ANALISIS PENGARUH, NERACA TRANSAKSI BERJALAN, JUMLAH UANG BEREDAR, INFLASI, SUKU BUNGA, DAN UTANG LUAR NEGERI TERHADAP NILAI TUKAR DI INDONESIA
Muhammad Rafi Fernanda Nayottama1, Thomas Andrian2
Fakultas Ekonomi dan Bisnis, Universitas Lampung, Bandar Lampung, Indonesia
fernanda.rafi34@gmail.com1, thomasandrian79@gmail.com2
|
|
Abstract |
|
|
Received: |
28-11-2022 |
Introduction: The exchange rate as an indicator that reflects a country's economic quality where the exchange rate is an important factor influencing international capital flows. The higher the volatility of the exchange rate will cause fluctuations of the relatively high exchange rate. Purpose: To determine the effect of the current account balance on the exchange rate, to determine the effect of the money supply on the exchange rate, to determine the effect of inflation on the exchange rate, to determine the effect of Bank Indonesia interest rates, to determine the effect of foreign debt on the exchange rate. Method: The type of approach used in this study is a quantitative descriptive approach, a quantitative descriptive approach is a type of approach in a study where the data used is in the form of numbers and the research results are obtained or obtained using other statistical or quantitative (measurement) methods. Result: it can be concluded that the variable data of the current account balance is stationary at the level level. The money supply variable has an absolute PP test value of -0.125947 < a critical value of 5%, namely -2.931404 and a prob value of 0.9399 > 0.05, so it can be concluded that the money supply variable data is not stationary at levels. The inflation variable has an absolute PP test value of -1.033267 < a critical value of 5%, namely -2.931404 and a prob value of 0.3033 > 0.05 so that the inflation variable data is not stationary at the level level. Conclusion: These results are in accordance with the theory and hypothesis. 2.) Equation in the long run: It is assessed individually that the independent variable of the current account balance in the long run has a significant negative (appreciation) effect on the dependent variable of the rupiah exchange rate against the US dollar. These results are in accordance with the theory and hypothesis. |
|
Accepted: |
10-12-2022 |
|
|
Published: |
dd-mm-yyyy |
|
|
Keywords: |
Exchange rate volatility; interest rate; current transaction |
|
|
|
Abstrak |
|
|
Kata kunci: |
Volatilitas nilai tukar; suku bunga; transaksi berjalan |
Pendahuluan: Nilai tukar sebagai indikator yang mencerminkan suatu kualitas ekonomi sebuah negara dimana kurs merupakan faktor penting yang berpengaruh terhadap arus permodalan internasional. Volatilitas nilai tukar yang semakin tinggi akan menyebabkan fluktuasi dari nilai tukar yang relatif tinggi. Tujuan: Untuk mengetahui pengaruh neraca transaksi berjalan terhadap nilai tukar, untuk mengetahui pengaruh jumlah uang beredar terhadap nilai tukar, untuk mengetahui pengaruh inflasi terhadap nilai tukar, untuk mengetahui pengaruh suku bunga Bank Indonesia, untuk mengetahui pengaruh utang luar negeri terhadap nilai tukar. Metode: Jenis pendekatan yang digunakan dalam penelitian ini yaitu pendekatan deskriptif kuantitatif, pendekatan deskriptif kuantitatif adalah jenis pendekatan dalam sebuah penelitian dimana data yang digunakan berupa angka dan hasil penelitian didapat atau diperoleh dengan menggunakan metode statistik atau kuantitatif (pengukuran) lainnya. Hasil: dapat disimpulkan bahwa data variabel neraca transaksi berjalan stasioner pada tingkat level. Variabel jumlah uang beredar memiliki nilai absolut PP test -0.125947 < nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0.9399 > 0,05 maka dapat disimpulkan data variabel jumlah uang beredar tidak stasioner pada tingkat level. Variabel inflasi memiliki nilai absolut PP test -1.033267 < nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0.3033 > 0,05 sehingga data variabel inflasi tidak stasioner pada tingkat level. Kesimpulan: Hasil tersebut sesuai dengan teori dan hipotesisnya. 2.) Persamaan dalam jangka panjang: Dinilai secara individu bahwa variabel independen neraca transaksi berjalan dalam jangka panjang memiliki pengaruh negatif (apresiasi) signifikan terhadap variabel dependen nilai tukar rupiah terhadap dolar AS. Hasil tersebut sesuai dengan teori dan hipotesisnya. |
Corresponding Author: Muhammad Rafi Fernanda Nayottama
E-mail: fernanda.rafi34@gmail.com
PENDAHULUAN
Salah satu faktor penting penunjang stabilitas perekonomian suatu negara adalah nilai tukar, di mana stabilitas nilai tukar dapat menjadi suatu indikator bagi suatu negara dalam melakukan kegiatan perekonomian secara terbuka. Nilai tukar merupakan pertukaran dari dua mata uang berbeda dapat mendapat perbandingan dari dua mata uang tersebut (Hidayat, Setyadi, & Azis, 2017). Nilai tukar sebagai indikator yang mencerminkan suatu kualitas ekonomi sebuah negara dimana kurs merupakan faktor penting yang berpengaruh terhadap arus permodalan internasional. Volatilitas nilai tukar yang semakin tinggi akan menyebabkan fluktuasi dari nilai tukar yang relatif tinggi (Arifin & Mayasya, 2018). Saat nilai tukar mengalami volatilitas tinggi perekonomian akan mengalami ketidakstabilan pada sisi makro dan mikro (Simanjuntak & Mukhlis, 2012).
Hal ini diakibatkan dari aktifitas ekonomi internasional suatu negara yang sangat bergantung pada nilai tukar, karena aktifitas perdagangan barang dan jasa internasional menggunakan mata uang asing dalam hal ini dolar Amerika Serikat sebagai alat pembayaran dalam melakukan transaksi perdagangan internasional. Semua transaksi yang terjadi lalu akan dicatat pada neraca pembayaran internasional. Nilai mata uang suatu negara berkaitan erat dengan permintaan akan nilai mata uang negara tersebut atau domestik terhadap mata uang asing. Di mana aktivitas permintaan dan penawaran suatu mata uang itu terjadi dalam transaksi perdagangan barang dan jasa internasional suatu negara. Pada akhirnya dapat berpengaruh pada fluktuasi nilai tukar suatu negara dan akhirnya berpengaruh pada daya beli barang dan jasa suatu negara dan menjadi indikator kinerja perekonomian suatu negara.
Gambar 1
Nilai Tukar (Kurs Tengah) dolar AS Terhadap Rupiah 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Kurs 1 dolar Amerika Serikat terhadap rupiah mengalami beragam fluktuasi mulai dari 2015 sampai dengan 2020 dapat kita lihat pada grafik di Gambar 1, dapat dilihat bahwa sepanjang periode tersebut tren rupiah terus terdepresiasi atau dolar AS memiliki tren yang terus menguat setiap tahunnya. Dapat dilihat posisi terkuat rupiah pada kuartal 1 2015 bernilai sebesar Rp13.084,- per 1 dolar AS hingga posisi terlemah rupiah pada kuartal 1 2020 dengan nilai Rp16.367,- per 1 dolar AS. Walau begitu pada beberapa periode rupiah mengalami apresiasi terhadap dolar AS seperti pada kuartal 1 2016 hingga kuartal 3 2016 dan disepanjang 2017. Pelemahan nilai rupiah pada kuartal 1 2020 disebabkan oleh diumumkannya kasus pertama Covid-19 di Indonesia yang menyebabkan terjadinya capital outflow secara besar-besaran yang akhirnya berimbas pada nilai tukar rupiah terhadap dolar Amerika Serikat hingga mencapai Rp16.367,-per 1 dolar Amerika Serikat pelemahan nilai rupiah terhadap dolar Amerika Serikat yang disebabkan oleh terjadinya peningkatan kepanikan serta ketidakpastian pada pasar keuangan dunia, sehingga menyebabkan perilaku banyak investor diseluruh dunia global menarik banyak dananya secara masif di berbagai negara berkembang, dan beralih ke aset keuangan yang dianggap aman, seperti dolar AS (Fure, 2016) sehingga menyebabkan terjadinya pergerakan keluar arus modal secara besar-besaran yang mendepresiasi nilai tukar rupiah, namun pada sepanjang tahun 2020 rupiah terus mengalami perbaikan fluktuatif dan cenderung menguat mulai dari pertengahan tahun 2020 hingga akhir tahun 2020.
Perbedaan nilai tukar mata uang suatu negara (kurs) pada prinsipnya ditentukan oleh besarnya permintaan dan penawaran mata uang tersebut (Kurnia & Purnomo, 2007). Melemahnya nilai tukar rupiah terhadap US dollar, tidak terlepas dari pengaruh ekonomi global, namun juga dapat dipengaruhi oleh faktor dari dalam negeri, di antaranya cadangan devisa, neraca transaksi berjalan, inflasi dan suku bunga. Berdasarkan sudut pandang teori makro ekonomi, ada empat faktor yang mempengaruhi nilai tukar, yaitu neraca transaksi berjalan, jumlah uang beredar, inflasi dan suku bunga.
Neraca pembayaran aktif meningkatkan mata uang nasional dengan meningkatnya permintaan dari debitur asing. Saldo pembayaran yang pasif menyebabkan kecenderungan penurunan nilai tukar mata uang nasional. Ukuran dampak neraca pembayaran pada nilai tukar ditentukan oleh tingkat keterbukaan ekonomi.
Gambar 2
Posisi Neraca Transaksi Berjalan Indonesia 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Gambar 2 menunjukan bagaimana posisi neracat transaksi berjalan Indonesia. Pada gambar di atas neraca transaksi berjalan Indonesia terlihat fluktuatif dengan nilai defisit tertinggi berada pada kuartal 3 2018 yang diiringi juga dengan defisit pada neraca pembayaran. Namun di tahun 2020 walau Indonesia dan seluruh dunia terdampak pandemi Covid-19 di kuartal 3 sampai 4 dapat dilihat posisi neraca transaksi berjalan Indonesia mengalami surplus walau terjadi penurunan di kuartal selanjutnya.
Neraca transaksi berjalan yang surplus dinilai mengapresiasi nilai tukar, dimana saat posisi neraca transaksi berjalan sedang surplus menunjukan peningkatan transaksi yang masuk dan tercatat dari luar negeri ke dalam negeri. Dimana saat terjadi posisi surplus pada neraca transaksi berjalan hal ini menunjukan terdapat peningkatan permintaan mata uang domestik atas mata uang asing sehingga mengapresiasi nilai tukar mata uang domestik. Penelitian (Yudiarti, Emilia, & Mustika, 2018). Menunjukan neraca transaksi berjalan dapat mengapresiasi kurs rupiah.
Jumlah uang beredar merupakan money supply yang juga didefinisikan sebagai M1 yaitu merupakan seluruh uang kartal atau tunai di masyrakat serta uang giral dipegang baik oleh perseorangan maupun bank umum (Suseno, 2002). Berikut merupakan tren dari jumlah uang beredar M2 di Indonesia yang digambarkan melalui grafik berikut.
Gambar 3
Jumlah Uang Beredar (M2) Indonesia Dalam Milyar Rupiah M2 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Gambar 3 menunjukan tren dari jumlah uang beredar di Indonesia mengalami peningkatan mulai dari periode kuartal 1 2015 hingga periode kuartal 4 2020. Jumlah uang beredar paling sedikit tercatat pada kuartal I 2015 yaitu pada angka 4.246.361,19 Milyar Rupiah dan yang tertinggi tercatat pada kuartal 4 2020 pada angka 6.900.049,5 Milyar Rupiah. Peningkatan posisi M2 pada kuartal 4 2020 ini tercatat sebesar 12,4% year-on-year terhadap periode sebelumnya. Menurut Bank Indonesia peningkatan M2 ini didorong oleh meningkatnya jumlah uang kartal di masyarakat dan giro Rupiah. Sejalan dengan peningkatan ini terjadi perlambatan pada komponen uang kuasi yaitu tercatat jumlah uang kuasi pada periode yang sama mengalamin perlambatan sebesar 10,5% year-on-year pada periode sama dimana pada periode ini tercatat juga terjadi kontraksi dalam pertumbuhan surat berharga selain saham. Dan apabila melihat dari faktor-faktor yang mempengaruhi peningkatan dari M2 ini juga disebabkan oleh peningkatan M2 pada Desember 2020 disebabkan oleh aktiva luar negeri bersih dan kenaikan ekspansi keuangan pemerintah. Dimana Bank Indonesia mencatat terdapat peningkatan pertumbuhan aktiva luar negeri bersih pada periode kuartal 4 2020 sebesar 13,6% year-on-year. Tidak hanya itu tagihan bersih kepada pemerintah pusat juga meningkat sebesar 66,9% year-on-year pada periode kuartal 4 2020. Tercatat juga terdapat penurunan dalam pertumbuhan kredit pada periode yang sama.
Jumlah uang beredar dinilai dapat mendepresiasi nilai tukar ditunjukan pada penelitian (Setiyowati & Daryono Soebagiyo, 2021) yang menunjukkan bahwa jumlah uang beredar (M2) dalam jangka pendek maupun jangka panjang mendepresiasi nilai tukar.
Faktor berikutnya yang mempengaruhi nilai tukar rupiah adalah inflasi. Adapun salah satu penyebab inflasi adalah karena adanya kenaikan permintaan. Kenaikan permintaan ini akan mengakibatkan harga-harga naik karena penawaran tetap, yang mana faktor lain dianggap tetap (ceteris paribus). Tingkat inflasi yang tinggi dapat melemahkan nilai tukar mata uang suatu negara. Selain itu, tingkat inflasi yang tinggi dapat memicu bertambahnya nilai impor.
Inflasi yang tinggi nilai uang terhadap barang juga akan menurun. Menurut Bank Indonesia, pengendalian inflasi yang stabil menjadi pertimbangan dimana inflasi tinggi dan tidak stabil akan berdampak negatif bagi masyarakat. Inflasi yang cenderung tinggi akan menurunkan pendapatan masyarakat secara riil. Tingkat inflasi tidak terkendali juga dapat menghasilkan ketidakpastian bagi masyarakat dalam mengambil keputusan investasi, konsumsi, serta produksi sehingga dapat berpengaruh pada perekonomian negara. Tingkat inflasi tinggi dan tidak terkendali juga dapat tingkat bunga dalam negeri tidak kompetitif dibanding negara lain sehingga dapat memberi tekanan pada nilai tukar. Berikut merupakan tren dari Inflasi Indonesia tahun 2015-2020.
Gambar 4
Inflasi (IHK) Indonesia 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022
Inflasi Indonesia dalam periode kuartal 1 2015 – kuartal 4 2020 mengalami fluktuasi namun cenderung menurun. Tercatat dalam grafik pada gambar diatas Inflasi Indonesia tertinggi berada pada kuartal 2 2015 yaitu sebesar 7,62%. Inflasi dinilai dapat mendeprsiasi nilai tukar dimana apabila inflasi suatu negara cenderung meningkat dan tidak terkendali maka dapat mendepresiasi nilai tukar suatu negara yang dibuktikan dalam penelitian Nur (Firli & Stiawan, 2021) yang menunjukan bahwa inflasi mendepresiasi nilai tukar.
Faktor lain yang mempengaruhi nilai tukar rupiah adalah suku bunga Bank Indonesia (BI rate). Menaikkan atau menurunkan suku bunga Bank Indonesia (BI rate) merupakan salah satu kebijakan moneter yang dilakukan oleh Bank Indonesia untuk mengatur jumlah uang beredar dan menjaga kestabilan nilai tukar rupiah. Perubahan suku bunga Bank Indonesia (BI rate) akan mempengaruhi investasi pada surat berharga luar negeri. Investor yang berinteraksi secara global akan mencari negara dengan tingkat suku bunga yang menguntungkan (Lubis, Dalimunthe, & Situmeang, 2019). Menurut Imamudin dalam Oktavia (2013), peningkatan suku bunga domestik, maka akan menyebabkan mata uang domestik mengalami apresiasi. Sebaliknya, jika tingkat suku bunga domestik turun, maka mata uang domestik atau kurs mengalami depresiasi.
Suku bunga Bank Indonesia dapat dilihat pada gambar berikut mengalami fluktuasi pada beberapa tahun tertentu dan bergerak konstan sepanjang tahun seperti pada tahun 2015. Hal ini dikarenakan pada tahun 2015 Bank Indonesia belum menerapkan BI7DRR dimana suku bunga yang telah ditetapkan akan menjadi acuan sepanjang tahun. Dengan adanya BI7DRR Bank Indonesia dapat melakukan kebijakan serta penyesuaian kebijakan moneter dalam waktu satu minggu.
Gambar 5
Suku Bunga Bank Indonesia 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Suku Bunga Bank Indonesia dapat dilihat berada titik terendah pada kuartal 4 2020 dimana BI melakukan relaksasi besar-besaran pada sisi kebijakan moneter imbas pandemi Covid-19 yang melemahkan perekonomian global. Dimana saat suku bunga meningkat maka nilai tukar dinilai akan terapresiasi. Penelitian (Septiana, 2018) menunjukan bahwa tingkat suku bunga mengapresiasi nilai tukar.
Indonesia merupakan negara yang menganut sistem perekonomian terbuka, dimana dalam perekonomian terbuka suatu negara melakukan kegiatan ekspor maupun impor barang dan jasa serta melakukan atau menyediakan pinjaman ke luar negeri (Mankit, et al., 2014). Menurut (Leonufna, 2016), perdagangan internasional adalah sebuah cara di negara dengan perekonomian terbuka. Aktivitas dari perdagangan internasional dapat dilihat dari keluar masuknya barang dan jasa serta dana investasi asing. Sebagai negara yang menerapkan sistem perekonomian terbuka Indonesia juga melakukan kegiatan utang luar negeri baik dari sisi swasta maupun pemerintah dari berbagai negara.
Gambar 6
Utang Luar Negeri Pemerintah Indonesia Dalam Juta Dolar AS 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Gambar 6 menunjukan jumlah utang luar negeri Indonesia dalam periode kuartal 1 2015 hingga kuartal 4 2020. Utang luar negeri pemerintah Indonesia memiliki tren meningkat dari 2015-2020. Jumlah utang luar negeri Indonesia berfluktuasi dan memiliki tren yang terus cenderung meningkat hingga Januari 2020. Pada tahun 2020 dari bulan Februari hingga Maret utang luar negeri pemerintah Indonesia mengalami penurunan yang cukup signifikan dari 204.945 Juta Dolar AS turun hingga mencapai 180.853 Juta Dolar AS pada maret 2020. Penurunan jumlah utang luar negeri ini lalu diikuti kembali dengan peningkatan kembali dari mulai April hingga desember 2020 imbas dari kebutuhan untuk belanja pemerintah terkait penangan pandemi Covid-19 yang melanda dunia dan berdampak pada Indonesia. Disatu sisi meningkatnya utang luar negeri Indonesia juga dalam rangka sebagai penunjang pemulihan perekonomian nasional. Dapat dilihat perbandingan y-o-y utang luar negeri Indonesia kuartal 4 2020 meningkat sebesar 3,25% dibandingkan tahun sebelumnya dengan periode yang sama.
Gambar 7
Utang Luar Negeri Pemerintah dan Swasta Dalam juta Dolar AS 2015 – 2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Gambar 7 menunjukan bahwa utang luar negeri Indonesia memiliki peningkatan tak hanya pada sektor utang luar negeri pemerintah melaikan peningkatan juga terdapat pada sisi sektor utang luar negeri swasta terdapat tren peningkatan mulai kuartal 1 2015 – kuartal 4 2020. Beragam kondisi perekonomian menyebabkan peningkatan utang luar negeri pada sektor swasta. Tercatat utang luar negeri sektor swasta terendah berada pada periode kuartal 4 2016. Setelah periode ini utang luar negeri Indonesia pada sektor swasta terlihat fluktuatif namun cenderung meningkat. Posisi utang luar negeri Indonesia tertinggi tercatat pada angka 208.124 Juta Dolar AS.
Gambar 8
Utang Luar Negeri Swasta Indonesia dalam juta Dolar AS 2015-2020
Sumber: Bank Indonesia, 2022.
Utang luar negeri dinilai memiliki pengaruh terhadap nilai tukar, dimana semakin tinggi utang suatu negara maka akan dibutuhkan jumlah permintaan atas mata uang asing sebagai alat pembayaran utang luar negeri tersebut yang dapat menderiasi nilai tukar, di satu sisi utang luar negeri dapat menjadi capital inflow yang dapat mengapresiasi nilai tukar mata uang domestik dari negara yang berhutang dalam jangka pendek (Tambunan & Fauzie, 2015). Penelitian (Nurhasanah & Soekapdjo, 2019) menunjukan bahwa utang luar negeri dalam jangka pendek dapat mengapresiasi nilai tukar namun dalam jangka panjang mendepresiasi nilai tukar.
Pada penelitian ini penulis mencoba melakukan analisis terhadap beberapa variabel yang telah ditentukan sebelumnya dengan tujuan sebagai berikut:
1. Untuk mengetahui pengaruh neraca transaksi berjalan terhadap nilai tukar.
2. Untuk mengetahui pengaruh jumlah uang beredar terhadap nilai tukar.
3. Untuk mengetahui pengaruh inflasi terhadap nilai tukar.
4. Untuk mengetahui pengaruh suku bunga Bank Indonesia
5. Untuk mengetahui pengaruh utang luar negeri terhadap nilai tukar.
6. Untuk mengetahui variabel apakah yang berpengaruh paling signifikan terhadap nilai tukar.
7. Untuk mengetahui pengaruh neraca transaksi berjalan, jumlah uang beredar, inflasi, suku bunga Bank Indonesia dan utang luar negeri terhadap nilai tukar secara bersama-sama.
8. Melihat gambaran umum kondisi variabel penelitian selama masa pandemi Covid-19.
METODE PENELITIAN
Jenis pendekatan yang digunakan dalam penelitian ini yaitu pendekatan deskriptif kuantitatif, pendekatan deskriptif kuantitatif adalah jenis pendekatan dalam sebuah penelitian dimana data yang digunakan berupa angka dan hasil penelitian didapat atau diperoleh dengan menggunakan metode statistik atau kuantitatif (pengukuran) lainnya. Alat analisis yang digunakan berupa Error Correction Model (ECM) yang sering digunakan dalam ekonometrika. Model ini digunakan untuk mengetahui apakah ada pengaruh antara variabel bebas yaitu APMK, dana float dan kebijakan moneter terhadap variabel terikat yaitu velocity of money di Indonesia dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang.
Data yang digunakan merupakan data sekunder, yang diperoleh dari instansi pemerintah yang datanya terpublikasi secara terbuka pada laman resminya. Data yang saya gunakan diambil melalui laman resmi pemerintah yaitu Bps.go.id dan bi.go.id. Data yang digunakan merupakan data time series berupa data triwulan pada periode triwulan I 2011 sampai dengan triwulan 4 2021. Data yang digunakan dalam penelitian ini adalah Nilai Tukar (Kurs Tengah) Dolar Amerika Serikat Terhadap Rupiah sebagai variabel dependen dan Utang Luar Negeri, Neraca Transaksi Berjalan Indonesia, Inflasi (IHK), dan Suku Bunga Kebijakan Bank Indonesia sebagai variabel independen.
HASIL DAN PEMBAHASAN
A. Hasil
a. Hasil Uji Stasioneritas
Tabel 1.
Hasil Uji Stasioneritas Data Tingkat Level
|
Variabel |
PP Test Statistics |
Nilai Kritis MacKinnon 5% |
Prob. |
Keterangan |
|
NT |
-2.433124 |
-2.931404 |
0.1390 |
Tidak Stasioner |
|
NTB |
-3.043570 |
-2.931404 |
0.0388 |
Stasioner |
|
JUB |
-0.125947 |
-2.931404 |
0.9399 |
Tidak Stasioner |
|
INF |
-1.958799 |
-2.931404 |
0.3033 |
Tidak Stasioner |
|
ORI |
-1.855150 |
-2.931404 |
0.3497 |
Tidak Stasioner |
|
ULN |
0.077630 |
-2.931404 |
0.9603 |
Tidak Stasioner |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan tabel 1. di atas variabel nilai tukar (Y) memiliki nilai absolut PP test -2.433124 < nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0, 1390 > 0,05 maka dapat disimpulkan data nilai tukar tidak stasioner pada tingkat level. Variabel neraca transaksi berjalan memiliki nilai absolut PP test -3.043570 > nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob 0.0388 < 0,05 dapat disimpulkan bahwa data variabel neraca transaksi berjalan stasioner pada tingkat level. Variabel jumlah uang beredar memiliki nilai absolut PP test -0.125947 < nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0.9399 > 0,05 maka dapat disimpulkan data variabel jumlah uang beredar tidak stasioner pada tingkat level. Variabel inflasi memiliki nilai absolut PP test -1.033267 < nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0.3033 > 0,05 sehingga data variabel inflasi tidak stasioner pada tingkat level. Berikut adalah hasil uji derajat integrasi dengan metode Phillips-Perron (PP) pada tingkat diferensi pertama (1st diffcerence):
Tabel 2.
Hasil Uji Stasioneritas Data Tingkat 1st difference
|
Variabel |
PP Test Statistics |
Nilai Kritis Mackinnon 5% |
Prob. |
Keterangan |
|
NT |
-8.802149 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
|
NTB |
-7.060055 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
|
JUB |
-12.42030 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
|
INF |
-8.995489 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
|
ORI |
-6.328011 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
|
ULN |
-6.266947 |
-2.933158 |
0.0000 |
Stasioner |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan hasil uji di atas variabel nilai tukar memiliki nilai absolut PP test -8.802149 > nilai kritis 5% yaitu -2.933158 dan nilai prob sebesar 0,0000 < 0,05 maka dapat disimpulkan data nilai tukar stasioner pada tingkat 1st difference. Variabel neraca transaksi berjalan memiliki nilai absolut PP test -7.060055 > nilai kritis 5% yaitu -2.933158 dan nilai prob 0,0000 < 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa data variabel neraca transaksi berjalan stasioner pada tingkat 1st difference. Variabel jumlah uang beredar memiliki nilai absolut PP test -12.42030 > nilai kritis 5% yaitu -2.931404 dan nilai prob sebesar 0,0000 > 0,05 maka dapat disimpulkan data variabel jumlah uang beredar stasioner pada tingkat 1st difference. Variabel inflasi memiliki nilai absolut PP test -8.995489 > nilai kritis 5% yaitu -2.933158 dan nilai prob sebesar 0,0000 < 0,05 sehingga data variabel inflasi stasioner pada tingkat 1st difference. Variabel suku bunga memiliki nilai absolut PP test -4.377163 < nilai kritis 5% yaitu -2.933158 dan nilai prob sebesar 0,0012 < 0,05 sehingga data variabel suku bunga obligasi stasioner pada tingkat 1st difference. Variabel utang luar negeri memiliki nilai PP test -6.266947 < nilai kritis 5% yaitu -2.933158 dan nilai prob sebesar 0,0000 > 0,05 sehingga data variabel utang luar negeri stasioner pada tingkat 1st difference.
b. Uji Kointegrasi
Tabel 3.
Hasil Uji Kointegrasi
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
Adjusted R2 |
|
C |
2.547553 |
0.150596 |
16.91651 |
0.0000 |
0.907756 |
|
LOG_NTB |
-0.007177 |
0.001788 |
-4.013174 |
0.0003 |
|
|
LOG_JUB |
0.692146 |
0.078826 |
8.780637 |
0.0000 |
|
|
INF |
0.012544 |
0.003438 |
3.648859 |
0.0008 |
|
|
ORI |
-0.015582 |
0.004508 |
-3.456795 |
0.0014 |
|
|
LOG_ULN |
-0.218603 |
0.110526 |
-1.977844 |
0.0552 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Dari tabel diatas didapat persamaan sebagai berikut:
Dari persamaan regresi di atas dan dari hasil uji kointegrasi di tabel 3 akan didapat nilai residualnya. Nilai residual ini akan diuji menggunakan uji Philips-Perron (PP) untuk mengetahui apakah nilai residual tersebut stasioner atau tidak pada tingkat level. Hasil uji Philips-Perron sebagai berikut:
Tabel 4.
Hasil Uji Stasioneritas resid pada tingkat level
|
Variabel |
Nilai PP Test |
Nilai Kritis Mackinnon 5% |
Prob. |
Keterangan |
|
Resid |
-4.597258 |
-2.931404 |
0.0006 |
Stasioner |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Dari hasil uji kointegrasi menggunakan metode Engle-Granger (EG) dengan uji Philips-Perron (PP) pada tabel di atas residual nilai PP test -4.597258 > nilai kritis 5% yaitu -2.931404 sehingga nilai residual stasioner pada tingkat level. Sehingga dapat disimpulkan terjadi kointegrasi antar variabel.
c. Hasil Model ECM (Error Correction Model)
Tabel 5.
Hasil Model ECM Jangka Pendek
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
T-Statistic |
Prob. |
Adjusted R2 |
|
C |
0.007433 |
0.003637 |
2.043738 |
0.0483 |
0.523216 |
|
D(Log_Ntb) |
-0.001357 |
0.001320 |
-1.027989 |
0.3108 |
|
|
D(Log_Jub) |
0.105986 |
0.138998 |
0.762497 |
0.4507 |
|
|
D(Inf) |
0.003802 |
0.002372 |
1.602415 |
0.1178 |
|
|
D(Ori) |
-0.009199 |
0.003842 |
-2.394241 |
0.0220 |
|
|
D(Log_Uln) |
-0.395557 |
0.168078 |
-2.353408 |
0.0242 |
|
|
Resid01(-1) |
-0.448460 |
0.132340 |
-3.388711 |
0.0017 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan tabel diatas didapat nilai ECT yang diperoleh yaitu -0.446935 dengan nilai probabilitas 0.0055 < α = 5% (0.05). Nilai koefisien resid pada penelitian ini bertanda negatif dan secara statistik signifikan yang menandakan bahwa model ECM Engle Granger yang digunakan dalam penelitian ini adalah valid.
Dengan demikian, hasil regresi pendekatan model koreksi kesalahan (Error Correction Model Engle Granger) pada tabel 5 di atas dapat ditulis kembali dalam persamaan sebagai berikut:
Berdasarkan hasil estimasi di atas, nilai koefisien dari ECT yang diperoleh adalah sebesar 0.446935 yang berarti bahwa fluktuasi keseimbangan jangka pendek akan terkoreksi menuju keseimbangan jangka panjang dimana sebesar 44,84% proses adjustment-nya terjadi pada triwulan pertama (karena menggunakan data triwulanan) dan 55.16% proses adjustment terjadi pada triwulan berikutnya.
d. Uji Asumsi Klasik
1. Normalitas
Dalam penelitian ini, untuk mendeteksi normalitas data dilakukan dengan pengujian Jarque-Bera.
Gambar 9.
Hasil Uji Normalitas
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan hasil uji normalitas, nilai jarque bera didapat sebesar 1,616347 dengan probabilitas sebesar 0,445671 dimana lebih besar dari 5% atau 0,05 sehingga dapat disimpulkan bahwa residual berdistribusi normal.
2. Heteroskedastisitas
Tabel 6.
Hasil Uji Heteroskedastisitas
|
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey |
|||
|
Null hypothesis: Homoskedasticity |
|
||
|
F-statistic |
0.375538 |
Prob. F(6,36) |
0.8897 |
|
Obs*R-squared |
2.532829 |
Prob. Chi-Square(6) |
0.8648 |
|
Scaled explained SS |
2.551234 |
Prob. Chi-Square(6) |
0.8627 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan tabel diatas, diketahui bahwa nilai probabilitas Chi Square sebesar 0,8648 yang lebih besar dari nilai α sebesar 0,05. Karena nilai probabilitas Chi-Square > dari α (0,05), maka dapat disimpulkan bahwa model bersifat homokedastisitas dan tidak terdapat masalah heteroskedastisitas.
3. Autokorelasi
Tabel 7.
Hasil Uji Autokorelasi
|
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: |
|
||
|
F-statistic |
2.741192 |
Prob. F(1,37) |
0.1063 |
|
Obs*R-squared |
3.034948 |
Prob. Chi-Square(1) |
0.0815 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan tabel diatas, diketahui bahwa nilai probabilitas Chi Square sebesar 0,0815 yang lebih besar dari nilai α sebesar 0,05. Karena nilai probabilitas Chi-Square > dari α (0,05), maka dapat disimpulkan bahwa model tidak mengandung masalah autokorelasi.
4. Multikolinearitas
Jika nilai VIF diatas 10 maka ada gejala multikolinearitas dan jika nilai VIF dibawah 10 maka tidak ada gejala multikolinearitas.
Tabel 8.
Hasil Deteksi Multikolinearitas
|
Variable |
Coefficient Variance |
Uncentered VIF |
Centered VIF |
|
C |
1.32E-05 |
2.125393 |
NA |
|
D(Log_Ntb) |
1.74E-06 |
1.091912 |
1.091899 |
|
D(Log_Jub) |
0.019321 |
1.917449 |
1.324095 |
|
D(Inf) |
5.63E-06 |
1.198643 |
1.187468 |
|
D(Ori_Qint) |
1.48E-05 |
1.112256 |
1.111663 |
|
D(Log_Uln) |
0.028250 |
1.852343 |
1.586599 |
|
Resid01(-1) |
0.017514 |
1.384063 |
1.378732 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan hasil olah data VIF pada tabel diatas menunjukkan bahwa nilai seluruh variabel memiliki nilai VIF < 10. Sehingga dapat diputuskan bahwa model ini tidak terjadi gejala multikolinearitas.
e. Hasil Uji Hipotesis
1. Koefisien Determinasi (R-Squared)
Tabel 9.
Koefisien Determinasi Uji ECM
|
R-squared |
0.523216 |
|
Adjusted R-squared |
0.443752 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan estimasi model ECM diperoleh nilai adjusted R2 sebesar 0,443752 yang artinya pengaruh neraca transaksi berjalan, jumlah uang beredar, inflasi, suku bunga obligasi dan utang luar negeri dalam mempengaruhi nilai tukar di Indonesia dalam jangka pendek sebesar 44,37% dan sisanya (55,63%) dipengaruhi faktor-faktor diluar model. Kemudian hasil koefisien determinasi menggunakan pengolahan data model kointegrasi adalah sebagai berikut:
Tabel 10.
Koefisien Determinasi Uji Kointegrasi
|
R-squared |
0.904656 |
|
Adjusted R-squared |
0.892111 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkan estimasi model ECM diperoleh nilai adjusted R2 sebesar 0.892111 yang artinya pengaruh neraca transaksi berjalan, jumlah uang beredar, inflasi, suku bunga dan utang kuar negeri dalam mempengaruhi nilai tukar di Indonesia dalam jangka panjang sebesar 89,21% dan sisanya (10,79%) dipengaruhi faktor-faktor lain diluar model.
2. Uji t-statistik
Dengan hipotesis sebagai berikut:
H0 : Jika nilai thitung < ttabel atau nilai probabilitas > α (0,05), maka tidak ada pengaruh variabel bebas terhadap variabel terikat.
Ha : Jika nilai thitung > ttabel nilai probabilitas < α (0,05), maka ada pengaruh variabel bebas terhadap variabel terikat.
Hasil uji t-statistik dalam model ECM penelitian ini adalah sebagai berikut:
a. Model Jangka Pendek (ECM)
Hasil uji t statistik dalam jangka pendek dalam penelitian ini adalah sebagai berikut:
Tabel 11.
Hasil Uji t Statistik dalam Jangka Pendek
|
Variable |
t-Statistic |
t-table |
Prob. |
Keterangan |
|
D(Log_Ntb) |
-1.027989 |
1.686 |
0.3108 |
Tidak Signifikan |
|
D(Log_Jub) |
0.762497 |
1.686 |
0.4507 |
Tidak Signifikan |
|
D(Inf) |
1.602415 |
1.686 |
0.1178 |
Tidak Signifikan |
|
D(Ori) |
-2.394241 |
1.686 |
0.0220 |
Signifikan |
|
D(Log_Uln) |
-2.353408 |
1.686 |
0.0242 |
Signifikan |
|
Resid01(-1) |
-3.388711 |
1.686 |
0.0017 |
Signifikan |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
a.) Uji t Hipotesis Neraca Transaksi Berjalan
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka pendek neraca transaksi berjalan tidak berpengaruh terhadap nilai tukar.
b.) Uji t hipotesis Jumlah Uang Beredar
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka pendek jumlah uang beredar tidak berpengaruh terhadap nilai tukar.
c.) Uji t hipotesis Inflasi
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka pendek inflasi tidak berpengaruh terhadap nilai tukar.
d.) Uji t hipotesis Suku Bunga Obligasi
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka pendek suku bunga obligasi berpengaruh terhadap nilai tukar.
e.) Uji t hipotesis Utang Luar Negeri
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka pendek utang luar negeri berpengaruh terhadap nilai tukar.
b. Model Jangka Panjang
Tabel 12.
Hasil Uji t Statistik dalam Jangka Panjang
|
Variable |
t-Statistic |
t-table |
Prob. |
Keterangan |
|
LOG_NTB |
|-4.013174| |
1.686 |
0.0003 |
Signifikan |
|
LOG_JUB |
8.780637 |
1.686 |
0.0000 |
Signifikan |
|
INF |
3.648859 |
1.686 |
0.0008 |
Signifikan |
|
ORI |
|-3.456795| |
1.686 |
0.0014 |
Signifikan |
|
LOG_ULN |
|-1.977844| |
1.686 |
0.0552 |
Signifikan |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
a.) Uji t Hipotesis Neraca Transaks Berjalan
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang neraca transaksi berjalan berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar.
b.) Uji t hipotesis Jumlah Uang Beredar
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang jumlah uang beredar berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar.
c.) Uji t hipotesis Inflasi
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang inflasi berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar.
d.) Uji t hipotesis Suku Bunga Obligasi
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang suku bunga obligasi berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar.
e.) Uji t hipotesis Utang Luar Negeri
Berdasarkan hasil uji t-statistic satu arah dengan df (degree of freedom) sebesar 38 pada tingkat keyakinan 5% maka didapatkan nilai t-tabel sebesar 1.686. Hal ini menunjukkan bahwa dalam jangka panjang utang luar negeri berpengaruh signifikan terhadap nilai tukar.
f. Uji F-Statistik (Uji Simultan)
Tabel 13.
Hasil Uji F-Statistik Model ECM
|
F-statistic |
6.584313 |
|
Prob(F-statistic) |
0.000093 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Berdasarkam hasil output di atas bahwa nilai probabilitas (F-statistic) yaitu 0.000093 < α = 5% (0,05) maka H0 ditolak. Hal ini menunjukkan bahwa variabel bebas secara bersama-sama mempengaruhi variabel terikat dalam model ECM atau jangka pendek pada penelitian ini.
Hasil uji F-statistik pada model OLS/ Uji Kointegrasi dalam penelitian ini adalah sebagai berikut:
Tabel 14.
Hasil Uji F-Statistik (Kointegrasi)
|
F-statistic |
72.11139 |
|
Prob(F-statistic) |
0.000000 |
Sumber: Hasil Olah Data Menggunakan Eviews 10, 2022.
Dapat dilihat dari tabel di atas bahwa nilai probabilitas (F-statistic) yaitu 0,000000 < α = 5% (0,05) maka H0. Hal ini menunjukkan bahwa variabel bebas secara bersama-sama mempengaruhi variabel terikat dalam model OLS/Kointegrasi atau jangka panjang pada penelitian ini.
B. Pembahasan
1. Pengaruh Neraca Transaksi Berjalan terhadap Nilai Tukar
Dari hasil estimasi ECM didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel neraca transaksi berjalan sebesar -0.001357 dengan nilai t-statistic sebesar |-1.027989| < t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan negatif (mengapresiasi) tidak signifikan antara neraca transaksi berjalan terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap kenaikan perubahan dari neraca transaksi berjalan sebesar 1 (persen) menyebabkan penurunan (apresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.001357 (persen).
Dalam keseimbangan pasar valuta asing neraca transaksi berjalan suatu negara sedang defisit menunjukan terdapat peningkatan penawaran pada mata uang domestik yang merubah posisi keseimbangan pasar valuta asing dimana kurva penawaran bergeser ke kanan sehingga posisi nilai tukar mata uang domestik terdepresiasi. Sedangkan saat neraca transaksi berjalan sedang mengalami surplus terdapat peningkatan permintaan akan mata uang domestik dimana kurva permintaan akan mata uang domestik begeser ke kanan sehingga posisi nilai tukar mata uang domestik terapresiasi. Namun dalam jangka pendek neraca transaksi berjalan tidak langsung dapat berpengaruh terhadap nilai tukar secara signifikan hal ini disebabkan dalam jangka pendek transaksi yang menggunakan mata uang asing atau dolar AS umumnya hanya merupakan aktivitas transaksi para pengusaha untuk memenuhi kebutuhan produksi (Nurhasanah & Soekapdjo, 2019)
2. Pengaruh Jumlah Uang Beredar terhadap Nilai Tukar
Dari hasil estimasi jangka pendek didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel jumlah uang beredar sebesar 0.105986 dengan nilai t-statistic sebesar 0.762497 < t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan positif (mendepresiasi) tidak signifikan antara jumlah uang beredar terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa, setiap kenaikan perubahan dari jumlah uang beredar sebesar 1 (persen) menyebabkan peningkatan (depresiasi) perubahan dari nilai tukar sebesar 0.105986 (persen) dalam jangka pendek.
Dari hasil estimasi jangka panjang didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel jumlah uang beredar sebesar 0.692146 dengan nilai t-statistic sebesar 8.780637 < t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan positif (mendepresiasi) signifikan antara jumlah uang beredar terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa, setiap kenaikan perubahan dari jumlah uang beredar sebesar 1 (persen) menyebabkan kenaikan (depresiasi) perubahan dari nilai tukar sebesar 0.692146 (persen).
Hasil diatas menunjukan hubungan yang sesuai dengan teori dan hipotesis karena peningkatan jumlah uang beredar atau excess money supply yang tak terkendali dapat menyebabkan defisit pada neraca pembayaran. Dimana jumlah uang beredar ini akan cenderung digunakan masyarakat untuk mengonsumsi produk impor atau berinvestasi pada aset asing yang dapat mendepresiasi nilai tukar domestik sehingga jumlah uang beredar yang meningkat dapat mendepresiasi nilai tukar. Namun jumlah uang beredar tidak langsung berpengaruh signifikan dalam jangka pendek karena uang yang beredar membutuhkan waktu untuk dapat digunakan untuk konsumsi maupun investasi oleh masyarakat karena uang beredar harus ditransmisikan melalui sistem keuangan.
3. Pengaruh Inflasi terhadap Nilai Tukar
Dari hasil estimasi jangka pendek didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel inflasi sebesar 0.003802 dengan nilai t-statistic sebesar 1.602415 < t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan positif (mendepriasi) tidak signifikan antara inflasi terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap peningkatan inflasi sebesar 1 (persen) menyebabkan kenaikan (depresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.012544 (persen).
Dari hasil estimasi jangka panjang didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel inflasi sebesar 0.012544 dengan nilai t-statistic sebesar 3.648859 > t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan positif (mendepriasi) signifikan antara inflasi terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap peningkatan inflasi sebesar 1 (persen) menyebabkan kenaikan (depresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.012544 (persen).
Hasil diatas menunjukan hubungan yang sesuai dengan teori dan hipotesis karena peningkatan inflasi atau tingkat harga dalam negeri yang tak terkendali dan lebih tinggi daripada tingkat harga luar negeri dapat menyebabkan kecenderungan untuk mengimpor serta tingkat harga yang lebih tinggi ini dapat menyebabkan kecendurungan untuk mengurangi ekspor sehingga peningkatan inflasi dinilai dapat mendepresiasi nilai tukar.
4. Pengaruh Suku Bunga Obligasi terhadap Nilai Tukar
Dari hasil estimasi jangka pendek didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel suku bunga obligasi sebesar -0.009199 dengan nilai t-statistic sebesar |-2.394241| < t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan negatif (mengapresiasi) signifikan antara suku bunga obligasi terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap peningkatan suku bunga obligasi sebesar 1 (persen) menyebabkan penurunan (apresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.015582 (persen).
Dari hasil estimasi jangka panjang didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel suku bunga obligasi sebesar -0.015582 dengan nilai t-statistic sebesar |-3.456795| > t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan negatif (mengapresiasi) signifikan antara suku bunga obligasi terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap peningkatan suku bunga obligasi sebesar 1 (persen) menyebabkan penurunan (apresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.015582 (persen).
Hasil diatas menunjukan hubungan yang sesuai dengan teori dan hipotesis karena peningkatan pada suku bunga obligasi dapat menarik investor asing untuk menanamkan uangnya pada jenis investasi berbasis suku bunga dalam negeri yang dapat meningkatkan permintaan mata uang domestik terhadap mata uang asing sehingga dapat mengapresiasi nilai tukar domestik (Mishkin & Serletis, 2016). Hal ini mengakibatkan suku bunga ORI memiliki pengaruh signifikan dalam jangka panjang dan jangka pendek.
5. Pengaruh Utang Luar Negeri terhadap Nilai Tukar
Dari hasil estimasi jangka pendek didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel utang luar negeri sebesar -0.395557 dengan nilai t-statistic sebesar |-2.353408| > t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan negatif (mengapresiasi) signifikan antara utang luar negeri terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap kenaikan perubahan dari utang luar negeri sebesar 1 (persen) menyebabkan penurunan (apresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.395557 (persen).
Dari hasil estimasi jangka panjang didapatkan nilai koefisien pengaruh variabel utang luar negeri sebesar -0.218603 dengan nilai t-statistic sebesar |-1.977844| > t-table 1.686 yang menunjukan bahwa terdapat hubungan negatif (mengapresiasi) signifikan antara utang luar negeri terhadap nilai tukar yang ditunjukan pada nilai koefisien pada hasil estimasi yang berarti bahwa setiap kenaikan perubahan dari utang luar negeri sebesar 1 (persen) menyebabkan penurunan (apresiasi) perubahan nilai tukar sebesar 0.218603 (persen). Hasil diatas menunjukan hubungan yang sesuai dengan teori dan hipotesis karena utang luar negeri yang masuk dapat menjadi capital inflow yang meningkatkan permintaan atas mata uang domestik sehingga mengapresiasi nilai tukar mata yang domestik pada negara yang berhutang (Tambunan & Fauzie, 2015).
Dalam jangka pendek penelitian ini sejalan dengan penelitian yang dilakukan (Tambunan & Fauzie, 2015) serta penelitian (Nurhasanah & Soekapdjo, 2019) dimana utang luar negeri dalam jangka pendek dapat menjadi pemasukan bagi cadangan devisa negara dalam bentuk mata uang asing yaitu dolar Amerika Serikat, sehingga dalam jangka pendek utang luar negeri dinilai dapat mengapresiasi nilai tukar rupiah. Dalam jangka pendek, pinjaman luar negeri dapat menutup defisit APBN, dan ini jauh lebih baik dibandingkan jika defisit APBN tersebut harus ditutup dengan pencetakan uang baru, sehingga memungkinkan pemerintah untuk melaksanakan pembangunan dengan dukungan modal yang relatif lebih besar, tanpa disertai efek peningkatan tingkat harga umum (inflationary effect) yang tinggi. Dengan demikian pemerintah dapat melakukan ekspansi fiskal untuk mempertinggi laju pertumbuhan ekonomi nasional.
Pada teorinya peningkatan utang luar negeri dalam jangka panjang dapat mendepresiasi nilai tukar mata uang domestik terhadap mata uang asing seperti pada penelitian (Tambunan & Fauzie, 2015) dan (Nurhasanah & Soekapdjo, 2019) karena dalam jangka panjang saat utang luar negeri yang jatuh tempo dan harus dibayarkan akan meningkatkan penawaran mata uang domestik terhadap mata uang asing dan akan mendepresiasi nilai mata uang domestik atas mata uang asing. Pada penelitian ini dalam jangka panjang utang luar negeri tidak langsung dapat mendepresiasi nilai tukar domestik yang ditunjukan pada tingkat koefisien pengaruh dari variabel utang luar negeri yang masih bertanda (korelasi) negatif dalam jangka panjang, namun dalam jangka panjang nilai koefisien pengaruh jangka panjang lebih kecil dibandingkan jangka pendek.
6. ECT
Nilai ECT yang dilambangkan dengan resid01(-1) yang signifikan serta dengan nilai koefisiennya yang negatif menunjukan persamaan jangka pendek yang valid. Nilai koefisien ECT negatif berarti terdapat penyimpangan dalam jangka pendek pada nilai tukar dari tingkat keseimbangannya, maka akan ada koreksi terhadap nilai tukar rupiah tersebut untuk kembali ke tingkat keseimbangannya. Nilai absolut koefisien ECT menunjukan persentase dari penyesuaian yang terjadi. Koefisien ECT yang diperoleh yaitu -0.448460 dengan nilai t-statistic |-3.388711| > t-table 1.686. Berdasarkan hasil estimasi di atas, nilai koefisien menunjukan fluktuasi keseimbangan jangka pendek akan terkoreksi menuju keseimbangan jangka panjang dimana sebesar 44,84% proses adjustment-nya terjadi pada triwulan pertama (karena menggunakan data triwulanan) dan 55.16% proses adjustment terjadi pada triwulan berikutnya.
KESIMPULAN
Berdasarkan hasil dari penelitian dan analisis yang telah diuraikan pada bab-bab sebelumnya, maka dapat ditarik kesimpulan sebagai berikut: 1.) Persamaan dalam jangka pendek: Dinilai secara individu bahwa variabel independen neraca transaksi berjalan dalam jangka pendek memiliki berpengaruh negatif (apresiasi) tidak signifikan terhadap variabel dependen nilai tukar USD terhadap rupiah. Hasil tersebut sesuai dengan teori dan hipotesisnya. 2.) Persamaan dalam jangka panjang: Dinilai secara individu bahwa variabel independen neraca transaksi berjalan dalam jangka panjang memiliki pengaruh negatif (apresiasi) signifikan terhadap variabel dependen nilai tukar rupiah terhadap dolar AS. Hasil tersebut sesuai dengan teori dan hipotesisnya.
BIBLIOGRAFI
Arifin, Samsul, & Mayasya, Shany. (2018). Faktor-faktor yang mempengaruhi nilai tukar rupiah terhadap dolar amerika serikat. Jurnal Ekonomi-Qu, 8(1).
Firli, Tri Anagh, & Stiawan, Drajat. (2021). Pengaruh Kualitas Produk Dan Pelayanan Terhadap Loyalitas Konsumen Muslim Dengan Kepuasan Sebagai Variabel Intervening. Journal of Islamic Economics (JoIE), 1(2).
Fure, Joey Allen. (2016). Fungsi Bank Sebagai Lembaga Keuangan Di Indonesia Menurut Undang-Undang Nomor 10 Tahun 1998 Tentang Perbankan. Lex Crimen, 5(4).
Hidayat, La Rahmad, Setyadi, Djoko, & Azis, Musdalifah. (2017). Pengaruh inflasi dan suku bunga dan nilai tukar rupiah serta jumlah uang beredar terhadap return saham. Forum Ekonomi, 19(2), 148–154.
Kurnia, Anggyatika Mahda, & Purnomo, Didit. (2007). Analisis Fluktuasi Kurs Rupiah Terhadap Dollar Amerika (1997.1-2004. iv). Jurnal Ekonomi Pembangunan: Kajian Masalah Ekonomi Dan Pembangunan, 7(1), 73–90.
Leonufna, Lucyana. (2016). Analisis Pengaruh Neraca Pembayaran Internasional Terhadap Tingkat Kurs Rupiah/Dollar As Melalui Cadangan Devisa Dalam Sistem Kurs Mengambang Bebas Di Indonesia Periode 1998.1 Sampai 2014.4. Jurnal Berkala Ilmiah Efisiensi, 16(2).
Lubis, Adelina, Dalimunthe, Ritha, & Situmeang, Chandra. (2019). Antecedents Effect of Financial Inclusion for the People of North Sumatera. Budapest International Research and Critics Institute-Journal (BIRCI-Journal) Vol, 2(4), 401–408.
Mishkin, Frederic S., & Serletis, Apostolos. (2016). The economics of money, banking, and financial markets (sixth Canadian edition). Pearson.
Nurhasanah, Ade Irma, & Soekapdjo, Soeharjoto. (2019). Determinasi Volatilitas Kurs Rupiah Terhadap Dolar Amerika. Jurnal Akuntansi, Ekonomi Dan Manajemen Bisnis, 7(1), 1–8.
Septiana, Henny Amalia. (2018). Pengaruh Inflasi dan Suku Bunga terhadap Nilai Tukar Rupiah pada Dollar Amerika. Jurnal Ilmiah Bisnis Dan Keuangan, 8(1).
Setiyowati, Fitri, & Daryono Soebagiyo, M. Ec. (2021). Analisis Pemulihan Nilai Tukar Rupiah dengan Kebijakan Moneter: Pendekatan Model Dinamis. Universitas Muhammadiyah Surakarta.
Simanjuntak, Timbul Hamonangan, & Mukhlis, Imam. (2012). Dimensi ekonomi perpajakan dalam pembangunan ekonomi. Jakarta: Raih Asa Sukses.
Suseno, Solikin. (2002). Uang, Pengertian, Penciptaan dan Peranannya dalam Perekonomian. Jakarta: PPSK BI.
Tambunan, Kristopel F., & Fauzie, Syarief. (2015). Pengaruh Capital Inflow Dan Capital Outflow Di Indonesia Terhadap Nilai Tukar Rupiah. Ekonomi Dan Keuangan, 2(5).
Yudiarti, Tri, Emilia, Emilia, & Mustika, Candra. (2018). Pengaruh utang luar negeri, tingkat suku bunga dan neraca transaksi berjalan terhadap nilai tukar Rupiah terhadap Dolar Amerika Serikat. E-Journal Perdagangan Industri Dan Moneter, 6(1), 14–22.