analisis pengaruh indeks harga konsumen, jumlah

JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
ANALISIS PENGARUH INDEKS HARGA KONSUMEN, JUMLAH UANG
BEREDAR (M1), KURS RUPIAH, DAN INDEKS S&P 500 TERHADAP INDEKS
HARGA SAHAM GABUNGAN: STUDI EMPIRIS PADA BURSA EFEK INDONESIA
Heriyanto
[email protected]
Ming Chen
[email protected]
Abstrak: Penelitian ini bertujuan untuk menguji hubungan keseimbangan jangka panjang
antara variabel makroekonomi (yang diproksi dengan variabel indeks harga konsumen,
jumlah uang beredar, kurs rupiah terhadap dollar, dan Indeks S&P 500) dengan indeks harga
saham gabungan (IHSG). Data bulanan variabel makroekonomi dan IHSG selama periode
Januari 2005 – Desember 2013 digunakan untuk pengujian hubungan keseimbangan jangka
panjang. Data penelitian dikumpulkan dengan metode dokumentasi yang terdiri dari variabel
indeks harga konsumen, jumlah uang beredar, kurs rupiah terhadap dollar, Indeks S&P 500,
dan IHSG. Setelah data dikumpulkan, data selanjutnya akan dianalisis dengan menggunakan
analisis regresi berganda. Analisis pengujian residual (dari model regresi berganda) dengan
pendekatan Granger Residual Test digunakan untuk memastikan tidak terjadi spurious
regression (regresi palsu). Selanjutnya, analisis data dengan pengujian Johannsen
Cointegration Test digunakan untuk menguji keberadaan hubungan keseimbangan jangka
panjang antara variabel makroekonomi dan IHSG. Tahap akhir analisis data dilakukan dengan
pengujian vector error correction model (VECM) dan Granger Causality Test yang bertujuan
untuk menguji kemungkinan adanya hubungan biderectional (dua arah) antara variabel
makroekonomi dan IHSG.
Hasil pengujian menggunakan analisis regresi berganda menunjukkan bahwa variabel kurs
rupiah terhadap dollar dan Indeks S&P 500 berpengaruh signifikan terhadap pergerakan
indeks harga saham gabungan, sedangkan variabel indeks harga konsumen dan jumlah uang
beredar tidak berpengaruh signifikan. Hasil pengujian dengan menggunakan Granger
Residual Test menunjukkan bahwa tidak terdapat spurious regression. Sementara itu, hasil
pengujian dengan menggunakan Johannsen Cointegration Test menunjukkan bahwa terdapat
hubungan keseimbangan jangka panjang antara variabel makroekonomi dan IHSG. Terkait
dengan kemungkinan adanya hubungan biderectional antara variabel makroekonomi dan
IHSG, hasil pengujian dengan menggunakan Vector Error Correction Model (VECM) dan
Granger Causality Test menunjukkan bahwa hubungan antara variabel makroekonomi dan
IHSG adalah hubungan satu arah.
Kata Kunci: spurious regression, granger residual test, granger causality test, vector error
correction model.
Abstract: This study aims to test the long term equilibrium association between
macroeconomic variables (which proxied by consumer price index variable, money supply,
rupiah kurs relative to dollar, and S&P 500 index) and composite index (IHSG). Monthly
data of macroeconomic variables and IHSG covers January to December 2013 were used to
test the existence of long term equlibrium association. Research data collected by using
documentation method which involve consumer price index variable, money supply, rupiah
25
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
kurs relative to dollar, S&P 500 index, and IHSG. After the data has been collected, the data
will be analyzed by using multiple regression analysis. Residual test analysis (from multiple
regression analysis) which aims to ensure that spurious regression does not existence, has
been analyzed by using Granger Residual Test. After that, data analysis by using Johannsen
Cointegration Test was used to test the existence of long term equilibrium association
between macroeconomic variable and IHSG.The last step of data analysis were analyzed by
using vector error correction model (VECM) and Granger Causality Test which aims to test
the possibility existence of biderectional association (two ways)between macroeconomic
variables and IHSG. Result testing by using multiple regression anaylsis show that rupiah
kurs relative to dollar and S&P 500 Index that significantly influence the IHSG movement
while consumer price index variable and money supply does not significantly influence IHSG
movement. Result testing by using Granger Residual Test show that spurious regression does
not existence. Meanwhile, result testing by using Johannsen Cointegration Test show that
long term equilibrium association between macroeconomic variables and IHSG is exist.
Related to the possibility existence of bidirectional association between macroeconomic
variables and IHSG, result testing by using vector error correction model (VECM) and
Granger Causality Test show that the association between macroeconomic variables and
IHSG is one way association.
Keywords: spurious regression, granger residual test, granger causality test, vector error
correction model.
PENDAHULUAN
dengan keberadaan hubungan yang kuat
Latar Belakang Masalah
antara
Penelitian empiris terkait pengaruh
Argumen
yang
mungkin
bisa
bertumbuh/maju
menjelaskan hasil penelitian di atas adalah
(developed markets) maupun di pasar
terkait dengan adanya hubungan bahwa
modal
(emerging
nilai intrinsik dari saham bergantung pada
markets). Beberapa penelitian empiris yang
nilai sekarang (present value) dari dividen
dilakukan di pasar modal bertumbuh
yang akan diterima di masa yang akan
(developed markets) memberikan bukti
datang, yang merupakan hasil distribusi
yang
dari
yang
cukup
yang
saham
prices) dan variabel makroekonomi.
saham telah banyak dilakukan, baik di
modal
harga
keseluruhan/gabungan (aggregate equity
variabel makroekonomi terhadap return
pasar
indeks
berkembang
kuat
terkait
dengan
bahwa
return
saham
besarnya laba perusahaan dipengaruhi oleh
berfluktuasi seiring dengan perubahan
aktivitas riil ekonomi. Oleh karena itu,
dalam
makroekonomi
dengan kata lain dapat disimpulkan bahwa
(Gunasekarage et.al., 2004). Sehubungan
ada hubungan antara kondisi fundamental
dengan hasil penelitian tersebut, muncul
ekonomi (economic fundamentals) dan
dugaan dari beberapa penelitian terkait
harga saham. Penelitian awal terkait
pembuktian
variabel
26
laba
perusahaan.
Lebih
lanjut,
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
dengan topik ini dilakukan oleh Bodie
ekonomi lokal (seperti gross domestic
(1976), Fama dan Schwert (1977), Jaffe
product, inflasi, money supply, dan suku
dan Mandelker (1977), Lintner (1973),
bunga) dan variabel ekonomi dunia (seperti
Nelson (1976), dan Oudet (1973) yang
industrial production dan inflasi) hanya
menemukan bahwa ada hubungan yang
dapat menjelaskan sampai pada tingkat
negatif antara return saham dan perubahan
14,6% atas variasi (fluktuasi) pada return
pada harga secara umum (inflasi). Namun
bulanan dari sampel yang terdiri atas 13
hasil
pasar
penelitian
ini
berbeda
dengan
penelitian Fisher (1979) yang merumuskan
modal
berkembang
(emerging
markets) untuk periode 1987-1996.
hipotesis terdapat hubungan yang positif
Berdasarkan tinjauan pada teori dan
antara return yang diharapkan dan tingkat
hasil
inflasi yang diharapkan.
sebelumnya, maka penelitian ini akan
Berbeda dengan hasil penelitian di
pasar
modal
markets),
bertumbuh
beberapa
difokuskan
(developed
beragam
pada
pada
pasar
penelitian
modal
yang
termasuk dalam emerging markets, yaitu
yang
BEI, dan menggunakan variabel-variabel
dilakukan di pasar modal berkembang
makroekonomi yang umumnya digunakan
(emerging markets) kurang memberikan
dalam penelitian sebelumnya, yaitu Indeks
dukungan
terkait
Harga Konsumen (IHK), jumlah uang
variabel
beredar (M1), kurs rupiah, dan Indeks S&P
makroekonomi terhadap return saham
500 untuk menjelaskan pergerakan IHSG
(Gunasekarage et.al., 2004). Penelitian
di BEI periode Januari 2005-Desember
tersebut
2013.
secara
pembuktian
penelitian
yang
empiris
pengaruh
diantaranya
dilakukan
oleh
Adapun
tujuan
digunakannya
Harvey (1995) dalam Gunasekarage et.al.
beberapa variabel
(2004) yang menunjukkan bahwa pengaruh
penelitian
return pasar modal dunia (world equity
menguji konsistensi (reliabilitas) hasil
market returns), return atas indeks nilai
penelitian
tukar mata uang asing, harga minyak,
menggunakan periode yang relatif cukup
world industrial production, dan tingkat
panjang.
inflasi dunia (world inflation rate) tidak
makroekonomi dari
sebelumnya
sebelumnya
menguji
kestabilan
pasar
panjang
(stationarity)
berkembang
untuk
dengan
Selain itu, penelitian ini juga akan
cukup kuat dalam menjelaskan return di
modal
adalah
(emerging
markets), serta penelitian Fifield et.al.
makroekonomi
(2002) yang menunjukkan bahwa variabel
memastikan
27
dan
tidak
hubungan
jangka
antara
variabel
IHSG
untuk
adanya
spurious
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
regression sebagai akibat penggunaan
variabel makroekonomi, yang diproksi
analisis data secara time series.
dengan
indeks
harga
konsumen,
jumlah uang yang beredar (M1), kurs
rupiah,
Rumusan Masalah Penelitian
Terkait dengan beberapa hal di atas
maka
dapat
dirumuskan
2.
Bagaimana
pengaruh
S&P500
dan
pergerakan IHSG.
pertanyaan
penelitian sebagai berikut:
1.
Indeks
Manfaat Penelitian
variabel
Hasil penelitian ini diharapkan
makroekonomi, yang diproksi dengan
dapat memberikan manfaat bagi berbagai
indeks harga konsumen, jumlah uang
pihak, antara lain:
yang beredar (M1), kurs rupiah,
1.
Bagi
Pemerintah,
dapat
menjadi
Indeks S&P500 terhadap pergerakan
panduan dalam menyusun kebijakan
IHSG?
(terkait dengan penentuan suku bunga,
Bagaimana hubungan keseimbangan
tingkat inflasi, dan jumlah uang
jangka
beredar)
panjang
antara
variabel
untuk
mengatur
kondisi
makroekonomi, yang diproksi dengan
perekonomian agar dapat meningkatan
indeks harga konsumen, jumlah uang
kinerja (pertumbuhan) pasar modal.
yang beredar (M1), kurs rupiah, dan
Sebaliknya, pemerintah juga dapat
Indeks S&P500, dengan pergerakan
menjadikan
IHSG?
sebagai
kondisi
dasar
pasar
untuk
modal
menyusun
kebijakan ekonomi guna menjaga
kestabilan kondisi perekonomian.
Tujuan Penelitian
Berdasarkan rumusan masalah yang
2.
Bagi
investor,
dapat
telah dinyatakan di atas, maka tujuan dari
informasi
penelitian ini adalah sebagai berikut:
makroekonomi
1.
pengaruh
dipertimbangkan untuk memprediksi
variabel makroekonomi, yang diproksi
kondisi pasar modal sehingga dapat
dengan
diperoleh keputusan investasi yang
Menguji
secara
indeks
empiris
harga
konsumen,
jumlah uang yang beredar (M1), kurs
rupiah,
2.
Indeks
S&P500
tentang
memberikan
variabel-variabel
yang
dapat
tepat.
terhadap
3.
Bagi akademisi, dapat memberikan
pergerakan IHSG.
informasi
Menguji secara empiris hubungan
sebagai
keseimbangan jangka panjang antara
mengembangkan peneletian di masa
28
yang
bahan
dapat
referensi
dijadikan
untuk
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
mendatang
terkait
dengan
topik
suka menyimpan dana di bank dan
hubungan variabel makroekonomi dan
memperoleh
pendapatan
dari
bunga
IHSG.
tabungan dan pasar saham menjadi kurang
menarik. Kondisi ini menyebabkan harga
Pengaruh
Indeks
Harga
saham bereaksi secara negatif, yaitu harga
Konsumen
saham menurun.
Terhadap Pergerakan IHSG
Indeks harga konsumen dalam
penelitian ini merupakan proksi dari
Pengaruh Jumlah Uang yang Beredar
tingkat inflasi. Gunasekarage et.al. (2004)
(M1) Terhadap Pergerakan IHSG
dalam penelitiannya menyatakan bahwa
peningkatan
(penurunan)
akan
menggunakan variabel jumlah uang yang
menurunkan (meningkatkan) daya beli
beredar sebagai salah satu proksi dari
investor sehingga pada akhirnya akan
variabel makroekonomi yang menjelaskan
mempengaruhi keputusan investasi dari
pergerakan indeks harga saham pasar. Ia
investor lokal di pasar modal. Nugroho
mengungkapkan bahwa variabel jumlah
(2008) dalam penelitiannya juga menduga
uang yang beredar (M1) menyediakan
bahwa terdapat hubungan antara tingkat
sebuah ukuran atas tingkat likuiditas
inflasi dan pergerakan IHSG. Namun,
kegiatan perekonomian dan memberikan
Nugroho (2008) memberikan argumen
indikator bahwa setiap perubahan dalam
dengan perspektif yang sedikit berbeda. Ia
jumlah
menyatakan bahwa peningkatan tingkat
mempengaruhi keputusan investasi dari
inflasi akan menyebabkan suku bunga akan
investor. Argumen Gunasekarage et.al.
meningkat
(2004)
dan
pada
inflasi
Gunasekarage et.al. (2004) juga
akhirnya
akan
uang
ini
yang
beredar
diperkuat
oleh
akan
hasil
mengurangi tingkat investasi. Lebih lanjut,
penelitiannya yang menunjukkan bahwa
ia berargumen bahwa dalam kondisi inflasi
dengan
biasanya pemerintah akan menaikkan suku
correction models (VECM) didapatkan
bunga untuk mengurangi jumlah uang yang
dukungan atas argumen bahwa nilai lag
beredar di masyarakat. Namun kenaikan
dari variabel makroekonomi seperti indeks
suku bunga tersebut akan menyebabkan
harga
investor
beredar, dan tingkat bunga treasury bill
karena
enggan
bunga
dibayarkan
melakukan
pinjaman
menjadi
investasi
yang
lebih
harus
menggunakan
konsumen,
vector
jumlah
uang
error
yang
memiliki pengaruh yang signifikan pada
tinggi.
indeks pasar saham.
Akibatnya, pada kondisi ini investor lebih
29
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Sementara itu, Nugroho (2008)
terhadap
dollar
menandakan
bahwa
menyatakan bahwa jumlah uang yang
prospek perekonomian Indonesia dalam
beredar dengan pertumbuhan yang wajar
keadaan
dapat
didasarkan
memberikan
pengaruh
positif
kurang
pada
baik.
Argumen
pendapat
ini
Sunariyah
terhadap kegiatan ekonomi dan pasar
(2006) yang menyatakan bahwa depresiasi
ekuitas dalam jangka pendek. Namun,
rupiah
lebih
fundamental
lanjut
ia
menyatakan
bahwa
dapat
terjadi
apabila
perekonomian
faktor
Indonesia
pertumbuhan jumlah uang beredar yang
dalam keadaan tidak baik. Kondisi ini
drastis akan memicu inflasi yang pada
tentunya menambah risiko bagi investor
akhirnya memberikan pengaruh negatif
apabila melakukan investasi di bursa
terhadap pasar ekuitas.
saham Indonesia. Lebih lanjut, Jose Rizal
(2007) dalam Nugroho (2008) menyatakan
Pengaruh
Kurs
Rupiah
bahwa investor akan cenderung untuk
Terhadap
menghindari risiko sehingga investor akan
Pergerakan IHSG
Gunasekarage et.al. (2004) juga
cenderung
melakukan
aksi
jual
dan
menggunakan variabel kurs valuta asing
menunggu hingga situasi perekonomian
sebagai proksi variabel makroekonomi
dirasakan membaik. Selanjutnya, aksi jual
untuk
menjelaskan
Lebih
lanjut,
ia
pergerakan
IHSG.
yang dilakukan investor pada akhirnya
menyatakan
bahwa
akan mendorong penurunan indeks harga
peningkatan (penurunan) dalam tingkat
saham di BEI.
kurs valuta membuat pasar modal di
.
Srilanka menjadi lebih murah (lebih
Pengaruh Indeks S&P 500 Terhadap
mahal)
Pergerakan IHSG
bagi
investor
asing
sehingga
fluktuasi pada tingkat kurs valuta asing
Acikalin
akan memiliki dampak pada keputusan
mengungkapkan
investasi saham dari investor asing.
perubahan
et.
al.
bahwa
variabel
(2008)
pengaruh
makroekonomi
Sementara itu, Nugroho (2008)
terhadap return saham di pasar modal tidak
menyatakan
hubungan
dapat dipastikan (ditentukan) mengingat
variabel kurs valuta asing dan pergerakan
kondisi (karakteristik) ekonomi di tiap
IHSG. Namun, ia memberikan argumen
negara berbeda-beda. Acikalin et. al.
yang berbeda terkait hubungan antara
(2008) mengungkapkan bahwa sebagian
variabel kurs dan IHSG. Ia menyatakan
besar penelitian bahkan mengungkapkan
bahwa bagi investor depresiasi rupiah
bahwa variabel global lebih konsisten
juga
adanya
30
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
pengaruhnya terhadap return saham di
Jones memberikan indikator atas kinerja
pasar
perekonomian
modal
dibandingkan
variabel
Amerika
Serikat
yang
makroekonomi domestik (lokal). Argumen
mengalami peningkatan. Lebih lanjut ia
ini sejalan dengan hasil penelitian Abugri
menyatakan bahwa sebagai salah satu
(2008) yang memberikan bukti empiris
negara
bahwa variabel suku bunga treassury bill
pertumbuhan ekonomi Amerika Serikat
dan MSCI World Index (sebagai proksi
dapat mendorong pertumbuhan ekonomi
atas variabel global) merupakan variabel
Indonesia melalui kegiatan ekspor maupun
yang
aliran
paling
signifikansi
konsisten
koefisien)
(arah
dan
mempengaruhi
tujuan
modal
ekspor
masuk,
baik
Indonesia,
investasi
langsung maupun melalui pasar modal.
return pasar modal.
Indeks
Harga
Konsumen
Sementara itu, variabel Indeks S&P
500 digunakan oleh Gunasekarage et.al.
(2004)
sebagai
proksi
variabel
Jumlah
Uang yang
Beredar
(M1)
Kurs Rupiah
makroekonomi global untuk menjelaskan
pergerakan Indeks Harga Saham di Bursa
Srilanka. Gunasekarage et.al.
(2004)
IHSG
mengungkapkan bahwa banyak literatur
menduga bahwa pasar modal di Amerika
Serikat
memberikan
pengaruh
Indeks S&P
500
yang
signifikan pada sebagian besar pasar modal
di dunia. Indeks S&P 500 merupakan salah
Gambar 2.1. Kerangka Teoritis Hubungan
satu dari 3 indeks utama di Amerika
Antara Indeks Harga Konsumen, Jumlah
Serikat, (dua indeks harga saham lainnya)
Uang yang Beredar (M1), Kurs Rupiah,
yaitu Nasdaq Composite dan Indeks Dow
Indeks S&P 500 dan IHSG
Jones. Namun, Witjaksono (2010) dalam
Sumber: Gunasekarage et. al. (2004),
penelitiannya menggunakan Indeks Dow
Nugroho (2008), dan Witjaksono (2010)
Jones.
Berdasarkan
Sunariyah
(2006)
pendapat
dalam
dari
Witjaksono
METODE PENELITIAN
(2010), pergerakan Indeks Dow Jones
Data
dapat mempengaruhi pergerakan IHSG di
BEI.
Sunariyah
(2006)
Analisis dalam penelitian ini terkait
memberikan
dengan hubungan atau interaksi antara
argumen bahwa meningkatnya Indeks Dow
variabel makroekonomi, yang diproksi
31
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
dengan indeks harga konsumen, jumlah
uang yang beredar (M1), kurs rupiah,
Definisi Operasional dan Sumber Data
Indeks S&P 500, dan IHSG. Adapun data
Pengertian
mengenai
masing-
dalam penelitian ini adalah data bulanan
masing variabel penelitian dan sumber data
yang dimulai dari Januari 2005-Desember
penelitian akan ditampilkan pada tabel di
2013. Data penelitian ini dimulai dari
bawah ini:
Januari 2005 karena tersedianya data (baik
variabel independen dan dependen) sampai
dengan periode Desember 2013.
Tabel 3.1 Definisi Operasional Variabel Penelitian dan Sumber Data Penelitian
No
Nama
.
Variabel
1
IHSG
Definisi Operasional
Pengukuran
Skala
Sumber
Data
suatu
nilai
digunakan
yang Data bulanan dari periode
Rasio
untuk Januari 2005- Desember
mengukur
kinerja 2013
saham
tercatat
yang
www.fina
nce.yahoo.
com
dalam suatu bursa efek
2
Indeks
Angka
indeks
harga
menggambarkan
konsume
perubahan harga barang 2013
n
dan
jasa
yang Data bulanan dari periode
Januari 2005- Desember
oleh
masyarakat
secara
pada
www.bps.
go.id
yang
dikonsumsi
umum
Rasio
suatu
periode waktu tertentu
dengan periode waktu
yang telah ditetapkan
3
Jumlah
Jumlah
uang
yang Data bulanan dari periode
uang
beredar
yang
dirumuskan
beredar
sempit (M1), meliputi
(M1)
uang
yang Januari 2005- Desember
kartal
secara 2013
dan
32
Rasio
www.bi.g
o.id
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
deposito
yang
dapat
digunakan sebagai alat
tukar
4
Kurs
Kurs
mata
uang Data bulanan dari periode
rupiah
domestik terhadap mata Januari 2005- Desember
o.id
uang
www.orta
asing.
Rasio
Pada 2013
penelitian
ini
menggunakan
US
www.bi.g
x.org
Dollar karena merujuk
pada
literatur
Gunasekarage
et.al.
(2004), diduga bahwa
pasar modal Amerika
Serikat mempengaruhi
sebagian
besar
pasar
modal di dunia.
5
Indeks
sebuah
indeks
yang Data bulanan dari periode
S&P 500
terdiri dari saham 500 Januari 2005- Desember
nce.yahoo.
perusahaan
com
dengan 2013
modal-besar,
kebanyakan berasal dari
Amerika
Indeks
Serikat.
S&P
500
merupakan indeks di
bursa Amerika Serikat
yang
paling
diperhatikan
banyak
setelah
Indeks Dow Jones
Sumber: Nugroho (2008, hal. 23), Gunasekarage et.al. (2004)
33
Rasio
www.fina
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Teknik Analisis Data
Uji
Kointegrasi-Johanssen
Analisis Regresi Berganda
Residual-Granger
dan
Pemilihan teknik analisis statistik
Guna memastikan tidak adanya
dalam suatu penelitian pada umumnya
spurious regression dan untuk melihat
didasarkan pada beberapa hal seperti: tipe
hubungan keseimbangan jangka panjang
penelitian (deskriptif atau inferensial),
antara
jenis variabel (dependen dan independen),
diproksi dengan indeks harga konsumen,
tingkat pengukuran variabel (nominal,
jumlah uang yang beredar (M1), kurs
ordinal, interval, atau rasio), banyaknya
rupiah, Indeks S&P 500, dan IHSG. Secara
variabel (satu atau lebih dari satu), dan
spesifik, tujuan dari digunakan pengujian
maksud statistik (kecenderungan memusat,
kointegrasi-Johanssen
variabilitas,
melihat
asosiasi,
hubungan
korelasi
pembandingan,
atau
interaksi,
kriteria
variabel
pemilihan
makroekonomi,
ada
jangka
untuk
hubungan
panjang
makroekonomi
sedangan
yang
adalah
apakah
keseimbangan
kecocokan, dan sebagainya).
Berdasarkan
variabel
pengujian
antara
dan
IHSG,
residual-Granger
teknik analisis statistik di atas, maka
digunakan untuk melihat apakah nilai
penelitian ini menggunakan teknik analisis
historis (lag) dari variabel makroekonomi
regresi
mempengaruhi
berganda.
Alasan
pemilihan
tersebut karena beberapa hal seperti:
memastikan
1.
regression.
Memiliki 1 variabel dependen (IHSG)
dan
lebih
dari
satu
3.
tidak
IHSG
adanya
dan
spurious
variabel
independen (ada 4 yaitu indeks harga
Tahapan Analisis Data
konsumen, jumlah uang yang beredar,
Melakukan Analisis Regresi Berganda
kurs rupiah, Indeks S&P 500)
2.
pergerakan
Baik
variabel
dependen
Mengacu
maupun
pada
penelitian
Witjaksono (2010) dan Nugroho (2008)
variabel independen di atas memiliki
yang
melakukan
skala rasio
pengaruh variabel makroekonomi terhadap
Maksud penelitian ini adalah untuk
indeks harga saham, penelitian ini juga
menguji bentuk hubungan (pengaruh)
menggunakan
kausal dari variabel independen dan
berganda.
dependen.
menyatakan
teknik
Namun,
bahwa
pengujian
analisis
beberapa
hubungan
terkait
regresi
peneliti
antar
variabel makroekonomi dan indeks harga
saham
34
merupakan
hubungan
jangka
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
panjang dan melibatkan hubungan dalam
dan
nilai lag dari masing-masing variabel.
Gunasekarage
Persamaan umum regresi berganda terkait
digunakan model dengan intercept saja
dengan pengaruh variabel makroekonomi
serta model intercept dan trend.
terhadap
IHSG
dirumuskan
trend.
Mengacu
pada
et.al.
penelitian
(2004)
maka
sebagai
berikut:
Melakukan Pengujian Kointegrasi
Pengujian kointegrasi digunakan
untuk memastikan bahwa model regresi
yang dilakukan bukan merupakan regresi
Keterangan:
IHSGt
: Indeks
Harga
yang
Saham
bahwa
: Indeks Harga Konsumen
dijumpai
bulan ke t
M1t
: Jumlah
Uang
(palsu
atau
lancung).
Nachrowi dan Usman mengungkapkan
Gabungan bulan ke t
IHKt
spurious
kadangkala
dua
dalam
variabel
penelitian
random
yang
masing-masing merupakan random walk
Beredar
(tidak stasioner), tetapi kombinasi linier
Sempit bulan ke t
KRt
: Kurs Rupiah bulan ke t
antara dua variabel tersebut merupakan
ISP&500t
: Indeks S&P500 bulan ke t
time series yang stasioner. Sebagai indikasi
α0
: Konstanta
adanya spurious regrresion, Granger dan
β1=β2=β3=β4 : Koefisien masing-masing
Newold dalam Nachrowi dan Usman
menyatakan bahwa model regresi akan
variabel makroekonomi
et
menghasilkan nilai R2 > statistik Durbin-
: error term bulan ke t
Watson.
dilakukan
itu,
Hansen
dan
Juselius (2002) dalam Gunasekarage et.al.
Melakukan Pengujian Stasioneritas
Pengujian
Sementara
(2004)
dengan
menyatakan
bahwa
untuk
menggunakan uji unit root. Menurut
menemukan kointegrasi antar variabel
Nachrowi dan Usman (2006) , uji unit root
yang tidak stasioner, setidaknya ada 2
merupakan pengujian yang sangat populer.
variabel dari semua variabel yang termasuk
Penelitian ini dikenalkan oleh David
dalam sistem kointegrasi, memiliki tingkat
Dickey dan Wayne Fuller. Berdasarkan
integrasi 1 atau dinyatakan dengan simbol
model Augmented Dickey-Fuller (ADF)
I(1). Secara umum, dalam ekonometrika,
test, tersedia tiga model yang dapat
variabel
digunakan, yaitu dengan intecept dan
dikatakan
trend, hanya intercept, serta tanpa intercept
35
yang
saling
memiliki
berkointegrasi
(dalam
kondisi)
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
hubungan keseimbangan jangka panjang
antar variabel (minimal ada satu variabel
(long-run equilibrium).
yang
berkointegrasi)
dan
pengujian
hubungan kausalitas antar variabel, di
Melakukan
Pengujian
mana dalam penelitian ini digunakan
Granger-
pengujian Kausalitas-Granger.
Causality
Penelitian
terkait
dengan
penggunaan variabel makroekonomi pada
HASIL
umumnya menunjukkan adanya hubungan
PEMBAHASAN
timbal
Statistik Deskriptif
balik.
Nachrowi
dan
Usman
mengungkapkan beberapa contoh seperti
PENELITIAN
DAN
Berdasarkan hasil yang diperoleh
hubungan antara nilai kurs rupiah terhadap
dengan
dollar dan IHSG, serta hubungan antara
deskriptif dapat diketahui karakteristik data
inflasi dan jumlah uang yang beredar.
penelitian
Terkait dengan hal ini, beberapa penelitian
deskriptif untuk masing-masing variabel,
banyak
yaitu
menggunakan
Granger.
Uji
ini
Uji
Kausalitas
pada
melakukan
yang
indeks
pengujian
statistik
digunakan.
harga
saham
Statistik
gabungan
intinya
(IHSG), indeks harga konsumen (IHK),
mengindikasikan apakah suatu variabel
jumlah yang yang beredar (M1), kurs
mempunyai hubungan dua arah, atau hanya
rupiah
satu arah saja. Namun, Nachrowi dan
(ISP500) disajikan pada Tabel 4.1.
(KR),
dan
Indeks
S&P
500
Usman memberikan penekanan bahwa
pada pengujian kausalitas-Granger yang
Tabel 4.1. Statistik Deskriptif Variabel
diuji adalah pengaruh masa lalu terhadap
Penelitian
kondisi sekarang, sehingga data yang
Statistics
IHSG
digunakan adalah data time series.
IHK
M1
KR
ISP
500
Mea
Melakukan Pengujian VECM
n
2.7124
1.320
5.131
9.555
1.29
E3
5E2
6E5
7E3
09E
Pada dasarnya pengujian VECM
3
hampir sama dengan pengujian VAR.
Medi
Perbedaannya adalah pengujian VECM
an
2.5010
1.310
4.811
9.295
1.28
E3
0E2
8E5
5E3
92E
3
melakukan pengujian dalam bentuk first
Mod
difference (perubahan). Adapun langkah
1.03E3a
e
awal dalam melakukan pengujian VECM
Std.
adalah melakukan pengujian kointegrasi
Devi
36
110.0
2.40E
9480.
735.
a
a
00
09a
8
5
1.2104
1.366
1.919
8.006
2.12
6E3
79E1
43E5
80E2
572
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
menunjukkan
Statistics
IHSG
IHK
M1
KR
ISP
500
ation
Skew
memiliki
residual
normal,
tidak
.213
.325
.413
1.708
.233
.233
.233
.233
mengalami
gejala
.233
Uji Normalitas
Pengujian
Skew
normalitas
bertujuan
untuk melihat apakah distribusi residual
ness
-1.268
-.848
-.970
2.672
dalam model regresi berdistribusi normal
.342
atau tidak.
osis
.461
.461
.461
.461
.461
Error
Tabel 4.2. Hasil Uji Normalitas
of
Nilai Z
Kurt
osis
Ketera-
Mini
1029.6
110.0
2.40E
8508.
735.
mum
1
8
5
00
09
Maxi
5068.6
164.0
8.87E
1.22E
184
mum
3
1
5
4
8.36
ngan
Kolmo
Signi-
gorov-
fikan-
Smir-
si
Terdistri-
Pengujian Asumsi Klasik
Residual
0,792
Hasil pengujian asumsi klasik yang
Sumber: data diolah
variabel penelitian yang sebelumnya telah
dilakukan proses transformasi data dalam
Uji Multikoliniearitas
bentuk first different (pembedaan pertama).
Uji
Hal ini dilakukan karena pada pengujian
bahwa
model
multikolinieritas
bertujuan
untuk
menguji apakah dalam model regresi
asumsi klasik dengan menggunakan data
menunjukkan
busi
mal
pengujian asumsi klasik pada data (nilai)
hasil
0,557
Nor-
disajikan pada bab ini merupakan hasil
(mentah),
Hasil
nov
Sumber: data diolah
awal
terdistribusi
gejala heteroskedastisitas.
.071
of
Std.
yang
regresi
multikolinearitas, dan tidak mengalami
-
Error
Kurt
model
E2
ness
Std.
bahwa
ditemukan adanya korelasi antar variabel
pengujian
bebas (independen).
regresi
mengalami gejala autokorelasi. Adapun
hasil pengujian asumsi klasik lainnya,
37
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Tabel 4.3. Hasil Uji Multikolinieritas
Tabel 4.4. Hasil Uji Heteroskedastisitas
Menggunakan Nilai Tolerance dan VIF
Variabel
t-
Vari-
Nilai
Nilai
Tolerance
abel
Hasil
VIF
statis
Signifik
ansi
tic
Tidak
Tidak terdapat
DIHK
DM1
0,920
0,986
1,087
terdapat
gejala
DIHK
DISP500
0,767
0,733
0,798
0,427
gejala
multikolinearitas
heteroskedast
Tidak terdapat
isitas
gejala
Tidak
multikolinearitas
terdapat
1,015
DM1
Tidak terdapat
DKR
Hasil
0,083
0,934
gejala
gejala
heteroskedast
multikolinearitas
isitas
Tidak terdapat
Terdapat
1,303
1,364
gejala
DKR
multikolinearitas
2,107
0,038
gejala
heteroskedast
isitas
Sumber: data diolah
Tidak
Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas bertujuan menguji
apakah
dalam
model
regresi
terjadi
DISP5
-
00
0,823
terdapat
0,412
gejala
heteroskedast
isitas
ketidaksamaan varian dari residual satu
pengamatan ke pengamatan lain. Model
Sumber: data diolah
regresi yang baik adalah jika tidak terjadi
heteroskedastisitas.
Hasil
pengujian
Uji Autokorelasi
heteroskedastisitas terlihat pada Tabel 4.4.
Uji autokorelasi bertujuan menguji
apakah dalam model regresi linier ada
korelasi antara kesalahan pengganggu pada
periode t dengan kesalahan pengganggu
pada periode t-1 (sebelumnya). Masalah
autokorelasi sering terjadi pada data runtut
waktu (time series). Model regresi yang
38
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
baik adalah model regresi yang bebas dari
masalah
autokorelasi.
autokorelasi
pada
0,14
Pengujian
penelitian
6
ini
-0,186
menggunakan uji Durbin Watson.
-
DKR
4,41
0,000
6
Tabel 4.5. Hasil Uji Autokorelasi
DISP
Du
DW
4-du
Hasil
1,76
1,861
2,24
Tidak terdapat
1,360
5,03
500
0,000
9
Sumber: data diolah
gejala
autokorelasi
Hasil dari pengujian hipotesis pada
Sumber : data diolah
tabel 4.6 menunjukkan bahwa hanya
variabel kurs rupiah terhadap dollar (DKR)
Uji Hipotesis
dan Indeks S&P 500 (ISP500) yang
Uji hipotesis dilakukan dengan
berpengaruh secara signifikan terhadap
menggunakan model regresi berganda.
pergerakan indeks harga saham gabungan
Model regresi linier berganda digunakan
dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000
untuk
(<
menguji
pengaruh
variabel
0,05).
Adapun
secara
spesifik,
independen (lebih dari satu) terhadap
berdasarkan tabel 4.6 terlihat bahwa
variabel
variabel
dependen.
Hasil
pengujian
kurs
rupiah
terhadap
dollar
hipotesis dengan menggunakan model
berpengaruh negatif terhadap pergerakan
regresi linier berganda ditunjukkan oleh
indeks harga saham gabungan, sedangkan
Tabel 4.6.
variabel Indeks S&P 500 berpengaruh
positif terhadap pergerakan indeks harga
Tabel 4.6. Hasil Uji Hipotesis
Varia
saham gabungan. Hasil ini menunjukkan
Koefis
Nilai
ien
t-
Signifik
statis
ansi
bel
bahwa hipotesis variabel kurs rupiah
terhadap dollar dan variabel Indeks S&P
500
tic
-1,416
DIHK
0,000
-
pergerakan
(terdukung).
Sementara
0,540
itu,
variabel
indeks
harga konsumen (sebagai proksi atas
5
DM1
terhadap
indeks harga saham gabungan diterima
0,61
berpengaruh
inflasi)
0,885
dan
jumlah
uang
beredar
ditemukan tidak berpengaruh signifikan
39
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
terhadap pergerakan indeks harga saham
atau
gabungan
masing-masing
sesungguhnya. Adapun analisis yang keliru
koefisien variabel > 0,05). Oleh sebab itu,
dapat berakibat pada kesalahan terkait
hipotesis yang menyatakan bahwa variabel
dengan keputusan yang diambil yang pada
indeks harga konsumen (proksi atas inflasi)
akhirnya dapat membuat kekeliruan dalam
dan jumlah uang beredar berpengaruh
proses
terhadap pergerakan indeks harga saham
berdampak buruk bagi berbagai pihak.
(signifikansi
tidak
sesuai
dengan
pembuatan
kenyataan
kebijakan
dan
gabungan tidak terdukung dalam penelitian
ini.
Tabel
Terkait
Uji
Stasioneritas
Pengujian
Augmented
Menggunakan
adanya indikasi regresi lancung atau semu
Dickey-Fuller
(spurious
regression),
Variab
Nilai t
penelitian
ini
el
hitung
1%
5%
10%
-
-
-
-
pengujian
maka
dilakukan
dengan
Johannsen
Engler-Granger.
isu
Hasil
mengenai
kointegrasi
dengan
4.7.
dalam
pengujian
menggunakan
dan
pengujian
Adapun
alasan
Critical Value
Level
IHSG
0,7851 3,4925 2,8886 2,5813
dilakukannya pengujian kointegrasi adalah
dikarenakan hasil pengujian model regresi
IHK
linier berganda dengan menggunakan data
70
23
69
13
-
-
-
-
2,0531 3,4925 2,8886 2,5813
2
awal (mentah) menghasilkan nilai R >
Nilai statistik DW, yaitu 0,971 > 0,670
M1
yang menandakan adanya indikasi hasil
42
23
69
13
0,5451
-
-
-
57
regresi merupakan regresi palsu (spurious
regression) (Granger dan Newold dalam
KD
Nachrowi dan Usman (2006). Nachrowi
-
3,5006 2,8922 2,5831
69
00
92
-
-
-
0,8503 3,4925 2,8886 2,5813
dan Usman (2006) menekankan bahwa
dalam membuat regresi, peneliti harus
ISP50
berhati-hati terhadap regresi data time
0
series yang variabel terikat dan variabel
28
23
69
13
-
-
-
-
0,4331 3,4931 2,8889 2,5814
61
bebasnya tidak stasioner. Lebih lanjut,
First
Nachrowi dan Usman (2006) menjelaskan
Differ
bahwa bila regresi palsu diinterpretasikan
ent
maka dikuatirkan hasil analisis akan salah
40
29
32
53
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
DIHS
G
DIHK
-
-
-
Tabel 4.8 menunjukkan bahwa
-
dengan menggunakan pengujian Engle-
8,8518 3,4931 2,8889 2,5814
41
29
32
53
Granger, di mana terlihat bahwa residual
-
-
-
-
(dari hasil regresi liner berganda dengan
menggunakan data awal) stasioner pada
10,600 3,4931 2,8889 2,5814
DM1
75
29
32
53
tingkat level. Hasil ini menunjukkan
-
-
-
-
bahwa terdapat hubungan kointegrasi antar
variabel-variabel dalam penelitian.
2,1258 3,5006 2,8922 2,5831
DKD
50
69
00
92
-
-
-
-
Tabel
00
64
78
74
41
Hyph
-
-
-
-
othes
ized
8,2806 3,4931 2,8889 2,5814
78
29
32
No.
53
Of
Sumber: data diolah
CE
Tabel
4.7
menunjukkan
Hasil
Uji
Kointegrasi
Menggunakan Pengujian Johannsen
4,7688 3,4943 2,8894 2,5817
DISP5
4.9.
Cri
Trac
e
Stati
stic
Critic
al
Value
(0,05
MaxPro
Eigen
b.
Statist
ic
)
(s)
hasil
dan
dependen)
dalam
None
Uji
Kointegrasi
most
Menggunakan Pengujian Engle-Granger
Varia
Nilai t
bel
hitung
5%
1
10%
At
Level
Resid
01
most
-
-
-
23
69
.
(0,
0,00
41,57
87
2025
889
79
579
68
27,
37,3
47,85
0,33
18,96
58
4446
613
15
463
43
4
-
2
21,
18,3
29,79
0,53
11,24
13
7983
707
82
897
16
2
4,6053 3,4925 2,8886 2,5813
28
ue
69,81
Critical Value
1%
ob
7
At
Hasil
Val
78,9
diferensiasi pertama (first different).
4.8.
Pr
33,
penelitian, baik pada tingkat level maupun
Tabel
al
05)
pengujian stasioneritas variabel-variabel
(independen
tic
At
13
most
Sumber: data diolah
3
41
7,13
15,49
0,56
4,337
0865
471
25
171
0,
00
50
0,
41
73
0,
62
25
14,
0,
26
82
46
22
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
variabel dalam penelitian dan pengujian
0
At
most
4
stasioneritas menunjukkan bahwa pada
3,8
2,79
3,841
0,09
2,793
41
3694
466
46
694
46
6
0,
umumnya
09
46
variabel-variabel
penelitian
stasioner
diferensiasi
pertama,
dalam
pada
maka
bentuk
pengujian
hipotesis dengan menggunakan model
Sumber: data diolah
persamaan
dilakukan
Berdasarkan hasil pengujian pada
regresi
pada
linier
bentuk
berganda
diferensiasi
tabel 4.9, dapat dilihat bahwa terdapat
pertama. Adapun hasil terkait dengan nilai
setidaknya satu hubungan kointegrasi antar
R2 dan DW dari model regresi liner
variabel dalam penelitian. Hal ini terlihat
berganda
dari signifikannya nilai trace statistic
pertama) dalam penelitian ini disajikan
maupun max-eigen statistic (lebih kecil
pada tabel 4.10.
(dalam bentuk diferensiasi
dari 0,05) pada hipotesis alternatif terdapat
setidaknya satu hubungan kointegrasi antar
Tabel
variabel dalam penelitian. Hasil pengujian
Regresi Linier Berganda (Menggunakan
kointegrasi, baik dengan menggunakan
Bentuk Diferensiasi Pertama)
pengujian
Engle-Granger
4.10.
Model
R
R2
hubungan kointegrasi antar variabel dalam
Durbi
Adjuste
Error of
n-
d R2
the
Watso
Estimate
n
penelitian. Adapun hasil ini menunjukkan
bahwa terdapat hubungan keseimbangan
0,67
0,45
jangka panjang antara variabel indeks
8
9
harga saham gabungan dengan variabel
Model
Std.
maupun
Johannsen, menunjukkan bahwa terdapat
Summary
0,438
123,5110
0
1,861
Sumber: data diolah
indeks harga konsumen, jumlah uang
beredar, kurs rupiah terhadap dollar, dan
Tabel 4.10 menunjukkan bahwa
Indeks S&P 500 sehingga hipotesis terkait
variabel indeks harga konsumen, jumlah
dengan adanya hubungan keseimbangan
uang yang beredar, kurs rupiah terhadap
jangka panjang antar variabel dalam
dollar, dan Indeks S&P 500 mampu
penelitian ini diterima.
menjelaskan variabilitas pergerakan indeks
Dikarenakan pengujian kointegrasi
menunjukkan
keseimbangan
adanya
jangka
harga saham gabungan sebesar 45,9%.
hubungan
panjang
Adapun 54,1% dari variabilitas pergerakan
antar
indeks harga saham gabungan dijelaskan
42
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
oleh
variabel
lainnya
yang
tidak
1(-1)
0,13514
dimasukkan dalam penelitian ini. Adapun
mengindikasikan
bahwa
2,1427
3
nilai R2 < nilai statistik DW, yaitu 0,459 <
1,861,
70
45
39
Sumber: data diolah
hasil
regresi linier berganda dalam penelitian ini
Berdasarkan pengujian ECM pada
bukan merupakan regresi palsu (spurious
tabel 4.11, disimpulkan bahwa model
regression) (Granger dan Newold dalam
koreksi kesalahan (ECM) yang digunakan
Nachrowi dan Usman, 2006).
sudah valid (Winarno, 2011) karena nilai
Pengujian
selanjutnya
adalah
statistik t untuk koefisien residual cukup
pengujian Error Correction Model (ECM),
yaitu
teknik
untuk
tinggi (di atas 2) dan nilai Prob < 0,05.
mengoreksi
Pengujian
selanjutnya
adalah
ketidakseimbangan (disekuilibrium) jangka
menggunakan pengujian VECM untuk
pendek menuju pada keseimbangan jangka
melihat adanya kemungkinan hubungan
panjang. Tabel 4.11 menunjukkan hasil
kausalitas antara variabel dependen (indeks
pengujian ECM.
harga saham gabungan) dan variabel
independen
(indeks
harga
konsumen,
Tabel 4.11. Hasil Uji Error Correction
jumlah uang yang beredar, kurs rupiah
Model
terhadap dollar, dan Indeks S&P 500).
Variab
le
DIHK
Coeffici Standa
t-
Prob
Adapun pengujian VAR maupun VECM
rd
statisti
.
mensyaratkan adanya pengujian kausalitas
Error
c
-
2,2727
-
0,66
0,98494
24
0,4333
57
ent
3
DM1
DKR
pengujian
menyajikan
76
0,00042 0,0007 0,5719
kausalitas
36
74
86
-
0,0435
-
0,00
0,21519
91
4,9365
00
80
1,30781 0,2663 4,9109
0,00
00
7
04
91
00
Resid0
-
0,0630
-
0,03
kointegrasi.
data
dengan
kausalitas Granger.
0,56
1
2
DISP5
(menggunakan uji kausalitas granger) dan
43
Tabel
terkait
4.12
pengujian
menggunakan
uji
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Tabel 4.12. Hasil Pengujian Kausalitas
1.8
Granger
M1 does not Granger
Cause IHK
926 0.103
102
F-
IHK does not Granger Cause 206 0.410
Obs stic
M1
4
3.5
IHK does not Granger
Cause IHSG
1
KR does not Granger
1
Cause IHK
827 0.859
102
1.3
IHSG does not Granger
7
Cause IHSG
KR
3
9
ISP500 does not
4
Granger Cause IHK
072 0.229
102
3.4
IHSG does not Granger
9
Cause IHSG
ISP500
9
5
KR does not Granger
0
Cause M1
229 0.353
102
1.5
IHSG does not Granger
6
M1 does not Granger Cause
7
KR
Granger Cause IHSG
4
ISP500 does not
5
Granger Cause M1
901 0.200
102
1.4
IHSG does not Granger
Cause ISP500
6
8
0.8
353 0.219
7
2
1.4
531 0.735
102
9
628 0.011
9
0.5
ISP500 does not
2
3.1
188 0.191
Cause KR
0
1.1
476 0.940
102
1
IHK does not Granger Cause 086 0.005
3
0.2
KR does not Granger
6
3.6
850 0.006
Cause M1
08
1.4
172 0.307
102
4
IHK does not Granger Cause 461 6.E-
7
1.2
M1 does not Granger
8
10.
866 0.236
Cause IHK
3
0.3
981 0.005
102
3
1.0
Stati Prob.
Null Hypothesis:
4
M1 does not Granger Cause
1
ISP500
44
907 0.490
7
8
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
ISP500 does not
Granger Cause KR
102
0.8
d
999
979
117 0.544
R2
3
7
2
KR does not Granger Cause
ISP500
3
ike
13.
6.3
22.
14.
874 0.561
AI
203
673
274
428
10.8
C
49
88
56
73
6854
war
13.
6.6
22.
14.
z
481
454
552
706
11.1
SC
52
22
59
76
4657
4
Sch
Tabel
4.12
menunjukkan bahwa hubungan antara
variabel
independen
Adj
(variabel
makroekonomi) dan variabel dependen
(variabel
IHSG)
relatif
menunjukkan
hubungan satu arah. Adapun pengujian
selanjutnya,
yaitu
pengujian
digunakan
dalam
3
pengujian
kointegrasi dan pengujian dengan VECM.
panjang lag optimal. Berdasarkan hasil
pengujian pada tabel 4.13, terlihat bahwa
pemilihan lag paling optimal adalah lag 5
R2, akaike AIC, schwarz SC.
Tabel 4.1. Hasil Pengujian Pemilihan Lag
Optimal Menggunakan VAR
4
D(I
a
eria
HS
D(I
D(
D(K
P50
G)
HK)
M1)
R)
0)
Adj
-
-
0.1
0.0
-
uste
0.03
0.02
593
861
0.01
g
2
0.0
0.02
0.1
0.1
d
750
295
784
598
0.07
R2
58
0
60
09
6763
ike
13.
6.4
22.
14.
AI
135
121
299
395
10.8
C
39
51
98
79
1951
war
13.
6.8
22.
14.
z
542
189
706
802
11.2
SC
22
80
80
62
2634
Adj
dengan menggunakan basis nilai adjusted
Krit
uste
Sch
Tabel 4.13 menunjukkan hasil pengujian
L
-
Aka
untuk
menentukan panjang lag optimal yang
akan
7531
Aka
Sumber: data diolah
pengujian
75
0.7
8
Hasil
62
D(IS
45
-
uste
0.1
0.01
0.1
0.3
d
883
110
595
083
0.19
R2
19
5
30
04
9895
ike
13.
6.4
22.
14.
AI
053
493
371
249
10.7
C
38
79
63
27
2245
Sch
13.
6.9
22.
14.
11.2
war
590
865
908
786
5963
Aka
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
z
55
57
81
45
2.3
00
1973
96
Adj
9
1
58
24
uste
0.1
0.1
0.2
0.4
d
904
325
581
348
0.16
R2
90
28
05
73
0460
At
most
1
ike
13.
6.3
22.
14.
AI
096
417
289
089
10.8
C
36
81
93
49
1607
At
most
2
Sch
war
13.
7.0
22.
14.
z
765
108
959
758
11.4
SC
47
91
04
60
8518
At
most
3
Sumber: data diolah
Langkah
selanjutnya
At
adalah
most
melakukan pengujian kointegrasi dengan
4
menggunakan pengujian Johannsen. Tabel
4.14
menunjukkan
hasil
pengujian
00
.43
SC
Aka
5
6141
.57
006
96
0.
.15
71
40.1
00
34.6
92
0.0
5
7493
03
7169
1
013
23
17
.90
0.
.79
54
24.2
05
13.0
73
0.2
5
7596
56
9660
0
217
10
11
.80
0.
.22
88
12.3
08
8.40
48
0.1
5
2090
84
1168
0
504
2.
4.
40
0.
12
76
4.12
14
2.40
99
0.1
85
9906
26
7685
06
426
Sumber: data diolah
kointegrasi.
Berdasarkan hasil pengujian pada
Tabel
4.14.
Hasil
Uji
Kointegrasi
tabel 4.14 diperoleh kesimpulan bahwa
Menggunakan Pengujian Johannsen
terdapat dua hubungan kointegrasi antar
Hyph
Cri
variabel dalam penelitian. Nilai trace
tic
statistic dan max-eigen statistic memiliki
othes
Tr
ized
ace
No.
Sta
Of
tist
CE
ic
(s)
None
10
Criti
Max
cal
-
Valu
Pr
Eige
e
ob.
n
(0,0
Stati
5)
stic
60.0
0.
43.8
al
Va
lue
probabilitas kurang dari 0,05 yang berarti
Pro
hipotesis nol yang menyatakan tidak ada
b.
kointegrasi ditolak atau hipotesis alternatif
(0,
yang menyatakan terdapat kointegrasi
05)
tidak dapat ditolak. Dengan demikian, hasil
30
pengujian kointegrasi menunjukkan bahwa
0.0
di antara pergerakan indeks harga saham
46
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
gabungan, indeks harga konsumen, jumlah
38
21.7
0.00
35
3
uang yang beredar, kurs rupiah terhadap
86
3000 6964
56
(0.6281
dollar, dan Indeks S&P 500, memiliki
02
(0.0
26
1)
hubungan stabilitas atau keseimbangan dan
(0. 2277 0204
(0.
[
kesamaan
33
)
)
12
1.76393
87
[-
[-
45
]
0)
2.74
3.40
2)
[
273]
595]
[
pergerakan
dalam
jangka
panjang.
Tabel
4.15. Hubungan Kausal Antara
(7.9
IHSG, Indeks Harga Konsumen, Jumlah
1.1
2.8
Uang yang Beredar (M1), Kurs Rupiah,
47
56
dan
35]
08]
Indeks
S&P
Menggunakan
Model
500
Dengan
VECM
(Data
3
Diferensiasi Pertama)
Panel
A:
Pengaruh
Variabel
0.
-
-
0.
0.05142
81
9.61
0.00
23
5
90
2405 3976
93
(0.6165
Makroekonomi pada DIHSG
80
(0.0
68
2)
Lag
(0. 2497 0179
(0.
[
(n)
Variabel Independen
DI
DIH
DM
DK
DISP50
29
)
)
11
0.08341
HS
Kt-n
1t-n
Dt-
0t-n
79
[-
[-
12
]
4)
1.31
2.21
1)
[
228]
917]
[
Gt-
n
n
1
0.
-
-
0.
0.44107
2.7
2.1
59
28.4
0.00
44
9
49
52
20
4007 8102
79
(0.6277
10]
36]
(0.0
38
1)
(0. 4430 0217
(0.
37
)
)
88
[-
9)
[
0.
4.01
-
0.
-
[
48
3352
0.00
05
0.18740
13
0.70268
06
(6.4
0921
91
7
[-
17
]
34
6924
(0.0
31
(0.5856
3.40
3.73
1)
(0.
)
0138
(0.
2)
832]
813]
[
24
[
)
09
[-
1.5
3.4
70
0.62
[-
14
0.32002
62
01
9)
037]
0.66
7)
]
65]
02]
[
716]
[
70
2
(7.3
0.
(8.3
-
-
0.
4
1.9
1.10794
47
0.6
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
5
45
46
DIH
0.
-
-
0.
-
14]
42]
SGt-
38
0.00
45.0
12
0.00639
2
86
9600 9150
49
3
(35.
02
(0.1057
(0. 1180 3114
(0.
2)
0.
1.47
-
0.
0.07987
25
6289
0.00
03
7
81
(4.1
0978
12
(0.4887
33
8643
(0.0
64
4)
33
)
)
51
[-
(0.
)
0099
(0.
[
87
[-
[-
93
0.06047
18
[
)
06
0.16344
0)
0.81
1.27
4)
]
56
0.35
[-
55
]
[
347]
697]
[
9)
264]
0.99
3)
1.1
0.2
097]
[
47
40
1.3
0.4
35]
50]
90
77
DIH
0.
0.00
-
-
0.05901
15]
11]
SGt-
81
2350
37.1
0.2
6
3
90
(0.0
2795
30
(0.0930
80
1038
(31.
24
0)
(0.
)
0628
0
[
[
02
Panel B: Pengaruh DIHSG pada Variabel
Makroekonomi
Variabel Dependen
(0.0
DI
DIH
DM
DK
DISP50
29
[
)
(0.
0.63458
HS
Kt
1t
Dt
0t
79
0.22
[-
45
]
4)
637]
1.19
68
526]
5)
Gt
DIH
0.
-
-
0.
0.01373
[
SGt-
59
0.01
77.8
08
5
2.7
[-
1
20
9149 6543
82
(0.1182
49
0.5
(39.
53
7)
10]
03
(0. 1320 5019
(0.
[
37
)
)
58
0.11614
DIH
0.
0.00
-
-
0.02257
88
[-
[-
09
]
SGt-
48
0117
38.2
0.1
2
9)
1.45
1.97
7)
4
06
(0.0
1061
02
(0.0771
[
040]
118]
[
34
0861
(25.
57
3)
1.5
0.1
(0.
)
7613
8
[
62
51
24
[
)
(0.
0.29266
65]
91]
70
0.01
[-
37
]
9)
363]
1.48
88
70
(0.0
97]
48
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
8)
apresiasi)
1.9
[-
peningkatan pada indeks harga saham
45
0.2
gabungan.
Namun,
14]
70
(konseptual),
dapat
74]
apresiasi mata uang suatu negara akan
[
326]
DIH
0.
0.00
SGt-
25
1382 9738
5
81
33
20.8
maka
berpengaruh
akan
menyebabkan
secara
teoritis
dikatakan
bahwa
positif
pada
pergerakan
-
0.00659
0.0
1
indeks harga saham gabungan di pasar
(19.
69
(0.0579
modal negara tersebut, dan begitupun
0647 3592
67
6)
untuk kondisi sebaliknya. Hal ini sejalan
(0.0
(0.
)
)
7
[
dengan sebagian besar hasil penelitian
18
[
[
(0.
0.11371
(misal: Abugri, 2008; Muradoglu et. al.,
56
0.21
1.07
28
]
2001; Acikalin et. al., 2008; serta Maysami
9)
358]
946]
47
et.al.
[
2)
menemukan bukti empiris bahwa apresiasi
1.3
[-
(depresiasi)
90
0.2
(exchange
rate)
15]
44
(menurunkan)
indeks
72]
Adapun penjelasan lebih lanjut atas hasil
2004)
pengujian
Sumber: data diolah
yang
nilai
ini
pada
tukar
adalah
umumnya
mata
uang
meningkatkan
harga
terkait
saham.
dengan
argumen yang dikemukakan oleh Maysami
et. al. (2004) yang menyatakan bahwa
Analisis dan Pembahasan
hipotesis
dampak nilai tukar mata uang (exchange
menunjukkan bahwa variabel kurs rupiah
rate) pada kondisi ekonomi tergantung
terhadap dollar berpengaruh negatif (secara
pada tingkat perdagangan internasional dan
signifikan) terhadap pergerakan indeks
keseimbangan transaksi perdagangan suatu
harga saham gabungan. Adapun tanda
negara atau dengan kata lain hubungan
negatif pada koefisien menunjukkan bahwa
nilai tukar mata uang (exchange rate)
apabila nilai kurs rupiah terhadap dollar
dengan
mengalami peningkatan (melemah atau
tergantung pada dominasi relatif dari
depresiasi)
tingkat ekspor dan tingkat impor suatu
Hasil
pengujian
maka
akan
menyebabkan
indeks
harga
saham
akan
negara.
penurunan pada indeks harga saham
gabungan. Sebaliknya, penurunan nilai
Faktor dari luar negara seperti
kurs rupiah terhadap dollar (menguat atau
Indeks S&P 500 terbukti berpengaruh
49
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
positif terhadap pergerakan indeks harga
terhadap indeks harga saham gabungan,
saham gabungan. Hasil ini sejalan dengan
sedangkan variabel Indeks S&P 500
pendapat Acikalin et. al. (2008) yang
berpengaruh positif terhadap indeks harga
menyatakan
besar
saham gabungan. Sementara itu, hasil
penelitian mengungkapkan bahwa variabel
penelitian dengan menggunakan VECM
global
pengaruhnya
menunjukkan bahwa variabel perubahan
terhadap return saham di pasar modal
indeks harga konsumen dan variabel
dibandingkan
makroekonomi
perubahan jumlah uang yang beredar
domestik (lokal). Hasil penelitian Abugri
berpengaruh negatif terhadap perubahan
(2008) yang memberikan bukti empiris
indeks harga saham gabungan, sedangkan
bahwa variabel suku bunga treassury bill
variabel perubahan kurs rupiah terhadap
dan MSCI World Index (sebagai proksi
dollar
atas variabel global) merupakan variabel
perubahan indeks harga saham gabungan.
yang
dan
Pengujian VECM menunjukkan hasil yang
mempengaruhi
berbeda karena pengujian ini melibatkan
bahwa
lebih
konsisten
variabel
paling
signifikansi
sebagian
konsisten
koefisien)
(arah
return pasar modal.
berpengaruh
positif
terhadap
pengaruh lag dan kemungkinan adanya
Variabel indeks harga konsumen
hubungan
(IHK) dan variabel jumlah uang yang
dua
arah
antara
variabel
independen dan variabel dependen.
beredar (M1) tidak berpengaruh signifikan
terhadap pergerakan indeks harga saham
SIMPULAN DAN SARAN
gabungan. Hasil ini menunjukkan bahwa
Simpulan
variabel makro (internal atau lokal) di
Indonesia
relatif
tidak
Berdasarkan
berpengaruh
pembahasan
yang
hasil
analisis
dan
telah
dikemukakan
terhadap pergerakan indeks harga saham
sebelumnya, dengan menggunakan data
gabungan
variabel-variabel makroekonomi selama
Secara
dengan
umum,
hasil
menggunakan
periode Januari 2005 – Desember 2013,
penelitian
regresi
linier
maka dapat ditarik beberapa kesimpulan
berganda dengan pendekatan OLS berbeda
sebagai berikut:
dengan
1. Pengujian
hasil
penelitian
menggunakan
dengan
menggunakan
model pendekatan VECM. Hasil penelitian
model regresi linier berganda degan
dengan regresi linier berganda (OLS)
pendekatan OLS, memperoleh hasil
menunjukkan bahwa variabel kurs rupiah
sebagai berikut:
terhadap
dollar
berpengaruh
negatif
Hanya
50
variabel
kurs
dupiah
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
terhadap
dollar
(negatif)
dan
menggerakan
Indeks S&P500 (positif) yang
perekonomian
Indonesia.
berpengaruh signifikan terhadap
3. Terdapat
hubungan
pergerakan indeks harga saham
jangka
gabungan. Hal ini menunjukkan
makroekonomi
bahwa variabel eksternal (kondisi
konsumen, jumlah uang beredar, kurs
perekonomian di
luar negeri)
rupiah terhadap dollar, dan Indeks
memiliki pengaruh yang lebih
S&P 500) dan variabel indeks harga
dominan
saham gabungan.
terhadap
pergerakan
panjang
keseimbangan
antara
variabel
(indeks
harga
indeks harga saham gabungan.
Hasil ini memperkuat argumen
Saran
Gunasekarage et.al. (2004) yang
menyatakan
bahwa
Berdasarkan
keterbatasan
yang
variabel
dialami dalam penelitian ini, maka berikut
makro eksternal cenderung lebih
ini beberapa hal yang dipertimbangkan
berpengaruh terhadap pergerakan
dapat berguna bagi penelitian selanjutnya:
indeks harga saham gabungan
1. Penelitian
dibandingkan
dapat
variabel
menggunakan variabel suku bunga
makro internal (di dalam suatu
Bank Indonesia yang diperkirakan
negara).
memiliki
2. Hubungan
dengan
selanjutnya
yang
lebih
variabel
signifikan pada pergerakan indeks
harga
harga saham gabungan di Bursa Efek
konsumen, jumlah uang beredar, kurs
Indonesia. Secara teoritis, suku bunga
rupiah terhadap dollar, dan Indeks
berpengaruh negatif terhadap indeks
S&P 500) dan variabel indeks harga
harga saham gabungan di pasar modal.
saham gabungan adalah hubungan satu
Peningkatan
arah di mana variabel makroekonomi
meningkatkan rate of return yang
(indeks harga konsumen, jumlah uang
diisyaratkan oleh investor sehingga
beredar, kurs rupiah terhadap dollar,
harga
dan Indeks S&P 500) berpengaruh
mengalami penurunan (teori penilaian
terhadap variabel indeks harga saham
nilai perusahaan).
makroekonomi
antara
pengaruh
(indeks
gabungan, namun tidak sebaliknya.
suku
saham
2. Penelitian
bunga
akan
akan
cenderung
selanjutnya
dapat
Hasil ini menunjukkan bahwa pasar
mempertimbangkan
modal di Indonesia belum mampu
adanya efek periode waktu pada hasil
51
kemungkinan
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
penelitian. Sebagai contoh, di antara
International Review of Financial
periode 2008 dan 2009 terdapat pola
Analysis, No. 17 pp. 396-410.
yang
cukup
signifikan
pada
Acikalin, S., Aktas, R., Unal, S., 2008,
pergerakan kurs rupiah terhadap dollar
Relationships
yang mengalami deperesiasi cukup
Markets
signifikan serta Indeks S$P 500 yang
Variables: An Empirical Analysis
mengalami penurunan yang cukup
of The Istanbul Stock Exchange,
signifikan. Hal ini disebabkan karena
Investment
adanya krisis global yang di alami
Financial Innovations, Vol. 5 No.1.
oleh
negara-negara
and
Stock
Macroeconomic
Management
and
Amerika
Bekhet, H.A. dan Matar, A., 2013, Co-
Serikat, Eropa, dan Asia. Terkait
integration and causality analysis
dengan hal ini, penelitian selanjutnya
between stock market prices and
dapat mempertimbangkan efek waktu
their
dalam pengujian dengan menggunakan
Economic Modelling, No. 35 pp.
pengujian
508 – 514.
Chow
di
Between
(
Chow
Test)
(Ghozali, 2011).
3. Penelitian
determinates
in
Jordan,
Du, Ding, 2006, Monetary Policy, Stock
selanjutnya
dapat
Returns, and Inflation, Journal of
menggunakan lingkup penelitian yang
Economics and Business, Vol. 58,
lebih luas, yaitu melibatkan beberapa
pp. 36–54.
negara untuk melihat apakah terdapat
perbedaan
yang
signifikan
hubungan
variabel
Flannery, M.J. dan Protopapadakis, A.A.,
antara
2002, Macroeconomic Factors Do
makroekonomi
Influence Aggregate Stock Returns,
dengan indeks harga saham gabungan
The Review of Financial Studies,
pada masing-masing negara, sehingga
Vol. 15, No.3: 751-782.
diperoleh kesimpulan yang lebih baik
Gan, C. et.al., 2006, Macroeconomic
lagi.
Variables
and
Interactions:
Stock
New
Market
Zealand
DAFTAR PUSTAKA
Evidence, Investment Management
Abugri, B.A., 2008, Empirical relationship
and Financial Innovations, Vol. 3:
between macroeconomic volatility
89-101.
and stock returns: Evidence from
Gunasekarage,
Latin
American
Markets,
A.
et.al.,
2004,
Macroeconomic Influence on the
Stock Market: Evidence From an
52
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Emerging Market in South Asia,
Journal
of
Emerging
Muradoglu, G., Metin, K., Argac, R., 2001,
Market
Is There a Long Run Relationship
Finance, 3: 285-304.
Between
Hosseini, S.M., Ahmad, Z., Lai, Y.W.,
Stock
Monetary
Returns
Variables:
Evidence
2011, The Role of Macroenomic
From
Variables on Stock Market Index in
Applied Financial Economics, No.
China
11 pp. 641-649.
and
India,
International
Journal of Economics and Finance,
M.H.,
2002,
Intereactions
Returns
Variables:
Volatility
Ekonometrika
Stock
untuk
Analisis
Ekonomi dan Keuangan, Jakarta:
Macroeconomic
Malaysian
Market,
Pendekatan Populer dan Praktis
Between
and
Emerging
Nachrowi, N.D. dan Usman, H., 2006,
Vol. 3 No. 6 pp. 233-243.
Ibrahim,
An
and
Fakultas
Evidence,
Ekonomi
Universitas
Indonesia.
Savings and Development, Vol. 26
Nugroho, H., 2008, Analisis Pengaruh
No. 2, pp. 183-195.
Inflasi, Suku Bunga, Kurs, dan
Kuok, P. and Chu, K., 2011, Relationship
Jumlah Uang Beredar Terhadap
Between Macroeconomic Variables
Indeks LQ45 (Studi Kasus pada
and Net Asset Values (NAV) of
BEI Periode 2002-2007), Tesis
Equity
Program
Evidence
Funds:
and
Cointegration
Vector
Error
Studi
Magister
Manajemen
Correction Model of The Hong
Universitas
Diponegoro.
Kong Mandatory Provident Funds
Tim Studi Badan Pengawas Pasar Modal
(MPFs), Journal of International
dan Lembaga Keuangan, 2008,
Financial Markets, Institutions, &
Analisis Hubungan Kointegrasi dan
Money, Vol. 21, pp. 792-810.
Kausalitas
Maysami, R.C., Howe, L.C., Hamzah,
Dinamis
Serta
Antara
Hubungan
Aliran
Modal
M.A., 2004, Relationship between
Asing, Perubahan Nilai Tukar, dan
Macroeconomic
Pergerakan IHSG di Pasar Modal
Stock
Variables
Market
and
Indices:
Indonesia,
Cointegration Evidence From Stock
http://www.bapepam.go.id/pasar_m
Exchange of Singapore’s All-s
odal/publikasi_pm/kajian_pm/studi
Sector Indices, Jurnal Pengurusan,
-2008/Aliran_Dana_Asing.pdf
Vol. 24, pp. 47-77.
53
JURNAL NOMINAL / VOLUME III NOMOR 2 / TAHUN 2014
Witjaksono,
A.A.,
2010,
Analisis
Pengaruh Tingkat Suku Bunga SBI,
Harga Minyak Dunia, Harga Emas
Dunia, Kurs Rupiah, Indeks Nikkei
225,
dan
Indeks
Dow
Jones
terhadap IHSG (Studi Kasus pada
IHSG di BEI Selama Periode 20002009),
Tesis
Program
Studi
Magister Manajemen Universitas
Diponegoro.
54