G. Jadwal Penelitian
Tabel 3.3 Jadwal Penelitian
Tahapan Penelitian Nov
Des Jan
Feb
Pemilihan Judul Penyelesaian Proposal
Bimbingan Proposal Seminar Proposal
Pengumpulan Data Pengolahan Data
Penyampaian Hasil Penelitian
Universitas Sumatera Utara
BAB IV HASIL PENELITIAN DAN PEMBAHASAN
A. Data Penelitian
Objek penelitian ini adalah perusahaan manufaktur yang masih terdaftar di Bursa Efek Indonesia BEI, dimana jumlah seluruh perusahaan manufaktur
tersebut adalah 151 perusahaan lampiran ii. Setelah data terkumpul seluruh perusahaan yang termasuk dalam populasi diseleksi berdasarkan kriteria
penarikan sampel yang telah ditentukan. Dari penyeleksian tersebut diperoleh 33 emiten yang menjadi sampel atau 99 data observasi lampiran i.
B. Hasil Penelitian 1. Statistik Deskriptif
Statistik deskriptif ini memberikan gambaran mengenai nilai minimum, nilai maksimun, nilai rata-rata serta standar deviasi data yang digunakan dalam variabel
penelitian.
Tabel 4.1 Descriptive Statistics
N Minimum Maximum
Mean Std.
Deviation Tobin –q
99 1.03
27.89 5.7272
5.17015 DPR
99 .51
205.72 37.9511
30.26336 ROE
99 .23
77.65 19.1988
16.46998 DER
99 .77
104.41 26.0442
25.07932 Valid N listwise
99
Sumber : Output SPSS, diolah peneliti, 2010
Universitas Sumatera Utara
Berdasarkan tabel di atas dapat dijelaskan bahwa : a. Nilai Minimum Tobin-q adalah 1,03; nilai maksimum 27,89; nilai rata-rata
mean 5,7272 dengan deviasi standar sebesar 5,17015 dan jumlah data yang ada sebanyak 99.
b. Nilai Minimum Dividend Payout Ratio DPR adalah 0,51; nilai maksimum 205,72; nilai rata-rata mean 37,9511 dengan deviasi standar
sebesar 30,26336 dan jumlah data yang ada sebanyak 99. c. Nilai Minimum Return On Equity ROE adalah 0,23; nilai maksimum
77,65; nilai rata-rata mean 19,1988 dengan deviasi standar sebesar 16,46998 dan jumlah data yang ada sebanyak 99.
d. Nilai Minimum Debt to Equity Ratio DPR adalah 0,77; nilai maksimum 104,41; nilai rata-rata mean 26,0442 dengan deviasi standar sebesar
25,07932 dan jumlah data yang ada sebanyak 99.
2. Uji Asumsi Klasik
Salah satu syarat yang menjadi dasar penggunaan model regresi berganda dengan metode estimasi Ordinary Least Square OLS adalah dipenuhinya semua
asumsi klasik, agar hasil pengujian bersifat tidak bias dan efisien Best Linear Unbiased Estimator. Pengujian asumsi klasik dalam penelitian ini dilakukan
dengan bantuan program statistik. Menurut Ghozali 2005 : 123, asumsi klasik yang harus dipenuhi adalah :
• Berdistibusi normal. • Non-Multikolinearitas, artinya antara variabel independen dalam
model regresi tidak memiliki korelasi atau hubungan secara sempurna ataupun mendekati sempurna.
Universitas Sumatera Utara
• Non-Autokorelasi, artinya kesalahan pengganggu dalam model regresi tidak saling berkorelasi.
• Non-Heterokedastisitas, artinya variance variabel independen dari satu pengamatan ke pengamatan lain adalah konstan atau sama.
a. Uji Normalitas
Uji ini bertujuan untuk mengetahui apakah dalam model regresi, variabel pengganggu atau residual memiliki distribusi normal. Pengujian normalitas dalam
penelitian ini dilakukan dengan menggunakan uji Kolmogorov-Smirnov. Asumsi normalitas dapat dipenuhi jika nilai statistik Kolmogorov-Smirnov diatas tingkat
signifikansi tertentu. Uji K-S dilakukan dengan membuat hipotesis Ghozali, 2005 : 30 :
Ho : data terdistribusi secara normal sig. 0,05 Ha : data tidak terdistribusi secara normal sig. 0,05
Universitas Sumatera Utara
Tabel 4.2 Hasil Uji Normalitas dengan Kolmogorov-Smirnov
One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test
Tobin-q DPR
ROE DER
N 99
99 99
99 Normal Parameters
a
Mean 5.7272 37.9511
19.1988 26.0442
Std. Deviation 5.17015 30.26336 16.46998 25.07932
Most Extreme Differences Absolute .196
.169 .135
.219 Positive
.196 .169
.135 .219
Negative -.182
-.108 -.125
-.157 Kolmogorov-Smirnov Z
1.948 1.684
1.345 2.177
Asymp. Sig. 2-tailed .001
.007 .054
.000 a Test distribution is Normal.
Sumber : Output SPSS, diolah peneliti, 2010
Berdasarkan hasil uji statistik dengan model Kolmogorov-Smirnov seperti
yang terdapat dalam tabel 4.2 dapat disimpulkan bahwa data tidak terdistribusi normal, hal ini dapat dilihat dari nilai Asymp.Sig.2-tailed Kolmogorov-Smirnov
pada variabel Tobin-q, DPR, ROE dan DER memiliki nilai signifikansi yang lebih kecil dari 0,05 5 yakni masing-masing 0,001; 0,007; 0,054; 0,000. Dengan
demikian Ho ditolak Ha diterima atau data tidak terdistribusi secara normal, sehingga tidak dapat dilakukan pengujian lebih lanjut. Untuk itu perlu dilakukan
tindakan perbaikan treatment agar model regresi memenuhi asumsi normalitas. Tindakan perbaikan yang dilakukan oleh peneliti dalam penelitian ini dengan
menggunakan transformasi seluruh variabel penelitian dalam bentuk fungsi logaritma natural LN sehingga fungsi dari DER = f Tobin-q, DPR, ROE
Universitas Sumatera Utara
menjadi LN_DER = f LN_Tobin-q, LN_DPR, LN_ROE. Kemudian, data diuji berdasarkan asumsi normalitas.
Hasil uji statistik dengan model Kolmogorov-Smirnov yang baru setelah dilakukan transformasi data yang tidak normal tersebut dapat dilihat pada tabel
dibawah ini :
Tabel 4.3 Hasil Uji Normalitas dengan Kolmogorov-Smirnov 1
One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test
LN_Tobin-q LN_DPR LN_ROE LN_DER N
99 99
99 99
Normal Parameters
a
Mean 1.4637
3.3305 2.5581
2.7467 Std. Deviation
.72993 .89245
1.02717 1.09797
Most Extreme Differences
Absolute .062
.130 .119
.094 Positive
.062 .054
.069 .046
Negative -.046
-.130 -.119
-.094 Kolmogorov-Smirnov Z
.614 1.294
1.189 .933
Asymp. Sig. 2-tailed .845
.070 .118
.349 a. Test distribution is Normal.
Sumber : Output SPSS, diolah peneliti, 2010
Tabel 4.3 menunjukkan bahwa hasil pengujian statistik dengan model Kolmogorov-Smirnov menunjukkan bahwa data telah terdistribusi normal karena
nilai Asymp.Sig 2-tailed Kolmogorov-Smirnov pada variabel Tobin-q, DPR, ROE, DER memiliki nilai signifikansi yang lebih besar dari 0,05 5 yakni
masing-masing 0,845; 0,070; 0,118; 0,349 dengan demikian Ha diterima atau data sudah terdistribusi secara normal.
Universitas Sumatera Utara
Pengujian normalitas dapat juga dilakukan dengan menggunakan analisis grafik yang terdiri dari histogram dan normal probability plot. Berikut ini
ditampilkan hasil uji normalitas dengan menggunakan grafik histogram dan normal probability plot :
Gambar 4.1 Uji Normalitas data 2
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Grafik histogram di atas menunjukkan bahwa data telah terdistribusi secara normal. Hal ini dapat dilihat dari grafik histogram yang menunjukkan distribusi
data mengikuti garis diagonal yang tidak menceng skewness ke kiri maupun menceng ke kanan. Hal ini juga didukung dengan hasil uji normalitas dengan
menggunakan grafik plot yang ditampilkan pada Gambar 4.2.
Universitas Sumatera Utara
Gambar 4.2 Uji Normalitas data 3
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010 Menurut Ghozali 2005 : 112, “pendeteksian normalitas dapat dilakukan
dengan melihat penyebaran data titik pada sumbu diagonal dari grafik, yaitu jika data titik menyebar di sekitar garis diagonal dan mengikuti arah garis diagonal,
hal ini menunjukkan data yang telah terdistribusi normal”. Gambar 4.2 menunjukkan bahwa data titik menyebar di sekitar dan mendekati garis
diagonal. Hal ini sejalan dengan hasil pengujian dengan menggunakan histogram bahwa data telah terdistribusi normal. Karena secara keseluruhan data telah
Universitas Sumatera Utara
terdistribusi secara normal, maka dapat dilakukan pengujian asumsi klasik lainnya.
b. Uji Multikolinearitas
Uji ini bertujuan untuk menguji apakah pada model regresi ditemukan adanya korelasi antar variabel bebas independen. Untuk mengetahui ada tidaknya
multikolinearitas dapat dilihat dari nilai Variance Inflation Factor VIF dan nilai Tolerance, apabila nilai VIF 10 dan nilai Tolerance 0,1 maka terjadi
multikolinearitas dan apabila VIF 10 dan Tolerance 0,1 maka tidak terjadi multikolinearitas.
Hasil dari uji Multikolinearitas dapat dilihat pada tabel berikut ini :
Tabel 4.4 Hasil Uji Multikolinearitas
Coefficients
a
Model Collinearity Statistics
Tolerance VIF
1 LN_Tobin-q
.677 1.478
LN_DPR .999
1.001 LN_ROE
.677 1.478
a. Dependent Variable: LN_DER
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010 Berdasarkan tabel 4.4 diatas dapat disimpulkan bahwa penelitian ini bebas
dari adanya
multikolinieritas. Hal
tersebut dapat
dilihat dengan
membandingkannya dengan nilai Tolerance atau VIF. Dari hasil pengujian ini
dapat dilihat bahwa angka Tolerance Tobin-q LN_Tobin-q, DPR LN_DPR dan
Universitas Sumatera Utara
ROE LN_ROE 0,10 yakni masing-masing sebesar 0,677; 0,999; 0,677. Jika dilihat dari VIFnya, bahwa masing-masing variabel bebas lebih kecil dari 10 yaitu
sebesar 1,478; 1,001 dan 1,478 maka tidak ada multikolinearitas antar variabel independen tersebut.
c. Uji Autokorelasi
Uji ini bertujuan untuk melihat apakah dalam suatu model linear ada korelasi antar kesalahan pengganggu pada periode t dengan kesalahan pada periode t-1
sebelumnya. Model regresi yang baik adalah yang bebas dari autokorelasi. Ada beberapa cara yang dapat digunakan untuk mendeteksi masalah dalam
autokorelasi diantaranya adalah dengan Uji Durbin Watson. Menurut Sunyoto 2009 : 91, Untuk melihat ada tidaknya autokorelasi dilihat
dari : 1. Angka D-W dibawah -2 berarti ada autokorelasi positif.
2. Angka D-W di antara -2 sampai +2, berarti tidak ada autokorelasi. 3. Angka D-W di atas +2 berarti ada autokorelasi negatif.
Universitas Sumatera Utara
Hasil uji autokorelasi dapat di lihat pada tabel di bawah ini :
Tabel 4.5 Hasil Uji Autokorelasi
Model Summary
b
Model R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson 1
.328
a
.108
.080
1.05337 1.963
a. Predictors: Constant, LN_ROE, LN_DPR, LN_Tobin-q b. Dependent Variable: LN_DER
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Berdasarkan hasil pengujian pada tabel 4.5 diatas dapat dilihat bahwa tidak terjadi autokorelasi antar kesalahan pengganggu antar periode. Hal tersebut dilihat
dari nilai Durbin-Watson D-W sebesar 1,963. Angka D-W berada diantara -2 dan 2, yang mengartikan bahwa angka DW lebih besar dari -2 dan lebih kecil dari
2. Jadi, dapat disimpulkan bahwa tidak ada autokorelasi positif maupun negatif.
d. Uji Heterokedastisitas
Ghozali 2005 : 105 menyatakan “uji heterokedastisitas bertujuan untuk menguji apakah dalam model regresi terjadi ketidaksamaan variance dari residual
satu pengamatan ke pengamatan yang lain. Jika variance dari satu pengamatan ke pengamatan lain tetap, maka disebut homokedastisitas dan jika berbeda disebut
heterokedastisitas”. Model regresi yang baik adalah tidak terjadi
heterokedastisitas.
Universitas Sumatera Utara
Cara mendeteksi ada tidaknya gejala heterokedastisitas adalah dengan melihat grafik scatterplot yang dihasilkan dari pengolahan data menggunakan program
SPSS. Dasar pengambilan keputusannya menurut Ghozali 2005 : 105 adalah
sebagai berikut :
1. jika ada pola tertentu, seperti titik-titik yang ada membentuk pola tertentu yang teratur bergelombang, melebar kemudian menyempit, maka
mengindikasikan telah terjadi heterokedastisitas. 2. jika tidak ada pola yang jelas, serta titik-titik menyebar di atas dan di
bawah angka 0 pada sumbu Y, maka tidak terjadi heterokedastisitas.
Hasil uji heterokedastisitas dapat dilihat melalui grafik scatterplot dibawah ini :
Gambar 4.3 Hasil Uji Heterokedastisitas
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Universitas Sumatera Utara
Dari grafik Scatterplot tersebut dapat dilihat bahwa penyebaran residual adalah tidak teratur. Hal tersebut dapat dilihat pada titik-titik atau plot yang
menyebar di atas dan di bawah angka nol pada sumbu Y dan tidak membentuk suatu pola tertentu. Dengan demikian, kesimpulan yang bisa diambil adalah
bahwa tidak terjadi heterokedastisitas atau persamaan regresi memenuhi asumsi
heterokedastisitas.
3. Analisis Regresi
Berdasarkan hasil uji asumsi klasik yang telah dilakukan di atas, maka layak untuk dilakukan analisis statistik selanjutnya, yaitu melakukan pengujian
hipotesis. Adapun hasil pengolahan data dengan analisis regresi dapat dilihat pada tabel
dibawah ini :
Tabel 4.6 Hasil Analisis Regresi
Coefficients
a
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
B Std. Error
Beta
1 Constant
3.860 .497
7.763 .000
LN_Tobin-q
-.327 .177
-.217 -1.846
.068
LN_DPR
-.071 .119
-.058 -.595
.554
LN_ROE
-.156 .126
-.146 -1.236
.220 a. Dependent Variable: LN_DER
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Universitas Sumatera Utara
Berdasarkan tabel 4.6 pada kolom Unstandardized Coefficients bagian B diperoleh model persamaan regresi linier berganda yaitu :
Y= 3,860 - 0,327X
1
- 0,071 X
2
- 0,156 X
3
+ e
dimana : Y
= Struktur Modal Debt to Equity Ratio X
1
= Pertumbuhan Perusahaan Tobin-q X
2
= Kebijakan Deviden Dividend Payout Ratio X
3
= Profitabilitas Return On Equity e
= Tingkat kesalahan pengganggu standard error
Adapun penjelasan dari n ilai α, b
1
, b
2
dan b
3
pada Unstandardized Coefficients tersebut adalah sebagai berikut :
• Nilai B Constant a = 3,860 = konstanta Nilai konstanta ini menunjukkan bahwa apabila tidak ada nilai variabel bebas
yaitu Tobin-q, Dividend Payout Ratio dan Return on Equity maka nilai dari Debt to Equity Ratio tidak mengalami perubahan atau tetap, yaitu sebesar
3,860. • Nilai b
1
= - 0,327 = Tobin-q Koefisien regresi ini bertanda negatif yaitu sebesar 0,327 artinya setiap terjadi
peningkatan variabel Tobin-q sebesar 1 satuan maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar 0,327 atau 32,7 dengan asumsi variabel lain
dianggap tetap.
Universitas Sumatera Utara
• Nilai b
2
= - 0,071 = DPR Koefisien regresi ini bertanda negatif yaitu sebesar 0,071 artinya setiap terjadi
peningkatan variabel Dividend Payout Ratio sebesar 1 satuan maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar 0,071 atau 7,1 dengan
asumsi variabel lain dianggap tetap. • Nilai b
3
= - 0,156 = ROE Koefisien regresi ini bertanda negatif yaitu sebesar 0,156 artinya setiap terjadi
peningkatan variabel Return On Equity sebesar 1 satuan maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar 0,156 atau 15,6 dengan
asumsi variabel lain dianggap tetap.
4. Pengujian Hipotesis
Dalam penelitian ini hipotesis diuji dengan menggunakan analisis regresi berganda. Berdasarkan hasil pengolahan data dengan program statistik, maka
diperoleh hasil yang dapat dilihat pada tabel 4.7.
Tabel 4.7 Model Summary
b
Model R
R Square Adjusted R
Square Std. Error of
the Estimate Durbin-
Watson 1
.328
a
.108 .080
1.05337 1.963
a. Predictors: Constant, LN_ROE, LN_DPR, LN_ Tobin-q b. Dependent Variable: LN_DER
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Berdasarkan tabel 4.7 diatas dapat dilihat hasil analisis regresi secara keseluruhan. Nilai R sebesar 0,328 menunjukkan bahwa korelasi atau keeratan
Universitas Sumatera Utara
hubungan antara DER variabel dependen dengan Tobin-q, DPR, dan ROE variabel independen mempunyai hubungan yang rendah yaitu sebesar 32,8 hal
ini dikarenakan nilai R 0,5 32,8 50 Nilai Adjusted R Square atau koefisien determinasi sebesar 0,080 8, hal
ini mengindikasikan bahwa variasi atau perubahan DER hanya mampu dijelaskan variasi variabel independen Tobin-q, DPR, dan ROE sebesar 8 dan sisanya
92 100 - 8 dijelaskan oleh faktor-faktor lain yang tidak dimasukkan dalam model penelitian.
Pengujian hipotesis secara statistik dilakukan dengan menggunakan uji t dan uji F.
a. Uji t t-test
Uji t dilakukan untuk mengetahui hubungan antara variabel-variabel independen terhadap variabel dependen secara parsial. Dalam uji t digunakan
hipotesis seperti yang terlihat berikut ini : Ho : b
1
,b
2
,b
3
= 0, artinya pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara parsial tidak berpengaruh terhadap
struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Ha : b
1
,b
2
,b
3
≠ 0, artinya pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara parsial berpengaruh signifikan terhadap
struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Universitas Sumatera Utara
Kriteria : Ho diterima dan Ha ditolak
jika t hitung t tabel untuk α = 5 Ha diterima dan Ho ditolak
jika t hitung t tabel untuk α = 5 Untuk koefisien negatif, adapun kriteria yang dipakai adalah :
Ho diterima dan Ha ditolak jika t hitung t tabel untuk α = 5
Ha diterima dan Ho ditolak jika t hitung t tabel untuk α = 5
Tabel 4.8 Hasil Uji t
Coefficients
a
Model Unstandardized
Coefficients Standardized
Coefficients t
Sig. B
Std. Error Beta
1 Constant
3.860 .497
7.763 .000
LN_Tobin-q -.327
.177 -.217
-1.846 .068
LN_DPR -.071
.119 -.058
-.595 .554
LN_ROE -.156
.126 -.146
-1.236 .220
a. Dependent Variable: LN_DER
Sumber : Output SPSS, diolah Peneliti, 2010
Tabel 4.8 menunjukkan hasil pengujian statistik t t-test, yang dapat menjelaskan pengaruh variabel independen secara parsial.
1 Pengaruh pertumbuhan perusahaan terhadap struktur modal a Nilai signifikansi LN_Tobin-q sebesar 0,068 menunjukkan bahwa nilai
Sig. untuk uji t uji secara parsial lebih besar dari 0,05 yang menunjukkan variabel tersebut secara parsial tidak signifikan mempengaruhi variabel
DER Debt to Equity Ratio.
Universitas Sumatera Utara
b Variabel pertumbuhan perusahaan LN_Tobin-q memiliki t hitung -1,846, sementara dengan menggunakan tabel t diperoleh t tabel sebesar -1,985.
Hal ini menunjukkan bahwa t hitung sebesar -1,846 lebih besar dari t tabel sebesar -1,985 sehingga Ho
diterima dan Ha ditolak artinya, variabel
pertumbuhan perusahaan Tobin-q secara parsial tidak signifikan atau tidak berpengaruh nyata terhadap struktur modal perusahaan manufaktur
yang terdaftar di BEI pada tingkat kepercayaan 95. 2 Pengaruh kebijakan deviden terhadap struktur modal
a Nilai signifikansi LN_DPR sebesar 0,554 menunjukkan bahwa nilai Sig. untuk uji t lebih besar dari 0,05 yang menunjukkan variabel kebijakan
deviden DPR secara parsial tidak signifikan mempengaruhi variabel DER Debt to Equity Ratio.
b
Variabel kebijakan deviden LN_DPR memiliki t hitung -0,595, sementara dengan menggunakan tabel t diperoleh t tabel sebesar -1,985.
Hal ini menunjukkan bahwa t hitung sebesar -0,595 lebih besar dari t tabel sebesar -1,985 sehingga Ho diterima dan Ha
ditolak artinya, variabel kebijakan deviden DPR secara parsial tidak signifikan atau tidak
berpengaruh nyata terhadap struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI pada tingkat kepercayaan 95.
3 Pengaruh profitabilitas terhadap struktur modal a Nilai signifikansi LN_ROE sebesar 0,220 menunjukkan bahwa nilai Sig.
untuk uji t lebih besar dari 0,05 yang menunjukkan variabel profitabilitas
Universitas Sumatera Utara
ROE secara parsial tidak signifikan mempengaruhi variabel DER Debt to Equity Ratio.
b
Variabel profitabilitas LN_ROE memiliki t hitung -1,236, sementara dengan menggunakan tabel t diperoleh t tabel sebesar -1,985. Hal ini
menunjukkan bahwa t hitung sebesar -1,236 lebih besar dari t tabel sebesar -1,985 sehingga Ho
diterima dan Ha ditolak artinya, variabel profitabilitas secara parsial tidak signifikan atau tidak berpengaruh nyata
terhadap struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di BEI pada tingkat kepercayaan 95.
b. Uji F ANOVA
Uji F ini dilakukan untuk melihat seberapa besar pengaruh variabel independen terhadap variabel dependen secara simultan. Dalam uji F digunakan
hipotesis yang disebutkan dibawah ini : Ho : b
1
,b
2
,b
3
= 0, artinya pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara simultan tidak berpengaruh terhadap
struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Ha : b
1
,b
2
,b
3
≠ 0, artinya pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara simultan berpengaruh signifikan terhadap
struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Universitas Sumatera Utara
Kriteria : H
diterima dan H
a
ditolak jika F hitung F tabel untuk α = 5
H
a
diterima dan H ditolak
jika F hitung F tabel untuk α = 5
Tabel 4.9 Uji Statistik F
ANOVA
b
Model Sum of
Squares df
Mean Square F
Sig. 1
Regression 12.732
3 4.244
3.825 .012
a
Residual 105.411
95 1.110
Total 118.143
98 a. Predictors: Constant,LN_ ROE, LN_DPR, LN_Tobin-q
b. Dependent Variable: LN_DER
Hasil uji F yang terdapat pada tabel 4.9 menunjukkan bahwa nilai signifikansi sebesar 0,012 yang lebih kecil dari 0,05. Nilai F hitung sebesar 3,825 sementara
dengan menggunakan tabel F diperoleh nilai F tabel sebesar 2,713. Hal tersebut menunjukkan bahwa F hitung sebesar 3,825 lebih besar dari F tabel sebesar 2,713
sehingga Ha diterima dan Ho ditolak, artinya pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara simultan berpengaruh signifikan terhadap
struktur modal perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Universitas Sumatera Utara
C. Analisis Hasil Penelitian
Dari hasil pengujian secara parsial individu diketahui bahwa variabel pertumbuhan perusahaan Tobin-q, kebijakan deviden DPR dan profitabilitas
ROE berpengaruh tidak signifikan atau tidak berpengaruh nyata terhadap variabel struktur modal DER.
1. Pengaruh pertumbuhan Perusahaan Tobin-q terhadap Debt to Equity Ratio Dari persamaan regresi diatas dapat diketahui bahwa X
1
Tobin-q memiliki koefisien regresi negatif, yaitu sebesar 0,327 dan nilai Probabilitas p-value =
0,068 0,05. Artinya setiap terjadi variasi atau peningkatan nilai Tobin-q sebesar 1 satuan maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar
0.327 atau sebesar 32,7 dengan asumsi variabel lain dianggap tetap. Dilihat dari nilai signifikansi p-value bahwa LN_Tobin-q sebesar 0,068 0,05. Artinya
secara parsial pertumbuhan perusahaan berpengaruh tidak signifikan terhadap struktur modal, hal ini disebabkan peningkatan pertumbuhan perusahaan tidak
selamanya mengindikasikan bahwa perusahaan tersebut mengambil kebijakan pendanaan dengan mengandalkan pendanaan internal pada periode berikutnya.
Sebagai contoh PT. HM Sampoerna Tbk pada tahun 2007 mengalami penurunan pertumbuhan perusahaan sebesar 1,79 jika dibandingkan tahun 2006 lampiran
iii, tidak diikuti peningkatan struktur modal yang diindikasikan melalui peningkatan Debt to Equity Ratio DER tahun 2008 lampiran vi.
Universitas Sumatera Utara
2. Pengaruh Dividend Payout Ratio DPR terhadap Debt to Equity Ratio DER Dari persamaan regresi diatas dapat diketahui bahwa X
2
DPR memiliki koefisien regresi bertanda negatif, yaitu sebesar 0,071. Hal ini mengandung arti
bahwa apabila terjadi perubahan atau peningkatan Dividend Payout Ratio sebesar 1 maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar 0,071 atau 7,1
dengan asumsi variabel lain dianggap tetap. Dilihat dari nilai signifikansi p- value bahwa LN_DPR sebesar 0,554 lebih besar dari 0,05 yang menunjukkan
bahwa secara parsial variabel DPR tidak berpengaruh signifikan terhadap DER, hal ini disebabkan kebijakan deviden yang diambil perusahaan melalui
peningkatan pembagian deviden tidak selamanya mengindikasikan bahwa perusahan tersebut lebih mengandalkan pendanaan external pada periode
berikutnya. Sebagai contoh PT. Aqua Golden Missisippi Tbk mengalami peningkatan DPR tahun 2007 sebesar 3 jika dibandingkan tahun 2006 lampiran
iv, hal ini tidak diikuti dengan peningkatan DER pada tahun 2008 lampiran vi. Hasil penelitian ini sejalan dengan hasil penelitian septian 2008, yang
menemukan bahwa secara parsial variabel kebijakan deviden berpengaruh secara negatif terhadap keputusan struktur modal perusahaan. Arah pengaruh negatif ini
mengindikasikan bahwa perusahaan yang mampu memberikan deviden pada periode sebelumnya akan cenderung untuk melakukan equity financing pada
periode sekarang. Wahyuningsih 2001, Jortan 2007 juga menghasilkan penelitian bahwa variabel kebijakan deviden tidak berpengaruh signifikan
terhadap struktur pendanaan.
Universitas Sumatera Utara
3. Pengaruh Return On Equity ROE terhadap Debt to Equity Ratio DER Dari persamaan regresi diatas dapat diketahui bahwa X
3
ROE memiliki koefisien regresi bertanda negatif, yaitu sebesar 0,156. Hal ini menunjukkan
bahwa apabila terjadi perubahan atau peningkatan Return On Equity sebesar 1 satuan maka akan menurunkan Debt to Equity Ratio DER sebesar 0,156 atau
15,6. Dilihat dari nilai signifikansi p-value bahwa LN_ROE sebesar 0,220 lebih besar dari 0,05 yang menunjukkan bahwa secara parsial variabel Return On
Equity tidak berpengaruh signifikan terhadap Debt to Equity Ratio, hal ini disebabkan peningkatan profitabilitas tidak selalu mengindikasikan bahwa
perusahaan akan mengandalkan pendanaan secara internal pada periode berikutnya. Sebagai contoh PT. Unilever Tbk pada tahun 2007 mengalami
peningkatan profitabilitas ROE sebesar 0,19 jika dibandingkan dengan tahun 2006 lampiran v, tidak diikuti dengan penurunan DER pada tahun 2008
lampiran vi. Hasil penelitian ini sejalan dengan penelitian Mayangsari 2001, Jortan dan
Septin 2008 yang menemukan bahwa variabel profitabilitas berpengaruh secara negatif terhadap variabel struktur modal dan secara parsial variabel tersebut tidak
berpengaruh signifikan. Hasil pengujian secara simultan bersama-sama menunjukkan bahwa
pertumbuhan perusahaan, kebijakan deviden dan profitabilitas secara simultan berpengaruh signifikan terhadap stuktur modal perusahaan manufaktur yang
terdaftar di Bursa Efek Indonesia.
Universitas Sumatera Utara
BAB V KESIMPULAN DAN SARAN
A. Kesimpulan
Kategori