hal yang sama, dimana volatilitas besaran moneter bebas
bunga lebih stabil.
Vlv1l berfluktuasipadakisaransempit,4.58 padatahun 1974:l sampaitingkat terendah
2.15 tahun2002:4, denganmta-rata2.93 dan standardeviasi0.65 . sedangkanVQ secara
kontrasberlluktuasipada kisaranyang jauh lebih besar,9.33 pada tahun 1971:l sampai
O.5Opadatahun 1998:2,denganstandardeviasiyanglebih besaryaitu 2.13
Penurunan velositas secara signifikan dirnulai pada tahun 1983' dimana pada tahun
tersebut nilai uang kuasi meningkat menyamai jumlah uang beredar Ml. Kondisi ini
sangatmungkin terjadi dikarenakan Indonesiamemasuki sistem devisa bebasmumi sejak
tahun 1982 dengan dikeluarkannya Peraturan Pemerintah No. I tahun 1982 tantang
penghapusankewajiban penjualan devisa hasil ekspor kepadaBank Indonesia.
Besamya arus modal masuk terutama dana-danayang bedangka pendek yang ditanamkan
dalam bentuk portfolio invcstment yang memberikan retum bunga yang tentunya dcngan
motif spekulasi, dapat membahayakanperekonomian nasional apabila arus dana tersebut
3t
Mugtaf. Edwin Nasution,Ph.D
MohammadSolchNurzanEn.S.E
seketika berbalik menjadi arus modal keluar. Iftisis yang dialami negara Amerika Lstin
seperti Meksiko pada tahun 1994, dan kisis ekonomi terakhir ),ang terjadi di Thailwtd,
Indonesia dan n€gaxa ASEAN lainnya merupakan bukti dari berbahayanyahot capital
r'Ijflowstersebut.
Hasil analisis di atas memberikan saran bahwa velositas besaranmoneter bebas bunga
lebih kecil volatilitasnya sehingga lebih mudah diprediksi pergerakannyadibandingkan
besaranyang telah berbruga. Karfia itu dapat ditarik kesimpulan bahwa besaranmoneter
bebasbunga lebih konsistendenganstabilitas perekonomian
IV.2. Keterkaitan Agregat Moneter dengan Inllasi
T.bel 2, Haril PengujianUnit RootKeterkaitanAgregatMoneterdm Inflasi
Tien
determinlsllk
l.og [,ael
Fi.st DifTerence
MI
QM
IHK
MI
QM
IHK
Phllipg-Pertob
C,T
2.340639
2.033054
0.285201
3.806268
2.143434
o.942162
C,T
4.41'1461
4.612063
-6.607242
-13.06275
-9.082464
-5.139778
SumberHasilperhitungdr
* C = Konstanta,T = Trend
Keterangan:
N ilai Xritis MacKinnon( I o/o)
ADF
PP
4.0342
-4.0331
Dari hasil estimasisepertiyangterlihat,hasil PengujianUnit Root menunjukkanbahwa
perubahanatasvariabel-variabel
tersebut(AMl, AQM, AIHK) stasionerkar€nanilai ADF
stat dan PP stat masing-masing
variabelcukup negatif bila dibandingkandengannilai
kritis dari tabelMac Kinnon.Dengankatalain seluruhvariabelyangdiuji stasionerpada
tuunan penama,
Selanjutnya
dilakukan
Uji Kointegrasr
.
BesaranMoneterBebasButrga
Diperolehhasilregresi antaranilaiIHK danMl : IHKr = 10.46+ 0.00069Mlt + e
(16.4e) (62.77
R':0.96. DVr'=0.27
Lalu mengeluarkan
dataresidual/errordari
H = IH$, qt- dJVlt
(16)
SebuahPengujianEkonometrikPadaData Titn€ SeriesTahun l9?l: I - 2002:4
Analisis Stabilitasdan Efgktivitrs Relatif Be6aranMoneto BebasBunsadi Indonesia
Setelahitu menguji stasioneritasdari e[or denganADF test maupun PP test,,dengan
diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuai informasi AIC dan SC, tanpa
trend.
Trbel 3. Uji unitrooruntukMl
ADF T6st Statistik
-3,784695
1% CriticalValu6"
570 CriticalValue
10olo
CriticalValue
-3.4843
-2.88/.9
-2.5791
PPTestStatistik
-3.185760
'l7o CriticalValue'
5'h CiticalVatue
10%CriticalValue
-3.4826
-2;8442
-2.5787
Dmana Hipotesisyangdiuji I H0 : Mengandungunit root, Hl : tidak mengandung
untr roor..
Dengm a: SVo, makahipotesisunjt root dapatditolak , karenauntuk nilai ADF test
statistik dan juga PP test statistik lebih kecil dari oitical value untuk cr : 5%.
Penolakanhipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaanregresi be$ifat
stasioner,)ang berarti terdapatkointegrasi antaravariabel IHK dan Ml.
.
BesaranMoneter yang Telah MetrgandungBunga
Diperolehhasilregresiantaranilai IHK dan Q :IHKI: 14.89+ 0.00018et + e
(18.7) (46.64)
R2=0.95,DW=o.12
Setelahmengeluarkandata residual/ enor
p, -IHK -e -azQ
(t7)
Lalu menguji stasioneritasdari error denganADF test maupun PP test,.dengan
diberikanlag optimalmasing- masinguntuk ADF = 1, dan PP: 4, sesuaiinformasi
AIC dan SC. tanDatrend.
Tabel4. Uji unitroot untukQ
ADFTestStatisfik
.3.t65994
1% CtitbalVatue'
5% CriticalValue
'
10%CriticalValue
PP Test Statistik
-2.598139
1% CriticalValue'
3.4831
2.48/,4
z.itea
3.4826
5% CriticalValue
2.4u2
10%CriticalValue
z.slez
40
MustafaFdMn Nasution,Ph.D
Moharfirud SolehNunaftan, S.E
DimanaHipotesisyangdiuji : H0 : Mengandung
unit root, Hl : tidakmengandurgunit rcot
Dengan cr.= l0%, , rraka hipotesis unit root dapat ditolak , kar€na untuk flilai ADF test
statistik danjuga PP test statistik lebih kecil dari cdtical value untuk c = I 0%. Penolakan
hipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaanregresi bersifat stasioner, yang
berarti terdapatkointegrasi antaravariabel IHK dan Q, untuk tingkat kep€rcayaan90 o/o.
Secarakeseluruhan,dari hasil pengujian kointegrasi Engle-Grangerdi atasterlihat adanya
hubungankointegasi untuk kedua agegat moneter . Hubungankointegrasi antarainterestfre€ mon€tary aggregates(Ml) dan tingkat harga (IHK) terjadi pada tingkat signifikansi
95 persen. Sedangkanantara interest monetary aggregates(Q) dan tingkat harga (IHK)
t€rjadi kointegrasi pada tingkat signifikansi yang lebih rendab yaitu pada tingkat
signifikansi hanya 90 persen.
Dengan dernikianbank sentral sebagaiotoritas moneter bisa memp€ngaruhitingkat harga
melalui Ml maupun Q, dengan tingkat signifikansi kepercayaanyang lebih baik untuk
Ml. Tapi, hasil pengujian kointe$asi Engle-Granger hanya bermanfaat untuk melihat
hubunganjangka panjang antar variabel. Oleh karara itu, selain mengestimasihubungan
jangka panjang, analisis juga dilanjutkan dengan menggunakan error-correction model
(ECM) untuk melihat bagaimanadinamika jangka pendek antara k€dua agregat moneter
denganIHK
1Y.3. Enor Correaion Model
Adapun hasil estimasi dengan menggunakanerror-correction model (ECM) s€perti yang
diperoleh padapengujin diahs:
.
Besaranmonct€r bebasbunga
a IHK : - 0.028+ 0.00014A Mlr + 0.00013a Ml ,"r
(- 0,24)
(5,e0) (4,e8)
+ 0.67A IHKr-r- 0.07t{_r
(13,4s)
(4,22)
R2= 0,72 Dw-stat= 2,17 F-stat= 78,7
BesaranMon€teryangTelahMengandung
Bunga
A IHK = 0.25+ 0.0000036
A Q, + 0.76A lHK,., - 0.03sn-,
( 1,70)
(0,34)
(10,73)
(-1,60)
= 45,6
R2= 0.52,Dw-stat:1,99 F-stat
SebuahPengujianEkonornetrikPadaDataTime SeriesTahun 1971:I - 2002:4
Analisis Stabilibs dan Efektivitas Relatif BesaranMoneler BebasBunsa di Indonesia
4l
Nilai t-stat koefisien p-1 untuk besaranmoneter bebas bunga lang diperoleh sangat
( Error corection )untuk besaranmoneter
siginifikan sampai99%. Nilai koefisien 1"tn-r
bebas bunga menunjukkan perubahansebanyaksatu satuan dari keseimbanganakan
dikoreksi setiap kuartemya sebanlak 0.07 satuan ,"ng merupakan selisih antara
actual jangka pendek dengan ekuilibrium dari variabel inflasi . Sedangkan nilai
koefisien pa,unlqkbesaranmoneter yang telah berbunga memang negative, dimana
nilai negatiye diperlukan untuk hubunganjangka panjang. Tetapi t-stat yang diperoleh
tidak signifikan, babkanuntuk signifikansi90% ( t-stat= 1.60< t-tabel: 1.64). hasil
ini menimbulkan keraguan terhadap hubunganjangka panjang antara tingkat inflasi
denganbesarar moneterberbunga.
Keterkaitan yang lebih erat antam tingkat inflasi dengan besaran moneter yang bebas
bunga dimungkinkan karena Ml sebagaiproxy uang non-bunga merupakan uang yang
beredar dimaslarakat, yang umunmya digunakan untuk bertransaksi.Penambahanjumlah
uang beredar , sesuai deng4n hipotesis nehalitas uang dalam jangka panjang, akan
menimbulkaninflasi. Hal ini relatif berbedadengan uang berbunga.Uang berbunga
kebanyakan digunakan sebagai simpanan dan atau spekulasi dengan memperbandingkan
opportunitasretum yang diperoleh, sehinggadapatmenimbulkan dampak yang tidak dapat
diprediltsi, bahkan memuncuikan ketidakseimbanganpergerakan di sector moneter dan
sector riil f bubble economy ). Penggunaannyadalam transaksi mayoritas tergantung
kemampuanintermediasi perbankan.Karena itu keterkaitannyadenganinflasi relatif lebih
rendah.
Walaupun demikian dalam sistem moneter syariah simpanan tetap ada dan tetap sebagai
salah satu sumber pendanaaninvestasi . Dengan basis penyertaan modal ( bagi hasil )
institusi keuanganakan menyediakanpeluang-peluanginvestasi bagi para penabung yang
tidak dapatmenemukan.peluang-peluang
menjanjikanbagi investasilangsungatau tidak
dapat menemukanmitra bagi usaha-usahainvestasi yang menguntungkantabungan
mereka".Satuhai yang terpentiDgperputaranuang yang te{aga menjadi sangatpenting
untuk menjaminprosessirkulasiekonomitetaphidup.
Dari hasil analisis di atas dapat diargumentasikanbahwa besaranmoneter bebas bunga
lebih kuat hubungannyadcngantingkat inflasi. Karena itu besaranbebasbunga akan lebih
efektifjika digunakansebagaiinstrumenmonotsr dalam mengontrol tingkat inflasi.
IV.4. Stabilitas Per milLta,ir ll^ng J^rgk^ Panjang
Tab€I5. HasilPengujian
UnirRootuntukStabiliras
Permintaan
Uang
Vrriabel
dek;;;;isrik
C,T
ADF
-0.017998
philips-Perron
c,T
C,T
C, T
0.925629
0.285201
-2.940353
1.003254
0.942162
-2.492460
C,T
C,T
C, T
4.709683
.3.888160
-6.607242
-4.371807
-11.02772
-13.00336
-5.139778
Ml_P
qP
IHK
cDPl993
MI_P
Q_P
First Difference
IHK
GDPI993
Sumber:Hasil perhitungar
Keterangan: * C = Konstanta, T = Trend
Log L€v€l
' Umer Chapra,M,
Sr.rterxMoneterIslam, Qemalnsani Press,2000,hal 5I .
0.078879
n2.03945
Must fa Elwin Nasution,
Ph.D
MolemnadSol€hNurzirnan,S.E
Nilai Kritis MacKinnon(l7o)
ADF
PP
-3.48/.7
-3.4831
Dari hasil estimasisepertiyangterlihat,hasil PengujianUnit Root menunjukkanbahwa
perubahanatasvariabel-variabel
tersebut(AMl_P, AQ_P,AIHK, AGDPI993) stasioner
karenanilai ADF statdanPPstatmasing-masing
variabelcukupnegatifbiladibandingkan
dengannilai lsitis dari tabel Mac Kinnon.Dengankata lain seluruhvariabelyangdiuji
stasionerpadaturunanpertama.
Selanjutnyaakandilakukanpengujianderajatkointegasi denganmengguuakan
metode
pengujiankointcgrasiEngle-Gragner
.
Besrrrn Moneter BebasBungr
Dioeroleh
hasil:
Ml-Pr = -77.2+ 0.01GDPI993,+ 2.86IHK + e,
( _5.04) (27.60)
( 8 . 1 0)
R2=0.97,
DW=0.81
Lalu didapatdataresiduaVenor
H -M|_P, -at-*2GDA99J -a,IHI{
(18)
Setelahitu menguji stasioneritasdari enor denganADF iest maupun PP test,.dengan
diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuaiinformasi AIC dan SC, tanpa trend.
Tlbel 6, Uji urit root untukM l_P
ADF T6st Statistik
PPTestStatistik
-6.030736
$.728976
l% Criticalvalue'
57o C.iticalValue
.3.4843
-2.8849
10%Critical
Value
-2.5791
1% CriticalValue'
5% CrilicalValu€
t0% Critical
Valu6
-3.4826
-2.48/.2
-2.5787
Denganc.= t% , makahipotesisunit root dapatditolak, karenauntukhilai ADF test
statistikdanjuga PP test statistik lebih kecil dari critical value untuk I : 5%.
Penolakanhipotesisunit root menunjukkanresidualdari persamaan
regresibersifat
stasioner,yang berartit€rdapaikointegrasiantaravariabelMl_P denganvariabel
( IHK clanGDPI993)
bebasnya
SebuahPengujianEkonometrikPadaData Tirne SeriesTahun l9?1: I - 2002:4
Analisis Stabilitasdan Efektivibs Relatif BesaranMoneterBebasBungadi Indonesia
.
Bunga
BesaranMoreterysngTelahM€ngandung
Diperolehhasil :
+ 28.79IHK + €r
qP, = -1254.75
+ 0.03GDP1993.
(11.63)
( - l 1 . 6 8) ( 1 3 . 6 1 )
R2=0.94,
Dw=O.18
diporolehdataresidual/enor
p, -Q _n - qt - d2GDA99f - a, IHI{
(1e)
Kernudian menguji stasion€ritasdari enor dargan ADF test maupun PP test,.dengan
diberikan lag optimal masing - masing = 4 sesuaiinformasi AIC dan SC, tanpatrend.
Trbel T,Nilai Unit RootdariLP
PPTestStalistik
-1.878635
1oloCriticalValue.
syo CriticalValuo
Value
10%Critical
4.4426
-2.4&.2
-2.5747
'loloCriticalvalue'
-3.4&13
-2.8849
5% Criticalvalue
-2.5791
10%Criticalvalue
unit root,Hl : tidakmengandung
unit root
DimanaHipot€sisyangdiuji : H0 : Mengandung
ADFTestStatistik
n.450196
Dengan d : lo/o, 5Yoataupun lO%, temyata hipotesis unit root dapat diterima , karena
untuk nilai ADF test statistik dan juga PP test statistik lebih besardari semuacritical
value. Penerimaan hipotesis unit root menunjukkan residual dari persamaan regresi
bersifat non stasioner pada tingkatan level. Hasil ini menunjukkan tidak adanya
kointegrasi antara variabel Q_P denganvariabel bebasnya( IHK dan GDPI993). Dengan
kata lain tidak ada hubungan jangka panjang permintaan lang yang sudah rn€ngandung
bunga dengantingkat inflasi dan pendapatan.
lY ,4. Enor Coreaian Model
Pengujian ECM hanya dilakukan untuk model permintaan uang bebas bunga jangka
panjang, sedangkanuntuk model permintaan uang yang sudah mengandungbunga xidak
perlu dilakukan. Hal ini karena dari pengujian kointegasi, tidak ada bukti hubungan
jangka panjang untuk model uang yang sudahmengandungbunga.
Trbel S, Hasil PengujianECM un kMl_P
.
Besaranmoneterbebasbunga
- 12.76
+ 0.003AGDPl993
A IHK Cl) - 0.2tta-,
A Ml_P = 18.66
(3.42) (1.e6)
(-4.06)
(-4.23)
R2: 0,42 DW-stat: 2,01 F-stat: 14,6
MustafaEdwin Nasution,Ph.D
MohamrradSolehNurzaoran,S.E
44
Dari tabel di atas dapat di lihat hasil p€ngujian EcM untuk besaranmoneter bebasbunga.
Nilai koefisien p1-1menunjukkan hasil yang negative, dimana hasil ini membuktikan
adanta mekanismeerror-correction ( ECM). Dengan katalain jika ada goncangan(shock)
yang menyebabkan disekuilibrium, maka teqiadi proses p€nyesuaian dinamis jangka
pendek yang akan mendorong sistem kembali menuju ekuilibrium jangka panjang, Akan
t€tapi pe u dianalisis lebih lanjut signifikansi pengujian statistik persamaanECM di atas
untuk dapatmengambil kesimpulan yang lebih baik.
Untuk pengujian stabilitas tambahan, akan dilihat pengaruh krisis 1997 tarhadap kedua
besaran.Metode yang digunakan adalah Chow Test Stability, dimana hasilnya sebagai
berikut s€caraberturut-tuui untuk Ml_P dan Q_P:
Trbef 9. p€ngujian stabilitas Chot)-lesl
ChovrBreakDointTsst 1997:3
F-statislik
Loglikgllhoodratio
13,45924
76.9124'l
Probability
Probability
0.000000
0.000000
ChowBreakpoint
Test 1997:3
'i9.38088
Probability
49.83378
Pro0ability
Maka karena P-value < 0.05, hipotesis H0 ditolak. Artinp ada pengaruh dari lcisis
ekonomi baik untuk permintaanuangbebasbunga maupunpermintaanuang berbunga
V. PENUTUP
Berdasarkanpenelitian yang telah dilakukan, maka diperoleb kesimpulan sebagaiberikut
l.
'
Secararelatif pergerakanvelositas besaranmonet€r b€bas bunga menunjukkan
hend yang lebih stabil daripada pergerakan velositas besaran yang telah
mengandungbunga
.
Dengan membandingkannilai standar deviasi ddn fluktuasi nilai tertinggi dan
terendahdari kedua agregatmoneter (agregatmoneter bebasbunga atau Ml dan
agregat moneter berbunga atau Q) penulis menyimpulkan bahwa pergerakan
relocity of non-interest-bearingmonE, (flvlNl) menunjukkan pertumbuhanyang
lebih stabil daripada pergerakan velocity of i terest-earuing money (YMI|
Dengan dernikian, ag€gat moneter bebas bunga memperlihatkan potensi untuk
menstabilkan perekonomian. Kondisi ini selffijulll-ya akan menimbulkan efek
positif yang berkelanjutanterhadapkesehatanperekonomianEecarakeseluruhan.
.
Ekonometrik
PadaDataTimeScricsTahun1971:l - 2002:4
SebuahPenSujian
Analisis Sbbilitas dan Efektivitrs Relatif BesaranMoneterBebasBungadi Indonesia
Besann (aggregate) moneter bebas bunga ( Ml) maupun yang telah
mengandung bunga (Q) memiliki hubungan jangka panjang dengan tingkax
inflasi sesuai dengan hasil dari uji akar-akar unit dan uji kointegrasi ErgleGranger.
Akan tetapi untuk besaranmoneter Q , mekanismekeseimbanganjangka pendek
yang ditunjukkan oleh pengujian ECM memperlihatkantingkat signifikansi lang
rendah hanya sekitar 85%, Artinya walaupun kedua agregat moneter dapat
digunakan sebagai variabel untuk mengontrol tingkat inflasi, tetapi dengan
tingkat signifikansi yang lebih tinggi besamn moneter bebas bunga akan sedikit
lebih baik karenamerniliki hubunganjangka panjangdan juga jangka pendek
dengantingkat inflasi.
Hanya permintaan uang bebas bunga ( Ml_P ) lang merniliki stabilitas
hubungan lang erat padajangka panjang terhadapvariabel makro tingkat inflasi
dan pendapatan,
Berbeda dengan permintaan uang bebas bunga, permintaan uang yang telah
mengandung bunga ( qP) terbulti dari pengujian kointegmsi Engle-Granger
tidak memiliki hubunganjangka panjang denganvariabel inflasi dan pendapatan
riil. Tetapi dari hasil pengujian terbukti kedua variabel terkena dampak yang
signifikan akibat krisis tahun 1997. walaupun demikian karena ada mekanisme
penyesuainjangka pendek untuk kernbali ke ekuilibriumnya, maka secararelatif
permintaan uang bebasbunga tetap stabil dalamjangka panjang.
DAFTAR PUSTAKA
Abu Saud, Mahmud . Money, Interest and Qirad .seled;ed,Paper fiom li Intemational
Conferenceon Islamic Economy. Edited by Khurshid Ahmad , Sndies in Islamic
Economies.The IslamicFoundation,Leicester,1980.
Agung, I Gusti Ngurth , Manajemen Penulisan Slcripsi,Tesis, dan Disertasi,l-rnll:aga
Demografi , Jakarta2003.
Antonlo , Muhammad Syatl't, Bank S)"riah: Dari Teori ke Pnktik,Gerna InsaniPress,
Jakarta2001
Ball , Laurence, Another Look At Long-Run Money Demand, NBER Working Paper
Series,June 1998.
Choudury, Masudul Alam , Money in Islam : a Studyin IslamicPolitical economy,
London : Routledge,1997.
Darrat, Afi. F, On The Efiiciency of Interest- Free Monetqry System : A Case Study,
2000.
Darrat, Ali. F, The Islamic Interest Free Banking System-Some Empirical Eidmces,
Applied Economics,1988.
Dir€ktorat Perbankan Syariah Bank Indonesia,CetakBiru PerbankanSyariah2003.
Dlrektorat Perbankan Syariah Bank Ind.orcsia, SurveyMengenaiPotensidan Preferensi
KonsumenTerhadapBank Syariahdi 5 Prcpinsi,200.
Dots€y, Michael and Christopher Otrok, M2 And Monetary Policy : A Critical Review
of The Recent Debale, Federal Resewe Bank of Richmond Ecolomie Qucrterly
Volume 80/1 1994
MustafaEdwin Nssution,Ph.D
MohamrnadSolehNurzarun, S.E
46
Enders, Walter, ,4pplied Economelric Time .ieriar, John Wiley & Sons,lnc, Canada I 995
Hrssan, M, Ksbfr and A. Q. d-Dryel, Stability of Money Dendnd U der Interest-Free
yersus Interest-BasedBanking
$tstem, H\manomics, 1998.
Hassan,M. Kablr and Ahmad Mazumder , IslamicFinanceand EconomicStability,An
EconometricAnalysis,2001.
Ikhsan,,lVl, Ilera Susanti, lVidyanti, Indikn or - Indikntor Makoekonomi, Edisi2,
Lernbaga Peneftit UI, Jakarta 1997
Intcroatlotral Fitratrcial Stetistik. !4luf4foIg
Kaleem, Ahmad, Mo deling Monetary Stabilig Under Dual Banking System: The Caseof
Malaysia,lfierr.ational Joumal of Islamic Financial Services,2000.
Karlm , Adiwarman, Ekonomi Islam : Suatu Kajian Ekonomi Mqbo, IllT Indonesia,
Jakarta2002
Karlm , Adiwarman, Ekonomi Mikro Islanr, IIIT Indonesia,Jakarta2002
Khan, M,S, Islamic Interest Free Banking: A Theoritical ,4ratr!,r,
MonetaryFundStaff Papers33, March 1986.
Intemational
Amir, Inlerest Free and Intercst Bearing Money Demard. : Policy Invariance And
S/ablif, ERF Working PaperSeries0214 , 2002.
Luthti Hamidi, M, JQak - JQak Ekonomi Syariah, Pene6it SenayanAbadi Publishing,
Jakarta,2003.
Kia,
Manan, M.A" E*ozomi Islam, Teori dan Prsfre& Intermasa.Jakarta
Metwally, M,M , Teori dan Model Ekonomi Islam, Penerbit PT Bangkit Daya Insana,
Jakarta.I 995.
Mishkin, f,'rederic.S, Ihe Economfus of Money, Banking, and Financial Markex, 5'
edition,Columbia University,1997.
Mufti, Aries, .Barga Bank Maslahat atau Muslihat, Pwtaka Quantum,Jakarta,2004
"Analisk Ertsiewi Sistem Moneter Bebas Bungs:Studi Kasus di Indonesia dan
Malaysia Peiode 198U2000, Univercitas Padjajaran2002
Qardhawi, Yusuf, y'formadan Etika Ekonomi Islam, Gemalnsani Press, 1997.
Pihi,
Solikin datr Srsetr.o, Penwunqn Statistik Uang Beredar, Seri KebanksentralanBank
IndonesiaNo.2, Desember2002.
Solikftr dan Suseno, Uarg : Pengertion, Penciptaan, dan Peranannya dalam
Perekonomian,Seri KebanksentralanBank IndonesiaNo.l, Desember2002,
Thornton, Daniel, Wy Does Velocity Mstter? , Federxl Reserye Bank of St.Louis,
December1983.
Umer Chaprs, M , The Future of Economics : an Islamic Perspective ,Penerbit SEBI ,
Jakarta,200I .
Umer Chapra, M, .SfutemMoneter Islau, GernaInsani Press,2000.
Youseli, M, Monetary Stability and Interest Free Bonking : A Case of lran, Applied.
Economics,1997.