Uji Koefisien Determinasi R Variabel independen yang digunakan hanya 4 yaitu Profitabilitas diproksikan

Nilai korelasi negatif dan signifikan menunjukkan dukungan terhadap hipotesis penelitian model Kurnia 2010. Persamaan analisis residual, sebagai berikut : M = a + b1X 1 + b2 X 2 + b3 X 3 + e .......... a |e| = a + b4Y + e ..........b Dimana : M : Moderating Likuiditas a : Konstanta b1,b2,b3 : Koefisien Regresi X 1 : Profitabilitas X 2 : Free Cash Flow X 3 : Investment Opportunity Set Y : Cash Dividend |e| : Absolut Residual e : Error Term 4.6.3. Model Uji Hipotesis Ghozali 2005 membuktikan hipotesis dengan menggunakan alat uji sebagai berikut :

1. Uji Koefisien Determinasi R

2 , dilakuakn setelah uji regresi liniear berganda dianalisis perlu juga dianalisi besarnya koefisien regresi R 2 keseluruhan. R 2 mendekati 1 satu maka semakin baik kesesuaiannya. Koefisien determinasi R 2 bertujuan untuk melihat kekuatan variabel bebas menjelaskan variabel tidak bebas. Ghozali, 2006

2. Uji F, dengan maksud menguji apakah secara simultan variabel bebas

berpengaruh terhadap variabel tidak bebas, dengan tingkat keyakinan 95  = 5. Universita Sumatera Utara Urutan uji F : a. Merumuskan hipotesis null dan hipotesis alternatif H o :  1 =  2 = 0 H a :  1   2  0 b. Menghitung F – hitung dengan menggunakan rumus yaitu :   1 1 2     k n R k R Adjusted F Dimana : R 2 = Koefisien determinasi n = Jumlah sampel k = Jumlah variabel bebas Dengan kriteria tersebut, diperoleh nilai F hitung yang dibandingkan dengan F tabel tingkat resiko level of significant dalam hal ini 0,05 dan degress of freedom = n – k – 1 c. Kriteria Pengujian : Dimana : F hitung F tabel = H a diterima F hitung F tabel = H a ditolak 3. Uji – t statistika, untuk menguji secara parsial antara variabel bebas terhadap variabel tidak bebas dengan asumsi bahwa variabel lain dianggap konstan, dengan tingkat keyakinan 95  = 5. Uji ini dilakukan sekaligus untuk melihat koefisien regresi secara individual variabel penelitian. Koefisien regresi yang paling tinggi merupakan koefisien dominan yang mempengaruhi variabel terikat penelitian. Universita Sumatera Utara Urutan Uji – t : a. Merumuskan hipotesis null dan hipotesis alternatif H o :  1 =  2 = 0 H a :  1   2  0 Menghitung t – hitung dengan menggunakan rumus : i i hitung sb b t  Dimana : b i = Koefisien regresi masing masing variabel sb i = Standar eror masing masing variabel Dari perhitungan tersebut akan diperoleh nilai t hitung yang kemudian dibandingkan dengan t tabel pada tingkat keyakinan 95 . b. Kriteria pengujian t hitung t tabel = H a diterima t hitung t tabel = H a ditolak Universita Sumatera Utara

BAB V HASIL PENELITIAN DAN PEMBAHASAN

5.1. Statistik Deskriptif Variabel Penelitian

Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui dan menganalisis pengaruh Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend dengan Likuiditas sebagai Variabel Moderating pada perusahaan manufaktur yang terdaftar dalam Bursa Efek Indonesia tahun 2008 – 2011. Variabel dependen dalam penelitian ini adalah Cash Dividend, variabel independen yang digunakan adalah Profitabilitas, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set, dan variabel moderating yang digunakan adalah Likuiditas. Analisis statistik deskriptif masing-masing variabel yang digunakan dalam penelitian terdapat pada tabel 5.1 sebagai berikut : Tabel 5.1 Statistik Deskriptif N Minimum Maximum Mean Std. Deviation PRO_X1 128 -,01 1,10 ,1504 ,12996 FCF_X2 96 17,94 30,00 25,8151 2,09658 IOS_X3 128 ,06 38,97 2,8562 5,20545 LIKUI_M 128 ,00 11,74 3,1014 2,16136 CD_Y 128 2,00 10500,00 741,6848 1951,66031 Valid N listwise 96 Sumber : Lampiran 3 Berdasarkan hasil statistik deskriptif yang ditampilkan di Tabel 5.1 dapat dilihat bahwa data yang akan digunakan dalam penelitian ini sangat bervariasi Universita Sumatera Utara dengan kisaran yang lebar. Hal ini mengindikasikan bahwa data penelitian ini mungkin tidak berdistribusi normal. Tabel 5.1 menunjukkan nilai minimum Profitabilitas dalam kurun waktu 2008 –2011 yaitu sebesar -0,01. Profitabilitas terendah dimiliki oleh emiten PT. Tri Polyta Indonesia Tbk. TPIA pada tahun 2008. Tingkat Profitabilitas maksimum sebesar 1,10 yang ditunjukkan oleh emiten PT. Mayora Indah Tbk. MYOR pada tahun 2009. Kondisi ini menunjukkan bahwa profitabilitas pada perusahaan sampel mengalami sedikit fluktuasi. Nilai Rata-rata profitabilitas menunjukkan bahwa rata-rata perusahaan sampel dalam menghasilkan laba dengan memanfaatkan aktiva tetap yang digunakan untuk operasi adalah sebesar 0,1504 15,04 dengan standar deviasi sebesar 0,12996. Selanjutnya Free Cash Flow menunjukkan jumlah N populasi sebanyak 96 hal ini disebabkan setelah terjadi proses log natural nilai data yang memiliki angka negatif akan memiliki nilai 0 null. Nilai minimum Free Cash Flow dalam kurun waktu 2008 –2011 yaitu sebesar 17,94. Free Cash Flow terendah dimiliki oleh emiten PT. Astra International Tbk. ASII pada tahun 2008. Tingkat Free Cash Flow maksimum sebesar 30,00 yang ditunjukkan oleh emiten PT. HM. Sampoerna Tbk. HMSP pada tahun 2011. Kondisi ini menunjukkan bahwa kondisi Free Cash Flow pada perusahaan sampel berfluktuasi. Nilai rata rata Free Cash Flow menunjukkan bahwa rata-rata arus kas yang benar-benar tersedia untuk didistribusikan pada seluruh investor pemegang saham dan pemilik utang pada perusahaan sampel adalah sebesar 25,8151 2581,51 dengan standar deviasiasi sebesar 2,09658. Universita Sumatera Utara Untuk variabel Investment Opportunity Set nilai minimum dalam kurun waktu 2008 –2011 yaitu sebesar 0,06. Investment Opportunity Set terendah dimiliki oleh emiten PT. Kalbe Farma Tbk. KLBF pada tahun 2008. Tingkat Investment Opportunity Set maksimum sebesar 38,97 yang ditunjukkan oleh emiten PT. Unilever Indonesia Tbk. UNVR pada tahun 2011. Rata-rata dari Investment Opportunity Set adalah 2,8562 dengan memiliki standar deviasi sebesar 5,20545. Kondisi ini menunjukkan bahwa kondisi Investment Opportunity Set pada perusahaan sampel sangat berfluktuasi, hal ini berarti bahwa perusahaan sampel melakukan penambahan modal saham yang digunakan sebagai tambahan investasi ekuitas perusahaan di masa yang akan datang. Nilai minimum Likuiditas dalam kurun waktu 2008 –2011 yaitu sebesar 0,00. Likuiditas terendah dimiliki oleh emiten PT. Kalbe Farma Tbk. KLBF pada tahun 2008. Tingkat Likuiditas maksimum sebesar 11,74 yang ditunjukkan oleh emiten PT. Mandom Indonesia Tbk. TCID pada tahun 2011. Rata-rata dari Likuiditas adalah 3,1014 dengan memiliki standar deviasi sebesar 2,16136. Kondisi ini menunjukkan bahwa kondisi Likuiditas pada perusahaan sampel sangat berfluktuasi, rata-rata jarak antara perusahaan yang fixed assets dengan current liability tinggi dan positif cukup jauh dengan jarak antara perusahaan fixed assets dengan current liability negatif dan sangat rendah. Akhirnya nilai rata rata dari Cash Dividend yang menunjukkan proporsi jumlah deviden yang dibayarkan kepada pemegang saham dalam kurun waktu 2008 – 2011 yaitu sebesar 741,6848, sedangkan nilai standar deviasi sebesar 1951,66031. Nilai minimum Cash Dividend dalam kurun waktu 2008 –2011 yaitu Universita Sumatera Utara sebesar 2,00. Cash Dividend terendah dimiliki oleh emiten PT. Budi Acid Jaya Tbk. BUDI dan PT. Ekadharma International Tbk. EKAD pada tahun 2008. Tingkat Cash Dividend maksimum sebesar 10.500 yang ditunjukkan oleh emiten PT. Delta Djakarta Tbk. DLTA pada tahun 2011.

5.2. Uji Asumsi Klasik Hipotesis Pertama Sebelum Transformasi

Pengujian terhadap ada tidaknya pelanggaran terhadap asumsi-asumsi klasik merupakan dasar dalam model regresi linier berganda.

5.2.1. Uji Normalitas Sebelum Transformasi

Untuk menguji data penelitian ini berdistribusi normal atau tidak dapat dilihat melalui analisis grafik seperti gambar 5.1 Gambar 5.1 Normal P – Plot Sebelum Transformasi Sumber : Lampiran 4 Pengujian ini berguna untuk mengetahui apakah variabel dependen dan independen yang digunakan dalam penelitian mempunyai distribusi normal atau tidak. Model regresi yang baik dan layak adalah model yang memiliki distribusi Universita Sumatera Utara normal. Berdasarkan gambar 5.1 terlihat titik-titik menyebar jauh dari titik diagonal sehingga model regresi tidak memenuhi asumsi normalitas Pola distribusi tidak normal dapat dilihat juga dengan grafik histogram pada gambar 5.2 yang memberikan pola distribusi normal dengan penyebaran secara tidak merata baik ke kiri maupun ke kanan. Gambar 5.3 Grafik Histogram Sebelum Transformasi Sumber : Lampiran 4 Selain itu, pengujian normalitas juga dapat dilihat secara statistik dengan uji statistik Kolmogorov Smirnov, yang merupakan pengujian yang paling valid atas normalitas. Pengujian terhadap nilai Unstandardized Residual yang dihasilkan dari seluruh variabel dengan hasil yang terlihat pada uji Kolmogorov Smirnov di Tabel 5.2 berikut: Universita Sumatera Utara Tabel 5.2 Hasil Uji One – Sample Kolmogorov Smirnov Test Unstandardized Residual N 96 Normal Parameters a,b Mean ,0000000 Std. Deviation 2002,89408306 Most Extreme Differences Absolute ,309 Positive ,309 Negative -,264 Kolmogorov-Smirnov Z 3,028 Asymp. Sig. 2-tailed ,000 a. Test distribution is Normal. b. Calculated from data. Sumber : Lampiran 4 Hasil uji statistik dengan menggunakan uji Kolmogorov-Smirnov dengan signifikan 0,000 nilai tersebut dibawah 0,05 yang berarti nilai residual terstandarisasi dinyatakan tidak terdistribusi secara normal.

5.2.2. Uji Multikolinearitas Sebelum Transformasi

Pengujian Multikolinearitas dilakukan untuk melihat apakah pada model regresi ditemukan ada tidaknya korelasi antar variabel bebas. Model regresi yang baik seharusnya tidak terjadi Multikolinearitas. Cara mendeteksinya adalah dengan nilai Variance Inflation Factor VIF 10 dan nilai tolerance 0,10 maka variabel tersebut mempunyai persoalan multikolinearitas dengan variabel bebas lainnya Ghozali 2005. Berdasarkan tabel 5.3 terlihat nilai VIF untuk variabel Profitabilitas, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set lebih kecil dari 10. Sedangkan nilai tolerance-nya lebih besar dari 0,10. Hal ini menunjukkan bahwa variabel independen dalam penelitian ini tidak saling berkolerasi atau tidak Universita Sumatera Utara ditemukan adanya kolerasi antara variabel independen. Hasil pengujian terlihat pada Tabel 5.3 sebagai berikut : Tabel 5.3 Hasil Uji Multikolinearitas Sebelum Transformasi Model Collinearity Statistics Keterangan Tolerance VIF 1 Constant PRO_X1 ,785 1,274 Tidak Terjadi Multikolinearitas FCF_X2 ,781 1,280 Tidak Terjadi Multikolinearitas IOS_X3 ,679 1,473 Tidak Terjadi Multikolinearitas a. Dependen Variabel CD_Y Sumber : Lampiran 5

5.2.3. Uji Autokolerasi Sebelum Transformasi

Uji Autokolerasi bertujuan menguji apakah dalam model regresi linear ada kolerasi antara kesalahan penganggu pada periode t dengan kesalahan penganggu pada periode t -1 sebelumnya. Jika terjadi kolerasi, maka dinamakan ada masalah autokolerasi Ghozali, 2005. Pendeteksi masalah autokolerasi dilakukan dengan pengujian Durbin-Watson pada tabel 5.4 Tabel 5.4 Hasil Uji Autokolerasi Sebelum Transformasi Model Summary b Model Change Statistics Durbin-Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 ,128 4,519 3 92 ,005 1,728 a. Predictors: Constant, IOS_X3, PRO_X1, FCF_X2 b. Dependen Variable: CD_Y Sumber : Lampiran 6 Berdasarkan Tabel 5.4 menunjukkan bahwa nilai Durbin-Watson sebesar 1,754 sedangkan bila dilihat dari DW untuk tiga variabel bebas k = 3 dan banyak data adalah 96 hal ini disebabkan karena terjadinya proses Ln nilai sehingga nilai data Universita Sumatera Utara yang memiliki angka negatif akan memiliki nilai 0 null, untuk level signifikansi = 0,05 diperoleh dl = 1,6039 dan du = 1,7326 sehingga nilai 4 – du = 4 – 1,7326 = 2,2674. DW lebih kecil dari du 1,7326 1,754 sehingga tidak ada kesimpulan .

5.2.4. Uji Heteroskedastisitas Sebelum Transformasi

Deteksi ada tidaknya heteroskedastisitas dapat dilakukan dengan melihat ada tidaknya pola tertentu bergelombang, melebar lalu menyempit pada grafik scatterplot antara nilai prediksi variabel terikat ZPRED dengan residual SRESID. Dari gambar 5.3 berikut terlihat bahwa titik-titik tidak menyebar secara acak baik diatas maupun dibawah angka 0 pada sumbu Y. Hal ini dapat disimpulkan bahwa terjadi heteroskedastisitas pada model regresi, sehingga model regresi tidak layak dipakai untuk memprediksi harga saham berdasarkan variabel Profitabilitas , Free Cash Flow, dan Investment Opportuniy Set. Gambar 5.3 Scatterplot Heteroskedastisitas Sebelum Transformasi Sumber : Lampiran 7 Universita Sumatera Utara Selain dari membaca pola penyebaran scatterplot pada gambar 5.3, analisis terhadap heteroskedastisitas dapat dilakukan dengan membaca tabel koefisien spearman pada tabel 5.5. Tabel 5.5 Uji Koefisien Korelasi Spearman Sebelum Transformasi PRO_X1 FCF_X2 IOS_X3 Unstandardized Residual Spearmans rho PRO_X1 Correlation Coefficient 1,000 ,477 ,595 ,017 Sig. 2-tailed . ,000 ,000 ,866 N 128 96 128 96 FCF_X2 Correlation Coefficient ,477 1,000 ,483 ,239 Sig. 2-tailed ,000 . ,000 ,019 N 96 96 96 96 IOS_X3 Correlation Coefficient ,595 ,483 1,000 ,085 Sig. 2-tailed ,000 ,000 . ,413 N 128 96 128 96 Unstandardized Residual Correlation Coefficient ,017 ,239 ,085 1,000 Sig. 2-tailed ,866 ,019 ,413 . N 96 96 96 96 . Correlation is significant at the 0.01 level 2-tailed. . Correlation is significant at the 0.05 level 2-tailed. Sumber : Lampiran 7 Dari tabel 5.5 dapat diketahui bahwa nilai kolerasi ketiga variabel independen dengan Unstandardized Residual yakni lebih kecil dari 0,05 sehingga dapat disimpulkan terjadi gejala heteroskedastisitas dalam model, dan hal ini sejalan dengan uji grafik Scatterplots. Universita Sumatera Utara

5.3. Uji Asumsi Klasik Hipotesis Pertama Setelah Transformasi

Setelah ditemukan masalah pada uji asumsi klasik sebelumnya, peneliti melakukan transformasi data dengan menggunakan Log Logaritma sehingga dapat menyelesaikan masalah normalitas serta heteroskedastisitas serta dapat memenuhi syarat pengujian asumsi klasik. Hasil uji asumsi klasik setelah transformasi dilakukan adalah sebagai berikut :

5.3.1. Uji Normalitas Hipotesis Pertama Setelah Transformasi

a. Analisis Grafik Setelah dilakukan transformasi data maka data tersebut berdistribusi normal hal ini dapat dilihat melalui analisis grafik seperti pada gambar 5.4: Gambar 5.4 Normal P-Plot Setelah Transformasi Sumber : Lampiran 8 Berdasarkan gambar 5.4 menunjukkan titik-titik tidak menyebar jauh dari titik diagonal sehingga model regresi sudah memenuhi asumsi normalitas. Universita Sumatera Utara Pola distribusi normal dapat dilihat juga dengan dari grafik histogram pada gambar 5.5 yang memberikan pola distribusi normal dengan penyebaran secara merata baik ke kiri maupun ke kanan Gambar 5.5. Grafik Histogram Setelah Transformasi Sumber : Lampiran 8 b. Uji Statistik Uji normalitas bertujuan untuk melihat apakah model regresi, variabel pengganggu atau residual berdistribusi normal. Untuk itu dilakukan uji one Sample Kolmogorov Smirnov Test. Adapun hasil pengujian terdapat pada tabel berikut : Tabel 5.6. Hasil Uji One – Sample Kolmogorov Smirnov Test Unstandardized Residual N 96 Normal Parameters a,b ,0000000 ,0000000 ,78386311 ,78396081 Most Extreme Differences ,044 ,044 ,038 ,036 -,044 -,044 Kolmogorov-Smirnov Z ,432 Asymp. Sig. 2-tailed ,992 Sumber : Lampiran 8 Universita Sumatera Utara Dari hasil uji normalitas residual pada Tabel 5.6 dengan uji statistik non parametrik Kolmogorov Smirnov K-S dengan nilai hasil sebesar 0,432 dan signifikansinya pada 0,992 dan nilainya jauh di atas  = 0,05. Dalam hal ini Ho ditolak yang berarti data residual berdistribusi normal.

5.3.2. Uji Multikolinearitas Hipotesis Pertama Setelah Transformasi

Setelah diadakan transformasi, diperoleh nilai VIF yang lebih kecil dari 10, dan nilai korelasi yang lebih besar dari 0,1. Multikolinearitas terjadi apabila nilai tolerance 0,10 dan Variance Inflation Factor VIF 10. Hal ini menunjukkan bahwa variabel independen dalam penelitian ini tidak saling berkolerasi atau tidak ditemukan adanya kolerasi antara variabel independen. Hasil pengujian terlihat pada tabel 5.7 sebagai berikut : Tabel 5.7 Hasil Uji Multikolinearitas Setelah Transformasi Model Collinearity Statistics Keterangan Tolerance VIF 1 Constant LOG_PRO_X1 ,631 1,585 Tidak Terjadi Multikolinearitas LOG_ FCF_X2 ,715 1,398 Tidak Terjadi Multikolinearitas LOG_IOS_X3 ,588 1,701 Tidak Terjadi Multikolinearitas a. Dependen Variabel : log_CD_Y Sumber : Lampiran 9 Universita Sumatera Utara

5.3.3. Uji Autokolerasi Hipotesis Pertama Setelah Transformasi Tabel 5.8 Autokolerasi

Setelah Transformasi Model Change Statistics Durbin-Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 ,237 9,523 3 92 ,000 1,996 a. Predictors: Constant, LOG_IOS_X3, LOG_FCF_X2, LOG_PRO_X1 b. Dependen Variable: LOG_CD_Y Sumber : Lampiran 10 Berdasarkan Tabel 5.8 menunjukkan bahwa nilai Durbin Watson sebesar 1,996 sedangkan bila dilihat dari Tabel DW untuk 3 tiga variabel bebas k = 3 banyak data adalah 96, untuk level signifikan = 0,05 diperoleh dl =1,6039 dan du = 1,7326 sehingga nilai 4 – du = 4 – 1,7326 = 2,2674. Maka akan tampak bahwa du DW 4-du atau 1,7326 1,996 2,2674 yang berarti tidak terjadi autokolerasi baik positif maupun negatif.

5.3.4. Uji Heteroskedastisitas Hipotesis Pertama Setelah Transformasi

Dari gambar 5.6 berikut terlihat bahwa titik menyebar secara acak serta tersebar baik diatas maupun di bawah angka 0 nol pada sumbu Y sehingga dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi heteroskedastisitas pada model regresi. Universita Sumatera Utara Gambar 5.6 Scatterplott Heteroskedastisitas setelah Transformasi Sumber : Lampiran 11 Selain membaca pola penyebaran Scatterplot, analisa terhadap heteroskedastisitas dapat dilakukan dengan membaca tabel koefisien korelasi pada tabel 5.9 Tabel 5.9 Uji Koefisien Spearman Setelah Transformasi log_PRO_X1 log_FCF_X2 log_IOS_X3 Unstandardized Residual Spearmans rho log_PRO_X1 Correlation Coefficient 1,000 ,477 ,595 ,056 Sig. 2-tailed . ,000 ,000 ,586 N 124 96 124 96 log_FCF_X2 Correlation Coefficient ,477 1,000 ,483 ,029 Sig. 2-tailed ,000 . ,000 ,779 N 96 96 96 96 log_IOS_X3 Correlation Coefficient ,595 ,483 1,000 -,018 Sig. 2-tailed ,000 ,000 . ,863 N 124 96 128 96 Unstandardized Residual Correlation Coefficient ,056 ,029 -,018 1,000 Sig. 2-tailed ,586 ,779 ,863 . N 96 96 96 96 Sumber : Lampiran 11 Dari tabel 5.9 dapat diketahui bahwa nilai korelasi keempat variabel independen dengan Unstandarized Residual memiliki nilai signifikan. Karena lebih besar dari 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi masalah heteroskedastisitas pada model regresi. Universita Sumatera Utara 5.4. Uji Asumsi Klasik Hipotesis Kedua 5.4.1. Uji Normalitas Hipotesis Kedua Untuk menguji data penelitian ini berdistribusi normal atau tidak dapat dilihat dari analisis grafik yang terlihat pada gambar 5.7 dibawah ini : Gambar 5.7 Normal P-Plot Hipotesis Kedua Sumber : Lampiran 15 Berdasarkan gambar 5.7 menunjukkan titik-titik tidak menyebar jauh dari titik diagonal sehingga model regresi sudah memenuhi asumsi normalitas. Pola distribusi normal dapat dilihat juga dengan dari grafik histogram pada gambar 5.8 yang memberikan pola distribusi normal dengan penyebaran secara merata baik ke kiri maupun ke kanan Universita Sumatera Utara Gambar 5.8 Histogram Hipotesis Kedua Sumber : Lampiran 15 Tabel 5.10 Hasil Uji One – Sample Kolmogorov Smirnov Hipotesis Kedua Unstandardized Residual N 95 Normal Parameters a,b Mean ,0000000 Std. Deviation ,26279009 Most Extreme Differences Absolute ,068 Positive ,067 Negative -,068 Kolmogorov-Smirnov Z ,666 Asymp. Sig. 2-tailed ,766 a. Test distribution is Normal. b. Calculated from data. Sumber : Lampiran 15 Uji normalitas residual pada tabel 5.10 dengan uji statistik non parametrik Kolmogorov-Smirnov K-S memperoleh hasil sebesar 0,666 dan signifikansinya pada 0,766 dan nilainya jauh diatas  = 0,05. Dalam hal ini berarti data residual berdistribusi normal. Universita Sumatera Utara

5.4.2. Uji Multikolinearitas Hipotesis Kedua

Berdasarkan hasil pengujian tabel 5.11 terlihat nilai tolerance seluruh variabel independen dan moderating lebih besar dari 0,10 dan nilai VIF lebih kecil dari 10. Hasil penelitian ini menunjukkan seluruh variabel terbebas dari gejala Multikolinearitas. Tabel 5.11 Hasil Uji Multikolinearitas Hipotesis Kedua Model Collinearity Statistics Keterangan Tolerance VIF 1 Constant log_PRO_X1 ,604 1,655 Tidak terjadi Multikolinearitas log_FCF_X2 ,681 1,469 Tidak terjadi Multikolinearitas log_IOS_X3 ,524 1,907 Tidak terjadi Multikolinearitas a. Dependen Variable: log_LIKUI_X4 Sumber : Lampiran 16

5.4.3. Uji Autokolerasi Hipotesis Kedua Tabel 5.12 Hasil Uji Autokolerasi Hipotesis Kedua

Model Change Statistics Durbin-Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 ,214 8,282 3 91 ,000 2,136 a. Predictors: Constant, log_IOS_X3, log_FCF_X2, log_PRO_X1 b. Dependen Variable: log_LIKUI_M Sumber : Lampiran 17 Berdasarkan tabel 5.12 menunjukkan bahwa nilai Durbin Watson sebesar 2,136 dengan 3 tiga variabel bebas dan N sebanyak 95 maka nilai dl adalah sebesar 1,6015 dan du adalah sebesar 1,7316. Maka akan tampak bahwa du DW 4- du atau 1,7316 2,136 2,2684 berarti tidak terjadi autokolerasi baik secara positif maupun secara negatif. Universita Sumatera Utara

5.4.4. Uji Heteroskedastisitas Hipotesis Kedua

Pengujian heteroskedastisitas dilakukan dengan melihat gambar 5.9 yang menunjukkan titik-titik menyebar tidak terpusat pada sekitar angka 0 dan sumbu Y yang menunjukkan tidak terjadinya gejala heteroskedastisitas. Gambar : 5.9 Scatterplot Hipotesis Kedua Sumber : Lampiran 18 Selain melihat pola penyebaran Scatterplot, analisa terhadap heteroskedastisitas dapat dilakukan dengan membaca tabel koefisien korelasi spearman pada tabel 5.13. Universita Sumatera Utara Tabel 5.13 Uji Koefisien Korelasi Spearman Hipotesis Kedua log_PRO_X1 log_ FCF_X2 log_IOS_X3 Unstandardized Residual Spearmans rho log_PRO_X1 Correlation Coefficient 1,000 ,477 ,595 ,119 Sig. 2- tailed . ,000 ,000 ,251 N 124 96 124 95 log_ FCF_ X2 Correlation Coefficient ,477 1,000 ,483 -,038 Sig. 2- tailed ,000 . ,000 ,716 N 96 96 96 95 log_IOS_X3 Correlation Coefficient ,595 ,483 1,000 ,096 Sig. 2- tailed ,000 ,000 . ,353 N 124 96 128 95 Unstandardized Residual Correlation Coefficient ,119 -,038 ,096 1,000 Sig. 2- tailed ,251 ,716 ,353 . N 95 95 95 95 . Correlation is significant at the 0.01 level 2-tailed Sumber : Lampiran 18 Dari tabel 5.13 dapat diketahui bahwa nilai korelasi ketiga variabel independen dengan Unstandardized Residual memiliki nilai signifikan. Karena lebih besar dari 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa tidak terjadi masalah heteroskedastisitas pada model regresi. 5.5. Hasil Analisis Data Hipotesis Pertama 5.5.1. Persamaan Regresi Berganda Pengujian hipotesis dapat dilakukan setelah diadakan pengujian asumsi klasik. Pengujian hipotesis pertama ini menggunakan analisa regresi linear berganda, dengan cara menguji apakah Profitabilitas, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set berpengaruh terhadap Cash Dividend baik secara simultan Universita Sumatera Utara maupun parsial. Pengaruh yang ditimbulkan ini terlihat pada tabel 5.14 berikut ini: Tabel 5.14 Hasil Analisis Regresi Hipotesis Pertama Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig B Std. Error Beta 1 Constant 2,218 3,829 ,579 ,564 log_PRO_X1 1,345 ,344 ,448 3,904 ,000 log_FCF_X2 ,717 2,671 ,029 ,268 ,789 log_IOS_X3 ,081 ,232 ,042 ,350 ,727 a. Dependen Variabel : log_CD_Y Sumber : Lampiran 12 Informasi yang ditampilkan pada tabel 5.14 adalah persamaan regresi berganda antara variabel independen X terhadap variabel dependen Y yang dapat diformulasikan dalam bentuk persamaan berikut : Log_CD_Y = 2,218 + 1,345 log_PRO_X 1 + 0,717 log_FCF_X 2 + 0,081 log_IOS_X 3 + e Dari model persamaan regresi berganda tersebut bermakna 1. Nilai konstanta sebesar 2,218 yang menunjukkan bahwa apabila semua variabel Profitabilitas, Free cash flow, Investment Opportunity Set diasumsikan bernilai nol, maka nilai dari Cash Dividend adalah sebesar 2,218 2. Profitabilitas berpengaruh positif terhadap Cash Dividend perusahaan manufaktur yang terdapat dalam Bursa Efek Indonesia 2008 – 2011 dengan nilai koefisien b 1 sebesar 1,345 artinya jika pertambahan 1 Profitabilitas akan menambah Cash Dividend sebesar 134,5 3. Free Cash Flow berpengaruh positif terhadap Cash Dividend perusahaan manufaktur yang terdapat dalam Bursa Efek Indonesia 2008 – 2011 dengan Universita Sumatera Utara nilai koefisien b 2 sebesar 0,717 artinya jika pertambahan 1 Free Cash Flow akan menambah Cash Dividend sebesar 71,7 4. Investment opportunity Set berpengaruh positif terhadap Cash Dividend perusahaan manufaktur yang terdapat dalam Bursa Efek Indonesia 2008 – 2011 dengan nilai koefisien b 3 sebesar 0,081 artinya jika pertambahan 1 Investment Opportunity Set akan menambah Cash Dividend sebesar 8,1 Kondisi ini mengartikan bahwa ketiga variabel bebas yakni Profitabilitas, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set menunjukkan hubungan yang searah atau positif terhadap Cash Dividend, dimana setiap kenaikan variabel independen ini akan menyebabkan Cash Dividend dan sebaliknya terjadi penurunan pada Profitabilitas, Free cash Flow, Investment Opportunity Set maka akan langsung menyebabkan Cash Dividend menurun. 5.5.2. Pengujian Hipotesis 5.5.2.1. Analisis Koefisien Determinasi R 2 Hipotesis dalam penelitian ini adalah adanya pengaruh Profitabilitas, Free Cash Flow, dan Investment Opportunity set terhadap Cash Dividend sehingga H a dapat diterima. Pengujian goodness of fit dilakukan untuk menentukan kelayakan suatu model regresi karena variabel penelitian lebih dari dua variabel maka kelayakan tersebut dapat dilihat dari nilai Adjusted R Square. Nilai Adjusted R Square yang diperoleh dari hasil pengolahan data dilihat pada tabel 5.15 dibawah ini : Universita Sumatera Utara Tabel 5.15 Koefisien Determinasi Hipotesis Pertama Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 ,487 a ,237 ,212 ,79654 a. Predictors: Constant, log_IOS_X3, log_FCF_X2, log_PRO_X1 b. Dependen Variable: log_CD_Y Sumber : Lampiran 14 Tabel 5.15 memperlihatkan bahwa nilai Adjusted R 2 sebesar 0,212 atau sebesar 21,2 yang berarti bahwa persentase pengaruh variabel independen terhadap Cash Dividend sebesar nilai koefisien determinasi yaitu 21,2. Sedangkan sisanya 78,8 dipengaruhi atau dijelaskan oleh variabel yang lain yang tidak dimasukkan dalam model penelitian ini. Nilai R merupakan koefisien korelasi, dengan nilai 0,237 atau 23,7 menunjukkan bahwa korelasi atau hubungan antara variabel independen Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set dengan variabel dependen yaitu Cash Dividend adalah lemah karena dibawah 50.

5.5.2.2. Pengujian Hipotesis Secara Simultan Uji F

Pengaruh variabel independen secara simultan terhadap variabel dependen dianalisis dengan menggunakan uji F, yaitu dengan memperhatikan tingkat signifikansi nilai F pada output perhitungan dengan tingkat alpha 5. Jika nilai signifikansi uji F lebih kecil dari 5 maka terdapat pengaruh antara semua variabel independen terhadap variabel dependen. Kriteria pengujian yang digunakan adalah apabila F hitung F tabel maka H a diterima; dan apabila F hitung F tabel maka H a tidak dapat diterima. Universita Sumatera Utara Hasil pengujian statistik F uji simultan pada variabel Profitabilitas, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend diperoleh hasil sebagai berikut pada tabel 5.16. Tabel 5.16 Hasil Regresi Uji F Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 18,146 3 6,049 9,533 ,000 a Residual 58,372 92 ,634 Total 76,518 95 a. Predictors: Constant, log_IOS_X3, log_FCF_X2, log_PRO_X1 b. Dependen Variable: log_CD_Y Sumber : Lampiran 13 Dari Tabel 5.16 diperoleh nilai F hitung sebesar 9,533 sedangkan F tabel pada tingkat kepercayaan  = 5 dengan df 1 = k – 1 = 2 dan df 2 = n – k - 1 = 95 - 3 - 1= 91 adalah sebesar 3,10 dengan tingkat signifikansi 0,000 yang lebih kecil dari 0,05  = 0,05 berarti menerima hipotesis H a yang menyatakan bahwa variabel- variabel independen yaitu Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set secara bersama-sama berpengaruh signifikan terhadap Cash Dividend.

5.5.2.3. Pengujian Hipotesis Secara Parsial Uji t

Pengaruh variabel independen secara parsial atau sendiri-sendiri terhadap variabel dependen dianalisis dengan menggunakan uji t, yaitu dengan memperhatikan tingkat signifikansi nilai t pada output perhitungan dengan tingkat alpha 5. Jika nilai t-hitung dari t-tabel dan nilai signifikansinya lebih kecil dari Universita Sumatera Utara 0,05 maka dapat disimpulkan bahwa secara parsial variabel independen berpengaruh signifikan terhadap variabel dependen Uji statistik dilakukan untuk menguji pengaruh variabel Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend secara parsial dengan pengujian terlihat pada tabel 5.17 berikut ini : Tabel 5.17 Hasil Regresi Uji t Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig B Std. Error Beta 1 Constant 2,218 3,829 ,579 ,564 log_PRO_X1 1,345 ,344 ,448 3,904 ,000 log_FCF_X2 ,717 2,671 ,029 ,268 ,789 log_IOS_X3 ,081 ,232 ,042 ,350 ,727 a. Dependen Variabel : log_CD_Y Sumber : Lampiran 12 Kriteria pengambilan keputusan menggunakan taraf nyata 5 untuk uji dua arah 2 = 0,0520 = 0,0250 dengan derajat bebas df = n – k = 95 – 3 = 92. Nilai t tabel dengan taraf nyata 2 = 0,025 dan df = 92 adalah 1,98609 a. Jika t hitung t tabel 1,98609 atau t hitung t tabel -1,98609, maka H a yang diajukan diterima berpengaruh b. Jika t tabel -1,98609 t hitung t tabel 1,98609, maka Ha tidak dapat diterima tidak berpengaruh Berdasarkan hasil pengujian tabel 5.13, maka secara parsial pengaruh masing-masing variabel independen terhadap variabel dependen dapat diuraikan sebagai berikut : Universita Sumatera Utara a. Variabel Profitabilitas mempunyai nilai t hitung = 3,904 yang lebih besar dari t tabel 1,98609 dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000 yang lebih kecil dari  = 0,05 sehingga dapat disimpulkan bahwa variabel Profitabilitas berpengaruh positif dan signifikansi terhadap Cash Dividend pada perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI tahun 2008 – 2011. Kondisi ini berarti Hipotesis H a diterima. b. Variabel Free Cash Flow mempunyai nilai t hitung = 0,268 yang lebih kecil dari t tabel 1,98609 dengan tingkat signifikansi sebesar 0,789 yang lebih besar dari  = 0,05 sehingga dapat disimpulkan bahwa variabel Free Cash Flow tidak berpengaruh terhadap Cash Dividend pada perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI tahun 2008 – 2011. Kondisi ini berarti Hipotesis H a tidak dapat diterima. c. Variabel Investment Opportunity Set mempunyai nilai t hitung = 0,350 yang lebih kecil dari t tabel 1,98609 dengan tingkat signifikansi sebesar 0,727 yang lebih besar dari  = 0,05 sehingga dapat disimpulkan bahwa variabel Investment Opportunity Set tidak berpengaruh terhadap Cash Dividend pada perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI tahun 2008 – 2011. Kondisi ini berarti Hipotesis H a tidak dapat diterima.

5.6. Hasil Analisis Data Hipotesis Kedua

Pengujian hipotesis kedua ini dilakukan setelah pengujian regresi berganda yang dilakukan sebelumnya. Pengujian hipotesis kedua ini menggunakan analisis regresi berganda dengan uji residual, dan variabel moderating berupa Likuiditas. Universita Sumatera Utara Penggunaan variabel moderating ini dimaksud untuk membuktikan hipotesis bahwa variabel Likuiditas yang diproksikan pada Current Ratio selaku variabel moderating dapat memperkuat atau memperlemah hubungan variabel independen Profitabilitas, Free Cash Flow, dan Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividen. Hasil persamaan uji residual dalam penelitian ini dapat dilihat pada tabel 5.18. Tabel 5.18 Hasil Pengujian Pengaruh Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap Likuiditas Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 Constant 1,864 1,310 1,422 ,158 log_PRO_X1 ,563 ,118 ,570 4,768 ,000 log_FCF_X2 -,648 ,920 -,079 -,705 ,483 log_IOS_X3 -,301 ,087 -,443 -3,452 ,001 a. Dependen Variable: log_LIKUI_M Sumber : Lampiran 19 Model a yang dapat dikembangkan dari hasil penelitian hipotesis kedua adalah M = 1,864 + 0,563log_PRO_X1 - 0,648log_FCF_X2 – 0,301log_IOS_X3 + e Dari model diatas dapat disimpulkan bahwa Profitabilitas dan Investment Opportunity Set berpengaruh secara signifikan terhadap variabel moderating Likuiditas perbedaannya adalah Profitabilitas berperngaruh positif sedangkan Investment Opportunity set berpengaruh negatif. Hal ini ditunjukkan oleh angka signifikan yang lebih kecil dari 0,05 sedangkan untuk variabel Free Cash Flow tidak berpengaruh secara signifikan terhadap variabel moderating Likuiditas karena angka signifikan yang lebih besar dari 0,05. Universita Sumatera Utara Model a untuk hipotesis kedua bertujuan untuk mendapatkan nilai residual dari variabel moderating. Nilai residual dari model a digunakan sebagai variabel independen pada model b. Dari hasil uji model b akan diperoleh kesimpulan apakah variabel Likuiditas bisa dikatakan variabel moderating atau tidak. Sebuah variabel dikatakan sebagai variabel moderating jika memiliki nilai koefisien yang negatif dan berpengaruh signifikan. Hasil pengujian model b dapat dilihat pada tabel 5.19 berikut ini Tabel 5.19 Hasil Pengujian Regresi Hipotesis Kedua Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. B Std. Error Beta 1 Constant ,292 ,038 7,782 ,000 log_CD_Y -,036 ,017 -,218 -2,150 ,034 a. Dependen Variable: abs_res Sumber : Lampiran 20 Dari tabel 5.19 tersebut, maka model uji residual dapat diformulasikan dalam bentuk persamaan sebagai berikut : |e| = 0,292 – 0,036log_CD_Y + e Berdasarkan hasil uji statistik yang dilakukan diketahui bahwa nilai Log_CD_Y signifikan sebesar 0,034 0,05. Sebuah variabel dikatakan variabel moderating jika memiliki koefisien yang negatif dan berpengaruh signifikan. Dari angka tersebut, dapat disimpulkan bahwa variabel Likuiditas merupakan variabel moderating yang mampu memoderasi hubungan antara Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend. Universita Sumatera Utara

5.7. Pembahasan Hasil Penelitian

Berdasarkan hasil uji statistik F yang dilakukan, diketahui bahwa nilai F adalah sebesar 9,533 dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000 yang lebih kecil dari 0,05. Berdasarkan hasil ini juga dapa disimpulkan bahwa variabel Independen Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set secara simultan berpengaruh signifikan terhadap Cash Dividend pada perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI tahun 2008 – 2011. Nilai Adjusted R Square sebesar 0,212 menunjukkan pengaruh variabel independen terhadap Cash Dividend secara simultan yang menandakan pengaruh Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend.

a. Pengaruh Profitabilitas terhadap Cash Dividend

Hasil pengujian variabel Profitabilitas terhadap Cash Dividend menggunakan uji t, diperoleh nilai t hitung = 3,904 t tabel 1,98609 dengan tingkat signifikansi sebesar 0,000 yang lebih kecil dari = 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa variabel Profitabilitas berpengaruh positif dan signifikan terhadap Cash Dividend. Dengan kata lain besar atau kecilnya laba perusahaan akan mempengaruhi besar kecilnya dividen kas. Hasil penelitian ini mendukung Satmoko 2009 yang menemukan bahwa profitabilitas perusahaan berpengaruh terhadap dividen kas. Universita Sumatera Utara

b. Pengaruh Free Cash Flow terhadap Cash Dividend

Hasil pengujian variabel Free Cash Flow terhadap Cash Dividend menggunakan uji t, diperoleh t tabel 1,98609 lebih besar dari t hitung 0,268 dengan tingkat signifikansi 0,789 lebih besar dari  = 0,05. Hal ini menunjukkan bahwa variabel Free Cash Flow tidak berpengaruh siginifikan terhadap Cash Dividend. Hal ini mengindentifikasikan bahwa besar kecilnya arus kas bebas tidak mempengaruhi tinggi rendahnya Cash Dividend.

c. Pengaruh Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend

Hasil pengujian variabel Investment Opportunity Set terhadap Cash Dividend menggunakan uji t, diperoleh nilai t hitung 0,350 lebih kecil dari t tabel 1,98609 dengan tingkat siginifikansi sebesar 0,727 yang lebih dari  = 0,05 sehingga dapat disimpulkan bahwa variabel Investment Opportunity Set tidak berpengaruh signifikan terhadap Cash Dividend. Hasil penelitian ini sejalan dengan penelitian Mariah 2012 dan Suharli 2007. Hal ini mengindikasikan bahwa tingkat peredaran jumlah saham yang diperdagangkan di Bursa Efek Indonesia tidak mempengaruhi besar kecilnya Cash Dividend.

d. Pengaruh Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set terhadap

Cash Dividend dengan Likuiditas sebagai Variabel Moderating Setelah pengujian hipotesis pertama dilakukan, maka dilakukan pengujian kembali menggunakan variabel moderating yakni Likuiditas. Pengujian Hipotesis kedua ini, diperoleh nilai Log_CD_Y sebesar -0,036 dengan nilai signifikansi Universita Sumatera Utara sebesar 0,034. Hal ini menunjukkan bahwa variabel Likuiditas dapat digunakan sebagai variabel moderating karena memberikan hasil yang signifikan pada  = 0,05 dalam mempengaruhi Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity set, tetapi dari ketiga variabel independen Profitabilitas dan Invesment Opportunity Set yang dapat mempengaruhi Cash dividend perusahaan. Penelitian ini konsisten dengan penelitian Suharli 2007 yang menyatakan bahwa profitabilitas berpengaruh terhadap kebijakan dividen tunai perusahaan dengan likuiditas sebagai variabel moderating. Universita Sumatera Utara

BAB VI KESIMPULAN DAN SARAN

6.1 Kesimpulan

Tujuan utama dari penelitian ini adalah untuk mengetahui apakah Profitabilitas, Free Cash Flow, dan Investment Opportunity Set berpengaruh terhadap Cash Dividend baik secara simultan maupun parsial, dan apakah Likuiditas dapat memoderasikan Profitabilitas , Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set dan Cash Dividen. Dari hasil penelitian ini dapat disimpulkan bahwa: 1. Profitabilitas, Free Cash Flow dan Investment Opportunity Set secara simultan berpengaruh positif dan signifikan terhadap Cash Dividend pada perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Jakarta 2008 - 2011 . Hasil penelitian ini konsisten dengan penelitian yang telah dilakukan oleh Suharli 2007 yang mengindikasikan bahwa Profitabilitas, dan Kesempatan Investasi Set secara simultan berpengaruh positif terhadap Kebijakan Dividen tunai. 2. Secara parsial Profitabilitas berpengaruh positif dan signifikan terhadap Cash Dividend yang berarti bahwa semakin besar profitabilitas yang diperoleh perusahaan maka semakin tinggi cash dividend yang akan dibagikan kepada pemegang saham sedangkan Free Cash Flow dan Investment Opportunity set tidak berpengaruh signifikan terhadap Cash Dividend karena jika cash dividend meningkat, makin sedikit dana yang tersedia untuk reinvestasi, sehingga tingkat pertumbuhan yang diharapkan akan rendah untuk masa Universita Sumatera Utara mendatang . Hasil penelitian ini mendukung penelitian yang dilakukan oleh Suharli 2007, Satmoko 2009 menyimpulkan bahwa secara parsial profitabilitas berpengaruh secara signifikan terhadap dividen kas. 3. Likuiditas dapat digunakan sebagai variabel moderating karena memberikan hasil yang signifikan dalam mempengaruhi profitabilitas, free cash flow dan investment opportunity set tetapi dari ketiga variabel tersebut hanya profitabilitas yang dapat mempengaruhi cash dividend dengan likuiditas sebagai variabel moderating hal ini berarti bahwa perusahaan yang membukukan keuntungan lebih tinggi profitabilitas tinggi, ditambah likuiditas yang lebih baik, maka semakin besar jumlah cash dividend yang dibagikan, sedangkan jika ada ketidakpastian yang besar dalam ramalan free cash flow dan investment opportunity set maka yang terbaik adalah bersikap konservatif dan menetapkan cash dividend masa berjalan yang rendah. Hasil penelitian ini mendukung penelitian yang dilakukan oleh Suharli 2007 menemukan bahwa kebijakan jumlah dividen perusahaan dipengaruhi oleh profitabilitas dan diperkuat oleh likuditas perusahaan sedangkan investment opportunity set tidak terpengaruh. 6.2. Keterbatasan Penelitian Peneliti menyadari adanya beberapa keterbatasan dalam penelitian yang dilakukan. Keterbatasan keterbatasan tersebut diharapkan dapat menjadi bahan untuk penelitian lebih lanjut. Beberapa keterbatasan dalam penelitian ini adalah sebagai berikut : Universita Sumatera Utara 1. Pemilihan sampel dalam penelitian ini menggunakan metode purposive sampling dengan menggunakan beberapa kriteria yang ditetapkan. Hal ini menyebabkan hasil penelitian kurang mencerminkan kondisi keseluruhan dari populasi yang diteliti. 2. Periode analisis relatif pendek yaitu hanya empat tahun tahun 2008 sampai dengan 2011.

3. Variabel independen yang digunakan hanya 4 yaitu Profitabilitas diproksikan

pada ROI, Free Cash Flow, Investment Opportunity Set diproksikan pada MVEBVE dan variabel moderating Likuiditas diproksikan pada Current ratio. Hal ini dapat dilihat dengan kecilnya nilai adjusted R 2 yang hanya sebesar 21,2. Kecilnya nilai adjusted R 2 menunjukkan masih adanya variabel independen lainnya yang dapat mempengaruhi Cash Dividend.

6.3. Saran

Terkait temuan analisis penelitian diatas, dapatlah dikemukakan saran sebagai berikut : 1. Penelitian selanjutnya dapat menggunakan metode acak seperti Cluster sampling untuk pengambilan sampel penelitian untuk memperoleh sampel yang mampu mencerminkan keseluruhan populasi dan lebih obyektif. 2. Peneliti selanjutnya dapat melakukan penelitian dengan jangka waktu yang lebih panjang untuk memperoleh simpulan yang lebih teruji dengan periode 5 – 6 tahun. Universita Sumatera Utara 3. Peneliti selanjutnya dapat menambahkan variabel, dengan banyaknya jumlah variabel dimasukkan maka akan membuat temuan baru yang lebih baik dan bermanfaat untuk kepentingan perkembangan ilmu pengetahuan. Universita Sumatera Utara DAFTAR PUSTAKA Ang, Robbert, 1997, Buku Pintar : Pasar Modal Indonesia, Indonesia: Mediasoft Indonesia Atmaja, Lukas Setia, Drs, M.Sc, 1999 Manajemen Keuangan Edisi Revisi dilengkapi Soal – Jawab, Penerbit Andi Yogyakarta Brigham Houston, 2001, Manajemen Keuangan Buku II Edisi Kedelapan Penerbit Erlangga Brigham Houston, 2006, Fundamentals Of Financial Management Dasar Dasar Manajemen Keuangan Buku 1 Edisi 10 Penerbit Salemba Empat Erlina dan Sri Mulyani 2007, Metodologi Penelitian dan Bisnis, USU Press, Medan Erlina 2011, Metodologi Penelitian, USU Press, Medan Faisal dan Muhammad, 2004, Pengaruh Free Cash Flow, Set Kesempatan Investasi, Kepemilikan Managerial, dan Ukuran Perusahaan terhadap Kebijakan Dividen Tunai, Tesis, Program Pasca Sarjana, Universitas Udayana, Denpasar. Ghozali, Imam 2005, Aplikasi Analisis Multivariate dengan program SPSS, Edisi 6 Universitas Diponegoro Semarang Gumanti, Tatang Ary 2011, Manajemen Investasi Konsep, Teori dan Aplikasi Penerbit Mitra Wacana Media, Jember Hanafi, J. M. 2004, Manajemen Keuangan, Edisi 20042005, Cetakan Pertama, BPFE – UGM, Yogyakarta. Hartono, dan Atahau, 2007, Analisis Interdependensi Insider Ownership, Jurnal Ekonomi dan Bisnis, Vol 13, No. 1, Hal 1 – 19 Hermi, 2004, “Hubungan Laba Bersih dan Arus Kas Operasi terhadap Deviden Kas pada Perusahaan Perdagangan Besar Barang Produksi di Bursa Efek Jakarta pada Periode 1999 – 2002”, Media Riset Akuntansi Auditing dan Informasi Vol 4 No. 3 hal 247 – 258 Jensen, M.C, dan W.H, Meckling, 1976 “The Theory of the Firm :Managerial Behaviour, Agency Cost, and Ownership Structure”. Journal of Financial Economic Universita Sumatera Utara Jensen, 1986, Agency Cost of free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers, The American Economic Review, Vol 76 2, Hal 323 Kallapur Bob dan Mark A. Trombley 1 999, “The Association Between Investment Opportunity Set Proxies and Realized Growth,” Journal of Business Accounting 26, AprilMay : 505 – 519 Keown dkk, 2002, “Manajemen Keuangan Prinsip Prinsip dan Aplikasi” Edisi Kesembilan, Jilid 1 PT.Indeks Kelompok Gramedia Anggota IKAPI No. 228DKI04 Keown dkk, 2002, “Manajemen Keuangan Prinsip Prinsip dan Aplikasi” Edisi Kesembilan, Jilid 2 PT.Indeks Kelompok Gramedia Lubis, Yeti Meliany 2009, Analisis Faktor faktor Yang Mempengaruhi Dividen Kas Pada Perusahaan Manufaktur Jenis Consumer Goods Yang Go Public di Bursa Efek Jakarta Periode 2004 – 2007, Tesis, Universitas Sumatera Utara Mariah,dkk, 2012, Pengaruh Profitabilitas dan Kesempatan Investasi terhadap Kebijakan Dividen Tunai dengan Likuiditas sebagai variabel Moderating pada Emiten Pembentuk Indeks LQ – 45 Periode 2008 – 2010, Seminar Nasional Akuntansi dan Bisnis SNAB 27 Maret 2012 Universitas Kristen Maranatha Manurung, Adler Haymans 2012, Konsep dan Empiris Teori Investasi PT Adler Manurung Press, Jakarta Miller M dan F. Modigliani 1961, Dividend Policy, Growth and The Valuation of Shares, Journal Of Business, October 433 – 443 Norpratiwi Agustina M.V 2004 , “Analisis Korelasi Investment Opportunity Set terhadap Return Saham Pada saat Pelaporan Keuangan Perusahaan, Tesis, Universitas Gajah Mada Nurhidayati, 2006, “Analisis Faktor faktor yang Mempengaruhi Dividen Kas di Bursa Efek Jakarta”, Tesis, Yogyakarta Satmoko Agung, 2009, “Faktor Faktor Yang mempengaruhi Dividen Kas Perusahaan Manuf aktur di Bursa Efek Indonesia”, Hasil Penelitian Dosen dan Seminar Nasional, Surabaya 30 April 2009. Sugiyono, 2002, Statistika Untuk Penelitian, Alfabeta, Bandung Universita Sumatera Utara Suharli, Michell 2007 Pengaruh Profitabilitas, dan Investasi Opportunity Set Terhadap kebijakan dividen tunai dengan Likuiditas sebagai Variabel Penguat. Jurnal Akuntansi dan Keuangan Vol. 9 No. 1 hal 9 17 Suliyanto, 2011, Ekonometrika Terapan : Teori Aplikasi dengan SPSS, Penerbit Andi Yogyakarta Sunarto dan Kartika, 2003 “Analisis Faktor Faktor yang mempengaruhi Dividen Kas di Bursa Efek Jakarta ”, Jurnal Bisnis dan Ekonomi, Vol 10, No. 1 : 67 : 82 Widoadmodjo, Sawidji, 1996, Cara Sehat Investasi di Pasar Modal, Indonesia : PT. Jurnalindo Aksara Grafika Wirjolukito, A. Yanto, H. dan S andy 2003 “Faktor Faktor yang merupakan Pertimbangan dalam keputusan Pembagian dividen : Tinjauan terhadap Teori Persinyalan Dividen pada perusahaan Go Publik di Indonesia”. Jurnal Ekonomi dan Bisnis Universitas Katolik Indonesia Atma Jaya, Jakarta. ______________ http: www.standford.edu _____________ www.idx.com Universita Sumatera Utara Lampiran 1 Pengambilan Data Sampel Berdasarkan Purposive Sample NO KODE EMITEN NAMA EMITEN Kriteria Sampel 1 2 3

3. SEKTOR DASAR INDUSTRI DAN KIMIA 31.