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