ANALISIS NILAI TUKAR RUPIAH DAN IMPLIKASINYA PADA PEREKONOMIAN INDONESIA: PENDEKATAN ERROR CORRECTION MODEL (ECM)
ANALISIS NILAI TUKAR RUPIAH DAN IMPLIKASINYA PADA PEREKONOMIAN INDONESIA: PENDEKATAN ERROR CORRECTION MODEL (ECM)
Imamudin Yuliadi
Fakultas Ekonomi Universitas Muhammadiyah Yogyakarta E-mail: imamudin2006@yahoo.co.id
ABSTRACT
The changing of exchange rate is due to interaction between economic factors and non-economic factors. The aim of this research is to analyse some factors that affect exchange rate and their implications on Indonesian economy. Analytical method used in this research is explanatory method is to test hypothesis about simultaneous relationship among variables that research by developing the characteristics of verificative research by doing some testing at every step of research. We used secon- dary data taken from BI, BPS, World Bank and IFS. We used error correction model (ECM) to analysis between independent variable and dependent variable in both the short run and long run. The result of this research shows that ratio between domestic interest rate and international interest rate did not affect negative and significantly to exchange rate. Capital flow affected negative and significantly. Balance of payment affected negative and significantly. Money supply affected positive and significantly. According ECM method that used in this research shows that the methodology is good to analyse because the magnitude of ECT is accept.
Keywords: investment rate, efficiency, error correction model, error correction term
besar pada tahun 1990-an. Masuknya aliran Persoalan yang sedang dihadapi perekono-
PENDAHULUAN
modal ke dalam negeri disamping membawa mian Indonesia sekarang cukup kompleks berkah dapat mendorong laju investasi juga menyangkut berbagai dimensi ekonomi baik
menimbulkan kekhawatiran kemungkinan sistem maupun kelembagaannya. Krisis terjadinya penarikan dana dalam jumlah
ekonomi yang melanda Indonesia diawali besar dan dalam jangka waktu yang singkat dengan timbulnya krisis nilai tukar Rupiah
dipicu oleh berbagai faktor domestik atau sebagai konsekuensi dari sistem keuangan luar negeri (contagion effect) sehingga akan
yang semakin terintegrasi secara global. menggoyahkan fundamental ekonomi yang Membaiknya perekonomian Indonesia dan sudah terbina selama ini. Di samping itu ditunjang dengan stabilitas politik yang yang menjadi pemicu utama krisis ekonomi mantap dan kecenderungan penurunan suku
di Indonesia adalah besarnya utang luar bunga di negara maju mendorong masuknya
negeri swasta yang sebagian besar berjangka aliran dana ke Indonesia dalam jumlah cukup
waktu pendek tapi diinvestasikan pada sektor ekonomi untuk jangka waktu panjang dan
148 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 tingkat resikonya tinggi seperti sektor jukkan angka surplus sebesar 1.432 juta $ US
properti dan tidak dilindungi dari resiko turun dibandingkan dengan waktu yang sama pergerakan kurs (currency mismatching). tahun 2002 sebesar 2.217 juta $ US. Secara Informasi yang berkaitan dengan interaksi total nilai neraca pembayaran tahun 2003 ekonomi antara satu negara dengan negara
mengalami surplus sebesar 3.654 juta $ US lain terlihat dari data neraca pembayaran turun dibandingkan tahun 2002 sebesar 5.029 internasional. Tabel 1 memperlihatkan per-
juta $ US.
kembangan neraca pembayaran Indonesia Fluktuasi nilai tukar Rupiah terhadap selama tahun 2003 dari triwulan I sampai
dollar AS dalam beberapa tahun terakhir triwulan IV.
menunjukkan kecenderungan stabil, hal ini Neraca pembayaran internasional meru-
terutama dipengaruhi oleh besarnya surplus pakan suatu catatan sistematis yang menun-
neraca pembayaran yang disebabkan oleh jukkan nilai aktivitas ekonomi suatu negara
penurunan defisit transaksi modal dan pada terhadap negara atau pihak asing selama satu
sisi lain meningkatnya surplus transaksi periode tertentu. Sampai dengan triwulan IV
berjalan. Penguatan nilai mata uang Rupiah 2003 neraca pembayaran Indonesia menun-
didorong semakin tingginya capital inflows
Tabel 1. Neraca Pembayaran Indonesia (Juta US/$) 2003
Uraian
Tr. III Tr. IV I. Transaksi Berjalan (Current Account)
Tr. I
Tr. II
2360 1453 A. Neraca Perdagangan
6588 5399 a. Ekspor, f.o.b
16298 15397 i. Non Migas
12347 11590 ii. Migas
3951 3807 b. Impor, f.o.b
-9740 -9998 iii. Non-migas
-7573 -7974 iv. Migas
-2167 -2024 B. Neraca Jasa
-3406 -2760 1. Transportasi, bersih
-973 -983 2. Perjalanan, bersih
565 384 3. Jasa-jasa lainnya
-2998 -2160 C. Pendapatan, bersih
-1190 -1743 D. Transfer berjalan, bersih
II. Transaksi Modal dan Finansial
-630 827 A. Transaksi Modal
- - B. Transaksi Finansial
-630 827 1. Investasi Langsung
-203 -245 2. Investasi Portfolio
121 1414 3. Investasi lainnya
III. Jumlah (I + II)
IV. Selisih Perhitungan
599 -1189 -1379 -848
V. Neraca Keseluruhan
VI. Lalu Lintas Moneter
-938 934 -351 -1432
Sumber: Bank Indonesia, Statistik Ekonomi dan Keuangan Indonesia
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
menyusul semakin membaiknya fundamental sional (RDNLN), neraca pembayaran (BoP), makroekonomi Indonesia, menguatnya mata
aliran modal (CF), indeks harga konsumen uang regional terhadap dollar AS, selisih (CPI), jumlah uang beredar (M1) dalam yang cukup signifikan antara tingkat bunga
jangka pendek dan jangka panjang, (3) domestik dan luar negeri serta respon positf
Bagaimana pengaruh krisis ekonomi terha- terhadap lancarnya pelaksanaan pemilihan dap fluktuasi nilai tukar Rupiah. umum 2004.
Penelitian ini dilakukan dengan tujuan Fluktuasi kurs Rupiah dipengaruhi baik
untuk menganalisis pengaruh fluktuasi nilai oleh kebijakan moneter maupun kebijakan tukar Rupiah dan implikasinya terhadap fiskal. Sejalan dengan pemberlakuan perekonomian Indonesia. Secara spesifik Undang-undang Nomor 23 tahun 1999 tujuan penelitian ini dapat dirumuskan tentang Bank Sentral mengenai efektifitas sebagai berikut: (1). Untuk menganalisis kebijakan moneter pada sistem nilai tukar pengaruh fluktuasi nilai tukar Rupiah terha- mengambang otoritas moneter telah mengu-
dap rasio tingkat bunga domestik terhadap bah sistem operasi kebijakan moneter dari
tingkat bunga internasional (RDNLN), sistem operasi berdasarkan intermediate
neraca pembayaran (BoP), aliran modal (CF), targeting yang diterapkan selama penerapan
indeks harga konsumen (CPI), jumlah uang sistem nilai tukar mengambang terkendali beredar (M1), (2). Untuk menganalisis menjadi sistem operasi berdasarkan inflation
pengaru fluktuasi nilai tukar Rupiah terhadap targeting.
rasio tingkat bunga domestik terhadap Penelitian ini akan menganalisis menge-
tingkat bunga internasional (RDNLN), nai fluktuasi nilai tukar Rupiah dan neraca pembayaran (BoP), aliran modal (CF),
implikasinya pada perekonomian Indonesia indeks harga konsumen (CPI), jumlah uang dengan memasukkan beberapa variabel beredar (M1) dalam jangka pendek maupun makro ekonomi. Melalui metode analisis jangka panjang, (3) Untuk menganalisis dengan pendekatan error correction model
pengaruh krisis ekonomi terhadap fluktuasi (ECM) dapat diketahui pengaruh perubahan
nilai tukar Rupiah.
variabel nilai tukar Rupiah terhadap variabel makroekonomi lainnya.
TINJAUAN PUSTAKA
Berdasarkan uraian dalam latar belakang Analisis mengenai perubahan pada pasar penelitian di atas, maka dapat dirumuskan modal terhadap penentuan keseimbangan masalah pokok penelitian sebagai berikut: nilai tukar pada perekonomian terbuka telah (1). Bagaimanakah pengaruh fluktuasi nilai
banyak dikaji oleh beberapa ahli. Pada tukar Rupiah terhadap rasio tingkat bunga perekonomian di mana jumlah uang beredar domestik terhadap tingkat bunga interna-
ditentukan oleh pemerintah, maka permin- sional (RDNLN), neraca pembayaran (BoP),
taan uang dirumuskan dalam suatu fungsi aliran modal (CF), indeks harga konsumen
likuiditas preferensi sebagai berikut: 1 (CPI), jumlah uang beredar (M1), (2). Bagaimana pengaruh fluktuasi nilai tukar
Rupiah terhadap rasio tingkat bunga 1 Pentti JK Kouri, 1975, Monetary Policy, The Balance
of Payments and The Exchange Rate dalam David
domestik terhadap tingkat bunga interna-
Bigman and Teizo Taya, 1984, Floating Exchange
150 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 M d M s
= tingkat kekayaan, maka permintaan kekayaan L ( r , y ) = , .....(1) P
P asing dirumuskan sebagai berikut:
dimana: e A
P M = Permintaan uang
A e M s = Jumlah uang beredar
( 1 − D ( r , r * + π )) = F e s ..... (3) P
P P = Deflator harga domestik
r = Tingkat bunga nominal domestik
dimana:
y= Pendapatan riil domestik
F d = Permintaan kekayaan (assets) asing dalam mata uang asing Permintaan mata uang domestik dalam F s = Penawaran kekayaan (assets) asing bentuk obligasi merupakan fungsi tingkat
bunga, tingkat depresiasi mata uang domestik yang diharapkan, pendapatan riil dan nilai
pasar kekayaan secara riil yang dapat
2 dirumuskan sebagai berikut: B
B d = Permintaan mata uang domestik Sumber: (David Bigman and Teizo Taya, 1984 : 136) dalam bentuk obligasi
B s = Penawaran mata uang domestik Gambar 1. Keseimbangan Pasar Valuta Asing dan
dalam bentuk obligasi
Pasar Uang Domestik
D( ) = Jumlah total permintaan kekayaan
domestik Stabilitas mata uang merupakan per-
A = Nilai pasar kekayaan secara riil soalan yang penting untuk mendorong dalam mata uang domestik
kegiatan ekonomi dan menciptakan pertum- π buhan ekonomi. Kebijakan stabilisasi nilai
e = Tingkat perubahan harga mata uang tukar mata uang terkait dengan sistem devisa asing yang diharapkan yang diterapkan pada suatu perekonomian.
Untuk menentukan fungsi nilai permin- Pemilihan sistem nilai tukar secara garis taan kekayaan yang optimal dengan kendala
besar dapat ditinjau dari tiga aspek yaitu karakteristik struktur perekonomian, sumber
Rates and The State of World Trade and Payments, Ballinger Publishing Company, hal. 130
2 Ibid, hal. 131
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
gejolak (source of shock) dan kredibilitas ekonomi mengenai nilai tukar mata uang pengambil kebijakan (policy maker). 3 diantaranya dilakukan oleh Rudiger
Model yang digunakan untuk menjelas- Dornbusch (1979) mengenai Monetary under Exchange Rate Flexibility. kan mekanisme penyesuaian yang diperlukan 7 Policy
untuk meredam gejolak yang mempengaruhi Dalam penelitian tersebut dijelaskan bahwa perekonomian yaitu dengan model persa-
ekspektasi nilai tukar merupakan permasa- maan struktural Mundell-Flemming yang lahan utama yang mempengaruhi perubahan
dirumuskan Obstfeld (1985) sebagai berikut: 4 pada pasar modal yang dijelaskan melalui pendekatan moneter pada perekonomian
terbuka. Juga dijelaskan bahwa neraca
Y d = ηq t - σ(i t -E t (p t+1 –p t )) + d t ..... (4)
transaksi berjalan (current account) merupa- kan faktor utama yang mendasari perubahan
nilai tukar.
Persamaan di atas merupakan persamaan IS pada perekonomian terbuka (open
Michael D. Mekenzie (2001) yang mela- economy) yang menyatakan bahwa output kukan penelitian mengenai fluktuasi nilai (Y) yang dipengaruhi oleh nilai tukar riil (q),
mata uang dengan metode ARCH (autore- perbedaan suku bunga riil (E t (p t+1 –p t ) dan
gressive conditional heteroscedasticity). variabel eksogen (d). Fungsi permintaan Penelitian ini juga digunakan untuk mem-
uang dirumuskan sebagai berikut: 5 prediksi fluktuasi mata uang pada masa yang akan datang. 8 Dalam penelitiannya dirumus-
kan bahwa peningkatan jumlah uang beredar
M t -p t =Y t - λi t ......(5)
secara relatif atau penurunan tingkat pendapatan relatif akan menyebabkan terjadi-
dimana permintaan uang riil (M
-p t
) dipe-
nya depresiasi nilai tukar sama halnya jika
ngaruhi oleh tingkat output (Y) dan terjadi kenaikan tingkat bunga domestik. perbedaan suku bunga nominal (i).
Penelitian mengenai fluktuasi mata uang Sedangkan fungsi tingkat harga dirumuskan
juga dilakukan oleh Angelos Kanas dan sebagai berikut: 6 Georgios P. Kouretas (2001) yaitu untuk mengetahui faktor-faktor yang mendorong terjadinya gejolak perubahan (volatility) nilai
P t = (1 – θ) E t–1 p t + θp t ......(6)
tukar mata uang dan kontrol modal baik pada pasar gelap (black market) maupun pasar
Harga yang terjadi di pasar barang resmi (official market) dengan mengambil merupakan rata-rata tertimbang antara harga
pengalaman negara Yunani. Dalam peneli- aktual yang terjadi di pasar dan ekspektasi
tiannya diketahui bahwa kemampuan dalam harga pada periode sebelumnya. Banyak memprediksi volatilitas nilai tukar dari
penelitian yang telah dilakukan para ahli
8 3 Ibid, hal. 153 Michael D Mckenzie, 2001, “Forecasting Australian
7 Ibid, hal. 269
4 Ibid, hal, 159 Exchange Rate Volatility A Comparative Study of
Loc-cit
5 Alternate Modelling Techniques and The Impact of
6 Power Transformations’ dalam Journal Departement
Loc-cit of Economics and Finance,RMIT
152 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 metode GARCH (1,1) memberikan akurasi
(time series). Adapun data yang dikumpulkan yang lebih tepat tentang informasi pasar bersumber dari Badan Pusat Statistik (BPS), dibandingkan dengan dua metode pengu-
Asian Development Bank (ADB), Interna- kuran tradisional lain. 9 tional Financial Statistics (IFS), Bank Indonesia, Departemen Keuangan dan
METODE PENELITIAN
sumber informasi data lain yang kredibel dengan kurun waktu dari tahun 1990 triwulan
Berdasarkan landasan teoritik dan hasil
I sampai dengan tahun 2004 triwulan II yang penelitian sebelumnya yang menjadi pijakan
dipakai sebagai bahan analisis statistik dalam melakukan penelitian, maka proses kuantitatif sehingga dapat memberikan
metodologi penelitian berikut yaitu meru- informasi yang akurat bagi pengambilan
muskan paradigma penelitian sebagai keputusan. Data yang digunakan dalam gambaran singkat mengenai proses dan alur
penelitian tentang analisis fluktuasi nilai penelitian yang akan dilakukan sebagai tukar Rupiah dan implikasinya pada
berikut: perekonomian Indonesia merupakan data
triwulanan antara kurun waktu tahun 1990 –
Pasar Barang
tahun 2004 dengan pertimbangan bahwa
Faktor
kurun waktu tersebut mencakup kondisi dan Non-
Y=C+I+G+X-M
Ekonomi
situasi perekonomian Indonesia baik sebelum terjadinya krisis ekonomi maupun setelah
terjadinya krisis ekonomi.
Faktor Fluktuasi Ekonomi Nilai Tukar
Pasar Uang
Rupiah
MS = Md
Hipotesis Penelitian
Berdasarkan latar belakang masalah, rumu-
Faktor
san masalah, kajian teoritis dan empiris,
Eksternal
kerangka pemikiran, asumsi-asumsi serta
Neraca
model penelitian yang telah dikemukakan di
Pembayaran
Kebijakan
BoP = CF+CA
atas, maka dapat dirumuskan hipotesis
Ekonomi
penelitian sebagai berikut:
1. Indeks harga konsumen, neraca pemba-
Gambar 2. Proses dan Alur Penelitian
yaran, jumlah uang beredar berpengaruh positif dan signifikan terhadap fluktuasi
nilai tukar Rupiah
Jenis dan Sumber Data
2. Aliran modal dan rasio tingkat bunga Jenis data dalam penelitian ini adalah data
domestik atas tingkat bunga internasional sekunder yang merupakan data runtut waktu
berpengaruh negatif dan signifikan terha- dap fluktuasi nilai tukar Rupiah
9 Angelos Kanas and Georgios P Kouretas,2001, “Black 3. Krisis ekonomi berpengaruh secara signi-
and Official Exchange Rate Volatility and Foreign
fikan terhadap nilai tukar Rupiah
Exchange Controls Evidence from Greece”, International Journal of Finance and Economics, vol.
6, 13 - 25
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
153 Metode Analisis
stasioner atau tidak, maka harus dibanding- Metode estimasi Error Correction Model
kan dengan tabel nilai kritis berikut. (ECM) merupakan model analisis dinamik
untuk menjelaskan pengaruh perubahan Tabel 2. Nilai Kritis untuk t pada Uji ADF N (jumlah
variabel independen terhadap variabel
sampel) = 33
dependen dalam jangka pendek maupun
Tingkat Signifikansi Nilai Kritis
jangka panjang. Dalam model ECM dengan memasukkan variabel ECT (error correction
-3,6852 term). Koefisien regresi variabel ECT meru-
-2,9705 pakan koefisien penyesuaian (coeficient of
-2,6242 adjustment) yang juga sekaligus menunjuk-
Sumber: Fuller (1976)
kan kecepatan penyesuaian (speed of
adjustment) antara nilai aktual (actual) dengan nilai diinginkan (desired) yang akan
2. Uji Derajat Integrasi
dieliminasi dalam satu periode. Karakteristik Selanjutnya setelah dilakukan uji akar-akar model ECM yang valid manakala memenuhi
unit dapat dilanjutkan dengan melakukan uji ketentuan bahwa nilai koefisien ECT ( ω)
derajat integrasi jika uji akar-akar unit terletak dalam range 0 < ω < 1 dan secara
ternyata data yang diamati tidak stasioner. statistik harus signifikan.
Definisi integrasi suatu data adalah bahwa jika data runtut waktu (time series) X
Metode Pengujian
dikatakan berintegrasi pada derajat d atau ditulis I(d) jika data tersebut perlu didiferen-
1. Uji Akar-akar Unit (Unit Roots Test)
siasi sebanyak d kali untuk dapat menjadi Suatu data atau variabel disebut stasioner jika
data yang stasioner atau I(0). nilai rata-rata (mean) dan varians konstan
selama periode pengamatan. Dengan asumsi
3. Uji Goodness of Fit (Uji Kecocokan
stasioneritas maka mampu menterjemahkan
Model)
data dan model ekonomi secara baik karena Untuk melihat sejauh mana model yang data yang stasioner tidak terlalu bervariasi dirumuskan dapat menerangkan variasi peru- dan cenderung mendekati nilai rata-ratanya. bahan variabel endogen dilakukan dengan uji Sebaliknya pada data yang tidak stasioner kecocokan model (uji goodness of fit). Dalam akan dipengaruhi oleh waktu dan cenderung uji ini dilihat nilai koefisien determinasi (R 2 ), menyimpang dari nilai rata-ratanya dan jika nilai R 2 tinggi berarti model yang selanjutnya dapat menyebabkan terjadinya dirumuskan dapat menerangkan variasi regresi lancung (spurious regression). Untuk perubahan variabel endogen. Sebaliknya jika menguji apakah data atau variabel yang nilai R 2 kecil berarti bahwa model yang dianalisis dalam penelitian ini stasioner dirumuskan lemah dalam menjelaskan variasi ataukah tidak, maka dilakukan uji stasione- perubahan variabel endogen. ritas dengan uji akar-akar unit (unit roots
test). Untuk mengetahui apakah hasil dari uji
stasioneritas di atas menunjukkan suatu data
154 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007
4. Uji Signifikansi Garis Regresi secara
6. Uji Asumsi Klasik
Untuk memperoleh hasil estimasi yang valid Interpretasi terhadap hasil perhitungan adalah
Keseluruhan (Overall Test)
dan akurat, maka parameter estimasi harus dengan ketetapan sebagai berikut jika nilai F-
lolos dari uji asumsi klasik yaitu uji hitung lebih besar dari pada F tabel pada otokorelasi, uji multikolinearitas dan uji derajat kesalahan tertentu ( α) dengan derajat
heteroskedastisitas.
kebebasan k – 1 dan N – 1, maka Ho ditolak. Hal ini dapat diartikan bahwa variabel
ANALISIS HASIL PENELITIAN
independen secara bersama-sama berpenga- ruh secara signifikan terhadap variabel Sebelum menganalisis data penelitian
mengenai fluktuasi nilai tukar Rupiah dan endogen. Tetapi sebaliknya jika F hitung
lebih kecil dari pada nilai F tabel, maka implikasinya pada perekonomian Indonesia, maka dilakukan pengujian terhadap data-data
artinya bahwa Ho diterima sehingga variabel independen secara simultan tidak berpenga-
makroekonomi. Hasil uji akar-akar unit dalam penelitian ini dapat dilihat pada tabel
ruh secara signifikan terhadap variabel endogen.
5. Uji Signifikansi Parameter (Partial test Tabel 3. Hasil Uji Akar-akar Unit (unit roots test) atau Uji-t)
Uji Akar-akar Unit
Uji signifikansi parameter (uji-t) adalah
Variabel
DF ADF
untuk mengetahui pengaruh secara parsial
-1,569909 masing-masing variabel independen terhadap
C -1,574511
-2,237762 variable endogen dalam persamaan reduced
I -2,014321
-1,604175 form. Jika nilai t-hitung lebih besar dari pada
G -1,748518
-1,823969 nilai t-kritis, maka Ho ditolak berarti variabel
X -1,896573
-1,756409 independen berpengaruh secara signifikan
GDP
0,076585 terhadap variabel endogen. Hal ini menun-
GDPDN
-2,259081 jukkan bahwa tanda dan besaran parameter
-0999791 mempunyai arti penting dalam suatu model.
ER
-1,690734 Tetapi sebaliknya jika nilai t-hitung lebih
SHLN
-2,942546 r kecil dari pada nilai t-kritis berarti bahwa k
3,263387 baik tanda maupun besaran estimator tersebut
M1
-1,979590 tidak ada nilainya karena sebenarnya nilai
CPI
-2,294711 parameter tersebut sama dengan nol. Dalam
CF -3,603502
-5,246548 suatu penelitian toleransi kesalahan (
BoP
α) -2,947352 maksimum adalah 10 persen atau taraf
SBI
Sumber: data sekunder (diolah)
kepercayaan minimum 90 persen dan jika
nilainya di bawah ini berarti tidak signifikan. Hasil uji derajat integrasi di atas menun- jukkan bahwa semua variabel yang tidak
stasioner pada data asli setelah dilakukan uji
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
akar-akar unit pada first difference telah regresi variabel ECT merupakan koefisien mencapai keadaan yang stasioner. Variabel
penyesuaian (coeficient of adjustment) yang CPI, ER, G, GDPDN, I, C, PDB, SHLN, X,
menunjukkan besarnya ketidaksesuaian dan Z. dari hasil uji derajat integrasi telah
antara nilai aktual (actual) dengan nilai mencapai keadaan stasioner dengan uji akar-
diinginkan (desired) yang akan dieliminasi akar unit pada first difference karena nilai
dalam satu periode. Jika metode estimasi test statistiknya signifikan pada critical value
ECM memenuhi kriteria tersebut dikatakan
10 %. bahwa model ECM dapat dipakai untuk mengestimasi suatu fungsi persamaan dengan
Metode Estimasi Error Correction Model
baik.
(ECM)
Hasil estimasi dinamis dengan metode Metode estimasi dinamik ECM untuk ECM di atas menunjukkan bahwa metode menganalisis perubahan nilai tukar Rupiah
estimasi ECM sahih karena telah memenuhi terhadap dollar AS secara dinamis baik kriteria sebagai model estimasi dimana nilai dalam jangka pendek maupun jangka koefisien regresi ECT sebesar 0,051906 panjang, Tabel 4 mengungkapkan hasil dengan nilai t-statistik sebesar 2,062615 > t- penelitian dengan metode ECM.
tabel pada α (level of significance) 5 % Agar metode estimasi ECM dikatakan
dengan derajat kebebasan (degree of sahih, maka harus memenuhi beberapa freedom) n – k – 1. Nilai koefisien regresi kriteria yaitu koefisien regresi dari variabel
ECT (error correction term) yang sekaligus error correction term (ECT) nilainya 0 <
ψ< juga menunjukkan kecepatan penyesuaian
1. Kriteria berikutnya bahwa nilai t-statistik (speed of adjustment) nilai tukar Rupiah dari koefisien regresi variabel ECT harus menuju ke keseimbangan dengan nilai
signifikan dan bertanda positif. Koefisien sebesar 0,051906 artinya bahwa sekitar
Tabel 4. Analisis Estimasi Nilai Tukar Rupiah Metode ECM
Error Correction Model (ECM)
Variabel Koefisien t-statistik Prob. Uji Diagnostik
Konstanta 575,0900 0,814344 04200 AIC 16,74132 D(RDNLN) -100,0143 -0,846706 0,4020 SC
17,24766 D(BoP) -0,541937 -2,253419 0,0295 Ramsey Test 2,895749 D(CF) 0,480588 2,238415 0,0306 J-B
3,975161 D(CPI) 0,410951 0,072568 0,9425 B-G
1,090522 D(M1) 0,040934 1,689115 0,0986 White test 31,46473 D(Dummy) 945,6358 1,234966 0,2237 F-statistik
RDNLN(-1) 24,72756 0,292030 0,7717 R 2 Adjusted
BoP(-1) -0,700165 -2,502589 0,0163 t-tabel α = 5 % 1,672
CF(-1) 0,234516 1,352711 0,1834 CPI(-1) -6,269850 -1,245395 0,2199
M1(-1) 0,005039 0,978732 0,3333 Dummy(-1) 631,0882 1,721655 0,0925 ECT 0,051906 2,062615 0,0454
Sumber: data sekunder (diolah)
156 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 5,1906 % ketidaksesuaian antara nilai tukar
variabel tingkat bunga bukan merupakan Rupiah aktual (actual) dengan nilai tukar variabel yang menentukan bagi investor dan Rupiah yang diinginkan (desired) akan pelaku pasar uang dalam menanamkan dieliminasi dalam satu periode.
investasi portfolio. Bagi mereka yang lebih Metode estimasi ECM juga dapat mem-
penting adalah sejauhmana komitmen dan berikan informasi mengenai bagaimana konsistensi pemerintah dalam menjalankan kaitan perubahan variabel independen terha-
kebijakan-kebijakan ekonominya yang dapat dap variabel dependen dalam jangka panjang.
memberikan sinyal positif bagi pelaku pasar. Untuk menghitung nilai koefisien jangka
Metode estimasi ECM menunjukkan panjang dari variabel bebas RDNLN, CF, bahwa dalam jangka pendek besarnya BoP, CPI, MS dan Dummy pada metode koefisien regresi variabel BoP sebesar – estimasi ECM diperoleh hasil perhitungan 0,541937 dengan nilai t-statistik –2,253419 > yang nampak dalam tabel 5.
t-tabel pada α (level of significance) 5% dengan derajat kebebasan (degree of
freedom) n–k–1 artinya bahwa dalam jangka
Tabel 5. Nilai Koefisien Variabel Independen Jangka
pendek perubahan variabel BoP berpengaruh
Panjang Metode Estimasi ECM
secara negatif dan signifikan terhadap
ECM
fluktuasi variabel ER. Surplus neraca
Variabel Jangka Pendek
pembayaran (BoP) sebesar 1 juta/$ AS akan Konstanta 575,0900
Jangka Panjang
mendorong apresiasi nilai tukar Rupiah RDNLN -100,0143
sebesar 0,419113 Rupiah/$ AS. Dalam CF -0,541937 5,51809 analisis jangka panjang menunjukkan bahwa
BoP 0,480588 -12,4891 CPI 0,410951 -119,792 koefisien regresi variabel BoP sebesar MS 0,040934 12159,29 –12,4891 dengan nilai t-statistik –2,502589 > Dummy 945,6358 1,097079
ECT - - α (level of significance) 5 %
t-tabel pada
dengan derajat kebebasan (degree of
Sumber: data sekunder (diolah)
freedom) n–k–1 artinya bahwa dalam jangka panjang perubahan posisi neraca pembayaran
Metode estimasi ECM menunjukkan berpengaruh secara signifikan terhadap fluk- bahwa nilai koefisien regresi variabel tuasi nilai tukar Rupiah terhadap dollar AS. RDNLN dalam jangka pendek sebesar –
Temuan empiris ini mengisyaratkan 100,0143 dengan nilai t-statistik -0,846706 <
bahwa fundamental ekonomi berpengaruh t-tabel pada α (level of significance) 13%
terhadap fluktuasi nilai tukar mata uang di dengan derajat kebebasan (degree of samping faktor-faktor non ekonomi. Posisi
freedom) n–k–1. Hasil temuan ini juga neraca pembayaran mencerminkan kondisi membuktikan bahwa dalam jangka pendek
riil perekonomin Indonesia terhadap negara rasio tingkat bunga simpanan domestik lain menyangkut arus perdagangan barang
terhadap tingkat bunga internasional tidak dan modal. Ada dinamika pengaruh peruba- berpengaruh secara signifikan terhadap han posisi neraca pembayaran internasional fluktuasi nilai tukar Rupiah terhadap dollar
terhadap fluktuasi nilai tukar Rupiah terha- AS. Temuan empiris ini menyiratkan bahwa
dap dollar AS.
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
Metode estimasi ECM menunjukkan sedangkan dalam jangka panjang relatif tetap bahwa dalam analisis jangka pendek nilai dan stabil karena para pelaku ekonomi telah koefisien regresi variabel CPI sebesar melakukan ekspektasi dan penyesuaian 0,410951 dengan nilai t-statistik 0,072568 <
berdasarkan pengalaman sebelumnya. t-tabel pada α (level of significance) 5 %
Metode estimasi ECM membuktikan dengan derajat kebebasan (degree of bahwa dalam jangka pendek keadaan krisis
freedom) n–k–1 artinya bahwa dalam jangka ekonomi tidak berpengaruh terhadap fluktu- pendek variabel CPI tidak berpengaruh asi nilai tukar Rupiah terhadap dollar AS.
secara signifikan terhadap fluktuasi nilai Nilai koefisien regresi variabel krisis tukar Rupiah. Demikian juga dalam analisis
ekonomi sebesar 945,6358 dengan nilai t- jangka panjang bahwa nilai koefisien regresi
statistik 1,234966 < t-tabel pada α (level of variabel CPI sebesar –119,792 dengan nilai t-
significance) 5 % dengan derajat kebebasan statistik -1,245395 < t-tabel pada α (level of
(degree of freedom) n–k–1 artinya bahwa significance)
5 % dengan derajat kebebasan dalam jangka pendek kondisi krisis ekonomi (degree of freedom) n–k–1 artinya bahwa tidak berpengaruh secara signifikan terhadap
dalam jangka panjang variabel CPI juga tidak fluktuasi nilai tukar Rupiah terhadap dollar berpengaruh secara signifikan terhadap AS. Dalam jangka panjang diperoleh temuan
fluktuasi nilai tukar Rupiah. bahwa nilai koefisien regresi variabel krisis
Metode estimasi ECM menunjukkan ekonomi sebesar 12159,29 dengan nilai t- bahwa dalam jangka pendek nilai koefisien
statistik 1,721655 > t-tabel pada α (level of regresi variabel MS sebesar 0,040934 dengan
significance) 5 % dengan derajat kebebasan nilai t-statistik 1,689115 > t-tabel pada α
(degree of freedom) n–k–1 artinya bahwa (level of significance) 5 % dengan derajat
dalam jangka panjang krisis ekonomi kebebasan (degree of freedom) n–k–1 artinya
berpengaruh secara positif dan signifikan bahwa dalam jangka pendek peningkatan terhadap fluktuasi nilai tukar Rupiah jumlah uang beredar sebesar 1 milyar Rupiah
terhadap dollar AS.
akan menyebabkan depresiasi nilai tukar Krisis ekonomi menimbulkan kepanikan Rupiah terhadap dollar AS sebesar 0,040934
di tengah masyarakat sehingga menimbulkan Rupiah/$ AS. Dalam jangka panjang nilai ketidakpastian yang berakibat masyarakat
koefisien regresi variabel MS sebesar mengambil langkah mengamankan nilai 1,097079 dengan nilai t-statistik 0,978732 <
kekayaan dari kemungkinan merosot di t-tabel pada α (level of significance) 5 %
kemudian hari dengan menukar Rupiah dengan derajat kebebasan (degree of dengan dollar AS. Kejadian ini terasa benar
freedom) n–k–1 artinya bahwa dalam jangka pada saat Indonesia mengalami krisis mone- panjang perubahan jumlah uang beredar tidak
ter menjelang turunnya rezim orde baru berpengaruh secara signifikan terhadap tahun 1997 dimana Rupiah sempat hampir
perubahan nilai tukar Rupiah terhadap dollar menyentuh angka Rp. 20.000/$ AS. Namun AS. Hasil temuan empiris ini menunjukkan
seiring dengan langkah-langkah kebijakan bahwa para pelaku ekonomi merespon konsolidasi ekonomi dan kondisi politik yang
kebijakan perubahan jumlah uang beredar semakin stabil, maka nilai Rupiah berangsur- dalam konteks ekonomi jangka pendek angsur pulih kembali.
158 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007
KESIMPULAN
4. Indeks harga konsumen dalam analisis
1. Pengaruh dinamika jangka pendek dan dinamis jangka pendek dan jangka jangka panjang menunjukkan bahwa
panjang tidak berpengaruh secara signifi- perubahan rasio tingkat bunga simpanan
kan terhadap nilai tukar Rupiah terhadap domestik terhadap tingkat bunga interna-
dollar AS. Hal ini menyiratkan keberha- sional tidak berpengaruh secara signifi-
silan kebijakan pemerintah dalam kan terhadap perubahan nilai tukar
mengendalikan laju inflasi pada tingkat Rupiah terhadap dollar AS. Temuan
yang wajar yaitu di bawah dua digit empiris ini terkait dengan pola kebijakan
untuk menjaga stabilitas ekonomi moneter yang bersifat reaktif bukan
nasional.
proaktif sehingga pemerintah terkesan 5. Dalam analisis ekonomi dinamis jangka kurang responsif terhadap perkembangan
pendek jumlah uang beredar berpengaruh pasar uang internasional.
secara positif dan signifikan terhadap
2. Sedangkan dalam analisis dinamis jangka nilai tukar Rupiah sebesar 0,040934 pendek perubahan aliran modal berpe-
artinya bahwa peningkatan jumlah uang ngaruh positif dan signifikan terhadap
beredar sebesar 1 milyar Rupiah akan nilai tukar Rupiah sebesar 0,480588.
mendorong depresiasi nilai tukar Rupiah Temuan empiris ini terkesan kontradiktif
sebesar 0,040934 Rupiah/$ AS. Sedang- dengan temuan analisis keseimbangan
kan dalam analisis jangka panjang makro ekonomi namun hal ini bisa
jumlah uang beredar tidak berpengaruh dipahami mengingat dinamika yang
secara signifikan terhadap nilai tukar sangat tinggi menyangkut aliran modal
Rupiah. Dari temuan empiris ini menyi- menyangkut sensitivitas pelaku pasar
ratkan bahwa jumlah uang beredar terhadap setiap perubahan baik menyang-
merupakan variabel makroekonomi yang kut kebijakan ekonomi pemerintah atau
berpengaruh terhadap nilai tukar Rupiah faktor-faktor non ekonomi lainnya.
terhadap dollar AS. Karena dengan semakin meningkatnya jumlah uang
3. Sedangkan dalam analisis ekonomi dina- beredar akan berdampak pada pening-
mis jangka pendek dan jangka panjang katan inflasi sehingga akan menurunkan diketahui bahwa neraca pembayaran nilai Rupiah terhadap dollar AS.
berpengaruh secara signifikan terhadap nilai tukar Rupiah sebesar –0,541937 dan
6. Dalam jangka panjang keadaan krisis –12,4891. Temuan empiris dengan pen-
ekonomi berpengaruh secara positif dan dekatan dinamik ini juga sifatnya
signifikan terhadap nilai tukar Rupiah kontradiktif dengan pendekatan keseim-
terhadap dollar AS. Krisis ekonomi bangan makro ekonomi. Namun hal ini
menimbulkan depresiasi nilai Rupiah juga bisa dipahami bahwa dalam analisis
sebesar 12159,29 Rupiah/$ AS. Fenome- dinamis perubahan kebijakan ekonomi
na ini menjelaskan bahwa krisis ekonomi dan faktor-faktor non ekonomi sangat
menimbulkan kepanikan pasar dan para sensitif terhadap perubahan nilai tukar
pelaku pasar berusaha melindungi keka- Rupiah.
yaan dari kemungkinan rugi di kemudian hari dengan menukar Rupiah dengan
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
dollar sehingga Rupiah terus terkoreksi. mi Universitas Indonesia dan Sinar Nilai Rupiah kembali menguat seiring
Harapan.
dengan semakin pulihnya kondisi ekono- Baffes, John, Ibrahim A Elbadawi, Stephen mi dan politik serta keyakinan masyara-
A O’Connell, 1997, Single Equation kat akan kemampuan pemerintah dalam
Estimation of the Equilibrium Real Ex- mengendalikan stabilitas ekonomi dan
change Rate, Journal of Economics. politik nasional.
Betts, Caroline and Michael B Devereux, 2000, Exchange Rate Dynamics in a
Model of Pricing to Market, Journal of Adams, John, 1999, The Contemporary In-
DAFTAR PUSTAKA
International Economics 50 , 215-244 ternational Economy Reader , second Bigman David and Teizo Taya, 1984, Float- edition, New York: St. Martin Press.
ing Exchange Rates and the State of Aghevli, BB, 1976, “A Model of the Mone-
World Trade and Payments , Ballinger tary Sector for Indonesia 1968-1973”,
Publishing Company. Bulletin of Indonesian Economic Stud-
Bodnar, GB and R Marston, 2000, “A Simple ies , vol. 12/3, p. 50-60.
Model of Foreign Exchange Exposure”, Aghevli, BB, 1977, “Money, Price and the
mimeo, October 30, Balance of Payment: Indonesia, 1968-
Bodnar, G, F Wong, 2000, “Estimating Ex- 1973”, Journal of Development Studies,
change Rate Exposure Some Weighty vol. 13/2, p. 35-57.
Issues, NBER Working Paper 7497, Aghevli, BB, 1999, “An Econometric Model
January.
of Monetary Sector for Indonesia”, Boediono, 1979, Econometric Models of the Journal of Development Studies.
Indonesian Economy for Short Run Aghevli, BB and Khan MS, 1978, “Govern-
Policy Analysis , Dissertation PhD, Uni- ment Deficits and the Inflationary Proc-
versity of Pennsylvania. ess in Developing Countries”, IMF Staff
Bordo, Michael D and Harold James, 2001, Papers “The Adam Klug Memorial Lecture
Aghevli, BB, 1978, “Government Deficits Haberler versus Nurkse the Case for and the Inflationary Process in Devel-
Floating Exchange Rates as an Alterna- oping Countries”, IMF Staff Papers.
tive to Breton Woods, NBER Working Angelos Kanas and Georgios P Kouretas,
Paper, October.
2001, “Black and Official Exchange Bordo, Michael, 2001, “Core Periphery Ex- Rate Volatility and Foreign Exchange
change Rate Regimes and Globaliza- Controls Evidence from Greece”, Inter-
tion,” NBER Working Paper, Novem- national Journal of Finance and Eco-
ber.
nomics 6 . Branson, William H, 2000, Macroeconomic Arsyad Anwar, 1985, Prospek dan Perma-
Theory and Policy , third edition, New salahan Ekonomi Indonesia 1985-1986 ,
York: Harper and Row Publisher. edisi pertama Jakarta: Fakultas Ekono-
160 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 Chacholiades, Miltiades, 1973, The Pure Glassburner, Bruce dan Chandra Aditiawan,
Theory of International Trade, London: 1982, Teori dan Kebijaksanaan Eko- The MacMillan Press.
nomi Makro , edisi kedua, Jakarta: Chiang, Alpha C, 2002 Fundamental Meth-
LP3ES.
ods of Mathematical Economics , third Goldberg Michael, 2000, “Do Monetary edition, International Student Edition,
Models of The Exchange Rate with RE New York: McGraw-Hill Inc.
Fit The Data?” Mimeo, University of Cooney John W, Bonnie van Ness and
New Hampshire (November). Robert van Ness, 2000, “Do Investors
Granger, CWJ and Newbold, Paul, 2002, Avoid Odd-Eighths Prices? Evidence
Forecasting Economic Time Series , from NYSE Limit Orders”, Mimeo
Academic Press, New York San Fran- (December).
cisco London, p.333 Dernburg, Thomas F, 2001, Makroekonomi,
Griffin John and Rene Stulz, 2001, “Interna- terjemahan Muhtar, edisi ketujuh,
tional Competition and Exchange Rate Jakarta: Penerbit Erlangga.
Shocks A Cross Country Industry Dominguez K and L Tesar, 2001a “A Re-
Analysis of Stock Returns,” Review of Examination of Exchange Rate Expo-
Financial Studies, spring, 215-241. sure”, American Economic Review Pa-
Groosman, Gene M, 1992: Imperfect Com- pers and Proceedings , May
petition and International Trade , NJ: Dominguez K and L Tesar, 2001, “Exchange
The MIT Press.
Rate Exposure,” NBER Working Paper Grauwe Paul de and Isabel Vansteenkiste, 8453 , September.
2001, “Exchange Rates and Fundamen- Dornbusch, Rudiger dan Fischer Stanley,
tals a Non Linear Relationship?” CE- 2002, Makroekonomi, edisi ketiga, ter-
Sifo Working Paper No. 577 , October. jemahan Sitompul, Jakarta: Erlangga.
Grubel, Herbert G, 1981, International Eco- Dornbusch, Rudiger, 1980, Open Economy
nomics , Richard D Irwin Inc. Macroeconomics , New York: Basic Gujarati, Damodar N, 2002, Basic Econo-
Books Inc. metrics , Fifth edition, London: McGraw Evans, Martin, 2001, “FX Trading and Ex-
-Hill.
change Rate Dynamics,” NBER Work- Harun Hadiwijoyo, 1980, Sari Sejarah ing Paper 8116 (February)
Filsafat Barat , Jilid I dan II, Yogya- Gallagher, T Kenneth, 1994, Epistemology
karta: Penerbit Kanisius. Filsafat Pengetahuan , Yogyakarta: Hausmann Ricardo, Ugo Panizza and Ernesto
Penerbit Kanisius. Stein, 2000, “Why do Countries Float George, J Hall, 2001, “Exchange Rates and
the Way They Float? JADB Working Casualties during the First World War,”
Paper , No. 418.
Cowles Foundation Discussion Paper Hongwei Du and Zhen Zhu, 2001, “The No. 1321 , August.
Effect of Exchange Rate Risk on Ex- ports Some Additional Empirical Evi-
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
dence,” Journal of Economic Studies, Insukindro, 1996, “Pendekatan Masa Depan Vol 28 No. 2, pp. 106-121.
dalam Penyusunan Model Ekonometri- Harris, Laurence, 1985, Monetary Theory,
ka: Forward-looking Model dan Pende- second edition, New York: McGraw-
katan Kointegrasi’, Jurnal Ekonomi dan Hill Book Company.
Industri , tahun kedua, edisi kedua Havrilesky T and Boorman J, 1976, Current
Insukindro, 1998, “Pendekatan Stok Pen- Issues in Monetary Theory and Policy ,
yangga Permintaan Uang: Tinjauan AHM Publishing Corporation.
Teoritik dan Sebuah Studi Empirik di Indonesia”, Ekonomi dan Keuangan
Henderson, James M, Quandt Richard E, Indonesia, Vol. XLVI, No. 4 1980, Microeconomic Theory a Mathe-
matical Approach , third edition, Inter- Insukindro, 1998, Pemilihan Model Ekonomi national Student Edition, New York:
Empirik dengan Pendekatan Koreksi McGraw-Hill International Book Com-
Kesalahan”, Jurnal Ekonomi dan Bisnis pany.
Indonesia , Vol. 14, No. 1. Herman Soewardi, 2000, Roda Berputar Intriligator, Michael D, 1996, Econometric
Dunia Bergulir Kognisi Baru tentang Models, Techniques and Application , Timbul-tenggelamnya Sivilisasi , edisi I,
New Jersey USA: Prentice-Hall Inc., Bandung: Bakti Mandiri.
Englewood Cliffs. Hill, Hall, 1996, The Indonesian Economic
Jeremy Berkowitz and Lorenzo Giorgianni, since 1966 Southeast Asia’s Emerging
1996, “Long Horizon Exchange Rate Giant , London: Cambridge University
Predictability?” International Monetary Press.
Funds, September 19. IMF, 1998, World Economic Outlook, May,
John Geanakoplos and Dimitrios Tsomocos, Washington DC, International Mone-
2001, “International Finance in General tary Fund.
Equilibrium”, Cowles Foundation Dis- cussion Paper No. 1313 , July.
Imamudin Yuliadi, 2001, Analisis Makroe- konomi Indonesia Pendekatan IS-LM ,
Kenen, Peter B, 1989, The International tesis, Yogyakarta: Universitas Gadjah
Economy , second edition, New Jersey: Mada.
Prentice Hall, Englewood Cliff. Insukindro, 1990, “Komponen Koefisien Kilian L and M Taylor, 2001, “Why is It So
Regresi Jangka Panjang Model Eko- Difficult to Beat the Random Walk nomi Studi Kasus Impor Barang di In-
Forecast of Exchange Rates? University donesia”, Journal Ekonomi dan Bisnis
of Mimeo, pp. 29. Indonesia, No. 2 tahun V Kmenta, Jan, 2000, Elements of Econome- Insukindro, 1992, “Pembentukan Model
tric , second edition, London: McGraw- dalam Penelitian Ekonomi”, Jurnal
Hill.
Ekonomi dan Bisnis Indonesia, tahun Koutsoyiannis, A, 2002, Theory of Econome-
VII, No. 1 tric , second edition, New Jersey: Pren- tice-Hall, Englewood Cliffs.
162 Jurnal Ekonomi Pembangunan, Vol. 8, No. 2, Desember 2007 Krugman Paul and M Obstfeld, 1988: Inter-
Mundel, RA, 1968, International Economics, national Economics Theory and Policy ,
New York: McGraw-Hill. London: Foresman and Company.
M. Nasir, 1999, Metode Penelitian, Jakarta: Lilien, David M, 1976, Micro TSP Student
Ghalia Indonesia.
Version Used’s Manual Version 5.1 , Nopirin, 1983, A Synthesis of Monetary and Quantitative Micro Software, Irvin
Keynesian Approach to The Balance of California.
Payments The Indonesian Case 1970- Lyons, Richard K, 2001. the Microstructure
1979 , PhD dissertation, Washington Approach to Exchange Rates, Book in
State University, 1983, Unpublished Draft.
Nucci F and AF Pozzolo, 2001, “Investment Maddala, GS, 2001, Introduction to Econo-
and the Exchange Rate an Analysis with metrics , second edition, New York:
Firm Level Panel Data,” European Maxwell MacMillan International Pub-
Economic Review 45 , pp 259-83. lishing Company.
Obstfeld, M and K Rogoff, 2000, “The Six Malinvaud, E, 1999, Statistical Methods of
Major Puzzles in International Macro- Econometrics , third revised edition,
economics Is There a Common Cause? North Holland Publishing Company,
NBER Working Paper 7777 , pp.66. 737.
Osler, CL, 2001, “Information, Order Flow, Mankiw, G N, 2000, Macroeconomics, New
and High Frequency Exchange Rate York: Worth Publisher Co.
Dynamics,” Mimeo, Federal Reserve Masson, Paul, 2001, “Exchange Rate Regime
Bank of New York. Transitions,” Journal of Development
Osler, CL, 2000, “Support for Resistance Economics , January.
Technical Analysis and Intraday Ex- McCallum, Bennett T, 1989, Monetary Eco-
change Rates,” Federal Reserve Bank of nomics Theory and Policy , New York
New York Economic Policy Review MacMillan Publishing Company.
(July).
Meade, JE, 1956, The Balance of Payment, Osler, CL, 2001, “Currency Orders and Ex- fourth edition, New York: Oxford Uni-
change Rate Dynamics Explaining The versity Press.
Success of Technical Analysis, Federal Reserve Bank of New York , March.
Michael, D McKenzie, 2003, “Forecasting Australian Exchange Rate Volatility A
Peursen van CA, 1993, Susunan Ilmu Comparative Study of Alternate Mod-
Pengetahuan Sebuah Pengantar Filsa- eling Techniques and the Impact of
fat Ilmu , Jakarta: PT Gramedia. Power Transformations,” Department of
Pindyck, Robert S and Rubinfeld, Daniel L, Economics and Finance , RMIT.
1991, Econometric Model and Eco- Mishkin, S. Frederic, 2001, The Economics
nomic Forecast , International edition, of Money Banking and Financial Mar-
McGraw-Hill Inc., third edition kets , Addison Wesley.
Ravn, Morten O., 2000, Consumption Dy- namics and Real Exchange Rate,
Imamudin – Analisis Nilai Tukar Rupiah dan Implikasinya ...…
163
Working Paper , London Business Macroeconomics An Introduction to School.
Competing Schools of Thought, Edward Reinhart Carmen M., and Vincent R.,
Elgar Publishing, Limited Reinhardt, 2000, “What Hurts Most? G-
Sritua Arif, 1990, Dari Prestasi Pemba-
3 Exchange Rate or Interest Rate Vola- ngunan sampai Ekonomi Politik, Kum- tility, NBER Working Paper, July 7.
pulan Karangan , Jakarta: Penerbit Rime, Dagfinn, 2000, “Private or Public
Universitas Indonesia. Information in Foreign Exchange Mar-
Tawang Alun, 1992, Analisa Ekonomi Utang kets? An Empirical Analysis,” Mimeo,
Luar Negeri , Jakarta: LP3ES. April.
Thomas, R Leighton, 1985, Introductory Robert, E Lipsey, 1999, “The Role of For-
Econometrics Theory and Application , eign Direct Investment in International
first edition, Singapore: British Library Capital Flows,” NBER Working Paper
Catalog in Publishing Data. 7094 , April.
Turnovsky, Stephen J, 1981, Macroeconomic Romer, David, 2000, Advanced Macroeco-
Analysis and Stabilization Policy , USA: nomics , Singapore: McGraw Hill Inter-
Cambridge University Press. national Editions.
Tulus Tambunan, 2001, Perdagangan Inter- Rossi, Barbara, 2000, “Testing Out-of-Sam-
nasional dan Neraca Pembayaran , ple Predictive Ability with High Per-
Jakarta: LP3ES.
sistence an Application to Models of West and Cho, 1995, “The Predictive Ability Nominal Exchange Rate Determina-
of Several Models of Exchange Rate tion”, Princeton University Mimeo
Volatility”, Journal of Econometrics, (April).
69 , pp. 367-391.
Sadoulet Elisabeth and Alain de Janvry, Wihana Kirana Jaya, 1990, “Seleksi Model 1995, Quantitative Development Policy
Permintaan Uang di Indonesia 1973- Analysis , Baltimore: The John Hopkins
1983, Journal Ekonomi dan Bisnis University Press.
Indonesia, No. 2 tahun V Salvatore, Dominick, 1993, International
Zhaoyong Zhang, 1999, “China’s Exchange Economics , fourth edition, New York:
Rate Reform and Its Impact on the MacMillan Publishing Company.
Balance of Trade and Domestic Infla- Scarth, William M., 1988, Macroeconomics
tion”, Asia Pacific Journal of Econom- An Introduction to Advanced Methods ,
ics and Business, Vol. 3 No. 2, Decem- Harcourt Brace.
ber.
Snowdon Brian, Howard Vane, Peter Wy- anrczyk, 1994, A Modern Guide to