Kontegrasi dan Koreksi Nilai Tukar Mata Uang Antar...

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

142

Jurnal GICI

Kontegrasi dan Koreksi Nilai Tukar Mata Uang Antar Negara di KawasanAsia Timur dan Asia Tenggara

Ahmad SubagyoSekolah Tinggi Ilmu Ekonomi GICI

Email: [email protected]

AbstrakPenelitian ini bertujuan untuk menganalisis bagaimana hubungan nilai tukar mata uang antarnegara di kawasan Asia Timur dan Asia Tenggara. Di kawasan ini nilai tukar suatu mata uangsangat berpengaruh terhadap perekonomian suatu negara. Beberapa krisis perekonomian yangpernah terjadi di kawasan Asia berawal dari nilai tukar, dimana nilai tukar ini bisa membawadampak posisitif dan negatif bagi sebuah negara. Analisis Unit Root, Cointegrasion dan ErrorCorrection Model digunakan dalam penelitian ini. Dari penelitian ini disimpulkan bahwa nilaitukar mata uang negara-negara di kawasan Asia Timur dan Asia Tenggara berkointegrasi dansaling menyesuaikan dalam jangka pendek menuju jangka panjang.

Kata kunci: Nilai Tukar, Unit Root, Co-integration, Error Correction Model.

AbstractThe objective of this research is to analyse to what extent the interactions between currency ratesamongst East Asia and South-East Asia nations. In this region the currency rates always havesignificant effect into countries’ economics affairs. Some major economic crisis have occurredwithin this region was ignited by the currency rates which has impact on the country’s fluctuation– negatively and positively. The Unit Root Analysis, Co-integration and Error Correction Modelwere being used in this research. The research found that Asian currency rates has co-integrateamongst the region and has adjusted both in short and long-terms period.

Key words: Currency Rates, Unit Root. Co-integration, Error Correction Model

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

143

Jurnal GICI

I. PENDAHULUAN

Dalam mencapai kesuksesan yangcukup luar biasa dari negara-negara AsiaTimur dan Asia Tenggara, menurutpendapat sebagian besar analis, nilai tukarmata uang adalah faktor paling pentingguna melaksanakan impor dan ekspor bagisebuah negara. Nilai tukar menjadi engkeldalam laju pertumbuhan ekonomi dan jugabisa menjadi rem perlambatan lajupertumbuhan sebuah negara. Nilai tukarmemiliki peran penting sebagai kekuatanuntuk memulai sebuah perekonomian ya ngkuat dan tangguh suatu negara. Pendapattersebut tidak hanya berdasarkan faktaempiris bahwa negara-negara Asia Timurdan Asia Tenggara khususnya telahmencapai pertumbuhan ekonomi yangcukup baik namun juga ada yang stagnansecara bersamaan dengan tingkatpertumbuhan perekonomian yang relatifstabil, tetapi juga didukung argumenteoritis. Tingginya pengaruh nilai tukarmata uang suatu negara bisa menjadikantingginya tingkat investasi dan bisamenunjukkan peningkatan ekuitas negaratersebut, serta dapat secara permanenmeningkatkan laju pertumbuhanperekonomian secara tidak langsungmelalui suatu proses ekonomi yang baik.Menurut pendapat penulis argumenteoritisnya adalah sebuah pendapat yangmenyatakan bahwa nilai tukar bisamembuat dan meningkatkan perekonomian,yang pada akhirnya bisa membuat sebuahnegara bisa menjadi lebih terbuka dalam halpenetrasi teknologi baru, bisa berkompetisidengan asing, serta bisa menyebabkanpercepatan kemajuan dibidang ekonomidan teknologi secara umum.

Dilakukannya perdagangan luar negerimerupakan salah satu bentuk dari kemajuansebuah perekonomian. Adanya pemulihanekonomi di kawasan Asia Timur dan Tenggaramembuat perdagangan luar negeri berlangsungdengan baik yang tidak terlepas dari nilai tukarmata uang di masing-masing negara dikawasan ini yang terus terdepresiasi terhadapdolar Amerika Serikat. Dengan adanyapemulihan ekonomi di kawasan ini dapatmembuat efektifitas perdagangan luar negerimeningkat, yang pada akhirnya bisa membuatnilai tukar mata uang tersebut menguat. Hal inisejalan dengan kenyataan bahwa nilai tukarnegara-negara di kawasan ini lebih sedikitrentan dibandingkan dengan kebanyakannegara di Timur Tengah dan Australia.Pertumbuhan negara-negara di kawasan AsiaTimur sedikit lebih maju dan tidak rentanterhadap pengaruh nilai tukar. Lain halnyadengan negera-negara di kawasan AsiaTenggara dimana dalam jangka panjang tidakdapat didasarkan hanya pada penjualan barangdi pasar domestik. Selain itu, sedikitnyatambahan devisa masuk membuatpertumbuhan ekonomi di negara tersebutkurang dapat dipertahankan.

Hipotesis utama dalam penelitian iniadalah bahwa nilai tukar mata uang di negara-negara Asia Timur dan Tenggara salingberkointegrasi dalam jangka pendek dan salingmenyesuaikan dalam jangka panjang. Berdasarpengalaman beberapa negara Asia Timur yangsedikit lebih maju dalam kebijakan nilai tukarmengalami pertumbuhan perekonomian yangcukup baik seiring membaiknya nilai tukarmata uang di negara tersebut, karena nilaiekspor yang berkelanjutan dan pertumbuhanekonomi. Kebijakan mata uang bisa menjadialat yang sangat penting dari kebijakanekonomi untuk meningkatkan ekspor dan bisamemperbaiki posisi ekspor negara negaratersebut.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

144

Jurnal GICI

Penelitian ini merupakan salah satumomentum dimana nilai tukar sangatberpengaruh terhadap perekonomian suatunegara, khususnya di kawasan Asia, tidakterkecuali Indonesia. Pertumbuhanekonomi bisa menjadi signifikan denganadanya kenaikan nilai tukar mata uangsebuah negara di kawasan Asia, ini tidakterlepas dari pengaruh dan dampak nilaitukar terhadap nilai ekspor serta impornegara tersebut, dikarenakan membaiknyaposisi nilai tukar tadi. Penelitian inibertujuan menjelaskan secara ilmiahpengaruh dan hubungan dari nilai tukar dibeberapa negara yang ada di kawasan AsiaTimur dan Asia Tenggara pada percepatanpertumbuhan ekonomi. Penjelasaninstrumen kebijakan ekonomi ini telahdiberikan secara teoritis dan empiris,terutama menekankan pengalaman negara-negara Asia Timur dan Asia Tenggarasebagai contoh paling sukses dari pengaruhnilai tukar ini.

Dengan mengkointegrasikan nilaitukar negara-negara di kawasan Asia Timurdan Tenggara, kemungkinan akan diperolehgambaran bagaimana hubungan diantaraniali tukar negara-negara di kawasantersebut dalam selang waktu datapenelitian, mengingat nilai tukar dikawasan ini berkointegrasi secara tidaklangsung dan berhubungan. Tanpamengabaikan keterbatasan yang signifikandan kelemehan dari kebijakan nilai tukarsebagai instrumen, dapat dipastikan bahwaaplikasi terhadap nilai tukar dapatberpengaruh terhadap perekonomian.

II. LANDASAN TEORI

Ada diskusi animasi tentangpenggunaan bersama mata uang negara-negaradi kawasan Eropa. Salah satu isu pentingdalam perdebatan tersebut adalah mengenaimata uang apa yang akan digunakan sebagaimata uang bersama. Banyak penelitianmenganggap dolar AS dan yen Jepang sebagaikandidat potensial untuk mata uang tersebut,sehingga munculah mata uang Euro sebagaimata uang bersama untuk negara negara dikawasan Eropa khususnya. Bagaimana denganAsia?. Dengan adanya keputusan ini matauang bersama menjadikan tingkat kesesuaiandengan paritas daya beli dapat menjadi alatyang berguna untuk menguji hubungan antaramata uang dan calon mata uang dari negara-negara Asia Timur lainnya. Oleh karena itu,beberapa studi telah menguji validitas PPP(Purchasing Power Parity) baru mata uangAsia Timur dalam hal dolar AS dan yenJepang. Namun tidak ada konsensus tentangvaliditas PPP untuk mata uang Asia Tenggarakarena hasilnya tergantung pada metodologiekonometrik dan panjang bentang data.Sebagian besar studi empiris, berdasarkan tesADF konvensional, telah gagal untuk menolakhipotesis unit root nilai tukar riil Asia (Wu etal. 2004). Oleh karena itu, studi terbaru telahmencoba untuk menggunakan metodologiekonometrik lebih canggih, misalnya akar ujiunit panel, akar unit test dengan uji strukturaldan uji unit root nonlinear.

Dua penelitian yang dilakukan olehAnggarwal et.al dan Azali et.al menunjukkanadanya bukti validitas hipotesis PPP dalam halyen Jepang.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

145

Jurnal GICI

Penelitian yang dilakukan olehAggarwal et al. (2000) diperoleh beberapahasil yang mendukung hipotesis PPP dalamnilai tukar riil bilateral antara yen Jepangdan beberapa negara Asia tenggara, hanyaketika perubahan dalam rata-rata nilai tukarriil diperbolehkan. Mereka menemukanbukti bahwa PPP adalah lemah untuk nilaitukar Asia dengan dolar AS. Keterbatasanhasil mereka adalah bahwa hal itu sangattergantung pada kondisi struktural. Merekabersikeras bahwa hasil merekamenunjukkan adanya negara-negara Asiayang perekonomiannya sangat salingberhubungan dengan Jepang. Mereka jugapuas bahwa mata uang Asia Tenggara dapatmembentuk sistem nilai tukar yen di Asia.Azali et al. (2001) menggunakan IPS-testunit panel akar dan uji panel kointegrasidari Pedroni (1995) dari PPP hipotesisuntuk 7 negara berkembang di Asia danmenemukan bukti yang mendukung PPPantara Jepang dan negara-negara tersebut.

Di sisi lain, beberapa penelitianmendukung hipotesis PPP terhadap matauang Asia Tenggara bilateral relatifterhadap dolar AS. Penelitian yangdilakukan oleh Wu et al. (2004)menunjukkan bahwa panel konvensionalunit test-root gagal menolak hipotesis unitroot nilai tukar riil di Asia Tenggara dalamhal dolar AS.

Dalam penelitian tersebutdisimpulkan menolak unit root dan 6tingkat berbasis yen Jepang. Merekamenyarankan bahwa tingkat harga dinegara-negara Asia menyesuaikan sedikitlebih ke arah inflasi harga AS dari inflasiJepang, mungkin karena fakta bahwa ASlebih dominan daripada Jepang dalam halmitra dagang dari negara-negara tersebut.

2.1 Studi Pustaka

Masyarakat Ekonomi Eropa danMoneter Uni (EMU) sudah mulai memasukitahap ketiga dan terakhir dari kesatuanekonomi dan moneter yang lengkap antaranegara-negara yang berpartisipasi dalam UniEropa (UE), yaitu, Belgia, Denmark, Perancis,Jerman, Yunani, Irlandia, Italia, Luksemburg,Belanda, Portugal, Spanyol dan Inggris. Selainnegara-negara ini, Austria, Finlandia danSwedia baru saja bergabung dengan UniEropa. Aspek-aspek kelembagaan, moneterdan legal dari integrasi Eropa yang ditetapkandalam Perjanjian Maastricht (1992), mengikutirekomendasi dari laporan Delors (1989; Lihatjuga Wyplosz dan Eichengreen, 1993). Untukkebijakan moneter dan fiskal aspek perjanjian,empat kriteria "nominal tapa-gence"diletakkan down yang harus dipenuhi olehnegara anggota untuk memenuhi syarat untukberpartisipasi dalam EMU. Ini adalah:(a) tidak devaluasi mata uang dalam dua tahunsebelum pintu masuk ke Uni;(b) tingkat inflasi tidak lebih tinggi dari 1,5persen di atas rata-rata tiga negara yangterendah tingkat inflasinya;(c) suku bunga jangka panjang tidak lebih dari2 persen di atas rata-rata tiga negara yangterendah tingkat inflasinya, dan(d) pemerintah defisit dan utang yang tidakmelebihi 3 persen dan 60 persen dari PDBmasing-masing.Sejak akhir 1970-an, uni moneter dan, sampaibatas tertentu, berkoordinasi didalamkebijakan fiskal antara negara anggota UniEropa telah menjadi fokus dari Komisi Eropa.Kebijakan moneter yang diperketat dapatberkontribusi pada konvergensi inflasi, danauster-ity fiskal mungkin mendorongkonvergensi suku bunga jangka panjang danpenurunan anggaran defisit dan utang seiringwaktu, sehingga mengarah ke stabilitas nilaitukar.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

146

Jurnal GICI

Selain itu, nilai tukar mekanisme (ERM)sistem moneter Eropa (EMS) diperkenalkanpada Maret 1979 untuk memberikanstabilitas nilai tukar intra-EMS.

Beberapa studi dalam literatur telahmenyediakan bukti empiris tentang nominal"konvergensi" atas kriteria. Taylor dkk(1988) menemukan bahwa ERM yangdiberikan jangka pendek menstabilkan efekpada nilai tukar intra-EMS. Karfakis danMoschos (1990) Engle dan Grangerkerangka cointegration bivariate (1987)digunakan untuk menguji untuk bungaketerkaitan antara Jerman dan setiapnegara: Belgia, Perancis, Irlandia, Italia,dan Belanda. Menggunakan data bulananselama periode 1979 April-November1988, mereka menemukan tidak adakointegrasi di antara suku bunga.MacDonald dan Taylor (1991)menggunakan metode Johansen's (1988)dan bukti pergerakan Co parsial jangkapanjang dalam nyata dan nominal nilaitukar dan persediaan uang. Merekamenganggap tiga negara EMS selamaperiode 1979-1988. Mereka tidakmenyertakan variabel-variabel lainnyadalam studi mereka. Demikian pula denganpenelitian yang dilakukan oleh Hafer danKutan (1994) mengadopsi multivariancointegration kerangka kerja untuk mengujiuntuk rekan pergerakan suku bunga jangkapendek dan pasokan uang antara Belgia,Perancis, Jerman, Italia dan Belanda.

Dengan menggunakan data bulananselama periode Maret 1979 hinggaDesember 1990, dalam penelitian tersebutmendapati bukti parsial kebijakankonvergensi antara negara-negara ini.

Berdasarkan perbandingan varians bersyaratdan ketekunan dan nilai tukar riil guncangan,von Hagen Neumann (1994) melaporkan hasildukungan-ive gagasan dua kecepatan Eropa,dengan Jerman, yang lebih kecil tetangga(termasuk Austria) dan Perancis membentukUni moneter yang layak. Bayoumi dan Taylor(1995) ex-amined perilaku komparatif nyataoutput pertumbuhan dan tingkat inflasi ERMdan bebas-ERM peserta dan menyimpulkanbahwa ERM telah berkontribusi makro-kebijakan koordinasi di antara anggota ERM.Hafer, Kutan dan Zhou (1997) menggunakanteknik multivarian cointegration untukmenguji untuk link antara suku bunga jangkastruktur grup yang dipilih dari negara UniEropa. Menggunakan data bulanan dari Maret1979 ke Juni 1995, mereka menemukan rekangerakan dalam tren umum dalam jangkastruktur lembur. Hasil mereka mendukungpandangan bahwa Jerman tidak akanmendominasi EMU yang diusulkan.

Beberapa penelitian yang telah dilakukantersebut membuat dua kontribusi baru keliteratur. Pertama, kita mempertimbangkan,sejauh data tersedia, semua negara Uni Eropaasli (12negara) dan mencoba untukmenganalisis semua kriteria PerjanjianMaastricht. Seperti peneliti lain, kamimempekerjakan multivarian cointegrationkerangka untuk analisis kami. Mengingat faktabahwa variabel ekonomi makro yang terlibatdalam empat kriteria nominal biasanyaterintegrasi dari memesan satu, persyaratanminimum yang diperlukan untuk pembentukanEMU sukses dari waktu ke waktu adalahadanya hubungan jangka panjang yang stabilyang mengikat bersama-sama variabel dalamsetiap kriteria. Jika tidak, kemungkinan untuksukses jangka panjang dari EMU akan menjadilangsing.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

147

Jurnal GICI

Masalah ini adalah fokus kami kertas. Kamimenggunakan Johansen's (1988, 1991,1995) berbasis kemungkinan teknik untukvektor cointegrated autoregressive model.Jika variabel untuk negara Uni Eropa yangditemukan untuk menjadi cointegrateddalam masing-masing dari empat kriteria,penyimpangan dari kombinasi lineartertentu akan diam, menyiratkan bahwavariabel diikat bersama-sama dalam jangkapanjang. Karena konvergensi nominalkriteria menyiratkan Co pergerakanvariabel tertentu dari waktu ke waktu,pendekatan cointegration sangat cocokuntuk menilai potensi EMU.

Kedua, kesimpulan secara statistikpada cointegration akan didasarkan padapendekatan numerik yang sangat akuratdistribusi uji statistik, berdasarkan luassimulasi menggunakan metodologipermukaan respon. Rincian simulasi initersedia di MacKinnon et al. (1999). Satutemuan utama dari penelitian itu adalahbahwa nilai-nilai kritis untuk tes jejak danλmax yang diperoleh dengan pendekatanpermukaan respon sangat berbeda darinilai-nilai kritis yang digunakan secara rutindalam setiap pekerjaan yang diterapkan,seperti di Osterwald-Lenum (1992). Hal initerutama berlaku ketika dimensi sistemmultivarian besar (yaitu, melebihi nilai-nilai lima atau enam). Karena dalampenelitian ini kita berurusan sebagian besardengan sistem yang besar yang melibatkansepuluh, sebelas, atau bahkan dua belasvariabel sekaligus, distribusi numeriksangat diperlukan untuk benar asimtotikkesimpulan.

Model Cointegration dan Uji Statistik yangbiasa digunakan

Teori sistem variabel stokastik berpotensicointegrated maksimum kemungkinanmengandaikan bahwa variabel yangterintegrasi dari memesan satu, bahwa datayang menghasilkan proses yang Gaussianvektor autoregressive model terbatas order k,atau VAR(k), mungkin termasuk beberapakomponen deterministik. Biarkan Xt menjadivektor kolom p−dimensional saya (1) variabel.Setelah Johansen (1995), VAR(k) model dapatditulis dalam bentuk VECM (vektor koreksikesalahan model) sebagai

k−1

∆Xt =ΠXt−1 +

X

Γi ∆Xt−i +µ0 +µ1 t+Ut, t = 1, . . . , T, (1)

i=1

dimana Π dan Γi p × p matriks dari koefisien,dan µ0 dan µ1 adalah vektor × 1 p koefisienkonstan dan tren, masing-masing. Itu akanmudah untuk membiarkan µt ≡ µ0 + µ1 tmenunjukkan bagian deterministik model.Kesalahan vektor Ut, yaitu p × 1, diasumsikanmenjadi multivarian normal dengan berativektor nol dan kovarians matriks Ω, danmenjadi independen di seluruh periode waktu.VECM representasi (1) sangat strategis karenahipotesis cointegration dapat dinyatakan dalammatriks dampak jangka panjang, Π. Matriks iniselalu dapat ditulis sebagai

Π = αβ0, ……………………….. (2)

dimana α dan β adalah p × r matriks peringkatpenuh.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

148

Jurnal GICI

Jika r = 0, kemudian Π = 0, dan ada tidakada linier merupakan kombinasi dari unsur-unsur Xt yang stasioner. Di lain pihak jikaekstrim, peringkat (Π) = p, Xt adalah prosesstasioner. Dalam kasus menengah, ketika 0< r < p, ada r stasioner linear kombinasi dariunsur-unsur Xt, bersama dengan p − rstokastik tren.

Dalam literatur, asimtotik nilai-nilaikritis untuk Trace dan λmax Statistik (5)dan (6) telah dihitung oleh simulasi MonteCarlo, dimana B diperkirakan oleh (p − r)-dimensi kaki acak diskrit, umumnya dengan400 langkah. Namun, seperti kitamenunjukkan kepada di MacKinnon et al.(1999), menggunakan pendekatan inimengarah ke hasil yang cukup akurat,terutama ketika p − r besar. Untukkenyamanan, dalam karya tulis ini kita akanmenggunakan nilai-nilai P untuk mengujidalam suatu cointegration. Dengandemikian, aturan keputusan akan menolaknull dari, katakanlah, r = r0 cointegratingvektor jika nilai P diperkirakan kurang daritingkat preasigned makna tes. Selanjutnya,kami akan menguji null berurutan darirendah ke tinggi nilai-nilai r. Akibatnya,urutan pengujian akan berakhir ketika nulltidak ditolak untuk pertama kalinya.

III. METODOLOGI PENELITIAN

Dalam penelitian ini menganalisisperilaku data harian nilai tukar nominal perUnit mata uang dikawasan asia timur danasia tenggara per dolar USA. Data yangdigunakan berkisar diantara nilai tukarharian selama satu tahun mulai 1 Januaritahun 2004- 31 Desember 2014.

3.1 Waktu dan Data Penelitian

Penelitian ini dilakukan oleh penulis padabulan Januari sampai dengan April 2015. Datapenelitian yang digunakan adalah data nilaitukar yang telah di konversi ke dalam matauang USD harian mulai 1 Januari 2004 – 31Desember 2014. Data mata uang yangdigunakan dari beberapa negara di Asia Timuryaitu China, Jepang dan Hongkong serta datamata uang dari beberapa negara di AsiaTenggara yaitu Brunei Darusalam, Malaysia,Thailand, Indonesia, Siangpore, danPhilipines.

3.2 Teknik Analisa Data Penelitian

3.2.1 Uji Root

Dalam analisa data penelitian, uji unitroot dilakukan apabila sebuah atau beberapavariabel data berbentuk time series non-stasioner, bisa dengan menggunakan uji modelautoregressive. Uji yang paling banyakdilakukan dan yang paling terkenal untuk datadalam sampel besar adalah uji augmentedDickey-Fuller. Uji sampel terbatas optimaluntuk akar unit yaitu model autoregressiveyang dikembangkan oleh Denis Sargan danAlok Bhargava. Model uji lain yang juga bisadilakukan adalah uji Phillips-Perron. Uji inimenggunakan adanya unit root sebagaihipotesis nol. Prosedur pengujian untuk ujiADF adalah sama seperti untuk uji Dickey-Fuller tetapi diterapkan pada model dalambentuk persamaan :

tjtj

p

jtt tYYY

11

.............................(1)

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

149

Jurnal GICI

dimana istilah drift term, menunjukkan trenwaktu, dan panjang lag terbesar yangdigunakan. Untuk menganalisis trendeterministik, dapat menggunakan versimodifikasi dari uji rasio kemungkinan yangdisarankan oleh Dickey dan Fuller (1981).Dengan mengikuti urutan pengujian yangdisarankan oleh Patterson (2000), yangmenunjukkan regresi berikut yangdigunakan statistik uji, maka hipotesisdapat dibuat :

tjtj

p

jtt tYYY

11

.....................(2)

,0:,0,0:,;0:,0:,ˆ 030 aa HHHH

and/or 0

tjtj

p

jtt YYY

11 …………………..(3)

,0:,0,0,0:,;0:,0:,ˆ 010 aa HHHH

and/or 0

tjtj

p

jtt tYYY

11

…………………(4)

0:,0:, 0 aHH

dan untuk DF :

Nilai DF dihitung dan dapat dibandingkandengan nilai kritis yang relevan untuk ujiDickey-Fuller. Jika uji statistik kurang (ujiini tidak simetris sehingga kita tidakmenganggap nilai absolut) dari (lebih besarnegatif) nilai kritis, maka hipotesis nol ataugamma = 0 ditolak dan tidak ada unit rootpada persamaan yang dibuat.

3.2.2 Uji Johansen Cointegration

Kointegrasi adalah properti statistikvariabel time series. Dua atau lebih time seriesberkointegrasi jika mereka berbagi driftstokastik umum. Jika dua atau lebih seri secaraindividual terintegrasi (dalam time series akal)tetapi beberapa kombinasi linear dari merekamemiliki urutan yang lebih rendah dariintegrasi, maka seri dikatakan berkointegrasi.Pengujian hipotesis bahwa ada hubungan yangsignifikan secara statistik antara harga futuresdan harga spot sekarang bisa dilakukan denganmenguji keberadaan kombinasi terkointegrasidari dua seri. (Jika kombinasi seperti memilikiurutan rendah integrasi-khususnya jika I (0),ini bisa menandakan hubungan keseimbanganantara serial aslinya, yang dikatakanberkointegrasi.).

Secara intuitif, tes Johansen adalah versimultivariat dari uji DF univariat.Pertimbangkan bentuk tereduksi VAR order p:

ttptptt uBxyAyAy ...11 ........(5)

dimana ada k-vektor I (1) variabel, ada n-vektor tren deterministik, dan merupakanvektor dari guncangan. Penelitian inimenggunakan teknik analisa data kointegrasiJohansen Test. Johansen test adalah uji untukkointegrasi yang memungkinkan lebih darisatu hubungan kointegrasi, tidak sepertimetode Engle-Granger, tetapi uji ini mengikutisifat asimtotik, sampel besar. Karena dalampenelitian ini sampelnya tidak terlalu besarmaka tidak harus menggunakan AutoRegressive Distributive Linear (ARDL)

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

150

Jurnal GICI

3.2.3 Uji Error Correction Model

Model koreksi kesalahan adalahsistem dinamis dengan karakteristik bahwapenyimpangan kondisi saat ini darihubungan jangka panjang akan dimasukkanke dalam dinamika jangka pendek.

Model koreksi kesalahan bukanmodel yang mengoreksi kesalahan dalammodel lain. Error Correction Model (ECM)adalah kategori beberapa model time seriesyang secara langsung memperkirakankecepatan di mana variabel dependen Ykembali ke kesetimbangan setelahperubahan independen variabel X. ECMadalah pendekatan berbasis teoritis bergunauntuk memperkirakan dampak baik jangkapendek dan efek jangka panjang dari satutime series yang lain. Dengan demikian,mereka sering mengkombinasikan denganbaik teori-teori tentang proses politik dansosial. ECM model berguna ketikaberhadapan dengan data terkointegrasi,tetapi juga dapat digunakan dengan datastasioner.

IV. HASIL PENELITIAN DANPEMBAHASAN

Untuk interpretasi dari hasil empiris,penelitian ini akan menyatakan konvergensisempurna kebijakan antara satu set p negarajika kita menemukan p − 1 cointegratingvektor dan persamaan umum stokastik tren.Sebaliknya, jika r yang ditemukan dalaminterval 0 < r < − p 1 kita akan mengatakanbahwa hanya konvergensi parsial kebijakantelah dicapai. Ini adalah definisi darikonvergensi kebijakan seperti yangdigunakan oleh Hafer dan Kutan, antara laindalam konteks cointegration variabel diseluruh negara.

Konvergensi dalam konteks inimenyiratkan bahwa kebijakan telah cukupselaras sehingga variabel bergerak menujukeseimbangan dalam jangka panjang danberjalan tidak terlalu jauh serta terpisah dariwaktu ke waktu.

Intuisi terminologi ini adalah sebagaiberikut: Jika ada dua atau lebih berbagi umumstokastik tren dalam beberapa ukurankebijakan kelompok diberikan negara UniEropa, maka harus terjadi bahwa beberapanegara dalam kelompok menetapkan kebijakanmereka secara mandiri paling tidak dalamjangka panjang. Oleh karena itu keadaanmembentuk dan memelihara persatuanekonomi dan moneter akan cukup sulit. Di sisilain, jika menemukan hanya satu bersamaberarti tren umum bahwa banyak langkah-langkah kebijakan telah berkumpul untuk satuumum jangka panjang jalan, mungkindidominasi preferensi kebijakan dari beberapanegara di Uni Eropa.

Secara keseluruhan, hasil penelitiandiatas kertas menunjukkan hanya Kebijakankonvergensi partial antara sebagian darinegara-negara yang sedikit berpengaruh dalamhal perekonomian di Asia. Dalam hal negaranegara Uni Eropa misalnya, untuk semuakriteria yang ditetapkan oleh PerjanjianMaastricht, jumlah kecenderungan lebih besardari satu, dan untuk tingkat DM riil, sukubunga jangka panjang, dan defisit PDB rasio,kecenderungan umum lebih besar dari jumlahhubungan cointegrasi. Hasil ini menekankanperlunya koordinasi kebijakan yang lebihbesar antara anggota EU. Di sisi lain, untuksejumlah kecil negara Uni Eropa, terdapathanya satu bersama tren stokastik dalam setiapsistem tingkat DM riil dan suku bunga jangkapanjang. Hal ini menunjukkan konvergensilengkap dari kebijakan pemerintah antaranegara-negara ini.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

151

Jurnal GICI

Berdasarkan bukti ini, sangat menggodauntuk menyarankan bahwa negara-negaraberikut akan membentuk EMU suksesdalam jangka panjang: Belgia, Denmark,Perancis, Jerman, Luxembourg, Belandadan Inggris. Dengan kekurangan data dalampenelitian tersebut untuk negara Yunani danIrlandia, sebaliknya data untuk negaraseperti Italia, Spanyol dan Portugaltampaknya menjadi lebih membutuhkankoordinasi kebijakan dengan sisa negaraUni Eropa. Itu merupakan penelitian lainyang ditampilkan oleh penulis mengenaianalisa nilai tukar mata uang di kawasanbenua Eropa, dalam hal ini penulis akanmenampilkan bagiamana hasil penelitiantersebut dilakukan untuk kawasan Asiakhususnya.

4.1 Uji Root Dengan Model FirstDifferent

Data time series merupakan sekumpulannilai suatu variabel yang diambil padawaktu yang berbeda, yang dikumpulkansecara berkala pada interval waktu tertentu,misalnya harian, bulanan atau tahunan. Dibalik data yang penting tersebut, ternyatadata time series menyimpan berbagaipermasalahan, salah satunya adalahmasalah otokorelasi dan stasioner.Sekumpulan data dinyatakan starioner jikanilai rata-rata dan varians dari data timeseries tersebut tidak mengalami perubahansecara sistematik sepanjang waktu, atausebagian para ahli menyatakan rata-rata danvariannya konstan. Selain denganmenggunakan model korelogram, stasionerjuga dapat dilihat dengan menggunakansebuah uji formal yang dikenal dengan Ujiunit root. Berikut tampilan untuk uji unitroot pada data nilai tukar mata uang untukkawasan Asia Timur dan Asia Tenggara.

Mata Uang Max Lags ADFTest

1% Level NilaiProb.

Kondisi

D(CHINA_YUAN)

maxlag=27 -52.21675 -3.432592 0.0001 Stasioner

D(HONGKONG_$)


D(INDONESIA_RUPIAH)


D(JAPAN_YEN) maxlag=27 -52.34069 -3.432592 0.0001 StasionerD(KOREAN_WON)


D(MALAYSIA_RINGGIT)


D(PHILIPPINE_PESO)


D(SINGAPORE_$)


D(THAI_BAHT) maxlag=27 -9.521975 -3.432617 0.0000 StasionerD(BRUNEI_$) maxlag=27 -34.51664 -3.432594 0.0000 Stasioner

Perhatikan output diatas, nilai statistik uji ADFternyata memberikan hasil yang hampir sama,dimana data nilai tukar untuk mata uang dikawasan Asia Timur dan Asia Tenggarabersifat statsioner, dengan menggunakan maxlag 27, dan dengan menggunakan tingkat level1%. Nilai probabilistik yang dihasilkan hampirsemuanya signifikan dan menandakan bahwadata nilai tukar statsioner, sehingga penelitianbisa dilanjutkan ke model tes yang ke-2.

4.2 Uji KointegrasiAdakala dalam persamaan dengan dua

variabel random masing masing merupakanrandom walk (tidak stasioner), tetapikombinasi linier antara dua variabel tersebutmerupakan time series yang stasioner. Jikasebuah data yang digunakan dalam penelitianbersifat statsioner dan berkointegrasi, makaparameter yang diperoleh disebut denganparameter kointegrasi dan regresi yang terjadidapat disebut dengan regresi kointegrasi.Namun untuk melihat sebuah kointegrasi padadata, juga bisa digunakan uji kointegrasi.Seperti hasil berikut untuk data nilai tukar matauang di kawasan Asia Timur dan Tenggara.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

152

Jurnal GICI

Date: 01/19/15 Time: 09:20

Sample (adjusted): 4 2688

Included observations: 2685 after adjustmentsTrend assumption: Linear deterministic trendSeries: BRUNEI_$ CHINA_YUAN HONGKONG_$PHILIPPINE_PESO MALAYSIA_RINGGIT KOREAN_WONJAPAN_YEN INDONESIA_RUPIAH SINGAPORE_$THAI_BAHTLags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized Trace 0.05

No. of CE(s) Eigenvalue StatisticCriticalValue Prob.**

None * 0.255029 1275.046 239.2354 0.0001

At most 1 * 0.078047 484.5549 197.3709 0.0001

At most 2 * 0.032990 266.3700 159.5297 0.0000

At most 3 * 0.022549 176.2985 125.6154 0.0000At most 4 * 0.014301 115.0625 95.75366 0.0012

At most 5 * 0.010971 76.38846 69.81889 0.0136

At most 6 0.008868 46.76990 47.85613 0.0630

At most 7 0.005090 22.85438 29.79707 0.2533At most 8 0.003321 9.153924 15.49471 0.3514

At most 9 8.30E-05 0.222800 3.841466 0.6369

Trace test indicates 6 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Dari nilai hasil kointegrasi output diatas,terlihat bagaimana nilai probabilitas yangdihasilkan untuk 10 variabel nilai tukaryang digunakan dalam penelitianterindikasi berkointegrasi 6 dan 4 variabellainnya tidak. Sehingga dapat kita pastikanbahwa hanya 6 variabel yang berkointegrasidengan 10 variabel nilai tukar, dan 4variabel yang tidak berkointegrasi dengan10 variabel nilai tukar mata uang yangdigunakan.

4.3 Error Correction Model TestDengan membuktikan bahwa nilai

tukar mata uang untuk kawasan Asia Timurdan Tenggara berkointegrasi atau tidaktelah dilaksanakan, maka antar variabeldalam penelitian mempunyai hubunganatau keseimbangan dalam jangka panjang.

Apakah dalam jangka pendeknya jugamempunyai hubungan dan mencapaikeseimbangan?. Berikut hasil tampilan modeluji error correction untuk menilai proseskeseimbangan jangka pendek.

Dependent Variable: D(BRUNEI_$)

Method: Least Squares

Date: 01/19/15 Time: 10:33

Sample (adjusted): 2 2688

Included observations: 2687 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(CHINA_YUAN) 0.003028 0.009349 0.323837 0.7461

D(HONGKONG_$) 0.000637 0.002574 0.247383 0.8046

D(INDONESIA_RUPIAH) 1.04E-06 1.02E-06 1.019613 0.3080

D(JAPAN_YEN) 0.000156 9.37E-05 1.667388 0.0956

D(KOREAN_WON) -1.10E-06 6.57E-06 -0.167934 0.8666

D(MALAYSIA_RINGGIT) 0.001029 0.003609 0.285031 0.7756

D(PHILIPPINE_PESO) -4.00E-05 0.000152 -0.263475 0.7922

D(SINGAPORE_$) 0.991627 0.015729 63.04561 0.0000

D(THAI_BAHT) 0.000181 0.000197 0.916540 0.3595

RESID01(-1) -1.002651 0.019343 -51.83495 0.0000

C 4.23E-07 5.94E-05 0.007109 0.9943

R-squared 0.775438Mean dependent

var 0.000137

Adjusted R-squared 0.774599S.D. dependent

var 0.006432

S.E. of regression 0.003054Akaike info

criterion -8.740916

Sum squared resid 0.024952 Schwarz criterion -8.716778

Log likelihood 11754.42Hannan-Quinn

criter. -8.732185

F-statistic 924.0542Durbin-Watson

stat 2.001228

Prob(F-statistic) 0.000000

Dapat dilihat bahwa nilai ut-1 secara statistiksignifikan, berarti kesalahan keseimbangandapat dikatakan mempengaruhi nilai tukar,atau dengan kata lain dapat diartikan nilai tukarmata uang di kawasan Asia tidak mengalamipenyesuaian pada periode yang sama. Dengankata lain nilai tukar tidak menyesuaiakan satuperiode berikutnya untuk menujukeseimbangan jangka panjang sangat berarti.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

153

Jurnal GICI

Ouput diata juga memberikan informasiperubahan jangka pendek tidak mempunyaidampak positif pada perubahan nilai tukarpada perubahan jangka pendeknya. Berikutjuga ditampilakan output untuk modeljangka pendek nilai tukar mata uang dikawasan Asia Timur dan Tenggara.

Estimation Equation:=========================D(BRUNEI_$) = C(1)*D(CHINA_YUAN) +C(2)*D(HONGKONG_$) + C(3)*D(INDONESIA_RUPIAH) +C(4)*D(JAPAN_YEN) + C(5)*D(KOREAN_WON) +C(6)*D(MALAYSIA_RINGGIT) +C(7)*D(PHILIPPINE_PESO) + C(8)*D(SINGAPORE_$) +C(9)*D(THAI_BAHT) + C(10)*RESID01(-1) + C(11)

Substituted Coefficients:=========================D(BRUNEI_$) = 0.00302761272785*D(CHINA_YUAN) +0.000636813381963*D(HONGKONG_$) + 1.04372380147e-06*D(INDONESIA_RUPIAH) +0.00015619145104*D(JAPAN_YEN) - 1.10376676167e-06*D(KOREAN_WON) +0.00102879886609*D(MALAYSIA_RINGGIT) -4.00412475606e-05*D(PHILIPPINE_PESO) +0.991627203666*D(SINGAPORE_$) +0.000180924772378*D(THAI_BAHT) -1.00265133086*RESID01(-1) + 4.22580872196e-07

V. KESIMPULANDi bagian depan telah disajikan analisiskointegrasi antara 10 negara di kawasanAsia Timur dan Asia Tenggara. Kointegrasiadalah kondisi yang diperlukan untukgerakan bersama dalam jangka panjang,dimana hasil empiris penelitian inimendukung pandangan bahwa kebijakannilai tukar tidak akan berhasil untuk semuanegara di kawasan Asia Tenggarakhususnya, bukan di Asia Timur,dikarenakan negara-negara berkembang dikawasan Asia Tenggara sangat rentanterhadap nilai tukar mata uang khususnyaIndonesia dan thailand.

Namun dalam hal apabila dalam jangkapanjang kebijakan moneter dan fiskaldiselaraskan lebih lanjut, hasil penelitian inidapat disimpulkan memiliki kekonsistenandengan studi terkait yang dianggap dasar yangsama dengan model penelitian ini seperti :MacDonald dan Taylor (1991), Bayoumi danTaylor (1995), dan Hafer, Kutan dan Zhou(1997).

Penelitian yang dilakukan menunjukkanbahwa negara-negara di kawasan AsiaTenggara dan Asia Timur mungkinmenghadapi masalah jangka panjang dalamhal penyesuaian nilai mata uang yang bisaberpotensi saling mempengaruhi dalam jangkapanjang, kebijakan dan reformasi tampaknyadiperlukan dalam hal kebijakan nilai matauang di kawasan Asia khususnya. Di sisi lain,hasil penelitian ini menunjukkan bahwaHongkong, Jepang, Cina dan Korea bisamenjadi acuan dalam kesuksesan mata uangtunggal kawasan Asia, meskipun negara-negara tersebut tidak akan mungkinmemutuskan untuk tidak berpartisipasi dalamhal ini nantinya apabila terjadi penggunaan danpenerapan mata uang tunggal kawasan siakhususnya.

Vol. 6. No. 1 Tahun 2016 ISSN 2088-1312

154

Jurnal GICI

DAFTAR PUSTAKAGiles, David. 2014. "ARDL Models - Part II

- Bounds Tests". Retrieved 4August 2014.

Pesaran, M.H.; Shin, Y.; Smith, R.J.(2001). "Bounds testing approachesto the analysis of level relationships".Journal of Applied Econometrics 16:289-326. doi:10.1002/jae.616

Engel, R. F. and C. W. Granger. “Co-integration and error correction:Representation, estimation, andtesting.” Econometrica, 1987, 55,251–76

Balassa, B. (1964), “The purchasing powerparity doctrine: A reappraisal,”Journal of Political Economics, pp.584-96

Bergsten, F. (1997), “The Dollar and theEuro,” The Council on ForeignAffaires

Cassel, G. (1921), “The world’s moneyproblems,” E.P Duton and Co.

Cumby, R.E. (1997), “Forecastingexchange rates and relative priceswith the hamburger standard: Is whatyou want what you get withMcParity?” National Bureau forEconomic Research, Working PaperNr. 5675, pp. 9-10

Heston, A. Summers, R. and Aten, B.(2002), Penn World Table Version6.1, Center for InternationalComparisons of Production, Incomeand Prices, University ofPennsylvania

Krugman, P.R. (1997), “Purchasing powerparity and exchange rates: Anotherlook at the evidence,” Journal ofInternational Economics 8(3), pp.397-407

Lutz, M. (2001), “Beyond burgernomics andMacParity: forecasting exchange rateswith micro-level price data,” Institute ofEconomics, University of St. Gallen,Switzerland, pp. 8-9

Pakko, M.R. & Pollard P.S. (2003),“Burgernomics: A Big Mac™ guide topurchasing power parity,” The FederalReserve Bank of St. Louis, pp. 9-25

Rogers, J.H. and Jenkins, M.A. (1995),“Haircuts or hysteresis?” Sources ofmovements in real exchange rates,”Journal of International Economics, pp339-60

Rogoff, K. (1996), “The purchasing powerparity puzzle,” Journal of EconomicLiterature, Vol. XXXIV, pp. 647-668

Samuelson, P.A. (1964), “Theoretical notes ontrade problems,” Review of EconomicStatistics 46(2), pp. 145-54

Kontegrasi dan Koreksi Nilai Tukar Mata Uang Antar...

Documents

Transcript of Kontegrasi dan Koreksi Nilai Tukar Mata Uang Antar...