KAUSALITAS INVESTASI ASING TERHADAP PERT
KAUSALITAS INVESTASI ASING TERHADAP PERTUMBUHAN EKONOMI: Error Correction Model
Eni Setyowati 1 , Wuryaningsih DL 1 , dan Rini Kuswati 1
1 Fakultas Ekonomi Universitas Muhammadiyah Surakarta
Jalan
A. Yani Pabelan Tromol Pos I Kartasura Surakarta 57102 E‐mail: nayla.azka@yahoo.com
Abstrak: Investasi sebagai salah satu komponen yang diperlukan untuk melanjutkan proses pembangunan ekonomi. Tujuan penelitian yang hendak dicapai adalah untuk memperkirakan pengaruh investasi asing terhadap pertumbuhan ekonomi dan sebaliknya. Manfaat yang dapat diperoleh adalah untuk meningkatkan keberadaan teori pertumbuhan ekonomi dapat diterapkan di Indonesia, memperkuat hasil penelitian sebelumnya dan menjelaskan pengertian dari teori pertumbuhan ekonomi. Salah satu cara untuk menganalisis pengaruh jangka pendek dan jangka panjang adalah dengan menggunakan model dinamis. Dalam studi ini, model yang digunakan adalah model koreksi kesalahan Engle Granger (EG-ECM), yang didasarkan pada teorema representasi Granger. Dari hasil penelitian diketahui bahwa variabel yang memiliki dampak signifikan dalam jangka pendek adalah investasi langsung asing terhadap PDB dan sebaliknya. hasil penelitian ini telah membuktikan adanya dua arah kausalitas.
Kata kunci: investasi asing, GDP, EG-ECM, pertumbuhan ekonomi Abstract: Investment is one of the important components for the sustainability of economic
development process. Research objectives to be achieved are to estimate the influence of foreign investment on economic growth, and vice versa. The benefits to be gained are to increase the existence of economic growth theory can be applied in Indonesia, strengthen the results of previous studies, and clarify the understanding of the theory of economic growth. One of the way to analyze the influence of short-run and long run is to use dynamic models. In this study, the model used is the Engle Granger's Error Correction Models (EG-ECM), based Granger representation theorem. From the results of the research note that the variables that have a significant impact in the short run is the Foreign Direct Investment to GDP and vice versa. These research results have proved the existence of two-way causality
Keywords: foreign investment, GDP, EG-ECM, economic growth
PENDAHULUAN Harapan bagi negara berkembang atas peran modal asing yang masuk ke negaranya
Di negara‐negara berkembang yang berpeng‐ sebagaimana yang ditulis Mudrajad (1997) hasilan rendah seringkali terjadi kesenjangan
yaitu: pertama, sumber dana eksternal dapat investasi dan tabungan serta kesenjangan
dimanfaatkan oleh negara berkembang seba‐ devisa yang dicerminkan dalam defisit
gai dasar untuk mempercepat pertumbuhan anggaran. Umumnya untuk menutup kesen‐
ekonomi, kedua, pertumbuhan ekonomi yang jangan tersebut kebanyakan negara berkem‐
meningkat perlu diikuti dengan struktur bang mengundang investor asing.
ekonomi dan perdagangan; ketiga, modal asing dapat berperan penting dalam mobili‐ ekonomi dan perdagangan; ketiga, modal asing dapat berperan penting dalam mobili‐
1.354,23 juta dollar pada tahun 2002. sektor menjadi menurun setelah perubahan struk‐
pertanian memang memiliki beberpa kelema‐ tural benar‐benar terjadi.
han pada lingkungan, sehinga para investor asing
Pemerintah kurang berminat pada sektor ini. Lain
telah mengeluarkan kebija‐
kan dengan nvestasi dalam negeri, justru
deregulasi melalui beberapa paket
halnya
kebijakan mengalami kenaikan dari 106.546,86
di antaranya: paket Juli 1992 milyar rupiah pada tahun 2002.
pada
(dikeluarkan pada tanggal 7 Juli 1992). Paket Oktober (dikeluarkan pada tanggal 23
Bermula dari latar belakang di atas pene‐ Oktober 1993), dan paket Desember 1994
litian ini membatasi pada permasalahan (dikeluarkan pada tanggal 20 Desember
apakah investasi asing berpengaruh terhadap 1994). Paket kebijakan yang baru tersebut
pertumbuhan ekonomi ataukah pertumbu‐ dimaksudkan untuk mendorong terciptanya
han ekonomi berpengaruh terhadap investasi iklim investasi yang lebih menarik. Juga
asing.
untuk meningkatkan efisiensi produksi yang Tinjauan pustaka dalam penelitian ini
diperlukan untuk mempertahankan daya
sebagai berikut:
saing. Dalam paket tersebut diberikan lebih banyak kemudahan dan peluang bagi
1. Pengertian investasi
peningkatan efisiensi melalui penyederha‐
naan investasi (menurut Sukirno, 2000:
prosedur investasi dan perijinan
Pengertian
terutama sektor industri, perdagangan, dan adalah pengeluaran untuk membeli barang
jasa. Hal ini bisa dilihat dari besarnya jumlah ‐barang modal dan peralatan‐pealatan produksi dengan tujuan untuk mengganti
investasi di sektor industri yang menempati urutan
dan terutama untuk menambah barang‐ pertama dari sembilan sektor yang
ada. barang modal perekonomian yang akan
digunakan untuk memproduksi barang dan Total industri asing menurut sektor yang
jasa di masa depan. Investasi adalah penam‐ besar adalah investasi di sektor industri
bahan barang modal secara netto positif pengolaan sebesar 16.818,21 juta dollar pada
(Mangkoesubroto, 1998: 81). Seseorang yang tahun 1995 dan 24.282,30 juta dollar pada
membeli barang modal tapi ditujukan untuk tahun 1996. sektor industri pengolahan
mengganti barang modal yang aus dalam merupakan salah satu yang menggunakan
proses produksi bukanlah merupakan teknologi tinggi untuk mengolah sumber
investasi, tetapi disebut dengan pembelian daya yang ada. Sehingga sektor industri
barang modal untuk mengganti (replacement). pegolahan membutuhkan modal yang besar
Pembelian barang modal ini merupakan untuk memenuhi sarana prasarana yang ada
investasi pada waktu yang akan datang. untuk mengoptimalkan fungsi dari faktor‐
faktor Secara garis besar ada tiga sumber utama
produksi yang ada. Jika para investor
asing asing dalam suatu negara yang menga‐
bersedia mengucurkan dana yang besar
moal
untuk membiayai kebuuhan modal sektor sistem perekonomian terbuka, yaitu: pinjaman
nut
industri pengolahan dibandingkan sektor luar negeri (debt), penanaman modal asing langsung (Foreign Direct Invest‐
pertanian yang hanya menerima sektor pertanian
ment , FDI), dan investasi portofolio. Pinjaman yang hanya menerima investasi
asing luar negeri dilakukan oleh pemerintah secara
sebesar 1.425,36 juta dollar pada tahun bilateral maupun multilateral. Investasi
70 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88 70 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
Domar yaitu (Jhingan, 1993): Penanaman modal asing langsung
a. Model Domar
merupakan investasi yang dilakukan oleh Domar mendasarkan modelnya pada
swasata asing ke suatu negara tertentu. pertanyaan bahwa investasi di satu pihak
Bentuknya dapat berupa cabang perusahaan menghasilkan pendapatan dan di pihak
multinasional, anak perusahaan multinasio‐ lain menaikkan kapasitas produksi, maka
nal (subsidiari), lisensi, joint venture, atau investasi harus meningkat agar kenaikan
lainnya. pendapatan sama dengan kenaikan kapa‐
Manfaat yang dapat diharapkan dari sitas produksi, supaya keadaan full suatu paket modal asing (FDI) adalah berupa:
employment dapat dipertahankan. Ia (a) penyerapan tenaga kerja (employment), (b)
menjawab pertanyaan ini melalui pende‐ alih teknologi, (c) pelatihan manajerial, dan
katan dengan mempererat kaitan antara (d) akses ke pasar internasional melalui
penawaran agregat dengan permintaaan ekspor. Dilihat dari sasaran penjualan
agregat melalui investasi. output nya, perusahaan multinasional dapat
Domar menjelaskan kenaikan kapasi‐ dibedakan ke dalam dua kelompok: (a)
tas produksi sisi penawaran dianggap penanaman modal asing yang berorientasi ke
sebagai laju pertumbuhan tahunan dari pasar domestik yang biasanya cenderung
investasi. Kapasitas produksi yang baru menggunakan teknologi produksi yang padat
diinvestasikan rata‐rata sama dengan modal, dan (b) penanaman modal asing yang
tabungan. Tetapi sebagian investasi baru berorientasi ke pasar luar negeri yang yang
akan menggambarkan investasi lama. besarnya cenderung menggunakan produksi
Karena itu investasi baru akan bersaing berteknologi padat karya karena lebih murah.
dengan investasi lama di pasar tenaga kerja
2. dan fakor‐faktor produksi lain. Hasil
Teori pertumbuhan ekonomi output pabrik lama akan berkembang dan
Model pertumbuhan ekonomi Harrod‐Domar kenaikan output tahunan dari perekono‐ menjelaskan bahwa investasi di dalam proses
mian sedikit lebih kecil dari pada pertumbuhan ekonomi memiliki peranan
kapasitas produksi yang baru diinvesta‐ yang sangat menentukan, khususnya watak
sikan.
ganda yang dimiliki investasi yaitu (Jhingan,
1993): yang diperlukan dalam
Kenaikan
permintaan agregart disisi permintaan
a. Menciptakan pendapatan yang sering dalam model domar menjelaskan bahwa disebut sebagai dampak permintaan.
multiple Keynesian akan terjadi. Misalkan
b. Memperbesar kapasitas produksi pereko‐ kenaikan rata‐rata pendapatan (Y), nomian dengan cara meningkatkan stok
sedang kenaikan investasi sama dengan modal yang sering sebagai dampak
multiplikator ⎛ 1 ⎜ ⎞ ⎟ kali kenaikan investasi. penawaran investasi. Selama investasi
netto tetap berlangsung pendapatan
nyata dan output akan senantiasa
membesar. Untuk mendapatkan equilibrium penda‐
patan pada full employment, permintaan Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
produksi (output). (Nopirin,1996) akan 1 berubah menjadi ΔΙ = Ι σ . Persa‐
K 1* =a Y 1 .......(1) maan ini menunjukkan bahwa untuk
mempertahankan full employment, laju
dimana:
pertumbuhan investasi autonomous netto ΔΙ
K 1* = Jumlah modal yang diinginkan harus sama dengan marginal propen‐ Ι
a = Perbandingan antara modal dengan sity to saving kali produktifitas modal
output ( yang diinginkan α × σ ) . Ini batas laju kecepatan investasi
yang diperlukan untuk menjamin Pengusaha melakukan investasi
penggunaan kapasitas potensial dalam apabila jumlah modal yang diinginkan
rangka mempertahankan laju pertumbu‐ pada suatu saat lebih besar dari pada han ekonomi yang mantap pada keadaan jumlah modal yang betul‐betul dimiliki full employment. dikurangi dengan penyusutan. Investasi
b. Model Harrod dalam arti ini dapat dituliskan sebagai Model Harrod didasarkan pada tiga laju
berikut:
pertumbuhan yaitu:
I =K 1* ‐K t ‐1 (1‐d)
1) Laju Pertumbuhan aktual (G) ditentu‐ kan ole ratio tabungan dalam ratio output . Laju pertumbuhan akan
Jumlah modal pada akhir suatu menunjukkan variasi klasik jangka
periode t = Kt‐1 (1‐d) ditambah dengan pendek dalam laju pertumbuhan
investasi netto
ekonomi.
2) Laju pertumbuhan terjamin (GW) K t =K t ‐1 (1 ‐d) + 1 t …….(3) merupakan laju pertumbuhan penda‐
patan kapasitas penuh suatu pereko‐ Dengan asumsi bahwa penyusutan nomian. terhadap jumlah modal yang diinginkan
3) Laju pertumbuhan alamiah (Gr) oleh dilakukan dalam periode (koefisien Harrod dianggap sebagai “optimum
penyesuaian = 1). Implikasinya, jumlah kesejahteraan” dapat juga disebut
modal periode t sama dengan jumlah sebagai laju pertumbuhan potensial.
modal yang diinginkan pada periode t, oleh karena itu diperoleh:
Prinsip akselerasi mengatakan bahwa tingkat/besarnya investasi proporsional
K t = K t*
terhadap perubahan dari output (GNP). Secara
Sehingga persamaan (1) menjadi sederhana prinsip akselerasi
ini dapat dijelaskan sebagai berikut: K t =aY t …….(4)
Pengusaha menginginkan suatu hubungan tertentu (proporsi tertentu)
72 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
Dengan memasukkan persamaan di buhan penduduk dan juga tidak memandang atas diperoleh prinsip akselerasi sebagai
struktur ekonomi berubah atau tidak. berikut:
Ada dua alasan mengapa angka‐angka pendapatan nasional merupakan dasar yang
1 t = K *1 ‐K t ‐1 + dK t ‐1 …….(5) diperlukan guna menghitung tingkat pertum‐ buhan ekonomi. Pertama, angka statistik
1 t = a (Y 1 ‐Y t ‐1 ) + dK t ‐1
tersebut diperoleh dengan jalan menjumlah‐ kan nilai tambah bruto yang dihasilkan oleh
Persamaan (6) berarti bahwa inves‐ aktifitas produksi di dalam perekonomian, tasi bruto tergantung pada pertumbuhan
yang berarti peningkatan angka‐angka terse‐ output dan penyusutan. Bagian pertama
but mencerminkan peningkatan balas jasa. disebut investasi netto. Dengan demikian
Kedua, angka‐angka pendapatan nasional investasi netto merupakan fungsi dan
hanya mencakup nilai produk yang dihasil‐ pertumbuhan output. Konsekuensinya
kan pada suatu periode tertentu dan tidak suatu perekonomian yang tidak mengala‐
mencakup nilai produk yang dihasilkan pada mi pertumbuhan output maka investasi
periode tertentu dan tidak mencakup nilai juga akan sama dengan nol (Nopirin,
produk yang dihasilkan pada periode‐ 1996). periode sebelumnya. Dengan demikian
konsep aliran dalam perhitungan angka Pertumbuhan ekonomi merupakan salah
pendapatan nasional jumlah output yang satu tujuan penting dari kebijakan ekonomi
dihasilkan dalam tiap‐tiap periode dapat makro. Perekonomian yang tumbuh akan
dibandingkan (Ikhsan, 1996). mampu memberikan kesejahteraan ekonomi
yang lebih baik bagi penduduk negara yang Perlu diperhatikan, untuk menghitung bersangkutan. Istilah pertumbuhan ekonomi
tingkat pertumbuhan ekonomi data penda‐ harus dibedakan dengan istilah pemba‐
patan nasional yang digunakan adalah data ngunan ekonomi, karena pertumbuhan
pendapatan nasional atas dasar harga ekonomi hanya menyangkut ukuran fisik
konstan. Dengan menggunakan data atas yang berupa peningkatan produksi barang
dasar harga konstan, maka pendapatan dan jasa, sedangkan pembangunan ekonomi
nasional semata‐mata hanya mencerminkan menyangkut tidak hanya pertambahan dalam
pertumbuhan output yang dihasilkan pereko‐ produksi fisik barang dan jasa melainkan
nomian pada periode tertentu. Dengan meng‐ juga kualitas barang dan jasa maupun
gunakan data pendapatan nasional atas dasar kualitas faktor‐faktor produksi yang terlibat
harga konstan pengaruh perubahan harga dalam proses produksi barang dan jasa
terhadap nilai pendapatan nasional (atas tersebut (Suparmoko, 1990).
dasar harga berlaku), telah dihilangkan (Ikhsan, 1996).
Pengertian pertumbuhan ekonomi menu‐ rut Boediono (1985) yaitu suatu proses
Tujuan perhitungan pertumbuhan eko‐ kenaikan proses kenaikan output dalam
nomi adalah untuk mengetahui ada tidaknya jangka panjang. Sedangkan menurut Sukirno
peningkatan kesejahteraan masyarakat. (1981) adalah kenaikan gross national product
Pertumbuhan ekonomi seharusnya dihitung (GNP) atau gross domestic product (GDP)
dengan data pendapatan nasional per kapita tanpa memandang apakah kenaikan itu lebih
atas dasar harga konstan, pertumbuhan besar atau lebih kecil dari tingkat pertum‐
pendapatan nasional dapat saja terjadi tanpa Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
pihak swasta domestik. Apabila modal tingkat pertumbuhan penduduk yang tinggi
swasta dalam negeri naik dalam batas waktu dari tingkat pertumbuhan pendapatan nasio‐
tertentu akan mampu meningkatkan pertum‐ nal (Susanti, 1996).
buhan ekonomi (Jhingan, 1993). Pertumbuhan ekonomi yang lebih tepat
2. Penanaman modal asing diukur dengan menggunakan pertumbuhan
pendapatan perkapita menurut adanya Pembiayaan pembangunan tidak semuanya kenaikan produk domestik bruto atau
berasal dari pemerintah tetapi juga dari pendapatan nasional. Agar kita dapat benar‐
swasta, dikarenakan pemerintah mengalami benar memahami bagaimana caranya mendo‐
defisit anggaran di samping itu untuk rong pertumbuhan ekonomi, maka kita harus
memberi kesempatan bagi swasta untuk memahami pula bagaimana proses pengaruh
turut membangun ekonomi Indonesia. Pem‐ dari faktor yang mempengaruhinya. Faktor‐
biayaan pembangunan dari swasta khusus‐ faktor tersebut di antaranya:
nya penanaman modal asing diharapkan mampu meningkatkan pertumbuhan ekono‐
1. Penanaman modal dalam negeri mi dan menyediakan lapangan pekerjaan serta mampu mempercepat proses pengen‐
Investasi merupakan komponen yang mudah
berubah. kemiskinan (Kuncoro, 2000).
Jika pengeluaran terhadap barang dan jasa turun selama resesi maka penuru‐ nannya biasa berkenaan dengan jatuhnya
tasan
METODE
dalam pengeluaran untuk investasi. Investasi dalam pendapatan nasional merupakan
Alat Analisis
unsur yang sangat mudah mengalami keguncangan dan sangat tidak stabil. Karena
Alat analisis yang digunakan dalam pene‐ investasi dipengaruhi oleh beberapa faktor,
litian ini adalah Engle‐Granger Error Correction disamping pertimbangan psikologis para
Model (EG‐ECM). Model koreksi kesalahan pengusaha. Kaitan investasi dengan penda‐
mampu meliputi banyak variabel dalam patan nasional sedemikian penting, kegun‐
menganalisis fenomena ekonomi jangka cangan yang terjadi pada investasi akan
panjang serta mengkaji konsistensi model menyebabkan dampak rentetan atau susulan
empiris dengan teori ekonomi. yang lebih hebat dalam pendapatan nasional.
Penurunan model dinamis Engle‐Granger Penurunan investasi akan menyebabkan
Error Correction Model (EG‐ECM) dilakukan tingkat pendapatan nasional menurun di
dengan metode Autoregressive Distributed Lags bawah kapasitas pendapatan nasional.
(ADL) dengan cara memasukkan variabel Penurunan investasi terhadap kapasitas
kelambanan dalam model. Secara umum produksi nasional memang sangat besar, dapat dituliskan sebagai berikut (Thomas, karena investasi merupakan penggerak
1995, 431‐434; Maddala, 2001, 565). perekonomian, baik untuk penambahan
faktor produksi maupun berupa peningkatan kualitas faktor produksi (Jhingan, 1993).
yt =lagged ( y, x)‐ u t ‐1 + t 0< <1 Modal dari dalam negeri berarti
persediaan faktor produksi yang bersifat fisik
74 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88 74 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
regresif tidak memiliki distribusi yang baku, jangka pendek. Pendekatan ini konsisten
maka untuk menguji hipotesisnya digunakan dengan Granger Representation Theorem yaitu
metode pengujian yang dikembangkan oleh jika x t dan y t berkointegrasi, maka residual
Dickey dan Fuller (1979) dengan penaksiran regresi kointegrasi u t juga akan stasioner.
sebagai berikut (Gujarati, 1995, 720). Menurut Engle dan Granger (1987),
1. Dickey‐Fuller (DF) test
estimasi model dinamis dengan pendekatan Y t = Y t ‐1 + u t
ini memerlukan dua tahapan (Two‐stage Procedure Engle‐Granger Error Correction
Y t = 1 + Y t ‐1 + u t Model). Jika dimisalkan persamaan regresi
Y t = 1 + 2 t + Y t ‐1 + u t
kointegrasi yang diestimasi adalah y t = 0 +
1 x t dengan residual kointegrasinya u t = y t ‐ 0
+ 1 x t, maka pengujian yang akan dilakukan adalah parameter estimasi
dimana 1, 2, dan
adalah sebagai berikut (Thomas, 1997, 432‐ white noise error. Pengujian dilakukan dengan hipotesis nol = 0. Pengu‐
dan u t adalah
436; Harris, 1995) jian dilakukan pada ketiga persamaan di atas
Tahap pertama, mengestimasi parameter dengan OLS untuk mendapatkan nilai jangka panjang. Hal ini dilakukan dengan
estimasi dan standard error‐nya .
melakukan regresi persamaan kointegrasi y t =
0 Perbedaan + 1 x t, jika y t dan x t berkointegrasi, maka dari ketiga persamaan di atas
1 koefisien parameter jangka panjang
adalah
0 dan 1 adanya komponen deterministik dan 2 t. Persamaan pertama adalah model
akan konsisten. random walk. Persamaan kedua diestimasi
Tahap kedua adalah melakukan estimasi dengan menggunakan intersep, sedangkan
persamaan ketiga mencakup intersep dan u t ‐1 + t . Banyaknya lag yang digunakan
terhadap persamaan y t = lagged ( y, x) ‐
trend
dalam estimasi jangka pendek ini dapat
diketahui dengan metode general to specific Augmented Dickey‐Fuller test yang dikembangkan oleh Hendry atau biasa
Pengujian Dickey‐Fuller hanya terbatas pada disebut Hendry’s General to specific Modeling
first ‐order autoregressive process atau AR(1). (HGSM) . (Harris, 1995, 24, Thomas, 1997, 354‐
Jika data time series berkorelasi pada lag 359): yang lebih tinggi, maka asumsi white noise error
Melalui tidak berlaku lagi. Untuk pengujian akar
two stage procedure EG‐ECM
tersebut, maka akan diperoleh nilai estimasi (unit root test) dengan tingkat yang lebih tinggi,
unit
untuk jangka panjang maupun jangka maka dilakukan pengujian ADF. Pengujian ADF melakukan koreksi terhadap
pendeknya. terjadinya serial korelasi pada lag yang lebih
Uji Akar Unit
tinggi, misal autoregresif pada order p atau AR(p). Dengan mengasumsikan bahwa y
Uji akar unit (unit root test) merupakan bagian
mengikuti proses AR(p), maka.
dari uji stasionaritas karena pada prinsipnya
uji tersebut dimaksudkan untuk mengamati
i = apakah 1 koefisien tertentu dari model autoregresif yang ditaksir memiliki nilai satu
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
Pengujian dilakukan dengan hipotesis dan seterusnya, hingga diperoleh data yang
nol = 0, jika 1 = 1 berarti = 0 dan di dalam
stasioner.
sistem terdapat akar unit (unit root). Pengu‐ Dalam melakukan pengujian derajat
jian juga dapat dilakukan dengan memasuk‐ integrasi, nilai DF atau ADF yang dihasilkan
kan intersep dan atau trend, maupun tanpa dibandingkan dengan nilai kritisnya, berarti
keduanya. Ho yang menyatakan bahwa variabel diamati
Nilai DF atau ADF yang dihasilkan tidak terintegrasi pada derajat ke‐n dapat dibandingkan dengan nilai kritisnya. Jika
ditolak. Dengan kata lain variabel yang nilai DF atau ADF hitungnya lebih besar
diamati stasioner pada derajat ke‐n. dibandingkan dengan nilai kritisnya, berarti Ho yang menyatakan bahwa tidak ada akar
Uji Kointegrasi
unit dapat ditolak. Dengan kata lain variabel yang diamati telah stasioner.
Uji kointegrasi merupakan kelanjutan dari uji akar unit dan uji derajat integrasi. Tujuan
Uji Derajat Integrasi
dilakukannya uji kointegrasi adalah untuk mengkaji stasioneritas residual regresi kointe‐
Pada dasarnya uji derajat integrasi meru‐
grasi.
pakan perluasan dari uji akar unit. Uji derajat integrasi dilakukan dengan menaksir model
1. Cointegrating Regression Durbin‐Watson autoregresif berikut ini:
(CRDW) Test: Mengestimasi model berikut:
1. Dickey‐Fuller (DF) Test
2 Y t = Y t-1 +u t Y t = 0 + 1 X 1t + 2 X 2t +….+ n X nt +u t
2 Y t = 1 + Y t-1 +u t
dimana:
Y t = 1 + 2 t+ Y t-1 +u t Y t = variabel dependen observasi t
X n = variabel independen observasi t ke‐n
2. Augmented Dickey‐Fuller Test dari langkah ini, akan diperoleh besarnya
2 2 nilai CRDW yaitu berdasarkan nilai DW
i = 1 (Durbin ‐Watson) statistik/hitung. Prosedur pengujian yang dilakukan sama
2. Dickey‐Fuller Test
dengan prosedur pengujian pada uji akar
unit. nilai residu dari hasil regresi
Nilai statistik DF dan ADF untuk pada persamaan (3.11) untuk mendapatkan
Mengestimasi
mengetahui pada derajat ke berapa suatu nilai DF uji kointegrasi, yang ditunjukkan
data akan stasioner dapat dilihat pada nilai t t pada ‐1 koefisien regresi Y
oleh nilai t hitung koefisien u pada
t ‐1
persamaan di atas.
persamaan
Jika sama dengan satu, maka variabel Y t (3.12).
dikatakan berintegrasi pada derajat satu I(1),
u t = 1 u t-1 + t
atau stasioner pada diferensiasi ke‐satu. Jika sama dengan nol, maka variabel Y t belum 3. Augmented Dickey‐Fuller Test stasioner pada differensiasi ke‐satu. Bila hal tersebut terjadi, uji derajat integrasi perlu
Mengestimasi nilai residu dari hasil regresi dilanjutkan dengan data diferensiasi kedua
pada persamaan untuk mendapatkan nilai
76 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
ADF uji kointegrasi,yang ditunjukkan oleh
e. Bila H 0 adalah tidak ada serial korelasi nilai t hitung koefisien u t ‐1 pada persamaan di
negatif, maka jika:
atas. Dari hasil estimasi nilai CRDW, DF, dan
d>4 ‐d L , H o ditolak
ADF statistik di atas,kemudian dibandingkan d<4 d U , Ho tidak ditolak dengan nilai kritisnya untuk ketiga uji
4 ‐d U < d<4‐d L , pengujian tidak tersebut dalam tabel nilai CRDW, DF, dan
meyakinkan
ADF untuk uji kointegrasi (Engle dan Yoo,
f. Bila Ho adalah dua ujung, yaitu bahwa 1997, 157‐158). Dimana jika CRDW, DF dan
tidak ada serial korelasi positif maupun ADF statistik/hitung pada derajat keperca‐
negatif, maka jika:
yaan tertentu lebih besar dari nilai kritisnya
d<d L , Ho ditolak
berarti Ho yang menyatakan tidak ada
d>4 ‐d L , Ho ditolak
kointegrasi antara variabel, dapat ditolak.
d u <d<4 ‐d u , Ho tidak ditolak Atau dengan kata lain variabel‐variabel yang
d L <d<d U, pengujian tidak meyakinkan ada dalam persamaan tersebut saling
4 ‐d U <d<4 ‐d L, pengujian tidak meyakinkan berkointegrasi.
2. Uji Homoskedastisitas
Uji Ekonometri
Homoskedastisitas terjadi jika distribusi probabilitas tetap sama dalam semua
1. Uji Non Autokorelasi observasi x dan varians setiap residual sama
Autokorelasi terjadi apabila nilai gangguan untuk semua nilai variabel independen. dalam suatu periode berhubungan dengan nilai gangguan periode sebelumnya. Asumsi
Var (u t ) = E[u t ‐ E(u t )] 2
non autokorelasi berimplikasi bahwa
t E (u ) 2
kovarians u i dan u j sama dengan nol.
Cov(u i u j ) = E{[(u i ‐E(u j )][u i ‐E(u j )]} = E(u i u j ) Penyimpangan terhadap asumsi di atas = 0 untuk i j
disebut heteroskedastisitas. Pengujian hetero‐ skedastisitas dilakukan dengan uji White dan
Cara mendeteksi autokorelasi dapat uji Breusch‐Pagan‐Godfrey (BPG). Uji White dilakukan dengan membandingkan nilai DW
dilakukan dengan meregresi residual u t2 hitung dengan DW tabel. Mekanisme uji DW
terhadap semua variabel independen x 1 , x 2 , (DW Test) adalah sebagai berikut (Gujarati,
x 3 , x 12, x 22, x 32, x 1 x 2, x 1 x 3 dan x 2 , x 3. Kemudian 1995, 420‐425).
mengujinya dengan hipotesis = 0. Apabila
a. Lakukan regresi OLS dan dapatkan nilai t statistik signifikan, maka dapat disim‐ residunya pulkan bahwa hipotesis terdapat hetero‐
b. Hitung nilai d (Durbin‐Watson) skedastisitas tidak dapat ditolak.
c. Dapatkan nilai kritis d L dan d u
d. Bila H 0 adalah tidak ada serial korelasi
Uji Statistik
positif, maka jika:
Uji statistik terdiri atas uji signifikasi d<d l , H ditolak
d>d 1 , o parameter secara individu (uji t), uji
H tidak ditolak
d L <d<d U , signifikasi parameter secara bersamaan (uji
pengujian tidak meyakinkan F), dan uji goodness of fit (uji R 2 ).
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
1. Uji t
3. Uji R 2
Uji t dilakukan untuk mengetahui berarti Nilai R 2 menunjukkan besarnya variasi varia‐ tidaknya suatu variabel independen dalam
bel ‐variabel independen dalam mempenga‐ mempengaruhi variabel dependen. Jika nilai t
ruhi variabel dependen. Nilai R 2 berkisar dari parameter yang diestimasi signifikan
antara 0 dan 1. Semakin besar nilai R 2 berarti dibandingkan dengan nilai t tabel, maka
semakin besar variasi variabel dependen variabel tersebut secara statistik berpengaruh
yang dapat dijelaskan oleh variasi variabel‐ terhadap variabel dependen. Nilai t hitung
variabel independen. Sebaliknya, semakin dapat dicari dengan rumus (Gujarati, 1995,
kecil nilai R 2 berarti semakin kecil variasi 124). variabel dependen yang dapat dijelaskan
oleh variasi variabel‐variabel independen. β -
β = i Nilai R 2 dihitung dengan (Gujarati,1995,207).
SE( β i ) * dimana: 2
i = parameter yang diestimasi
i* = nilai hipotesis dari i (H o : i = i* )
= simpangan baku dimana: i
SE( i )
y* = nilai y estimasi
Hipotetsis nol yang biasa digunakan
y = nilai y aktual
adalah, Ho : i =0
HASIL DAN PEMBAHASAN
Hipotesis alternatifnya adalah,
Deskripsi Data
2. Uji F
1. Perkembangan Penanaman Modal Asing/ Uji
F dilakukan untuk mengetahui apakah Luar Negeri di Indonesia. variabel ‐variabel independen secara keselu‐
Pengalaman di negara‐negara berkembang ruhan signifikan secara statistik dalam yang berpenghasilan rendah sering kali mempengaruhi variabel dependen. Apabila terjadi kesenjangan investasi dan tabungan nilai
F hitung lebih besar daripada nilai F serta kesenjangan devisa yang dicerminkan tabel, maka variabel‐variabel independen dalam defisit anggaran. Umumnya untuk secara keseluruhan berpengaruh terhadap menutup kesenjangan tersebut kebanyakan variabel dependen. Nilai F hitung dirumus‐ negara berkembang mengundang investor kan sebagai berikut.
asing.
F = Harapan bagi negara berkembang atas (1
R 2 /(k - 1)
− 2 R )/(N - k) peran modal asing yang masuk ke negaranya sebagaimana yang ditulis Mudrajad (1997)
dimana: yaitu: pertama, sumber dana eksternal dapat
k = jumlah parameter yang diestimasi dimanfaatkan oleh negara berkembang termasuk konstanta
sebagai dasar untuk mempercepat pertumbu‐ N = jumlah observasi
han ekonomi, kedua, pertumbuhan ekonomi yang meningkat perlu diikuti dengan
78 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88 78 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
merupakan salah satu yang menggunakan mobilisasi dana maupun transformasi
teknologi tinggi untuk mengolah sumber struktural; keempat, kebutuhan akan modal
daya yang ada. Sehingga sektor industri asing menjadi menurun setelah perubahan
pegolahan membutuhkan modal yang besar struktural benar‐benar terjadi.
untuk memenuhi sarana prasarana yang ada untuk
Pemerintah mengoptimalkan fungsi dari faktor‐
telah mengeluarkan kebija‐ faktor produksi yang ada. Jika para investor
kan deregulasi melalui beberapa paket asing bersedia mengucurkan dana yang besar
kebijakan di antaranya: paket Juli 1992 untuk membiayai kebutuhan modal sektor
(dikeluarkan pada tanggal 7 Juli 1992). Dan
paket pengolahan dibandingkan sektor
Oktober (dikeluarkan pada tanggal 23
industri
Oktober yang hanya menerima sektor
1993), dan paket Desember 1994
pertanian
(dikeluarkan yang hanya menerima investasi
pada tanggal 20 Desember asing sebesar 1.425,36 juta dollar pada tahun
pertanian
1994). Paket kebijakan yang baru tersebut 2000, 1036,85 juta dollar pada tahun 2001 dan
dimaksudkan untuk mendorong terciptanya 1.354,23 juta dollar pada tahun 2002. sektor
iklim investasi yang lebih menarik. Juga pertanian memang memiliki beberpa
untuk meningkatkan efisiensi produksi yang
diperlukan pada lingkungan, sehingga para
untuk mempertahankan daya
kelemahan
saing. asing kurang berminat pada sektor
Dalam paket tersebut diberikan lebih
investor
banyak Lain halnya dengan investasi dalam
kemudahan dan peluang bagi negeri, justru pada mengalami kenaikan dari
ini.
peningkatan efisiensi melalui penyederhaaan 106.546,86 milyar rupiah pada tahun 2002.
prosedur investasi dan perijinan terutama untuk mengetahui perkembangan lebih lanjut
sektor industri, perdagangan, dan jasa. Hal
ini investasi asing di Indonesia dapat
bisa dilihat dari besarnya jumlah investasi
jumlah
dalam Tabel 1.
sektor industri yang menempati urutan pertama dari sembilan sektor yang ada.
dilihat
di
2. Perkembangan pertumbuhan ekonomi/ Total industri asing menurut sektor yang
PDB
besar adalah investasi di sektor industri Pertumbuhan ekonomi yang lebih tepat
pengolaan sebesar 16.818,21 juta dollar pada diukur dengan menggunakan pertumbuhan
tahun 1995 dan 24.282,30 juta dollar pada pendapatan perkapita menurut adanya
Tabel 1. Perkembangan Investasi Asing di Indonesia (dalam Juta Dollar)
Tahun Investasi Tahun Investasi Tahun Investasi 1980 1081.3 1988 4447.7 1996 29941
Sumber data: BPS, Nota Keuangan dan APBN
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk) Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
sehingga dapat diketahui ada tidaknya memahami bagaimana caranya mendorong
hubungan jangka panjang antara variabel pertumbuhan ekonomi, maka kita harus
independen dengan variabel dependen. memahami pula bagaimana proses pengaruh
Pengujian terhadap stasionaritas data pada dari faktor yang mempengaruhinya.
penelitian ini menggunakan uji akar unit yang
Pertumbuhan dikembangkan oleh Dickey dan Fuller.
ekonomi merupakan salah Hasil estimasi tersebut disajikan dalam
satu tujuan penting dari kebijakan ekonomi
beberapa Tabel 2.
makro. Perekonomian yang tumbuh akan mampu memberikan kesejahteraan ekonomi
Dari Tabel 2 dan Tabel 3 diketahui bahwa yang lebih baik bagi penduduk negara yang
pengujian akar unit baik dengan DF test mau‐ bersangkutan. Istilah pertumbuhan ekonomi
pun ADF test, semua variabel yang diuji harus dibedakan dengan istilah pemba‐
stasioner atau memiliki akar unit. Penentuan ngunan ekonomi, karena pertumbuhan
tingkat signifikansi dengan membandingkan ekonomi hanya menyangkut ukuran fisik
nilai parameter estimasi dengan Mackinnon yang berupa peningkatan produksi barang
Critical Value 5 persen. Apabila nilai para‐ dan jasa, sedangkan pembangunan ekonomi
meter estimasi lebih dari nilai kritisnya, menyangkut tidak hanya pertambahan dalam
maka variabel tersebut tidak memiliki akar produksi fisik barang dan jasa melainkan
unit atau telah stasioner. Dengan mengguna‐ juga kualitas barang dan jasa maupun
kan variabel yang terintegrasi pada derajat kualitas faktor‐faktor produksi yang terlibat
pertama dan terdapat kombinasi linear antara dalam proses produksi barang dan jasa
variabel ‐variabel tersebut, maka residualnya tersebut (Suparmoko, 1990).
akan stasioner. Keadaan ini merupakan indikasi
Sekitar adanya hubungan keseimbangan
tahun 2000‐an PDB mengalami
kenaikan. panjang. Hal ini sejalan dengan
Tahun 2000 mengalami kenaikan
jangka
sebesar Representation theorem mengenai
4.92 persen, lalu pada tahun Model Koreksi kesalahan. Apabila derajat
Granger
berikutnya 2001 mengalami kenaikan lagi kombinasi linear dari variabel‐variabel sebesar
3.44 persen. Pada penelitian akhir tersebut stasioner, maka dapat dikatakan
yaitu tahun 2002 masih mengalami kenaikan
lagi sekelompok variabel tersebut berkoin‐
sebesar 3.66 persen, oleh karenanya
ingin mengetahui apakah kenaikan tersebut ada hubungannya dengan penana‐
2. Estimasi Model Koreksi Kesalahan Engle‐ man modal asing di Indonesia.
Granger (Engle‐Granger Error Correction
Model)
Analisis Data
Hasil estimasi Engle‐Granger menunjukkan Analisis data berdasarkan perilaku data time
bahwa model yang digunakan berhasil series dan model dinamis Engle Granger ‐ Error
menjelaskan faktor‐faktor yang mempenga‐ Correction Model. Data yang digunakan
ruhi investasi dalam negeri. Indikasi awal periode tahun 1980 – 2002.
dari kesahihan penggunaan Engle‐Granger
1. Uji Akar Unit ECM tersebut dapat dilihat dari signifikan‐
nya koefisien error correction term dengan Uji akar unit merupakan salah satu bentuk
tanda negatif seperti yang diharapkan. dari analisis perilaku data yang dipakai
80 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
Tabel 2. Uji Akar Unit dengan DF & ADF Test Variabel PDB Lag /
AIC Dicky Fuller t‐
Mackinnon Hasil
model statistik critical value
5% ‐3.0114 AIC minimum Mod 2
5% ‐3.0199 AIC minimum Mod 2
Catatan: Data Hasil Olahan, dimana stasioner hanya pada ADF Lag 1 saja
a. Estimasi Jangka Panjang Dari hasil tersebut dapat dikemuka‐ kan bahwa dalam jangka panjang
Untuk mengamati pengaruh jangka pertumbuhan ekonomi dipengaruhi oleh
panjang antara variabel PMA yang investasi asing. Besarnya pengaruh
diamati terhadap PDB dapat dilihat dari
persamaan panjang dari variabel investasi
regresinya. Berikut ini hasil
jangka
estimasi adalah 0.243308.
model statisnya (dalam kurung menunjukkan nilai t hitung).
asing
1) Uji Statistik
Estimasi Jangka Panjang Model Koreksi
(a) Uji t
Kesalahan Engle Granger (EG‐ECM)
Uji t bertujuan melihat signifikasi penga‐
LNPDB = 10.43260 + 0.243308*LnPMA ruh variabel independen terhadap
variabel dependen secara individual. (46.89298) (9.580465)
Parameter suatu variabel dikatakan mempunyai
pengaruh yang signifikan = 0.813806
jika nilai t hitung lebih besar dari nilai t DW Stat = 0.784100
tabel, dan sebaliknya.
F Stat = 91.78532 Catatan: data diolah. Angka dalam kurung adalah
besaran t hitung.
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
Tabel 3. Uji Akar Unit dengan DF & ADF Test Variabel PMA Lag /
Hasil model
AIC Dicky Fuller Mackinnon
t-statistik
critical value
1% -2.6819
Mod 1 AIC minimum
1% -3.7856 0 5% -3.0114
AIC minimum
Mod 1 AIC minimum
5% -3.0294 10% -2.6552
1% -4.5348 2 5% -3.6746
3 21.21541 -2.509188 1% -2.7057 5% -1.9614
AIC minimum Mod 1
Catatan: Data Hasil Olahan
Keterangan variabel Ln = Logaritma Natural
PDB t =
Produk Domestik Bruto
PMA t =
Penanaman Modal Asing
Dengan menggunakan = 5% (dua diketahui bahwa secara individual varia‐ sisi) dan dengan derajat kebebasan 23
bel investasi asing mempunyai pengaruh diperoleh nilai t tabel sebesar 2.069. Dari
yang signifikan terhadap pertumbuhan hasil estimasi di atas nilai t hitung diban‐
ekonomi.
dingkan dengan nilai t tabel, maka dapat
82 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
(b) Uji F dia, banyaknya lag maksimum yang dapat dimasukkan dalam model adalah 2.
Selanjutnya dilakukan uji F untuk melihat Kemudian dengan melakukan pengujian
apakah variabel independen secara bersa‐ terhadap masing‐masing lag tersebut, lag
ma ‐sama mempunyai pengaruh signifi‐
kan tidak signifikan dapat diabaikan
terhadap variabel dependen. Jika
yang
nilai tidak dimasukkan dalam estimasi.
F hitung lebih dari nilai F tabel
dan
berarti ini adalah hasil estimasi EG‐ECM.
bahwa secara bersama‐sama (kese‐
Berikut
luruhan) variabel‐variabel yang terdapat
Estimasi Jangka Pendek Model Koreksi
dalam model berpengaruh signifikan
Kesalahan Engle Granger (EG‐ECM)
terhadap variabel dependennya. Dengan menggunakan = 5% dan derajat kebeba‐
DLnPDB = 0.039379 + 0.036023**DLnPMA – san (21;1) diperoleh nilai F tabel sebesar
4.33 sementara nilai F hitung untuk 0.136135***ECT( ‐1) model jangka panjang adalah 91.78532.
(‐1.818944) Dengan demikian dapat disimpulkan
bahwa 2 dalam model tersebut, variabel R = 0.260448 Investasi asing mempunyai pengaruh
DW Stat = 1.797713
yang signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi Catatan: data diolah. Angka dalam kurung menunjukkan Indonesia.
F Stat = 3.345618
nilai t hitung (c) Uji R 2
Selanjutnya setelah dilakukan pengujian Nilai R 2 menunjukkan bahwa variasi yang terhadap EG‐ECM, dapat dikemukakan terjadi dalam variabel dependen dapat bahwa dalam jangka pendek, variabel‐ dijelaskan oleh variasi variabel‐variabel variabel yang dipilih untuk mengamati independen. Hasil estimasi jangka pan‐ perilaku pertumbuhan ekonomi Indone‐
jang dengan OLS menunjukkan bahwa R 2
sia seluruhnya signifikan secara statistik. dari model tersebut adalah 0.813806 yang Berarti dalam jangka pendek, variabel menyatakan bahwa 81.38 persen variasi DLnPMA t ‐1 mempunyai pengaruh yang variabel dependen dapat dijelaskan oleh signifikan terhadap pertumbuhan ekono‐ variasi variabel independennya dan
mi Indonesia.
sisanya dapat dijelaskan oleh variabel Koefisien error correction term sebesar
lainnya di luar model. ‐ 0.136135 menunjukkan bahwa kecepatan
b. Estimasi Jangka Pendek penyesuaian (speed of adjustment) pertum‐ buhan ekonomi Indonesia adalah 13.61
Dalam kaitannya dengan pengamatan
persen per tahun.
terhadap dinamika jangka pendek, dila‐ kukan estimasi terhadap model koreksi
c. Uji Ekonometri
kesalahan. Untuk mengetahui banyaknya
1) Uji Non Autokorelasi lag yang digunakan dalam estimasi
Uji DW dilakukan untuk menguji adanya jangka pendek ini digunakan metode autokorelasi pada derajat pertama. general ‐to‐specific yang dikembangkan Pengujian dilakukan dengan memban‐ oleh Hendry atau biasa disebut Hendry’s dingkan nilai statistik DW hitung dengan General ‐to‐Specific
Modeling (HGSM) .
DWtabel. Dari hasil estimasi jangka Dengan menggunakan data yang terse‐
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk) Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
mi Indonesia.
dan d U = 1.54 pada = 0.05. Pengujian
3) Uji R 2
dilakukan dengan dua sisi diketahui bahwa nilai DW hitung tersebut berada
Hasil estimasi jangka pendek dengan OLS pada daerah tidak ada autokorelasi positif
menunjukkan bahwa R 2 dari model ataupun negatif yang artinya tidak ada
tersebut adalah 0.260448 yang menyata‐ kesimpulan. kan bahwa 26.04 persen variabel depen‐
den dapat dijelaskan oleh variasi variabel
2) Uji Homoskedastisitas
independennya.
Dengan uji Breusch‐Godfrey, hasil esti‐
e. Estimasi Jangka Panjang masi jangka pendek menunjukkan bahwa
2 Hitung adalah sebesar 11.309584, sedang‐ Untuk mengamati pengaruh jangka kan 2 Tabel dengan = 0.05 sebesar
panjang antara variabel PDB yang 9.48773. Dengan membandingkan
2 diamati terhadap PMA dapat dilihat dari hitung dan 2 tabel maka dapat disimpul‐
persamaan regresinya. Berikut ini hasil kan bahwa dalam estimasi jangka pendek
estimasi model statisnya (dalam kurung ini terdapat heteroskedastisitas.
menunjukkan nilai t hitung).
d. Uji Statistik
Estimasi Jangka Panjang Model Koreksi Kesalahan Engle Granger (EG‐ECM)
1) Uji t LNPMA = ‐33.27946 + 3.344750*LnPDB
Dengan menggunakan = 5% (dua sisi) dan dengan derajat kebebasan 22 dipero‐ ( ‐7.597084) (9.580465)
leh nilai t tabel untuk variable DLnPMA
R 2 = 0.813806
sebesar 2.074 sedangkan t hitung 2.218186
DW Stat = 0.953095
lalu variable ECT1 t table sebesar 1.717
F Stat = 91.78532
pada = 10% sedangkan t hitung ‐ 1.818944 Catatan: data diolah. Angka dalam kurung adalah besaran t dan dari hasil estimasi di atas,
hitung.
nilai t hitung dibandingkan dengan nilai t tabel, maka dapat diketahui bahwa secara
Dari hasil tersebut dapat dikemuka‐ individual variabel DLnPMA dan ECT1 kan bahwa dalam jangka panjang inves‐ mempunyai pengaruh signifikan terha‐
tasi asing dipengaruhi oleh pertumbuhan dap pertumbuhan ekonomi Indonesia.
ekonomi. Besarnya pengaruh jangka pan‐ jang
2) dari variabel pertumbuhan ekonomi
Uji F
adalah 3.344.
Dengan menggunakan =10% dan derajat kebebasan (2,19) diperoleh nilai F tabel
1) Uji Statistik
sebesar
2.61. Sementara nilai F hitung untuk
(a) model jangka pendek adalah Uji t 3.345618. Dengan demikian dapat disim‐
Uji t bertujuan melihat signifikasi penga‐ pulkan bahwa dalam model tersebut,
ruh variabel independen terhadap variabel ‐variabel independen secara kese‐
variabel dependen secara individual. luruhan mempunyai pengaruh yang
Parameter suatu variabel dikatakan mempunyai pengaruh yang signifikan
84 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88 84 Jurnal Ekonomi dan Studi Pembangunan Volume 9, Nomor 1, April 2008: 69 ‐ 88
variabel lainnya di luar model. Dengan menggunakan = 5% (dua
f. Estimasi Jangka Pendek
sisi) dan dengan derajat kebebasan 23 di‐ peroleh nilai t tabel sebesar 1.711
Dalam kaitannya dengan pengamatan sedangkan t hitung 9.580465. Dari hasil
terhadap dinamika jangka pendek, estimasi di atas nilai t hitung dibanding‐
dilakukan estimasi terhadap model kan dengan nilai t tabel, maka dapat
koreksi kesalahan. Untuk mengetahui diketahui bahwa secara individual
banyaknya lag yang digunakan dalam variabel pertumbuhan ekonomi mempu‐
estimasi jangka pendek ini digunakan nyai pengaruh yang signifikan terhadap
metode general‐to‐specific yang dikem‐ investasi asing.
bangkan oleh Hendry atau biasa disebut Hendry’s General ‐to‐Specific
Modeling (b) Uji F
(HGSM) . Dengan menggunakan data Selanjutnya dilakukan uji F untuk melihat
yang tersedia, banyaknya lag maksimum apakah variabel independen secara
yang dapat dimasukkan dalam model bersama ‐sama mempunyai pengaruh
2. Kemudian dengan melakukan signifikan terhadap variabel dependen.
adalah
pengujian terhadap masing‐masing lag Jika nilai F hitung lebih dari nilai F tabel
tersebut, lag yang tidak signifikan dapat berarti bahwa secara bersama‐sama
diabaikan dan tidak dimasukkan dalam (keseluruhan) variabel‐variabel yang
estimasi. Berikut ini adalah hasil estimasi terdapat dalam model berpengaruh
EG ‐ECM.
signifikan terhadap variabel dependen‐
Estimasi Jangka Pendek Model Koreksi
nya. Dengan menggunakan = 5% dan
Kesalahan Engle Granger (EG‐ECM)
derajat kebebasan (21;1) diperoleh nilai F tabel sebesar 4.33 sementara nilai F hitung
DLnPMA = ‐0.118243 + 5.153654**DLnPDB – untuk model jangka panjang adalah
(‐0.776006) (2.127471) 91.78532. Dengan demikian dapat disim‐
pulkan bahwa dalam model tersebut, 0.485015**ECT2 variabel pertumbuhan ekonomi mempu‐
( ‐2.116684) nyai pengaruh yang signifikan terhadap
R 2 = 0.297256
investasi asing.
DW Stat = 1.681603
2 F Uji R Stat = 4.020355
(c)
Nilai R menunjukkan bahwa variasi yang
2 Catatan: data diolah. Angka dalam kurung menunjuk‐
kan nilai t hitung.
terjadi dalam variabel dependen dapat
dijelaskan oleh variasi variabel‐variabel Selanjutnya setelah dilakukan pengu‐ independen. Hasil estimasi jangka
jian terhadap EG‐ECM, dapat dikemuka‐ panjang dengan OLS menunjukkan
kan bahwa dalam jangka pendek, bahwa R 2 dari model tersebut adalah
variabel ‐variabel yang dipilih untuk 0.813806 yang menyatakan bahwa 81.38
mengamati perilaku investasi asing persen variasi variabel dependen dapat
seluruhnya signifikan secara statistik. dijelaskan oleh variasi variabel indepen‐
Berarti dalam jangka pendek, variabel
Kausalitas Investasi Asing ... (Eni Setyowati dkk)
DLnPDB mempunyai pengaruh yang hitung ‐2.116684 dan dari hasil estimasi signifikan terhadap investasi asing.
di atas, nilai t hitung dibandingkan dengan nilai t tabel, maka dapat diketahui
Koefisien error correction term sebesar bahwa secara individual variabel
‐0.485015 menunjukkan bahwa kecepatan DLnPMA dan ECT1 mempunyai penyesuaian
penga‐ (speed of adjustment) pertum‐
buhan signifikan terhadap pertumbuhan
ekonomi Indonesia adalah 48.5
per tahun.
Uji Ekonometri Dengan menggunakan = 5% dan derajat
1) Uji Non Autokorelasi kebebasan (2,19) diperoleh nilai F tabel
Uji DW dilakukan untuk menguji adanya
3.52. Sementara nilai F hitung autokorelasi pada derajat pertama.
sebesar
untuk model jangka pendek adalah Pengujian dilakukan dengan memban‐
4.020355. Dengan demikian dapat disim‐ dingkan nilai statistik DW hitung dengan
pulkan bahwa dalam model tersebut, DW tabel. Dari hasil estimasi jangka
independen secara pendek diperoleh nilai DW hitung
variabel ‐variabel
keseluruhan mempunyai pengaruh yang sebesar 1.681603 sedangkan nilai d L = 1.15
signifikan terhadap pertumbuhan ekono‐ dan d U = 1.54 pada = 0.05. Pengujian
mi Indonesia.
dilakukan dengan dua sisi diketahui bahwa nilai DW hitung tersebut berada
3) Uji R 2
pada daerah tidak ada autokorelasi positif Hasil estimasi jangka pendek dengan OLS
ataupun negatif yang artinya tidak ada menunjukkan bahwa R 2 dari model
kesimpulan. tersebut adalah 0.297356 yang menyata‐
kan bahwa 29.74 persen variabel depen‐
2) Uji Homoskedastisitas den dapat dijelaskan oleh variasi variabel
Dengan uji Breusch‐Godfrey, hasil esti‐ independennya sedangkan sisanya masi jangka pendek menunjukkan bahwa
dipengaruhi oleh variabel lainnya di luar
2 Hitung adalah sebesar 2.540597, model yang telah diteliti.
sedangkan 2 Tabel dengan =0.05 sebesar
9.48773. Dengan membandingkan
2 Intrepretasi Ekonomi
hitung dan 2 tabel maka dapat disimpul‐ kan bahwa dalam estimasi jangka pendek
1. Analisis Jangka Pendek ini tidak terdapat heteroskedastisitas.
Untuk analisis jangka pendek variabel DLnPMA mempunyai pengaruh yang signifi‐
h. Uji Statistik kan terhadap pertumbuhan ekonomi Indone‐
1) Uji t sia dengan koefisien positif sebesar 0.036023. Dengan menggunakan = 5% (dua sisi)
Berarti setiap kenaikan variabel investasi dan dengan derajat kebebasan 22 asing tahun sebelumnya sebesar 1 persen diperoleh nilai t tabel untuk variable
akan menyebabkan pertumbuhan ekonomi DLnPDB sebesar 2.074 sedangkan t
naik sebesar 0.036023 persen. Sebaliknya hitung