PENGARUH BEBERAPA VARIABEL MAKROEKONOMI TERHADAP PERTUMBUHAN EKONOMI MALAYSIA TAHUN 1961-2012
-
Upload
independent -
Category
Documents
-
view
0 -
download
0
Transcript of PENGARUH BEBERAPA VARIABEL MAKROEKONOMI TERHADAP PERTUMBUHAN EKONOMI MALAYSIA TAHUN 1961-2012
PENGARUH BEBERAPA VARIABEL MAKROEKONOMI TERHADAP PERTUMBUHAN
EKONOMI MALAYSIA
(Periode 1961-2012)
REZANERI NOER FITRIANASARI
Sekolah Tinggi Ilmu Statistik (STIS) - Jakarta
Email: [email protected]
ABSTRAK
Pertumbuhan ekonomi Malaysia sedikit berfluktuasi,namun cenderung mengalami peningkatan. Pertumbuhan ekonomimerupakan salah satu indikator untuk menilai keberhasilanpembangunan suatu Negara. Dalam pelaksanaan pembangunan,pertumbuhan ekonomi yang tinggi merupakan sasaran utama bagiNegara yang sedang berkembang. Hal ini dimaksudkan untukmempercpat pencapaian tingkat kesejahteraan hidup yangtinggi bagi penduduknya. Selain itu dengan tingkatpertumbuhan penduduk yang tinggi juga dimaksudkan untukmengejar ketertinggalan dari Negara lain.
Tujuan penelitian ini adalah untuk memberikan gambaranmengenai pertumbuhan ekonomi Malaysia dan hubungannya denganbeberapa variabel makroekonomi kurun waktu 1961-2012,mengetahui apakah terjadi hubungan jangka panjang antaravariabel tabungan, indeks produksi, indeks harga konsumen,serta PMTB dengan pertumbuhan ekonomi, serta mengetahuipenngaruh New Economic Policy (NEP) terhadap pertumbuhanekonomi.
Metode analisis yang digunakan terdiri dari alasisisdeskriptif berupa analisis grafis. Analisis time series yangdigunakan meliputi uji kointegrasi dan pembentukan model
koreksi kesalahan. Melalui uji Augmented Dickey Fuller semuavariabel stasioner pada turunan pertama. Dan speed ofadjustment signifikan mempengaruhi model.
Dari hasil Penelitian ini pemerintah dan pihak laintentunya perlu memperhatikan variabel makroekonomi diatasdalam menyusun kebijakan, sehingga perkonomian dapat menjadilebih baik.
A. PENDAHULUAN
Latar Belakang
Pembangunan merupakan suatu proses multidimensional
yang meliputi perubahan dalam struktur sosial, perubahan
dalam sikap hidup masyarakat dan perubahan dalam kelembagaan
(institusi) nasional. Selain itu, pembangunan juga meliputi
perubahan dalam tingkat pengangguran dalam meningkatkan
lapangan pekerjaan, adanya stabilisasi harga, dan adanya
term of trade yaitu memperbesar niai net ekspor. Guna
mencapai sasaran yang diinginkan dalam pembangunan maka
pembangunan suatu negara dapat diarahkan pada tiga hal
pokok, yaitu : meningkatkan ketersediaan dan distribusi
kebutuhan pokok bagi masyarakat, dan meningkatkan kemampuan
masyarakat dalam mengakses baik kegiatan ekonomi dan
kegiatan sosial dalam kehidupannya (Todaro, 2000:17-18)
Pertumbuhan ekonomi berarti perkembangan kegiatan dalam
perekonomian yang menyebabkan barang dan jasa yang
diproduksikan dalam masyarakat bertambah dan kemakmuran
rakyat meningkat. Setiap negara tentunya menginginkan
perekonomiannya mengalami pertumbuhan. Namun dalam mencapai
pertumbuhan yang tinggi tentunya terdapat hambatan-hambatan.
Hambatan utama yang dihadapi negara sedang berkembang antara
lain adalah keterbatasan dana untuk melaksanakan kegiatan
pembangunan di negaranya, kualitas input tenaga kerja yaitu
keterampilan, pengetahuan, dan disiplin angkatan kerja yang
kurang, serta teknologi yang tertinggal.
Malaysia juga mengalami hambatan yang sama dalam
mencapai pertumbuhan ekonominya, yaitu dari segi
keterbatasan dana, sumberdaya manusia yang kurang
berkualitas dan teknologi yang kurang mendukung dalam
kegiatan pembangunan. Terutama pada tahun-tahun pertama
setelah Indonesia merdeka. Keadaan ekonomi Malaysia sangat
buruk, ekonomi boleh dikatakan stagflasi, hal ini
diakibatkan oleh kependudukan Inggris dan manajemen makro
yang masih jelek.
Malaysia telah melewati banyak badai ekonomi dan
politik selama empat dekade terakhir. Pada 1950-an dan 1960-
an, ekspor tradisional ekonomi diperbaharui dengan program
yang sangat sukses yaitu penanaman kembali perkebunan karet
dan perkebunan rakyat dengan varietas yang lebih
produktif.Terlepas dari penurunan harga dunia, industri
karet alam telah mampu untuk tetap kompetitif dengan karet
sintetis. Ekonomi ekspor dihidupkan kembali lagi, dan pada
tahun 1960-an dan 1970-an sebagai Malaysia menjadi produsen
kelapa sawit terbesar di dunia. Pertumbuhan ekonomi Malaysia
mencapai 5-7 persen per tahun dari awal 1960-an sampai 1990-
an.Tingkat pertumbuhan yang berkelanjutan pada tingkat ini
telah mempersempit kesenjangan ekonomi dengan dunia
industri, dan jika berlanjut selama beberapa dekade lain
akan menghilangkan kesenjangan seluruhnya.
Pada tahun 1969, terjadi kerusuhan etnis utama di Kuala
Lumpur, dan ketegangan etnis terejadi dalam kehidupan
sehari-hari. Meskipun ada beberapa tanda-tanda integrasi
etnis, tidak adanya kekerasan etnis selama beberapa dekade
terakhir merupakan prestasi yang cukup penting. Menjadi
salah satu masalah yang paling diperdebatan ekonomi
Malaysia. Hingga Pemerintah Malaysia melakukan Kebijakan
Ekonomi Baru (1970-1990) yang dimaksudkan untuk mengurangi
kesenjangan etnis ekonomi dan mengurangi kemiskinan, namun
itu juga telah menciptakan kelas rente Melayu berdasarkan
patronase politik dan pemerintahan.
Rumusan Masalah
Adapun permasalahan yang diangkat dalam penelitian ini
yaitu :
1. Bagaimana gambaran mengenai pertumbuhan ekonomi Malaysia
dan hubungannya dengan beberapa variabel makroekonomi
kurun waktu tahun 1961-2012?
2. Apakah terjadi hubungan jangka panjang (kointegrasi)
antara pertumbuhan ekonomi dan beberapa variabel
makroekonomi?
3. Bagaimana pengaruh kebijakan New Economic Policy (NEP)
terhadap pertumbuhan ekonomi Malaysia?
Tujuan Penelitian
Adapun tujuan dari penelitian ini adalah
1. Memberikan gambaran mengenai pertumbuhan ekonomi Malaysia
dan hubungannya dengan beberapa variabel makroekonomi
kurun waktu tahun 1961-2012.
2. Mengetahui adanya hubungan jangka panjang (kointegrasi)
antara pertumbuhan ekonomi dan beberapa variabel
makroekonomi.
3. Mengetahui pengaruh kebijakan New Economic Policy (NEP)
terhadap pertumbuhan ekonomi Malaysia.
Manfaat Penelitian
Berdasarkan tujuan yang dipaparkan, maka hasil
penelitian ini diharapkan dapat memberikan manfaat bagi:
1. Peneliti berikutnya, yaitu dapat menjadi bahan bacaan
ataupun referensi untuk penelitian lebih lanjut.
2. Penulis dan mahasiswa Sekolah Tinggi Ilmu Statistik
(STIS), yaitu dapat dijadikan sebagai wadah tambahan
pengetahuan.
B. PENELITIAN TERKAIT DAN TEORI
Kajian Teori
Teori Pertumbuhan Ahli-ahli Ekonomi Klasik
Menurut pandangan ahli-ahli ekonomi klasik ada empat
faktor yang mempengaruhi pertumbuhan ekonomi yaitu : jumlah
penduduk, jumlah stok barang-barang modal, luas tanah dan
kekayaan alam, dan tingkat teknologi yang digunakan.
Walaupun menyadari bahwa pertumbuhan ekonomi tergantung atas
banyak faktor, ahli-ahli ekonomi terutama menumpahkan
perhatiannya kepada pengaruh penambahan kepada pertumbuhan
ekonomi. Dalam teori pertumbuhan mereka dimisalkan luas
tanah dan kekayaan alam adalah tetap jumlahnya dan tingkat
teknologi tidak mengalami perubahan. Berdasarkan kepada
pemisalan ini selanjutnya dianalisis bagaimana pengaruh
pertambahan penduduk kepada tingkat produksi dan pendapatan.
Menurut pandangan ahli-ahli ekonomi klasik hukum hasil
lebih yang semakin berkurang akan mempengaruhi pertumbuhan
ekonomi tidak akan terus menerus berlangsung. Pada
permulaannya apabila penduduk sedikit dan kekayaan alam
relatif berlbihan, tingkat pengmbalian modal dari invstasi
yang dibuat adalah tinggi. Maka para pengusaha akan
memperoleh keuntungan besar. Ini akan menimbulkaninvestasi
baru dan pertumbuhanterwujud. Keadaan sprti itu tidak akan
terus menerus berlangsung. Apabila penduduk sudah terlalu
banyak, pertambahannya akan menurunkan tingkat kegiatan
ekonomi karena produktivitas marginal penduduk telah menjadi
negatif. Maka kemakmuran masyarakat menurun kembali.
Perekonomian akan mencapai tingkat perkembangan yang sangat
rendah. Apabila keadaan ini dicapai, ekonomi dikatakan telah
mencapai keadaan tidak berkembang (stationary state). Pada
keadaan ini pendapatan pekerja hanya mencapai tingkat cukup
hidup (subsistence). Menurut pandangan ahli-ahli ekonomi
klasik setiap masyarakat tidak akan mampu menghalangi
terjadinya keadaan tidak berkembang tersebut. Ia hanya mampu
mengundurkan keadaan tersebut.
Teori Harrod-Domar
Dalam menganalisis mengenai pertumbuhan ekonomi, teori
Harrod-Domar bertujuan untuk menerangkan syarat yang harus
dipnuhi supaya suatu perekonomian dapat mencapai pertumbuhan
yang teguh dalam jangka panjang. Dengan menggunakan
pemisalan-pemisalan : (1) barang modal telah mencapai
kapasitas penuh, (2) tabungan adalah proporsional dengan
pendapatan nasional, (3) rasio modal-produksi tetap, dan (4)
perekonomian terdiri dari dua sektor.
Syarat mencapai pertumbuhan teguh. Dalam analisisnya
teori Harrord-Domar menunjukkan bahwa, walaupun pada suatu
tahun tertentu (tahun t) barang-barang modal sudah mencapai
kapasitas penuh, pengeluaran agregat dalam tahun t, akan
menyebabkan kapasitas barang modal menjadi semakin tinggi
pada tahun berikutnya (t+1). Dengan perkataan lain,
investasi yang berlaku dalam tahun t akan menambah kapasitas
barang modal tahun (t+1).
Syarat untuk mencapai pertumbuhan teguh. Menyadari
tentang pertambahan kapasitas barang modal, muncul
pertanyaan apakah syaratnya agar pada tahun berikutnya (t+1)
barang-barang modal mencapai kapasitas penuh kembali? Ada
dua hal yang perlu diketahui untuk memecahkan prsoalan
tersebut. Pertama, berapa bsear pertambahan kapasitas barang
modal pada (t+1)? Karena teori Harrord-Domar menganggap
rasio modal produksi tetap, teori tersebut mengatakan
pertambahan kapasitas barang modal yang tergantung oleh
rasio modal produksi itu sendiri (misalkan bernilai COR) dan
investasi yang dilakukan pada tahun t (misalkan bernilai I)
pertambahan kapasitas barang modal dapat dinyatakan dalam
persamaan :
∆c= ICOR
Kedua yaitu keadaan yang bagaimana yang akan mengakibatkan
pertambahan pendapatan nasional (∆Y) sama dengan
pertambahan kapasitas barang modal (∆c). Teori Harrord-Domar merupakan perluasan dari analisis Keynes. Dengan
demikian teori itu berependapat bahwa kapasitas penuh pada
tahun berikut (t+1) akan tercapai apabila pengeluaran
agregat bertambah cukup besar, sehingga tercapai keadaan :
∆c=∆Y
Teori Keynes telah menerangkan, apabila ada pertambahan
pengeluaran agregat (misalnya ∆I) maka pendapatan nasionalakan bertambah. Besarnya pertambahan pendapatan nasional
tergantung besarnya multiplier, dan pertambahan pendapatan
tersebut dapat dihitung dengan menggunakan persamaan berikut
:
∆Y=1
MPS∆I
Dari persamaan diperoleh :
ICOR
=I
MPS∆Iatau ∆I
I=MPSCOR
Dalam analisis Harrord-Domar pertumbuhan ekonomi yang teguh
akan mencapai kapasitas penuh dalam jangka panjang.
Tingkat pertumbuhan ekonomi. Teori Harrord-Domar dapat
pula menerangkan tingkat pertumbuhan ekonomi yang akan
mencapai kapasitas penuh dalam p3nggunaan barang-barang
modalnya. Pemisalan bawa tabungan adalah proporsional dengan
pendapatan nasional dapat diringkaskan menjadi persamaan :
S=MPS×Y
Dalam perekonomian dua sektor keseimbangan dicapai bila S=I, maka berlaku :
I=MPS×Y
Y=1
MPS
Analisis terdahulu menunjukkan bahwa ∆Y=1
MPS∆I
Dengan demikian tingkat pertumbuhan ekonomi dapat ditentukan
dengan menyelesaikan persamaan berikut
∆YY =
IMPS
∆I
IMPS I
Persamaan diatas berarti pertumbuhan ekonomi sama tingkatnya
dengan pertambahan investasi.
Penelitian Terkait
Dalam penelitian Priyo Yudyatmoko (2006), dengan judul
“Pengaruh Variabel Makroekonomi terhadap Perekonomian di
Indonesia (Periode 1990-2004)”. Penelitian ini menggunakan
metode error correction model dengan variabel PDB, indeks
harga konsumen, impor barang modal, indeks harga saham
gabungan, dan kredit investasi. Dari hasil penelitian
menunjukkan variabel indeks harga konsumen dan indeks
produksi sebagai leading indicator, dan variabel selainnya
sebagai langging indicator. Dimana variabel-variabel
makroekonomi tersebut terbukti memiliki hubungan jangka
panjnag dengan pertumbuhan ekonomi melalui Johansen-test.
TABUNGAN
INDEKS PRODUKSI
INDEKS HARGA KONSUMEN
INVESTASI (PMTB)
PERTUMBUHAN EKONOMI (GDP RIIL)
Kerangka Pikir
Gambar 1. Kerangka Pemikiran
Hipotesis Penelitian
Hipotesis yang digunakan dalam penelitian ini adalah sebagai
berikut :
a. Diduga terdapat hubungan jangka panjang (kointegrasi)
antara variabel-variabel makroekonomi dan pertumbuhan
ekonomi.
b. Diduga New Economic Policy (NEP) yang dijalankan oleh
Pemerintahan Malaysia berpengaruh terhadap pertumbuhan
ekonomi.
C. DATA DAN METODOLOGI
Sumber Data
Jenis data yang digunakan dalam penelitian ini adalah
data sekunder berupa PDB atas dasar harga konstan, tabungan,
dan investasi dalam US dollar, serta data indeks produksi
dan indeks harga konsumen yang diperoleh dari World Bank.
Data yang digunakan adalah data timeseries tahunan dari tahun
1961 sampai 2012. Data PDB atas dasar harga konstan
menggunakan tahun dasar 2000, sementara data indeks produksi
dan indeks harga konsumen menggunakan tahun dasar 2005.
Metodology
Permasalahan dalam penelitian ini dijawab dengan
analisis menggunakan error correction model untuk data time series
yang merupakan teknik untuk mengoreksi ketidakseimbangan
jangka pendek menuju keseimbangan jangka panjang, serta
dapat menjelaskan hubungan antara peubah terikat dengan
peubah bebas pada waktu sekarang dan waktu lampau. Adapun
tahapan analisis dan pembentukan model dalam penelitian ini
adalah sebagai berikut:
Gambar 2. Diagram Tahapan Analisis dan Pembentukan Model
Seluruh tahapan analisis dan pembentukan model dibantu
dengan menggunakan software eviews 8. Data yang digunakan adalah
data timeseries tahunan dari tahun 1961 hingga tahun 2012.
UJI STASIONERITAS
Adalah salah satu uji untuk mengetahui stasioneritas
data sehingga dapat dengan mudah dilakukan peramalah
(forecasting) untuk data pada periode berikutnya. Uji yang
bisa digunakan adalah Dickey Fuller Test dan Augmented
Dickey Fuller Test. Dickey Fuller Test dikenalkan oleh David
Dickey dan Wayne Fuller. Perhatikan persamaan berikut :
Yt = ρ Yt-1 + ut
Jika ρ = 1, maka model menjadi random walk tanpa intersep.
Disini kita akan menghadapi masalah dimana varian Yt tidak
stasioner. Dengan demikian Yt dapat disebut mengandung “unit
root” atau data tidak stasioner. Bila persamaan diatas
dikurangi pada Yt-1 sisi kanan dan kiri, maka persamaannya
menjadi:
Yt - Yt-1= ρ Yt-1 - Yt-1+ ut
∆ Yt = (ρ-1) Yt-1 + ut
Atau dapat ditulis dengan:
∆ Yt = δ Yt-1 + ut
Dari persamaan tersebut dapat dibuat hipotesis:
H0: δ = 0
H1: δ ≠ 0
Jika kita tidak menolak hipotesis δ = 0, maka ρ = 1.
Artinya kita memiliki unit root, dimana data time series Yt
tidak stasioner. Uji signifikansi terhadap koefisien
regresi dapat dilakukan dengan Uji-t. Sayangnya dengan
hipotesis tersebut, nilai Uji-t tidak mengikuti distribusi t
sekalipun dalam sampel besar. Tetapi Dickey-Fuller telah
membuktikan bahwa Uji-t terhadap hipotesis diatas mengikuti
statistik ζ (tau). Statistik ini selanjutnya dikembangkan
oleh Mc. Kinnon. Selain model diatas, pengujian ini juga
dapat dilakukan dengan menggunakan beberapa model berikut:
1. Model dengan intersep:
∆ Yt = β1 + δ Yt-1 + ut
2. Model dengan intersep dan memasukkan variabel bebas waktu
(t)
∆ Yt = β1 + β2 t + δ Yt-1 + ut
Model-model sebelumnya mengasumsikan ut tidak berkorelasi
hampir tidak mungkin. Untuk mengantisipasi adanya korelasi
tersebut, Dickey-Fuller mengembangkan pengujian diatas
dengan sebutan: Augmented Dickey-Fuller (ADF) Test.
Formulasinya adalah sebagai berikut:
∆ Yt = β1 + β2 t + δ Yt-1 + α1 ∆ Yt-1 + α2 ∆ Yt-2 +...........+ αm
∆ Yt-m + εt
Atau dapat ditulis dengan:
Dimana m adalah panjangnya lag yang digunakan. Berdasarkan
model tersebut kita dapat memilih tiga model yang akan
digunakan untuk melakukan Uji ADF, yaitu:
1. Model dengan intersep (β1) dan trend (β2), sebagaimana model
diatas.
2. Model yang hanya intersep saja (β1), yaitu:
3. Model tanpa intersep dan trend (slop), yaitu:
UJI KOINTEGRASI
Pengujian kointegrasi dilakukan untuk mengetahui apakah
antar variabel dependen dengan variabel independennya
terdapat hubungan atau keterkaitan sehingga dapat digunakan
sebagai estimasi jangka panjang. Hal ini disebabkan karena
pada dasarnya konsep model ekonomi adalah menunjukkan
hubungan perilaku jangka panjang sesuai dengan teori ekonomi
yang digunakan dalam mengestimasi model tersebut.
Definisi formal dari cointegration of two variables telah
dikembangkan oleh Engle dan Granger (1987). Dikatakan bahwa
ΔYt=β1+β2t+δYt−1+αi∑i=1
mΔYt−1+εt
ΔYt=β1+δYt−1+αi∑i=1
mΔYt−1+εt
ΔYt=δYt−1+αi∑i=1
mΔYt−1+εt
series Yt dan Xt berkointegrasi pada derajat d, b di mana
d≥b≥0 dituliskan sebagai Xt,Yt~CI(d,b)
Jika:
1. Kedua series adalah berintegrasi pada derajat yang
sama I(d)
2. Terdapat kombinasi linier dari variabel-variabel
yang berintegrasi I(d-b)
Dari definisi ini, maka secara umum dapat dikatakan
bahwa jika kita mempunyai dua variabel yang berintegrasi pada
derajat yang “berbeda”, maka kedua variabel tersebut tidak
mungkin berkointegrasi. Sedangkan apabila series data
stasioner pada derajat yang sama maka series tersebut punya
kemungkinan mempunyai kointegrasi. Untuk kasus unik dimana
kedua variabel telah stasioner pada derajat level dasar I(0),
maka residual yang terjadi kemungkinan besar akan stasioner
sehingga penggambaran hubungan jangka panjang (Kointegrasi)
menjadi kurang bermakna (Charemza,1997).
Ada tidaknya hubungan kointegrasi antar variabel juga
bisa dilihat secara grafis. Biasanya variabel yang
berkointegrasi akan telihat bergerak secara bersamaan
sepanjang waktu. Sehingga residualnya akan relatif konstan
(stasioner pada I (0)). Lain hal dengan yang tidak
berkointegrasi maka residual yang didapatkan akan tampak
berubah secara sistematis menurut waktu (berubah sejalan
dengan bertambahnya waktu).
Pengujian kointegrasi dengan metode residual adalah sama
seperti menguji akar-akar unit hanya saja varibel yang diuji
adalah nilai residualnya. Seperti menurut RL Thomas ( Modern
Econometric, P 199) dikatakan di sana bahwa:
The residual-based test consider equation
y1t=y2t +ut
If ut has a unit roots, then y1t -y2t is not a cointegration relationship. Thus a
test for unit root in ut is a test that the variables yt are not cointegration.
PEMBENTUKAN MODEL
Model analisis yang digunakan dalam analisis data
adalah model timeseries yaitu error correction model dimana
model ini secara luas dalam analisis ekonometrika untuk data
runtun waktu (time series) sejak tahun 1960an. Hal ini
disebabkan karena kemampuan yang dimiliki oleh ECM dalam
meliput lebih banyak variabel untuk menganalisis fenomena
ekonomi jangka pendek dan jangka panjang dan mengkaji
konsisten tidaknya model empirik dengan teori ekonomika,
serta dalam usaha mencari pemecahan terhadap persoalan
variabel runtun waktu yang tidak stasioner (non stationary) dan
regresi lancung (spurious regression) atau korelasi lancung
(spurious correlation) dalam analisis ekonometrika (Insukindro,
1999). ECM mempunyai ciri khas dengan dimasukkannya unsur
Error Correction Term (ECT) dalam model. Apabila koefisien ECT
signifikan secara statistik, maka spesifikasi model yang
digunakan dalam penelitian tersebut adalah sahih atau valid.
Sebelum diolah data harus stasioner. Maka dari itu dilakukan
uji stasioneritas. Pada pembuatan error correction model
terdapat dua model yaitu model jangka panjang yang merupakan
regresi spurious dan dalam bentuk ecm nya yaitu model jangka
pendek.
Model Jangka Panjang :
LGDPt=β11LSt+β12LPIt+β13LCPIt+β14LPMTBt+β15NEP+ε1t
Model Jangka Pendek :
DLGDPt=β21DLSt+β22DLPIt+β23DLCPIt+β24DLPMTBt+γECMt−1+β25NEP+ε2t
Keterangan :
β11 : elastisitas tabungan
β12 : elastisitas indeks produksi
β13 : elastisitas indeks harga konsumen
β14 : elastisitas investasi
β15 : elastisitas dummy NEP
β21 : elastisitas perubahan tabungan
β22 : elastistas perubahan indeks produksi
β23 : elastistas perubahan indeks harga konsumen
β24 : elastisitas perubahan investasi
β25 : elastisitas dummy NEP
LGDPt : produk domestic bruto
LSt : tabungan
LPIt : indeks produksi
LCPIt : indeks harga konsumen
LPMTBt : investasi
DGDPt : perubahan produk domestic bruto
DLSt : perubahan tabungan
DLPIt : perubahan indeks harga konsumen
DLPMTBt : perubahan investasi
NEP : Variabel Dummy
NEP=0 sebelum diberlakukannya kebijakan New
Economic Policy (NEP)
NEP =1 setelah diberlakukannya kebijakan New
Economic Policy (NEP)
ECM : error correction model
γ : speed of adjusment
εt : error term
Persamaan di atas menggunakan asumsi lag optimal sebesar
1. Analisis ECM dijelaskan oleh parameter γ (speed of
adjusment) yaitu seberapa cepat waktu yang diperlukan untuk
mendapatkan nilai keseimbangan, dimana γ signifikan dan
bernilai negatif.
UJI ASUMSI KLASIK
A. Uji Normalitas
Salah satu asumsi model regresi adalah residual
mempunyai distribusi normal. Konsekuensi apabila jika model
tidak mempunyai residual yang berdistribusi normal maka uji
t dalam melihat signifikansi variabel independent terhadap
variabel dependent tidak bisa diaplikasikan jika residual
tidak mempunyai distribusi normal (Widarjono, Agus, 2010,
111). Dengan demikian apabila residual tersebut berasal dari
distribusi normal maka akan dibuktikan dengan gambar grafik
yang nilai-nilai sebaran datanya akan terletak disekitar
garis lurus. Baru setelah itu dapat disimpulkan persyaratan
normalitas bisa dipenuhi.
Terdapat beberapa test yang digunakan, diantaranya
adalah: (1) chi-square goodness of fit test, dan (2) jarque-
bera test. Keduanya menguji residual m dan dengan distribusi
probalibitas chi-square
S : skewness, K : kurtosis, k : jumlah koefisien yang
diestimasi.
B. Uji Autokorelasi
Istilah autokorelasi didefiniskan sebagai adanya
korelasi antara anggota serangkaian observasi yang diurutkan
menurut waktu seperti halnya dalam time series data atau space
dalam cross section data. Pada model regresi linier klasik
mengasumsikan bahwa residual tidak mengandung autokorelasi
atau dapat dituliskan E (eiej )=0 dimanai≠j sehingga apabila
terjadi autokorelasi maka E (eiej )≠0 dimanai≠j.
Dalam penelitian ini, metode yang digunakan untuk
mendeteksi masalah autokorelasi adalah metode Bruesch-
Godfrey yang mengembangkan uji autokorelasi yang dikenal
dengan uji Lagrange Multiplier (LM). Kriteria untuk
mendeteksi ada tidakn-ya masalah autokorelasi (Winarno,
2007: 5.29) adalah :
Bila nilai probability Obs*R-squared > α = 5% , berarti
tidak ada autokorelasi
Bila nilai probability Obs*R-squared ≤ α = 5% , berarti ada
autokorelasi
C. Uji Homoskedastisitas
Salah satu uji formal untuk menguji apakah terjadi
pelanggaran asumsi Klasik homokedastisitas, digunakan uji
White.
Misal persamaan yang akan kita uji adalah sebagai berikut:
Langkah-langkahnya adalah sebagai berikut:
1. Estimasi persamaan diatas dengan OLS dan hitung nilai
2. Regresikan model di bawah:
3. Hitung nilai nR2, dimana n adalah besarnya contoh dan
R2 adalah unadjusted R-square dari persamaan regresi
auxiliary pada langkah 2.
4. Tolak hipotesis nol jika nR2 > (tidak terdapat
heterokedastisitas)
D. Uji Multikolinieritas
Multikolinier ialah kondisi dimana adanya hubungan
antara variabel-variabel bebas. Jika multikolinier itu
sempurna maka setiap koefisien regresi dari variabelvariabe
bebasnya tidak dapat menentukan dan standar errornya tidak
terbatas. Jika multikolinier kurang dari sempurna maka
koefisien regresi walaupun bisa menentukan, tetapi memiliki
standar error yang besar (dalam hubungan dengan koefisien
mereka itu sendiri), yang berarti koefisien-koefisiennya
tidak bisa diestimasi dengan akurasi yang tepat.
Cara umum untuk mendeteksi adanya multikolinear dalam
model ialah dengan melihat bahwa adanya R2 yang tinggi dalam
model tetapi tingkat signifikansi tstatistiknya sangat kecil
dari hasil regresi tersebut dan cenderung banyak yang tidak
signifikan. Cara lain mendeteksi adanya kolinieritas (Nash dan
Bradford, 2001) adalah dengan melihat Variance Inflation Factor (VIF).
Nilai VIF ini menunjukkan bagaimana varians dari sebuah
estimator akan meningkat akibat adanya multikolinearitas.
Nilai VIF diperoleh dengan formula berikut:
VIFk=1
1−Rk2
dimana k=1,2…,p−1 dan Rk2 merupakan koefisien determinasi
dari regresi berganda ketika Xk diregresikan dengan p−2
variabel lainnya dalam model. Apabila nilai VIF lebih besar
dari 5, maka mengindikasikan adanya gejala multikolinieritas
(hubungan linier antar variabel bebas).
HASIL DAN PEMBAHASAN
Hubungan Pertumbuhan Ekonomi dengan Variabel-variabel
Makroekonomi
Penelitian ini menggunakan periode tahun 1961-2012 dan
bertujuan untuk mengetahui hubungan pertumbuhan ekonomi
(PDB) dengan beberapa variab2l yang diduga erat dengan naik
turunnya pertumbuhan. Variabel-variabel yang dimaksud adalah
variabel-variabel makroekonomi meliputi tabungan, indeks
produksi, indeks harga konsumen, dan investasi (pembentukan
modal tetap bruto).
Pada Gambar 3 dapat diamati, bahwa pada tahun 1961
sampai dengan tahun 2012, semua variabel cenderung mengalami
kenaikan, seluruh variabel tabungan, indeks produksi, indeks
0.0 E+0 04.0 E+1 08.0 E+1 01.2 E+1 11.6 E+1 12.0 E+1 12.4 E+1 1
02040608010 012 0
65 70 75 80 85 90 95 00 05 10GD P Ko nsta nprod ucti on in dex (2004 -200 6 = 100)
0.0E+005.0E+101.0E+111.5E+112.0E+110.0E+002.0E+104.0E+106.0E+108.0E+101.0E+111.2E+1165707580859095000510GDP KonstanTABUNGAN0.0E+005.0E+101.0E+111.5E+112.0E+112040608010012014065707580859095000510GDP KonstanCPI0.0E+005.0E+101.0E+111.5E+112.0E+110E+002E+104E+106E+108E+1065707580859095000510GDP KonstanPMTB (US Dollar)harga konsumen, dan PMTB pergerakannya searah dengan
pertumbuhan ekonomi (PDB), walaupun PMTB sempat mengalami
penurunan di sekitar tahun 1998.
Sementara itu pada masa-masa krisis yaitu pertengahan
tahun 1997, jika dilihat secara grafis hubungan antara
pertumbuhan ekonomi (PDB) dengan variabel tabungan, indeks
produksi, indeks harga konsumen, dan PMTB hubungannya
positif. Saat pertumbuhan ekonomi (PDB) mengalami penurunan,
ketika variabel tersebut merespon positif, maka keempat
variabel juga mengalami penurunan. Sama halnya dengan masa
krisis global pada tahun 2008, seluruh variabel mempunya
gerakan yang sama yaitu turun, tetapi penurunan yang cukup
tajam terjadi pada variabel tabungan dan PMTB.
Pengaruh pemberlakuan NEP (New Economic Policy) di
Malaysia pada tahun 1971 tidak terlalu berpengaruh
signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi (PDB).
0.0E+005.0E+101.0E+111.5E+112.0E+112040608010012014065707580859095000510GDP KonstanCPI0.0E+005.0E+101.0E+111.5E+112.0E+110E+002E+104E+106E+108E+1065707580859095000510GDP KonstanPMTB (US Dollar)Gambar 3. Pertumbuhan ekonomi dan variabel makrokonomi
tahun 1961-2012
Analisis grafis hanya merupakan pengantar awal untuk
menetahui pola hubungan antara pertumbuhan ekonomi (PDB) dan
variabel-variabel makroekonomi. Oleh karena itu, dilakukan
analisis lebih lanjut berupa analisis time series untuk
menemukan pola hubungan yang lebih berarti secara statistic.
Permasalahan yang sering muncul dalam analisis time
series adalah permasalahan mengenai stasionaritas data. Hal
ini perlu diperhatikan karena variabel yang tidak stasioner
akan menghasilkan regresi lancing. Regresi lancing terjadi
ketika hasil regresi menunjukkan hubungan yang signifikan
antar variabel padahal hal tersebut tidak lain adalah
hubungan contemporaneous dan tidak memiliki makna kausal
(Harris, 1995: 14). Oleh karena itu, tahap awal dari
pengujian kointegrasi dan kausalitas adalah pengujian
stasioneritas data. Pengujian stasionaritas data yang
digunakan dalam penelitian ini adalah uji akar unit (unit
root test) dengan jenis pengujian Augmented Dicky Fuller.
Dari bentuk grafik data time series kadang cukup untuk
menunjukkan suatu data adalah stasioner atau tidak
stasioner. Dari Gambar X terlihat bahwa data tidak stasioner
dan mempunyai trend. Ada tidaknya trend dapat dibuktikan
dengan melakukan pengujian signifikansi trend dan intercept.
Dari pngujian siginifikansi (Lampiran X), diperoleh hasil
bahwa semua data mempunyai trend dan intercept, sehingga
dalam pengujian stationaritas dimasukkan unsure trend dan
intercept didalamnya. Adanya suatu trend (linier atau tidak
linier) dalam data berarti bahwa setiap nilai yang berturut-
turut akan bernilai positif satu sama lain.
Gambar 4. PDB, Tabungan, Indeks Produksi, Indeks Harga
Konsumen dan PMTB Malaysia tahun 1961-2012 (dalam bentuk
log)
Analisis Time Series
Uji Stasioner
Tabel X. Hasil Uji Augmented Dickey Fuller (ADF)
Variabel (dalam
bentuk log)
Data asli
(dalam
bentuk
level)
Data first
different
Produk Domestik
Bruto
-1.056266 -6.283224
Tabungan -2.064080 -7.637363
Indeks Produksi -2.002834 -9.175596
Indeks Harga
Konsumen
-1.712700 -3.880558
PMTB -2.149238 -4.626786
Sumber : Diolah dari data berbagai publikasi
Catatan : - Nilai krisis level 5 persen untuk data level
adalah -3.500495
- Nilai krisis level 5 persen untuk data level
adalah -3.504330
Dari Tabel 4, dapat dilihat bahwa semua variabel
mengandung structural change. Dari hasil pengujian
stasioneritas dengan ADF yaitu dengan membandingkan nilai
stasistik ADF dengan nilai MacKinnon menunjukkan bahwa semua
variabel pada data asli tidak stasioner atau dikatakan
memiliki unit root. Karena semua variabel masih belum
stasioner, maka dilakukan uji ADF pada data turunan pertama
(first differencing). Hasil pengujian menunjukkan bahwa
semua variabel telah signifikan atau menolak Ho pada taraf
uji 5 persen. Dapat diinterpretasikan bahwa semua variabel
tidak lagi memiliki unit root dan telah stasioner pada
turunan pertama atau terintegrasi pada order 1 [I(1)]. Dalam
pengujian stasioner ini semua variabel sudah dalam bentuk
logaritma.
Uji Kointegrasi
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.214430 0.0252
Dari hasil pengujian stasionaritas error model jangka
panjang menggunakan statistic uji ADF dapat diketahui P-value
kurang dari alpha 5%, yang artinya error stasioner. Yang
artinya variabel yang memiliki hubungan dalam jangka
panjang, atau dalam jangka panjang variabel sama-sama
bergerak menuju titik keseimbangan.
Pembentukan Model
Model Jangka Panjang
LGDPt=1.579087¿LTABUNGANt−0.469856LIPt−2.655729
¿LCPIt+0.049717LPMTBt−0.437644¿NEP
Pada model jangka panjang, hanya variabel Tabungan,
Indeks Harga Konsumen, dan dummy dari NEP yang signifikan
mempengaruhi pertumbuhan ekonomi Malaysia. Dimana elastisitas
dari tabungan adalah 1.579087 yang artinya apabila terjadi
kenaikan tabungan sebesar 1% maka pertumbuhan ekonomi akan
naik sebesar 1.58 %, dan elastisitas dari indek harga
konsumen adalah 2.655729 yang artinya apabila indeks harga
konsumen naik sebesar 1% akan menyebabkan perubahan
pertumbuhan ekonomi sebesar 2.66%.
Dalam jangka panjang, besarnya pertumbuhan ekonomi
setelah dilakukannya kebijakan New Economic Policy (MEP)
lebih lebih kecil 0.44% dibandingkan dengan sebelum
diberlakukannya MEP.
Model Jangka Pendek
DLGDPt=0.070269¿LTABUNGAN+0.239387¿DLIPt+0.010545DLCPIt++0.010545DLCPIt+0.115312
¿DLPMTBt−0.008624εt−1+0.031934¿NEP
Pada model jangka pendek atau error correction model hanya
variabel Tabungan, Indeks Produksi, PMTB, dan dummy dari NEP
yang signifikan mempengaruhi pertumbuhan ekonomi Malaysia.
Dimana apabila terjadi kenaikan perubahan tabungan sebesar 1%
maka perubahan pertumbuhan ekonomi akan naik sebesar 0.07 %,
dan apabila perubahan indeks produksi naik sebesar 1% akan
menyebabkan perubahan pertumbuhan ekonomi sebesar 0.24%,
selain itu saat perubahan investasi naik sebesar 1% maka
terjadi kenaikan perubahan pertumbuhan ekonomi sebesar 0.12%.
Dalam jangka pendek, perubahan pertumbuhan ekonomi
setelah dilakukannya kebijakan New Economic Policy (MEP)
lebih besar 0.03% dibandingkan dengan seblum diberlakukannya
MEP. Koefisien speed of adjustment bernilai −0,008624
artinya kecepatan error correction untuk mengoreksi perilaku
tiap variabel dalam jangka pendek untuk menuju keseimbangan
baru terbilang sangat lambat yaitu sebesar 0,8 persen.
Nilai dari R-square adalah 0.517838 yang artinya
variabel tabungan, indeks produksi, indeks harga konsumen,
PMTB, dan NEP dapat menjelaskan variasi dalam pertumbuhan
ekonomi sebesar 52%, 48% lainnya dijlaskan olh variabel lain
yang tidak masuk dalam model.
Uji Asumsi
Model yang dibuat dalam penelitian ini sebelum
digunakan untuk pengujian hipotesis agar dapat diperoleh
estimasi BLUE (Best Linier Unbiased Estimator) maka perlu
dilakukan pengujian asumsi klasik. Pengujian terhadap
penyimpangan asumsi klasik dilakukan dengan bantuan program
EVIEWS 8 yang dilakukan pada penelitian ini meliputi:
1. Uji Normalitas
Pengujian normalitas data dalam penelitian ini akan
dideteksi dengan menggunakan analisa grafik yang
dihasilkan melalui perhitungan error correction model
dengan perangkat lunak EVIEWS 8.0 dan juga mendeteksi
dengan menggunakan uji formal yaitu Jarque Bera.
Pengujian dengan menggunakan analisa grafik, berikut pola
grafik hasil pengolahan EVIEWS 8.0 dapat dilihat pada
gambar ini:
Dari histogram diatas, dapat diketahui model regresi
pada penelitian ini telah memenuhi asumsi normalitas.
Selain itu, P-value dari uji statistic Jarque-Berra sebesar
0.903981 lebih besar dari signifikansi alpha 0.05 sehingga
dapat disimpulkan bahwa residual ECM berdistribusi
normal.
2. Uji Heteroskedastisitas
Uji Heteroskedastisitas bertujuan untuk menguji
terjadinya perbedaan varians residual satu pengamatan ke
pengamatan lain atau gambaran hubungan nilai yang
diprediksi dengan Standardized Delete Residual nilai
tersebut sehingga model juga terbebas dari
heteroskedastisitas. Uji ini dapat dilihat dengan
menggunakan uji white.
Dari pengujian karena nilai P-value yang lebih besar
dari pada alpha 5% sehingga hipotesis nol yang menyatakan
eror memiliki varians yang konstan terpenuhi.
3. Uji Autokorelasi
Pengujian terhadap gejala autokorelasi dengan Breusch-
Godfrey Serial Correlation LM Test. Hasil perhitungan EVIEWS versi
8.0 dapat dilihat pada pengujian berikut ini :
Hasil output dari LM Test menunjukkan bahwa P-value
lebih kecil dari pada alpha 5%, sehingga dapat ditarik
kesimpulan error model berautokorelasi. Karena sudah menjadi
sifat dari data time series adalah dipengaruhi oleh masa
F-statistic 2.142782 Prob. F(21,29) 0.0288
Obs*R-squared 31.01309 Prob. Chi-Square(21) 0.0734
Scaled explained SS 20.54727 Prob. Chi-Square(21) 0.4869
F-statistic 17.06294 Prob. F(1,44) 0.0002
Obs*R-squared 11.57660 Prob. Chi-Square(1) 0.0007
lalunya, maka sebagian besar model dengan data time series
akan mengalami gejala autokorelasi.
4. Uji Multikolinieritas
Uji multikolinieritas bertujuan untuk menguji apakah
dalam model ecm ditemukan adanya korelasi diantara
variabel bebas. Hasil :pengujian multikolinieritas dapat
dilihat pada tebel sebagai berikut :
Dari tabel di atas terlihat bahwa tidak ada variabel
yang mengalami multikolinieritas, ditunjukkan dengan
seluruh nilai VIF yang lebih kecil dari 5.
E. KESIMPULAN DAN SARAN
Adapun kesimpulan dari penelitian ini yaitu :
1. Pertumbuhan ekonomi Malaysia tahun 1961-2012 cenderung
mengalami kenaikan walaupun sempat mengalami penurunan pada
tahun 1997-1998 akibat krisis ekonomi yang melanda kawasan
UncenteredVariable VIF
RESID01(-1) 1.571732DLTABUNGAN 2.816632
DLIP 1.746736DLCPI 3.178801DLPMTB 1.908358NEP 2.818851
Asia. Dampak yang diberikan krisis ekonomi bukanlah suatu
dampak yang permanen, pertumbuhan ekonomi Malaysia mulai
menunjukkan perbaikan dilihat dari nilai PDB yang cenderung
meningkat setelah krisis sampai tahun 2008. Berdasark
analisa grafis diketahui bahwa variabel tabungan, indeks
produksi, indeks harga konsumen, dan PMTB pada saat krisis
mempunyai hubungan positif, yaitu pada saat PDB menurun,
keempat variabel tersebut merespon positif dengan penurunan
juga. Sementara itu pengaruh New Economic Policy (NEP) di
Malaysia mulai tahun 1971, secara grafis tidak terlihat
pengaruh positif yang signifikan diberikan oleh kebijakan
baru tersebut.
2. Dari hasil uji kointegrasi dapat disimpulkan bahwa terdapat
hubungan keseimbangan jangka panjang antara pertumbuhan
ekonomi dan variabel-variabel makroekonomi. Pada
keseimbangan jangka panjang Tabungan dan PMTB mempunyai
hubungan positif terhadap pertumbuhan ekonomi. Sementara
Indeks Produksi dan Indek Harga Konsumen mempunya hubungan
negative dengan pertumbuhan ekonomi. Sedangkan, dalam jangka
pendek seluruh variabel berhubungan positif dengan
pertumbuhan ekonomi.
3. Dalam jangka panjang, pertumbuhan ekonomi sebelum
diberlakukannya NEP oleh Pemerintah Malaysia lebih besar
dari pada setelah diberlakukan kebijakan tersebut. Tetapi
dalam jangka pendek perubahan pertumbuhan ekonomi setelah
diberlakukannya MEP lebih besar dari pada sebelumnya. Dummy
variabel dari MEP seluruhnya signifikan, baik dalam model
jangka panjang maupun jangka pendek.
4. Uji asumsi untuk memenuhi estimate yang BLUE (Best Linier
Unbiased Estimator) terlanggar pada uji asumsi Non-
Autokorelasi. Untuk asumsi error berdistribusi normal dan
memiliki variasi yang konstan terpenuhi.
Saran yang diberikan oleh peneliti adalah :
1. Selain variabel makroekonomi yang digunakan dalam penelitian
ini, dapat pula ditambahkan variabel makroekonomi lain, yang
diduga berpengaruh terhadap pertumbuhan ekonomi, seperti
nilai tukar rupiah, suku bunga, dan jumlah uang beredar.
DAFTAR PUSTAKA
Andrian A. 2003. Faktor-Faktor yang Berperan dalam Penciptaan
Pertumbuhan Ekonomi Indonesia Tahun 1999 [Skripsi]. Jakarta: Sekolah
Tinggi Ilmu Statistik.
Budiono. Ekonomi Makro. Yogyakarta: BPFE, 1994
Damodar Gujarati, 1995. Ekonometrika Dasar, terjemahan Sumarno
Zain, Erlangga, Jakarta
Enders W. 2004. Applied Econometric Time Series. New York: John-Wiley
& Son.LTD.
Harun Alp, Selim Elekdag, and Subir Lall. 2012. An Assessment
of Malaysian Monetary Policy during the Global Financial Crisis of 2008–09 [Paper].
International Monetary Fund.
Ibrahim, Muhammad bin. 2010. Impact of the global crisis on Malaysia's
financial system. Malaysia
Prema-chandra Athukorala. 2010. Malaysian Economy in Three Crises
[Jurnal]. Canberra: The Australian National University.
LAMPIRAN
UJI STASIONERITAS (DATA LEVEL)
Lampiran 1. Produk Domestik Bruto (PDB)
Null Hypothesis: LPDB has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.056266 0.9263Test critical values: 1% level -4.148465
5% level -3.50049510% level -3.179617
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 2. Tabungan (S)
Null Hypothesis: LTABUNGAN has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.064080 0.5528Test critical values: 1% level -4.148465
5% level -3.50049510% level -3.179617
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 3. Indeks Produksi (IP)
Null Hypothesis: LIP has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.002834 0.5858Test critical values: 1% level -4.148465
5% level -3.50049510% level -3.179617
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 4. Indeks Harga Konsumen (IHK)
Null Hypothesis: LCPI has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.712700 0.7309Test critical values: 1% level -4.152511
5% level -3.50237310% level -3.180699
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 5. Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB)
Null Hypothesis: LPMTB has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.149238 0.5065Test critical values: 1% level -4.152511
5% level -3.50237310% level -3.180699
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
UJI STASIONER (DATA DIIFFERENT PERTAMA)
Lampiran 6. Produk Domestik Bruto (DLPDB)
Null Hypothesis: DLKR has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.941984 0.0000Test critical
values: 1% level -3.5503965% level -2.91354910% level -2.594521
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(DLKR)Method: Least SquaresDate: 07/13/13 Time: 07:48Sample (adjusted): 1998Q3 2012Q3Included observations: 57 after adjustments
Variable
Coefficien
t Std. Errort-Statistic Prob.
DLKR(-1) -0.787662 0.132559 -5.941984 0.0000C 0.010453 0.005358 1.950832 0.0562
R-squared 0.390968 Mean dependent var 0.000322Adjusted R-squared 0.379894 S.D. dependent var 0.048703
S.E. of regression 0.038352
Akaike info
criterion -3.649548Sum squared resid 0.080899 Schwarz criterion -3.577862
Log likelihood 106.0121
Hannan-Quinn
criter. -3.621688F-statistic 35.30717 Durbin-Watson stat 1.913249
Prob(F-statistic) 0.000000
Lampiran 7. TABUNGAN (DLTABUNGAN)
Null Hypothesis: D(LTABUNGAN) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.637363 0.0000Test critical values: 1% level -4.156734
5% level -3.50433010% level -3.181826
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 8. INDEKS PRODUKSI (DLIP)
Null Hypothesis: D(LIP) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.175596 0.0000Test critical values: 1% level -4.152511
5% level -3.50237310% level -3.180699
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 9. INDEKS HARGA KONSUMEN (DLCPI)
Null Hypothesis: D(LCPI) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.880558 0.0204Test critical values: 1% level -4.156734
5% level -3.50433010% level -3.181826
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 10. PEMBENTUKAN MODAL TETAP BRUTO (DLPMTB)
Null Hypothesis: D(LPMTB) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.626786 0.0027Test critical values: 1% level -4.152511
5% level -3.50237310% level -3.180699
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Lampiran 11. UJI KOINTEGRASI
Null Hypothesis: RESID01 has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.214430 0.0252Test critical values: 1% level -3.574446
5% level -2.92378010% level -2.599925
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
PEMBENTUKAN MODEL
Lampiran 12. MODEL JANGKA PANJANG
Dependent Variable: LPDBMethod: Least SquaresDate: 07/22/14 Time: 20:32Sample: 1961 2012Included observations: 52
VariableCoefficien
t Std. Errort-Statistic Prob.
LTABUNGAN 1.579087 0.192885 8.186681 0.0000LIP -0.469856 0.425913 -1.103173 0.2756LCPI -2.655729 0.431922 -6.148637 0.0000LPMTB 0.049717 0.173315 0.286858 0.7755NEP -0.437644 0.175067 -2.499867 0.0160
R-squared 0.935224 Mean dependent var 24.54058Adjusted R-squared 0.929711 S.D. dependent var 0.963582
S.E. of regression 0.255465 Akaike info criterion 0.199748
Sum squared resid 3.067329 Schwarz criterion 0.387368
Log likelihood -0.193453 Hannan-Quinn criter. 0.271677
Durbin-Watson stat 1.154635
Lampiran 13. MODEL JANGKA PENDEK
Dependent Variable: DLPDBMethod: Least SquaresDate: 07/22/14 Time: 20:34Sample (adjusted): 1962 2012Included observations: 51 after adjustments
VariableCoefficien
t Std. Errort-Statistic Prob.
RESID01(-1) -0.008624 0.017652 -0.488559 0.6275DLTABUNGAN 0.070269 0.028158 2.495524 0.0163
DLIP 0.239387 0.079440 3.013454 0.0042DLCPI 0.010545 0.146136 0.072161 0.9428DLPMTB 0.115312 0.022561 5.111042 0.0000NEP 0.031934 0.006384 5.001981 0.0000
R-squared 0.517838 Mean dependent var 0.061401Adjusted R-squared 0.464265 S.D. dependent var 0.033669S.E. of regression 0.024643 Akaike info -4.458489
criterionSum squared resid 0.027328 Schwarz criterion -4.231216
Log likelihood 119.6915 Hannan-Quinn criter. -4.371641
Durbin-Watson stat 0.999968
UJI ASUMSI
Lampiran 14. UJI ASUMSI NORMALITAS
Lampiran 15. UJI ASUMSI NONAUTOKORELASI
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 17.06294 Prob. F(1,44) 0.0002
Obs*R-squared 11.57660 Prob. Chi-Square(1) 0.0007
Lampiran 16. UJI ASUMSI HOMOSKEDASTISITAS
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 2.142782 Prob. F(21,29) 0.0288
Obs*R-squared 31.01309 Prob. Chi-Square(21) 0.0734
Scaled explained SS 20.54727 Prob. Chi-Square(21) 0.4869
Lampiran 17. UJI ASUMSI MULTIKOLINIERITAS
Variance Inflation FactorsDate: 07/22/14 Time: 20:35Sample: 1961 2012Included observations: 51
Coefficient UncenteredVariable Variance VIF
RESID01(-1) 0.000312 1.571732DLTABUNGAN 0.000793 2.816632
DLIP 0.006311 1.746736DLCPI 0.021356 3.178801DLPMTB 0.000509 1.908358NEP 4.08E-05 2.818851