Sementara itu harga saham TELKOM di Bursa Efek Jakarta selama tahun 2006 telah meningkat sebesar 71,2 dari Rp 5.900,- menjadi Rp
10.100,-. Kapitalisasi pasar saham TELKOM pada akhir 2006 sebesar USD 22,6 miliar.
B. Penemuan dan Pembahasan
Dalam penelitian ini yang menjadi populasi adalah seluruh perusahaan yang bergerak di bidang pertelekomunikasian di Indonesia
yaitu PT. BAKRIE TELECOM TBK yang berdiri pada 13 Agustus 1993 dan listing di
bursa 03 Februari 2006, PT. EXCELCOMINDO PRATAMA TBK yang berdiri pada 06 Oktober 1989 dan listing di bursa pada 29 September 2005,
PT. INDOSAT TBK yang berdir pada 10 November 1967 dan listing di bursa 19 Oktober 1994, PT. TELEKOMUNIKASI INDONESIA TBK yang berdiri
pada 11 Januari 1901 dan listing di bursa 14 November 1995. Dari empat perusahaan yang bergerak di bidang pertelekomunikasian dan terdaftar di
Bursa Efek Indonesia hanya dua perusahaan yang memiliki laporan keuangan dari tahun 2003 sampai dengan tahun 2007. Perusahaan tersebut adalah PT.
INDOSAT TBK dan PT. TELEKOMUNIKASI INDONESIA TBK yang menjadi sampel dalam penelitian ini karena memiliki laporan keuangan
triwulanan secara berturut-turut dari tahun 2003 sampai dengan tahun 2007. Setelah
data di dapat maka selanjutnya adalah melakukan analisis data dengan menggunakan program SPSS 16.0 dan di peroleh hasil sebagai
berikut:
1. Uji Model Regresi
Tabel 4.1 Hasil Uji Model Regresi
Coefficients
a
Unstandardized Coefficients Model
B Std. Error
Constant 18.773
3.268 Perputaran
Persediaan -3.816
3.262 Perputaran
Total Aktiva -.126
.078 ROA
.510 1.060
DER 3.248
1.182 DTA
6.031 8.606
PER -6.911
2.661 1
PBV .582
1.859 a. Dependent Variable: Return Saham
Berdasarkan pada tabel 4.1 dapat dimasukkan kedalam persamaan regresi adalah sebagai berikut :
Y = 18,773 – 3,816X
1
- 126X
2
+ 0,510X
3
+ 3,248X
4
+ 6,031X
5
– 6,911X
6
+0,582X
7
+ 3,268 Sifat dari hubungan antara variabel tergantung Y dengan variabel
bebas X
1
, X
2
, X
3
, X
4
, X
5
, X
6,
X
7
adalah konstan, hal ini dapat dilihat pada koefesien regresi bila bertanda positif + berarti perubahan variabel
X searah dengan perubahan variabel Y, bila bertanda negatif - berarti antara variabel X dan variabel Y berlawanan arah. Dalam persamaan
regresi tersebut diatas angka huruf bo konstanta adalah 18,773. Hal ini
dapat diartikan bahwa peningkatan return saham pada perusahaan telekomunikasi di Bursa Efek Indonesia tanpa dipengaruhi oleh variabel
perputaran persediaan, perputaran total aktiva, return on asset, debt to equity ratio, debt to total asset ratio, price earning ratio dan price book
ratio tetap ada sebesar 18,773 satuan. Koefesien regresi variabel perputaran persediaan b
1
mempunyai nilai yang negatif yaitu sebesar -3,816, yang berarti kecenderungan
peningkatan return saham perusahaan pertelekomunikasian di Bursa Efek Indonesia dipengaruhi oleh variabel perputaran persediaan berlawanan
arah. Setiap peningkatan X
1
sebesar 1 satuan akan di ikuti oleh penurunan Y sebesar -3,816 satuan dengan anggapan variabel lain konstan dan begitu
juga sebaliknya. Hal ini tidak sesuai dengan landasan teori yang ada dimana perputaran persediaan mempunyai pengaruh yang positif terhadap
return saham. Koefesien regresi variabel perputaran total aktiva b
2
mempunyai nilai yang negatif yaitu sebesar -0,126. Hal ini berarti kecenderungan
peningkatan return saham dipengaruhi oleh variabel perputaran total aktiva berjalan berlawanan. Bila variabel X
2
naik sebesar 1 satuan maka akan di ikuti penurunan Y sebesar -126 satuan dengan anggapan variabel
yang lain konstan dan begitu juga sebaliknya. Koefesien regresi variabel return on asset b
3
mempunyai nilai yang positif yaitu sebesar 0,510. Hal ini berarti kecenderungan
peningkatan return saham dipengaruhi oleh variabel return on asset
berjalan searah. Bila variabel X
3
naik sebesar 1 satuan maka akan di ikuti kenaikan Y sebesar 0,510 satuan dengan anggapan variabel yang lain
konstan dan begitu juga sebaliknya. Koefesien regresi variabel debt to equity ratio b
4
mempunyai nilai yang positif yaitu sebesar 3,248, yang berarti kecenderungan
peningkatan return saham perusahaan pertelekomunikasian di Bursa Efek Indonesia dipengaruhi oleh variabel debt to equity ratio secara searah.
Setiap peningkatan X
4
sebesar 1 satuan akan di ikuti oleh peningkatan Y sebesar 3,248 satuan dengan anggapan variabel lain konstan dan begitu
juga sebaliknya. Koefesien regresi variabel debt to total asset b
5
mempunyai nilai yang positif yaitu sebesar 6,031 hal ini berarti kecenderungan peningkatan
return saham dipengaruhi oleh variabel debt to total asset berjalan searah. Bila variabel X
5
naik sebesar 1 satuan maka akan di ikuti peningkatan Y sebesar 6,031 satuan dengan anggapan variabel yang lain konstan dan
begitu juga sebaliknya. Hal ini tidak sesuai dengan landasan teori yang menjelaskan bahwa debt to total asset mempunyai pengaruh negatif
terhadap return saham. Koefesien regresi variabel price earning ratio b
6
mempunyai nilai yang negatif yaitu sebesar -6,911 yang berarti kecenderungan
peningkatan return saham perusahaan pertelekomunikasian di Bursa Efek Indonesia dipengaruhi oleh variabel price earning ratio berlawanan arah.
Setiap peningkatan X6 sebesar 1 satuan akan di ikuti oleh penurunan Y
sebesar -6,911 satuan dengan anggapan variabel lain konstan dan begitu juga sebaliknya. Hal ini tidak sesuai dengan landasan teori yang
menjelaskan bahwa price earning ratio mempunyai pengaruh yang positif terhada return saham.
Koefesien regresi variabel price to book value b
7
mempunyai nilai yang positif yaitu sebesar 0,582 hal ini berarti kecenderungan
peningkatan return saham dipengaruhi oleh variabel price to book value berjalan searah. Bila variabel X5 naik sebesar 1 satuan maka akan di ikuti
peningkatan Y sebesar 0,582 satuan dengan anggapan variabel yang lain konstan dan begitu juga sebaliknya.
2. Uji Asumsi Klasik a. Autokorelasi
Cara mudah mendeteksi autokorelasi dilakukan dengan uji Durbin
Watson. Model
regresi linier
berganda terbebas
dari autokorelasi jika nilai Durbin Watson hitung terletak di daerah No
Autokorelasion. Penemuan letak tersebut dibantu dengan tabel dl dan du, dibantu dengan nilai k jumlah variabel independen. Dalam
penelitian ini nilai DWT adalah 2,24 berada pada daerah No Autokorelation sehingga
berdasarkan uji dapat disimpulkan bahwa model regresi linier terbebas dari asumsi klasik statistik autokorelasi
dengan du 0,56 dan dl 2,22.
b. Normalitas Dengan menggunakan uji normal p-plot dalam penelitian ini
yang dapat dilihat pada lampiran 1 data di olah, maka diperoleh kesimpulan bahwa variabel dikatan normal karena gambar distribusi
dengan titik-titik menyebar disekitar garis diagonal dan penyebaran titik-titik data searah mengikuti garis diagonal.
Gambar 4.1 Normalitas Data
c. Multikolinearitas Dalam penelitian ini nilai Variance Inflation Factor VIF tidak
lebih dari 10 dan nilai Tolerance tidak kurang dari 0,1 sehingga model terbebas dari asumsi klasik multikolinearitas. Hasil uji melalui
Variance Inflation Factor VIF pada hasil output SPSS tabel Coefficient, masing-masing variabel independen memiliki VIF tidak
lebih dari 10 dan nilai Tolerance tidak kurang dari 0.1. maka dapat dinyatakan model regresi linier berganda terbebas dari asumsi klasik
statistik da dapat digunakan dalam penelitian. Deteksi dari output SPSS 16.0 pada tabel 4.2 Coefficient yang menjelaskan rinci
pendeteksian terbebasnya
model regresi
berganda dari
multikolinearitas:
Tabel 4.2 Uji Multikolinearitas
Coefficients
a
Collinearity Statistics Model
Tolerance VIF
Constant Perputaran
Persediaan .577
1.734 Perputaran Total
Aktiva .742
1.347 ROA
.655 1.528
DER .791
1.264 DTA
.694 1.440
PER .774
1.293 1
PBV .582
1.718 a. Dependent Variable: Return
Saham
d. Heteroskedastisitas Untuk mengetahui terjadinya heterokedatisitas atau tidak dapat
dilihat dari gambar scatterplot pada hasil analisis regresi linier berganda
pada gambar
4.2 yang
menunjukkan tidak
terjadi heteroskedastisitas karena titik-titik data menyebar di atas dan di
bawah atau disekitar angka 0 Nol, titik-titik data tidak mengumpul hanya di atas atau di bawah saja, penyebaran titik-titik data yang di
peroleh tidak boleh membentuk pola bergelombang melebar kemudian menyempit dan melebar kembali dan penyebaran titik-titik data
sebaiknya tidak berpola.
Gambar 4.2 Heteroskedastisitas
3. Pengujian Hipotesis a. Uji Simultan dengan Uji F
Untuk mengetahui pengaruh secara keseluruhan variabel bebas X terhadap variabel tergantung Y digunakan uji F, memakai uji
satu sisi dengan x = 0,05 dan DF pembilang K = 7 serta menghitung DF penyebut n – k – 1 = 13. Hipotesis statistik adalah Ho; b
1
, b
2,
b
3
,
b
4
, b
5
, b
6,
b
7
= 0, artinya variabel X
1
, X
2
, X
3
, X
4
, X
5
, X
6,
X
7
secara bersama-sama tidak mempengaruhi Y dan Ha; b
1
, b
2,
b
3
, b
4
, b
5
, b
6,
b
7
≠ 0, artinya variabel X
1
, X
2
, X
3
, X
4
, X
5
, X
6,
X
7
secara bersama- sama mempengaruhi Y. Sedangkan
kriteria penerimaan dan penolakan hipotesis dapat dilihat dari F-
hitung
dan F-
tabel
apabila F-
hitung
F-
tabel
, maka Ho diterima dan Ha ditolak. Sebaliknya, apabila F-
hitung
F-
tabel
maka Ho ditolak dan Ha diterima. Dalam penelitian ini, F-tabel sebesar 3,57 dan F-
hitung
sebesar 4,170 yang di tunjukkan pada tabel 4.3, maka F-
hitung
F-
tabel
yaitu 4,170 3,57, jadi Ho ditolak dan Ha diterima. Jadi hipotesis yang
menyatakan bahwa tidak ada pengaruh secara bersama-sama antara variabel bebas X terhadap variabel terikat Y ditolak, dan hipotesis
yang menyatakan ada pengaruh secara bersama-sama antara variabel bebas X terhadap variabel terikat Y diterima.
b. Uji Parsial dengan Uji t Untuk mengetahui pengaruh secara parsial variabel bebas X
terhadap variabel tergantung Y digunakan uji t. Langkah-langkah pengujian dengan memakai uji dua sisi dengan x = 0,05 dan DF
pembilang K = 7 ; DF penyebut 13. Hipotesis statistik: Ho; b
1
, b
2,
b
3
, b
4
, b
5
, b
6,
b
7
= 0, artinya variabel X
1
, X
2
, X
3
, X
4
, X
5
, X
6,
X
7
secara parsial tidak mempengaruhi Y dan Ha; b
1
, b
2,
b
3
, b
4
, b
5
, b
6,
b
7
≠ 0, artinya variabel X
1
, X
2
, X
3
, X
4
, X
5
, X
6,
X
7
secara parsial mempengaruhi Y.
Pengaruh secara parsial antara variabel perputaran persediaan X
1
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran 1 data di olah diperoleh t-
hitung
sebesar -1,170. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
= 1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
sehingga Ho diterima dan Ha ditolak. Dengan demikian dikatakan secara parsial variabel perputaran
persediaan X
1
mempunyai pengaruh yang tidak signifikan. Hasil penelitian menunjukkan bahwa nilai variabel X
1
adalah tidak signifikan, karena dalam hal ini variabel X
1
tidak dipertimbangkan oleh investor untuk membeli saham. Selain itu didukung oleh
penelitian terdahulu dengan judul “pengaruh rasio aktivitas, rasio profitabilitas, rasio leverage dan rasio penilaian terhadap return saham
perusahaan automotive and allied products di BES” menyatakan bahwa variabel solvabilitas tidak signifikan terhadap return saham.
Pengaruh secara parsial antara variabel perputaran total aktiva X
2
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran 1 data di olah diperoleh t-
hitung
sebesar -1,611. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
= 1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
sehingga Ho diterima dan Ha ditolak. Dengan demikian dikatakan secara parsial variabel perputaran total
aktiva X
2
mempunyai pengaruh yang tidak signifikan. Dalam hal ini
pendapatan penjualan perusahaan tidak seluruhnya digunakan untuk membiayai total aktiva dan operasional perusahaan tetapi hanya
sebagian kecil saja, selain itu kondisi total aktiva perusahaan yang masih
bagus, sehingga
tidak terlalu
mempengaruhi efisiensi
penggunaan aktiva dalam meningkatkan penjualan dan mendapatkan laba sehingga investor tidak terlalu mempertimbangkan kondisi total
aktiva perusahaan dalam mengambil keputusan untuk membeli saham. Dalam hal ini investor juga tidak menilai kinerja perusahaan dari sisi
efisiensi penggunaan hasil penjualan yang dialokasikan dalam aktiva lancar dan aktiva tetap.
Pengaruh secara parsial antara variabel return on asset X
3
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0, diperoleh t-
hitung
sebesar 0,481. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
= 1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
, sehingga Ho ditolak dan Ha diterima. Dengan demikian dikatakan secara parsial
variabel return on asset X
3
mempunyai pengaruh yang signifikan. Hasil penelitian menunjukkan nilai untuk variabel X
3
adalah signifikan.
Pengaruh secara parsial antara variabel debt to equity ratio X
4
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran 1 data di olah diperoleh t-
hitung
sebesar 2,748. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
, sehingga Ho ditolak dan Ha diterima. Dengan
demikian dikatakan secara parsial variabel debt to equity ratio X
4
mempunyai pengaruh yang signifikan. Hasil penelitian menunjukkkan nilai untuk variabel X
4
adalah signifikan. Pengaruh secara parsial antara variabel debt to total asset X
5
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran data di olah dimana diperoleh t-
hitung
sebesar 0,701. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
, sehingga Ho diterima dan Ha ditolak. Dengan demikian dapat dikatakan secara parsial variabel debt to total asset
X
5
mempunyai pengaruh yang tidak signifikan. Hasil penelitian untuk variabel X
5
menunjukkan nilai yang signifikan karena dalam hal ini variabel X
5
tidak dipertimbangkan oleh investor dalam membeli saham.
Pengaruh secara parsial antara variabel price earning ratio X
6
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran 1 data di olah diperoleh t-
hitung
sebesar - 2,597. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
, sehingga Ho diterima dan Ha ditolak. Dengan demikian dapat dikatakan secara parsial variabel price earning ratio
X
6
mempunyai pengaruh yang tidak signifikan. Hasil penelitian menunjukkan nilai untuk variabel X
6
adalah tidak signifikan, karena investor sangat besar perhatiannya terhadap pendapatan tunai dari
saham yang mereka miliki berupa deviden. Investasi surat berharga
pada dasarnya adalah membeli prospek. Dengan demikian meskipun laba per lembar saham tinggi tetapi apabila deviden yang mereka
terima kecil, maka akan berpengaruh terhadap keinginan investor untuk menanamkan saham. Selain itu kekuatan permintaan dan
penawaran harga saham menyebabkan pasar modal yang kompetitif, dalam hal ini tidak ada investor yang secara individu mampu
mempengaruhi harga saham pasar. Akibatnya investor tidak dapat memperoleh keuntungan secara konsisten, sehingga variabel ini tidak
terlalu di pertimbangkan oleh investor. Pengaruh secara parsial antara variabel price to book value X
7
terhadap return saham Y dapat dilihat dari hasil perhitungan program SPSS 16.0 pada lampiran 1 data di olah dimana diperoleh t-
hitung
sebesar 0,313. Pada x = 0,05 dengan uji dua sisi diperoleh nilai t-
tabel
= 1,77, maka t-
hitung
t-
tabel
, sehingga Ho diterima dan Ha ditolak. Dengan demikian dapat dikatakan secara parsial
variabel price to book value X
7
mempunyai pengaruh yang tidak signifikan. Hasil penelitian menunjukkan bahwa nilai untuk variabel X
7
adalah tidak signifikan.
Tabel 4.3 Hasil Uji-F Simultan
ANOVA
b
Model Sum of
Squares Df
Mean Square F
Sig. Regression
273.813 7
39.116 4.170
.015
a
Residual 112.554
12 9.379
1
Total 386.366
19 a. Predictors: Constant, PBV, DTA, DER, ROA, Perputaran Total Aktiva, Perputaran
Persediaan, PER
c. Koefesien Determinasi Berganda Dalam penelitian ini, koefesien determinasi simultan R²
Square sebesar 0,623. Ini berarti bahwa secara bersama-sama seluruh variabel bebas X berpengaruh terhadap variabel tergantung Y
sebesar 62,3 dan sisanya sebesar 37,7 ditentukan atau dipengaruhi oleh variabel diluar model.
Kondisi ini dapat disebabkan oleh berbagai pertimbangan investor dalam membeli saham tidak hanya berdasarkan faktor kinerja
keuangan perusahaan saja, tetapi juga mempertimbangkan faktor eksternal, seperti faktor harga emas, nilai tukar dollar, tingkat suku
bunga bank yang selalu berfluktuasi setiap waktu dan kondisi ekonomi secara makro maupun situasi politik secara serta kebijakan pemerintah
dalam industri dan dunia usaha. Investor cenderung menanamkan modalnya dalam bentuk saham dengan harapan untuk mendapatkan
return expectasi yang tinggi dimasa yang akan datang.
Berdasarkan uraian diatas maka hipotesis pertama atau Ho yang diajukan “bahwa tidak terdapat pengaruh antara perputaran
persediaan X
1
, perputaran total aktiva X
2
, Return on Asset X
3 ,
Debt to Total Assets X
4
, Debt to Equity Ratio X
5
, Price Earnig Ratio X
6
dan Price to Book Ratio X
7
secara bersma-sama berpengaruh terhadap return saham perusahaan Telekomunikasi” tidak
terbukti, karena F-hitung F-tabel yaitu 4,170 3,57. Hal ini berarti Ha1 diterima yaitu “terdapat pengaruh antara perputaran persediaan
X
1
, perputaran total aktiva X
2
, Return on Asset X
3 ,
Debt to Total Assets X
4
, Debt to Equity Ratio X
5
, Price Earnig Ratio X
6
dan Price to Book Ratio X
7
secara bersama-sama terhadap return saham perusahaan Telekomunikasi. Sedangkan variabel debt to equity ratio
memiliki nilai p-value 0,018 0,05 yang artinya signifikan dan dalam penelitian ini variabel tersebut adalah variabel yang paling dominan,
serta memilik nilai t-
hitung
2,748 t-
tabel
1,77 berarti signifikan dan Ha2 diterima. Dalam penelitian ini, koefesien korelasi berganda
Multiple Rkorelasi simultan mendekati +1 yaitu sebesar 0,789. Ini berarti menunjukkan adanya hubungan yang kuat antara variabel
perputaran persediaan X
1
, perputaran total aktiva X
2
, Return on Asset X
3 ,
Debt to Total Assets X
4
, Debt to Equity Ratio X
5
, Price Earnig Ratio X
6
dan Price to Book Ratio X
7
secara bersama-sama terhadap variabel terikat return saham.
BAB V KESIMPULAN DAN IMPLIKASI
