Rika Swastika, Taufiq Chaidir, Ida Ayu Putri Suprapti (2023) Analisis Inflasi di Indonesia: Penerapan Model Vitaliano, (8) 9, http://dx.doi.org/10.36418/syntax-literate.v6i6 E-ISSN: 2548-1398
Published by:
Ridwan Institute
Syntax Literate: Jurnal Ilmiah Indonesia p–ISSN: 2541-0849 e- ISSN: 2548-1398 Vol. 8, No. 9, September 2023

## ANALISIS INFLASI DI INDONESIA: PENERAPAN MODEL VITALIANO

## Rika Swastika*, Taufiq Chaidir, Ida Ayu Putri Suprapti
Fakultas Ekonomi dan Bisnis, Universitas Mataram Email: rikaswastika@gmail.com

## Abstrak
Penelitian ini bertujuan untuk menganalisis kasus inflasi di Indonesia, yang didasari oleh  permasalahan  kanaikan  tingkat  harga  (inflasi)  yang  menjadi  masalah  klasik perekonomian berbagai negara terutama negara berkembang seperti Indonesia. Pada penelitian  ini  menggunakan  model  Vitaliano  untuk  menganalisis  inflasi,  variabel yang  termasuk  dalam  model  ini  adalah  jumlah  uang  beredar  (M2),  pertumbuhan ekonomi yang diukur oleh produk domestic bruto dan pengeluaran pemerintah. Alat analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah Error Correction Model, dengan hasil pengujian menyimpulkan bahwa variabel jumlah uang beredar, pertumbuhan ekonomi dan pengeluaran pemerintah tidak berpengaruh terhadap inflasi baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang.
Kata Kunci: Inflasi, Vitaliano, JUB, GDP, Pengeluaran Pemerintah

## Abstract
This study aims to analyze the case of inflation in Indonesia, which is based on the problem of raising the price level (inflation) which is a classic economic problem of various countries, especially developing countries such as Indonesia. In this study using the Vitaliano model to analyze inflation, the variables included in this model are the money supply (M2), economic growth as measured by gross domestic product and  government  spending.  The  analytical  tool  used  in  this  study  is  the  Error Correction Model, with the test results concluding that the variables of money supply, economic growth and government spending have no effect on inflation in both the short and long run.
Keywords: Inflation, Vitaliano, JUB, GDP, Government Spending.

## Pendahuluan
Stabilitas  ekonomi  menjadi    prasyarat  yang  signifikan  terhadap  kelancaran  dan keberhasilan  pembangunan  ekonomi,  terlebih  dalam  menciptakan  iklim  ekonomi yang mendorong  masyarakat  untuk  menabung  dan  berinvestasi,  mendorong  efisiensi  dalam pengadaan  dan  penggunaan  barang  serta  jasa  dengan  tujuan  lebih  produktif,  serta meningkatkan  daya  saing  dalam  kegiatan  perdagangan  internasional  yang  mendukung
perbaikan catatan ekonomi pada neraca pembayaran internasional (Nurhayati, Asmawati, Ihromi, Marianah, & Saputrayadi, 2020).
Akan tetapi, masalah kestabilan perekonomian menjadi perhatian khusus klasik baik negara maju dan  negara berkembang seperti Indonesia yang sangat bergantung pada kebijakan  moneter  (Ismail  &  Indrawati,  2020).  Sesuai  dengan  ungkapan II  (2023), kebijakan moneter merupakan jalan yang ditempuh oleh bank sentral (Bank Indonesia) untuk memengaruhi dan mengarahkan aktivitas ekonomi dan finansial pada tujuan yang ingin dicapai, pada umumnya terkait kestabilan harga dengan pertimbangan pertumbuhan ekonomi  (Sriyono,  2013).  Sehingga  proses  tersebut  menggambarkan  mekanisme ekonomi moneter yang disebut dengan transmisi kebijakan moneter.
Sebagaimana  uraian  di  atas,  salah  satu  dari  masalah  kestabilan  yang  menjadi perhatian  khusus  di  seluruh  negara  adalah  terkait  inflasi  karena  inflasi  merupakan indikator  ekonomi  makro  yang  digunakan  untuk  mengukur  stabilitas  ekonomi  negara. Sehingga Poetra (2016) mengatakan inflasi ada di mana saja dan selalu menjadi fenomena moneter  yang  mencerminkan  adanya  pertumbuhan  moneter  yang  berlebihan  dan  tidak stabil. Inflasi merupakan kejadian yang menunjukkan kenaikan harga secara umum dan berlangsung dalam waktu yang terus-menerus, sehingga dapat diamati terdapat kriteria untuk melihat setelah terjadinya inflasi yaitu harga meningkat, secara umum, dan terus- menerus dalam rentang waktu tertentu.
Inflasi atau dikenal dengan kenaikan harga barang dan jasa secara umum dapat menjadi beban bagi banyak pihak, karena kemampuan untuk membeli suatu mata uang menjadi  lebih  rendah.  Karena  penurunan  daya  beli  mata  uang,  membuat  kemampuan masyarakat berpendapatan tetap dalam membeli kebutuhan sehari-hari menjadi semakin menurun.
Perubahan  harga  dari  barang  dan  jasa  yang  dikonsumsi  oleh  masyarakat  pada waktu tertentu, diukur menggunakan indeks harga konsumen (IHK) sekaligus merupakan indikator  yang  digunakan  untuk  mengukur  laju  inflasi  (Siregar,  2020).  Pada  saat  IHK meningkat, maka tingkat harga akan terdistorsi. Keadaan tersebut tentu akan sulit dalam membuat suatu perencanaan, sehingga pada akhirnya tidak mendorong minat masyarakat dan dunia usaha untuk menabung dan berinvestasi.
Kenaikan dan penurunan laju inflasi yang terjadi, disebabkan oleh faktor di dalam ataupun  luar  negeri  yang  sangaat  beragam,  dan  penyebab  fluktuasi  inflasi  tiap  negara tidak sama (Bina, 2023). Hal tersebut disebabkan antara lain oleh kondisi ekonomi dan berbagai  aspek  lainnya  seperti  hukum,  budaya  dan  kelembagaan  yang  berlaku  pada masing-masing negara. Sehingga sesuai dengan ungkapan Utari dkk dalam Kusumatrisna dkk (2022) menyatakan bahwa perbedaan tersebut mencerminkan sumber  karakteristik tekanan  harga,  seperti  kualitas  infrastruktur  logistik,  kemampuan  produksi  pangan, kebijakan harga yang diatur, struktur pasar, jumlah uang beredar, pertumbuhan ekonomi, serta pengeluaran pemerintah.
Identifikasi  sumber  inflasi  dan  variabel  makro  lainnya  yang  disebabkan  oleh pertumbuhan  penduduk,  menemukan  bahwa  pertumbuhan  populasi  mempengaruhi tingkat  inflasi  secara  positif,  dilihat  melalui  pengaruhnya  terhadap  permintaan  agregat
yang lebih tinggi dan respons penawaran yang lambat (Darlin, 2017). Akan tetapi efek ini akan kuat ketika penawaran agregat tidak mampu mengimbangi.
Valogo  dkk  (2023)  menganalisis  pengaruh  threshold  pass  through  nilai  tukar terhadap inflasi dalam konteks Ghana, menyatakan bahwa nilai tukar memiliki efek pass- through positif yang signifikan terhadap inflasi dan memberikan kepercayaan terhadap relevansi level threshold. Sejalan dengan Mukhtarov dkk (2019), mengkonfirmasi adanya hubungan  jangka  panjang  antar  variabel  yang  menunjukkan  bahwa  harga  minyak  dan nilai  tukar  berpengaruh  positif  dan  signifikan  secara  statistik  terhadap  inflasi  dalam jangka panjang di Azerbaijan.
Hasil penelitian juga mengungkapkan bahwa inflasi diamati selama periode harga minyak tinggi dan rendah, dan nilai tukar bertindak sebagai saluran transmisi dari harga minyak terhadap inflasi. Serta dalam penelitian Nazarian (2014), simetris pass-through dari  harga  minyak  terhadap  inflasi  di  Iran  mengungkapkan  bahwa  hubungan  jangka pendek dan jangka panjang antara komponen positif indeks harga konsumen dan harga minyak  adalah  non-linier.  Sejalan  dengan  hubungan  jangka  panjang,  hubungan  yang positif  dan  bermakna  antara  harga  minyak  dan  inflasi.  Temuan  penting  lainnya  dari penelitian  ini  adalah  bahwa  harga  minyak  di  Iran  melewati  inflasi  secara  asimetris. Artinya, pass-through harga minyak terhadap inflasi di Iran cukup besar.
Dalam  penelitian  Ahmed  dkk  (2014)  terkait  determinan  inflasi,  menunjukkan dinamika  inflasi  jangka  panjang  dan  jangka  pendek  dalam  kasus  Pakistan,  hasilnya menunjukkan bahwa jumlah uang beredar, pengeluaran pemerintah saat ini, impor, krisis energi,  kesenjangan  output,  dan  produk  domestik  bruto  (GDP)  memberikan  kontribusi positif  dalam  kasus  Pakistan.  Pandangan  tersebut  juga  diperkuat  dengan  penelitian Chaudary dkk (2018) yang membuktikan hubungan antara inflasi, jumlah uang beredar, PDB  riil  dan  harga  impor  dengan  meninjau  studi  yang  relevan  menggunakan  Nepal sebagai negara referensi.
Jelas bahwa pertumbuhan jumlah uang beredar, tingkat pertumbuhan PDB riil dan harga impor merupakan penentu utama inflasi di Nepal. Studi ini menunjukkan bahwa harga di Nepal sangat bergantung pada harga barang dan jasa di India karena pasokan produksi dalam negeri yang lebih lemah ditambah dengan meningkatnya harga barang impor dari India. Dalam konteks ini, faktor dominan penyebab inflasi adalah supply shock yang ditimbulkan di luar negeri, sehingga pengendalian inflasi menjadi lebih menantang dan rumit bagi otoritas moneter.
Sehubungan dengan inflasi yang disebabkan oleh kondisi ekonomi, ada anggapan umum yang menyatakan bahwa inflasi bergantung pada volatilitas jumlah uang beredar. Dalam  penelitian  yang  dilakukan  oleh  Kurniawan  dkk  (2022),  yang  bertujuan  untuk menganalisis  permintaan  uang  dalam  ketidakpastian  ekonomi  di  Indonesia  dengan berfokus  pada  hubungan  antara  variabel  makroekonomi  salah  satunya  inflasi.  Hasil penelitian  menunjukkan  adanya  sensitivitas  permintaan  uang  terhadap  perubahan pendapatan, harga, dan volatilitas nilai tukar.
Reaksi  positif  terhadap  perubahan  suku  bunga  menunjukkan  bahwa  struktur permintaan  uang  di  Indonesia  mirip  dengan  kebijakan  Taylor  Rule.  Aturan  ini  dapat
meningkatkan  inflasi  dan  output  setelah  guncangan  agregat  moneter  atau  permintaan uang. Demikian pula dengan Mauladhanita (2020) mengemukakan jumlah uang beredar yang dapat menjadi penyebab inflasi, karena likuiditas uang beredar meningkat dengan indeks  harga  konsumen  serta  kecepatan  peredaran  uang  dan  indeks  harga  konsumen bereaksi terhadap likuiditas uang beredar secara simultan. Menurut Kugler dan Samuel (2022)  terkat  penelitian  uang  dan  inflasi  di  Swiss,  menghasilkan  tentang  efek  dinamis uang pada inflasi dan output konsisten dengan literatur yang ada.
Berdasarkan  studi  yang  dilakukan  oleh  Raju  (2018)  di  India  dengan  mengkaji pengaruh pertumbuhan ekonomi terhadap inflasi, menemukan fenomena  bahwa tidak ada hubungan  kausalitas  antara  pertumbuhan  ekonomi  (PDB)  dan  inflasi  dengan menggunakan analisis time series. Bukti empiris menunjukkan adanya hubungan negatif jangka panjang yang signifikan berturut-turut dari PDB terhadap inflasi.
Pada negara referensi yang sama yang mengatakan bahwa inflasi tidak bergantung pada  PDB,  justru  pandangan  tersebut  bertolak  belakang  dengan  hasil  studi  Samal  dkk (2022) yang mengkaji dampak faktor ekonomi makro terhadap inflasi harga pangan di India dengan mempertimbangkan dinamika jangka pendek dan analisis jangka panjang, telah menunjukkan bukti hubungan jangka panjang antara faktor ekonomi makro seperti PDB, jumlah uang beredar, harga pangan global, dan upah pertanian berpengaruh positif dan signifikan terhadap inflasi harga pangan.
Menurut George dkk (2020) dalam menganalisis dampak pengeluaran pemerintah terhadap  tingkat  inflasi  Nigeria  antara  tahun  1999  dan  2019  diulas  dalam  penelitian tersebut bahwa data yang diolah dengan model Autoregressive Distributed Lag sebagai alat  analisis  utama,  hasilnya  mengungkapkan  hubungan  positif  tetapi  tidak  signifikan antara pengeluaran pemerintah dan tingkat inflasi dalam jangka pendek. Selain itu, dalam jangka panjang, pengeluaran pemerintah memiliki tingkat inflasi negatif dan signifikan secara statistik.
Berdasarkan paparan di atas, terlihat bahwa inflasi dipengaruhi oleh jumlah uang beredar, pertumbuhan ekonomi, dan pengeluaran pemerintah. Terkait dengan Indonesia, kondisi di atas cenderung sama yang terlihat pada tabel di bawah ini.
Tabel 1 Perkembangan Inflasi, JUB, GDP, Pengeluaran Pemerintah Tahun 2010-2022
Tahun Inflasi (%) JUB (Miliar Rupiah) GDP (Triliun Rupiah) Pengeluaran pemerintah (Ribu Rupiah) 2010 6,96 2.471.205 6.422,9 133.473.026.486 2011 3,79 2.877.219 7.427,1 160.504.440.878 2012 4,3 3.307.507 8.241,9 212.452.970.917 2013 8,38 3.730.197 9.084,0 237.336.479.424 2014 8,36 4.173.326 10.542,7 261.712.905.009 2015 3,35 4.546.743 11.540,8 277.595.813.274 2016 3,02 5.004.976 12.406,8 297.851.059.459 2017 3,61 5.419.165 13.588,8 349.611.545.050 2018 3,13 5.760.046 14.837,4 370.944.523.414 2019 2,72 6.136.551 15.833,9 396.055.585.953 2020 1,68 6.900.049 15.434,2 406.537.379.382 2021 1,87 7.940.716 16.970,8 406.537.379.382
2022 5,51 7.963.216 19.588,4 424.475.339.073

## Sumber: BPS dan Bank Indonesia
Tabel di atas menunjukkan perkembangan laju inflasi yang sangat fluktuatif, dapat dilihat bahwa laju inflasi tertinggi terjadi pada tahun 2013 karena kenaikan harga barang dan jasa akibat dari kenaikan harga BBM, serta menurun secara tajam pada tahun 2020 akibat dari pandemic Covid-19 yang membuat perekonomian menjadi lesu. Sedangkan variabel  jumlah  uang  beredar,  pertumbuhan  ekonomi,  dan  pengeluaran  pemerintah menunjukkan tren yang meningkat selama tiga belas tahun terakhir. Terlebih pada tahun 2022,  terlihat  bahwa  jumlah  uang  beredar  pada  posisi  7.963.216  dalam  miliar  rupiah, sedangkan  pertumbuhan  ekonomi  19.588,4  dalam  triliun  rupiah,  serta  pengeluaran pemerintah sebesar 750.901.057.002 dalam ribu rupiah.
Sehubungan  dengan  inflasi  yang  menjadi  permasalahan  kronis  dalam perekonomian, tentunya menarik minat ekonom untuk melakukan studi terutama fokus identifikasi  sumber  inflasi  yang  disebabkan  oleh  jumlah  uang  beredar  (JUB), pertumbuhan  ekonomi  (GDP),  dan  pengeluaran  pemerintah  (Kurayish,  2019;  Nguyen, 2015; Santosa, 2017). Berdasarkan paparan tersebut, fenomena ini membutuhkan analisis yang  lebih  dalam  mengenai  inflasi  yang  disebabkan  oleh  jumlah  uang  beredar, pengeluaran  pemerintah,  dan  pertumbuhan  ekonomi  pada  studi  spesifik  negara  di Indonesia.
Oleh  karena  itu,  penelitian  ini  bertujuan  menganalisis  seberapa  besar  hubungan jumlah  uang  beredar,  pertumbuhan  ekonomi,  dan  pengeluaran  pemerintah  terhadap inflasi di Indonesia dengan menerapkan salah satu model inflasi yaitu model Vitaliano dengan Error Correction Model. Inflasi model Vitaliano merupakan pengembangan dari faktor-faktor yang mempengaruhi inflasi di Amerika Serikat pada tahun 1984 yang diteliti oleh Donald Vitaliano. Model inflasi ini digunakan untuk menganalisis dan menjelaskan inflasi  yang  dipengaruhi  oleh  jumlah  uang  beredar,  pertumbuhan  ekonomi  dan pengeluaran pemerintah.

## Metode Penelitian
Dalam  penelitian  ini  menggunakan  model  inflasi  yang  dikembangkan  oleh Donald  Vitaliano  untuk  menganalisis  inflasi  di  Indonesia  dengan  spesifikasi  model sebagai berikut:
Pt = β0 + β1 Mt + β2 GDP + β3 GE
Keterangan: Pt: Indeks harga (%) Mt: Jumlah uang beredar GDP: Pertumbuhan ekonomi GE: Pengeluaran pemerintah
Sedangkan  untuk  prosedur  analisis  data,  penelitian  ini  menggunakan  Error Correction  Model  (ECM)  yang  bertujuan  untuk  mengoreksi  persamaan  regresi  serta menjelaskan hubungan jangka panjang dan jangka pendek dari variabel penelitian yang
disebabkan oleh adanya ketidakseimbangan hubungan pada model dan ketidaknormalan serta ketidakstasioneran data.

## Hasil dan Pembahasan
Hasil Uji Stasioneritas
Tabel 2 Uji Stasioneritas

## Sumber: Data Diolah
Berdasarkan gambar di atas, dapat diketahui bahwa variabel inflasi, JUB, GDP, dan  PP  tidak  stasioner  pada  data  level  (uji  akar  unit)  yang artinya  derajat  stasioneritas setiap  variabel  yang  diestimasi  berbeda-beda.  Oleh  sebab  itu,  dilakukann  uji  derajat integrasi pada data first difference dan menunjukkan bahwa variabel inflasi, jumlah uang beredar (M2), dan pertumbuhan ekonomi (GDP) stasioner karena nilai probabilita yang berada di bawah angka 0,05.
Sedangkan  variabel  pengeluaran  pemerintah  tidak  stasioner  pada  data  first difference,  sehingga  dilakukan  uji  derajat  integrasi  pada  semua  variabel  dengan  data second  difference  dan  menunjukkan  hasil  bahwa  variabel  inflasi  stasioner  dengan probabilita  0,0049,  variabel  jumlah  uang  beredar  stasioner  dengan  probabilita  0,0056, variabel GDP stasioner dengan probabilita 0,0350 dan pengeluaran pemerintah stasioner dengan probabilita  0,0028.

## Hasil Uji Kointegrasi

## Kointegrasi Jangka Panjang
Berdasarkan hasil pengujian pada tabel 3 diperoleh kesimpulan bahwa tidak ada variabel  yang  mempengaruhi  inflasi  dalam  jangka  panjang  dengan  melihat  nilai probabilita yang jauh di atas 0,05.
Tabel 3 Uji Kointegrasi Jangka Panjang
Variabel Uji Akar Unit Level 1 st Difference 2 nd Difference ADF Prob ADF Prob ADF Prob Inflasi ˗0,970445  0,7191  ˗4,163907  0,0121  ˗4,973885  0,0049 JUB 1,050417 0,9927  ˗3,540017  0,0337  ˗5,073756  0,0056 GDP ˗0,0637361  0,8192  ˗4,997741  0,0038  ˗3,592853  0,0350 PP ˗2.125733  0,2389  ˗2,505003  0,1399  ˗5,232848  0,0028
Dependent Variable: INFLASI
Method: Least Squares Date: 07/27/23   Time: 06:52
Sample: 2010 2022 Included observations: 13 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. JUB -1.04E-06 1.78E-06 -0.583505 0.5739 GDP 0.000764 0.000971 0.786332 0.4519 PP -2.43E-11 2.89E-11 -0.840534 0.4224 C 7.502301 2.147574 3.493384 0.0068 R-squared 0.328791     Mean dependent var 4.360000
Sumber: Data Diolah
Dari hasil regresi di atas, digunakan untuk membentuk residual Error Correction Term yang stasioner pada uji akar unit ( level) seperti tabel 4 di bawah ini.
Tabel 4  Error Correction Term Variabel t˗statistik Probabilita Error Correction Term  ˗4, 272524  0,0090
Sumber: Data Diolah
Setelah  membentuk  residual  dan  diuji akar  unit, terlihat  dari tabel  di  atas  bahwa data tersebut terkointegrasi dalam jangka pendek dan jangka panjang karena residual ECT stasioner pada tingkat level yang terlihat dari nilai t-statistik yang negative dan signifikan pada nilai probabilita di bawah 5% yaitu 0,0090.
Sedangkan  untuk  jangka  pendek,  dalam  penelitian  menggunakan  metode  Engel Granger Cointegration Test untuk melihat apakah variabel bebas dalam model memiliki pengaruh terhadap inflasi dalam jangka pendek atau tidak yang tertera dalam tabel 5 di bawah ini.

## Tabel 5 Uji Kointegrasi Engle-Granger
Dependent tau-statistic Prob.*  z-statistic  Prob.* INFLASI -3.037363 0.8182  -11.27521   0.8154 JUB -4.015449 0.4924  -64.46593   0.0000 GDP -3.677279 0.6090  -37.03297   0.0000 PP -3.526910 0.6529  -12.89922   0.6295
*MacKinnon (1996) p-values. Warning: p-values may not be accurate for fewer than 30 observations.
Intermediate Results:
INFLASI JUB GDP PP Rho - 1 -0.939601  -2.197057  -1.720310  -1.074935 Rho S.E. 0.309348   0.547151   0.467821   0.304781 Residual variance 3.024159   1.07E+10   128210.1   6.72E+19 Long-run residual variance 3.024159   7.61E+10   491021.5   6.72E+19 Number of lags 0 1 1 0 Number of observations 12 11 11 12 Number of stochastic trends** 4 4 4 4 Sumber: Data Diolah Adjusted R- squared 0.105055     S.D. dependent var 2.264483 S.E. of regression 2.142236     Akaike info criterion 4.609237 Sum squared resid 41.30257     Schwarz criterion 4.783068 Log likelihood -25.96004     Hannan-Quinn criter. 4.573507 F-statistic 1.469548     Durbin-Watson stat 1.514237 Prob(F- statistic) 0.287147
Dalam gambar 3 di atas, dapat diketahui bahwa dalam jangka pendek variabel bebas yang memengaruhi inflasi adalah jumlah uang beredar (M2) dan pertumbuhan ekonomi (GDP) dengan probabilita 0,0000. Sedangkan variabel pengeluaran pemerintah dengan nilai probabilita di atas 0,05 yaitu 0,6295 yang artinya bahwa variabel ini tidak memiliki kontribusi dalam jangka pendek terhadap inflasi
Hasil Uji Error Correction Model
Tabel 6 Uji Error Correction Model
Variable Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob. D(JUB,2) -2.13E-06 1.72E-06  -1.234674  0.2631 D(GDP,2) 0.000550 0.000669  0.822152  0.4424 D(PP,2) -1.17E-11 3.05E-11  -0.382451  0.7153 ECT (-1) -1.468580 0.295092  -4.976689  0.0025 C 0.186090 0.533078  0.349086  0.7389 R-squared 0.826208     Mean dependent var  0.619091 Adjusted R-squared  0.710347     S.D. dependent var  3.185785 S.E. of regression 1.714572     Akaike info criterion 4.219160 Sum squared resid 17.63855     Schwarz criterion 4.400021 Log likelihood -18.20538     Hannan-Quinn criter. 4.105152 F-statistic 7.131006     Durbin-Watson stat  1.615424 Prob(F-statistic) 0.018260 Sumber: Data Diolah
Berdasarkan  gambar  4  menunjukkan  bahwa  nilai  koefisien  ECT  pada  model tersebut signifikan dan bertanda negatif untuk estimasi  inflasi, sehingga mengindikasikan bahwa model ini merupakan model yang valid dengan nilai koefisien elastisitas sebesar - 1,468580  dan  nilai  probabilita  0,0025.  Sementara  nilai  R2  sebesar  0,710  atau  71  % walaupun pada dasarnya menggunakan data dala bentuk differensi kedua, sehingga dapat dikatakan bahwa jenis variabel bebas yang dimasukkan dalam model sudah cukup baik, sebab hanya sekitar 29% keragaman variabel terikat yang dipengaruhi oleh variabel bebas di luar model.
Kemudian berdasarkan hasil resgresi OLS Error Correction Model menunjukkan bahwa  dalam  jangka  pendek  tanda  koefisien  variabel  model  ini  tidak  sesuai  dengan hipotesis  yang  diajukan.  Demikian  halnya  dengan  perilaku  jangka  panjang  seluruh variabel  dalam  model  memiliki  tanda  tidak  signifikan,  sehingga  berarti  bahwa  dalam jangka panjang variabel Vitaliano tidak sesuai dengan hipotesis.

## Hasil Uji Hipotesis
Tabel 7 Uji Hipotesis Variable Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob. C 7.502301 2.147574  3.493384  0.0068 JUB -1.04E-06 1.78E-06  -0.583505  0.5739 GDP 0.000764 0.000971  0.786332  0.4519 PP -2.43E-11 2.89E-11  -0.840534  0.4224 R-squared 0.328791     Mean dependent var  4.360000 Adjusted R-squared  0.105055     S.D. dependent var  2.264483 S.E. of regression 2.142236     Akaike info criterion 4.609237 Sum squared resid 41.30257     Schwarz criterion 4.783068
Log likelihood -25.96004     Hannan-Quinn criter. 4.573507 F-statistic 1.469548     Durbin-Watson stat  1.514237 Prob(F-statistic) 0.287147 Sumber: Data Diolah
Secara parsial variabel jumlah uang beredar (M2) memiliki nilai t-statistic sebesar -0,5835  dengan  nilai  probabilita  (signifikansi)  0,5739,  Gross  Domestic  Product (Pertumbuhan Ekonomi) memiliki nilai t-statistic sebesar 0,7863 dengan nilai probabilita (signifikansi) 0,4519, pengeluaran pemerintah memiliki nilai t-statistic sebesar  -0,8405 dengan nilai probabilita (signifikansi) 0,4224 sehingga disimpulkan bahwa secara parsial ketiga variabel tersebut tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi.
Diketahui  nilai  F-Statistic  sebesar  1,469  dengan  nilai  probabilita  (F-Statistic) sebesar  0,287  (>0,05),  maka  dapat  ditarik  kesimpulan  bahwa  variabel  independen  ( Jumlah  uang  beredar,  Gross  Domestic  Product  atau  pengeluaran  pemerintah,  dan pengeluaran  pemerintah)  tidak  berpengaruh  signifikan  secara  simultan  (bersamaan) terhadap variabel dependen (Inflasi). Serta nilai Adjusted R-squared sebesar 0,105 maka berkesimpulan  bahwa  kontribusi  pengaruh  variabel  independen  terhadap  variabel dependen secara simultan sebesar 10,5% dan sisanya sebesar 89,5% dipengaruhi variabel lain di luar variabel ini.

## Hasil Uji Asumsi Klasik
Uji Multikolinieritas
Tabel 8 Uji Multikolinieritas
Variance Inflation Factors Date: 07/14/23   Time: 11:10 Sample: 2010 2022
Included observations: 11 Coefficient Uncentered Centered Variable  Variance VIF VIF D(JUB,2)   2.97E-12   1.296779  1.283285 D(GDP,2)  4.48E-07   1.171134  1.135055 D(PP,2)   9.32E-22   1.275711  1.273328
ECT (-1)   0.087079   1.139318  1.128429 C 0.284172   1.063317 NA

## Sumber: Data Diolah
Berdasarkan pengujian dengan Uji Variant Inflation Factor diperoleh bahwa tidak terdapat masalah multikolinieritas atau lolos uji multikolinieritas. Hal tersebut disebabkan oleh  nilai  Centered  VIF  di  bawah  angka  10,  terlihat  dala  tabel  bahwa  semua  variabel dalam model terhindar dari multikolinieritas.

## Uji Heteroskedastisitas
Tabel 9 Uji Heteroskedastisitas F-statistic 0.384417     Prob. F(4,6) 0.8130 Obs*R-squared 2.243974 Prob. Chi- Square(4) 0.6910 Scaled explained SS 0.563899 Prob. Chi- Square(4) 0.9670 Sumber: Data Diolah
Berdasarkan hasil pengolahan data di atas menunjukkan bahwa bahwa  nilai Obs* R-squared  atau  t-hitung  sebesar  0,6910  yang  lebih  besar  dari  α  =  5  %  (0,05),  karena indikator  lolos  dari  uji  ini  adalah  memiliki  nilai  di  atas  0,05  maka  dapat  disimpulkan bahwa  model  ini  tidak  terdapat  pelanggaran  heteroskedastisitas  atau  lolos  dala  uji heteroskedastisitas.

## Uji Autokorelasi
Tabel 9 Uji Autokorelasi Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.157860     Prob. F(2,4) 0.8590 Obs*R-squared 0.804713     Prob. Chi-Square(2) 0.6687 Sumber: Data Diolah
Sama halnya dengan indikator lolos uji heteroskedastisitas, berdasarkan tabel 4.9 pengolahan data dengan uji autokorelasi menunjukkan bahwa nilai Chi-Square(2) di atas 0,05 (5%) artinya dalam model ini tidak terdapat autokorelasi.

## Uji Regresi Berganda
Tabel 10 Uji Regresi Berganda Variable Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob. C 7.502301 2.147574  3.493384  0.0068 JUB -1.04E-06 1.78E-06  -0.583505  0.5739 GDP 0.000764 0.000971  0.786332  0.4519 PP -2.43E-11 2.89E-11  -0.840534  0.4224 R-squared 0.328791     Mean dependent var  4.360000 Adjusted R-squared  0.105055     S.D. dependent var  2.264483 S.E. of regression 2.142236     Akaike info criterion 4.609237 Sum squared resid 41.30257     Schwarz criterion 4.783068 Log likelihood -25.96004     Hannan-Quinn criter. 4.573507 F-statistic 1.469548     Durbin-Watson stat  1.514237 Prob(F-statistic) 0.287147 Sumber: Data Diolah
Dengan  persamaan  Y  =  7,50  +  (-1,04)  X1+  0,00  X2+  (-2,43)  X3  dapat disimpulkan bahwa konstanta yang diperoleh sebesar 7,50 sehingga dapat diartikan jika variabel  independen  naik  satu  satuan  secara  rerata,  maka  variabel  dependen  akan meningkat sebesar 7,50. Sementara nilai koefisien regresi X1 bernilai negative (-) sebesar -1,04  maka  diartikan  bahwa  jika  variabel  jumlah  uang  beredar  (M2)  meningkat  maka variabel inflasi akan menurun sebesar -1,04 dan begitupun sebaliknya.
Sedangkan  nilai  koefisien  regresi  X2  bernilai  positif  (+)  sebesar  0,00  maka diartikan  bahwa  jika  variabel  Gross  Domestic  Product  (Pertumbuhan  ekonomi) meningkat maka variabel inflasi akan meningkat sebesar 0,00 dan begitupun sebaliknya. Serta nilai koefisien regresi X3 bernilai negative (-) sebesar -2,43 maka diartikan bahwa jika pengeluaran pemerintah meningkat maka variabel inflasi akan menurun sebesar -2,43 dan begitupun sebaliknya.

## Jumlah Uang Beredar
Dalam  jangka  pendek  dan  jangka  panjang  jumlah  uang  beredar  (M2)  tidak berpengaruh  signifikan  terhadap  laju  inflasi  di  Indonesia.  Jika  dikaitkan  dengan  teori
kuantitas  uang,  secara  teoretis  hasil  penelitian  ini  tidak  sejalan.  Karena  teori  tersebut menyatakan bahwa perubahan nilai uang atau tingkat harga merupakan akibat dari adanya perubahan jumlah uang beredar (M2). Berkaitan dengan teori permintaan uang, tingkat harga atau laju inflasi akan berubah jika jumlah uang beredar (M2) mengalami volatilitas naik turun. Artinya ketika jumlah uang beredar tidak sesuai dengan pemintaan atau lebih besar  dibandingkan  yang  diminta  masyarakat,  maka  akan  terjadi  kenaikan  harga  dan mendorong inflasi.
Jika dikaitkan dengan teori Keynes yang berpendapat bahwa pertambahan dalam jumlah uang beredar (M2) dapat meningkatkan harga, akan tetapi kenaikan jumlah uang beredar (M2) tidak selalu sebanding dengan kebutuhan dalam kegiatan ekonomi. Artinya tidak  selalu  kenaikan  tersebut  menyebabkan  perubahan  harga  terlebih  secara  umum, karena menghadapi permasalahan seperti pengangguran, cuaca ataupun musim. Sejalan dengan  hasil  penelitian  yang  memperlihatkan  bahwa  jumlah  uang  beredar  (M2)  tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi di Indonesia baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang, pada dasarnya inflasi bukan semata-mata akibat dari fenomena moneter akan tetapi termasuk pada permasalahan structural.

## Pertumbuhan Ekonomi
Dalam  jangka  pendek  dan  jangka  panjang  pertumbuhan  ekonomi  (GDP)  tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi. Penelitian ini tidak sejalan dengan teori Demand Pull Inflation dan Cosh Push Inflation. Dalam teori inflasi yang disebabkan oleh Cosh Push Inflation yang menekankan pada saat terjadi pergeseran kurva penawaran agregat sebagai  penyebab  utama  terjadinya  inflasi.  Potret  ini  pada  biasanya  timbul  akibat  dari peningkatan harga faktor-faktor produksi baik dari dalam maupun luar negeri, sehingga menurunkan penawaran agregat dan pada akhirnya akan meningkatkan harga.
Sedangkan  dalam  kajian  Demand  Pull  Inflation  menerangkan  bahwa  inflasi didorong  oleh  kuatnya  peningkatan  aggregate  demand  masyarakat  terhadap  hasil produksi, sehingga menarik kurva permintaan agregat ke kanan atas dan terjadi excess demand  (inflationary  gap).  Sehingga  dalam  kasus  ini,  kenaikan  harga  barang  dan  jasa selalu diikuti dengan peningkatan output (GDP) dengan asumsi kondisi ekonomi belum full-employment.
Sehubungan dengan hasil penelitian yang menyatakan bahwa baik dalam jangka pendek dan jangka panjang pertumbuhan ekonomi tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi,  mendukung  kebijakan  ketika  aggregate  demand  akibat  dari  peningkatan pendapatan masyarakat yang mampu diimbangi oleh aggregate supply. Jika berpatokan pada data pertumbuhan ekonomi yang meningkat dari tahun ke tahun selama 13 tahun terakhir,  dan  tidak  terdapat  pengaruh  yang  signifikan  antara  pertumbuhan  ekonomi terhadap inflasi dapat dijelaskan melalui kajian mekanisme harga.
Ketika masyarakat menghendaki barang dan jasa lebih banyak, maka permintaan akan meningkat pada produk barang dan jasa yang diminta. Sehingga terjadi peningkatan produksi,  dan  secara  tidak  langsung  kondisi  ini  direspon  oleh  produsen-produsen  baru dan berlangsung terus-menerus maka akan mengakibatkan jumlah barang dan jasa yang diminta  menjadi  berlimpah.  Sehingga  hal  tersebut  menyebabkan  tingginya  penawaran agregat dan berpengaruh pada menurunnya tingkat harga yang mencerminkan inflasi, dan produk domestic bruto mencerminkan pertumbuhan ekonomi.

## Pengeluaran Pemerintah
Dalam  jangka  pendek  maupun  jangka  panjang,  pengeluaran  pemerintah  tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi. Hal ini tidak sejalan dengan teori dalam Mishkin (2018)  yang  menyatakan  bahwa  satu  kali  peningkatan  pengeluaran  pemerintah,  maka akan  terjadi  satu  kali  peningkatan  harga. Apabila  peningkatan  pengeluaran  pemerintah terjadi  berkali-kali  dalam  jangka  panjang,  maka  akan  terjadi  kenaikan  harga  dan menyebabkan inflasi. Selain uraian di atas, Keynes dalam Nanga (2005) untuk analisis inflasi permintaan salah satu yang menyebabkan inflasi adalah pengeluaran pemerintah.
Akan  tetapi  berkaitan  dengan  hasil  penelitian  bahwa  pengeluaran  pemerintah tidak mempengaruhi inflsi baik dalam jangka panjang maupun dalam jangka pendek, hal tersebut  disebabkan  oleh  sektor  penerimaan  yang  terbatas  dan  belum  cukup  untuk membiayai  pembangunan  ekonomi,  walaupun  pada  dasarnya  pengeluaran  pemerintah dari  tahun  ke  tahun  semakin  meningkat.  Peningkatan  pengeluaran  pemerintah  dalam skala rendah, sedangkan kebutuhan pembangunan ekonomi secara agregat sangat tinggi sehingga menimbulkan defisit anggaran terutama akibat dari pandemic.

## Kesimpulan
Berdasarkan hasil penelitian dan setelah dilakukan pengujian hipotesis terhadap permasalahan  yang  ada  pada  skripsi  ini,  maka  dapat  disimpulkan  bahwa  berdasarkan metode pengujian Error Correction Model, menggambaran bahwa dalam jangka pendek dan  jangka  panjang  variabel  jumlah  uang  beredar,  pertumbuhan  ekonomi,  dan pengeluaran pemerintah tidak berpengaruh signifikan terhadap inflasi periode 2010-2022 di Indonesia. Sedangkan secara parsial dan simultan variabel jumlah uang beredar (M2), pertumbuhan ekonomi, dan pengeluaran pemerintah tidak berpengaruh terhadap inflasi di Indonesia periode 2010-2022.

## BIBLIOGRAFI
BINA, A. L. (2023). ANALISIS FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI INFLASI DI INDONESIA . UNIMED.
Darlin,  Evalina.  (2017).  Analisis  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Pertumbuhan Ekonomi Indonesia Tahun 1979-2008. Jurnal Lentera Bisnis , 1 (2), 51–77.
II,  B.  A.  B.  (2023).  OTORISASI  MONETER  DAN  KEBIJAKAN  MONETER INDONESIA. Lembaga Keuangan Bank Dan Non Bank , 13.
Ismail,  Munawar,  &  Indrawati,  Yulia.  (2020). Paradigma  Baru  Kebijakan  Moneter: Menakar Pelajaran Krisis Keuangan Global . Pustaka Abadi.
Mauladhanita, Dicka. (2020). PENGARUH JUMLAH UANG BEREDAR, INFLASI DAN INVESTASI  TERHADAP  NILAI  TUKAR  RUPIAH  DI  INDONESIA .  Universitas Siliwangi.
Nurhayati,  Nurhayati,  Asmawati,  Asmawati,  Ihromi,  Syirril,  Marianah,  Marianah,  & Saputrayadi,  Adi.  (2020).  Pemberdayaan  Ekonomi  Masyarakat  Melalui  Aplikasi
Teknologi Pengolahan Dodol Nangka Dan Susu Biji Nangka Di Kabupaten Lombok Barat. SELAPARANG Jurnal Pengabdian Masyarakat Berkemajuan , 4 (1), 522–528.
POETRA, RONALD PRATAMA. (2016). Pengaruh inflasi, harga minyak mentah, suku bunga, nilai tukar rupiah terhadap indeks harga saham gabungan (IHSG) di Bursa Efek Indonesia. Jurnal Pendidikan Ekonomi (JUPE) , 4 (3).
Siregar,  Indah  Purnama  Sari.  (2020). Aplikasi  Rantai  Markov  Terboboti  untuk Memprediksi  Indeks  Harga  Konsumen  Saat  Menghadapi  Pandemi  Covid-19 . Universitas Islam Negeri Sumatera Utara Medan.
Sriyono,  Sriyono.  (2013).  Strategi  Kebijakan  Moneter  di  Indonesia. JKMP  (Jurnal Kebijakan Dan Manajemen Publik) , 1 (2), 111–130.

## Copyright holder:
Rika Swastika, Taufiq Chaidir, Ida Ayu Putri Suprapti (2023)
First publication right: Syntax Literate: Jurnal Ilmiah Indonesia
This article is licensed under: