## TIME VARYING BETA (DUAL BETA): CONDITIONAL  M A R K E T TIMING CAPM
Rachmal Sudarsono
Fakultas Ekonomi and Bisnis, Universitas Padjajaran, email: asfarJati@yahoo.com
Suad Husnan
Fakultas Ekonomi and Bisnis, Universitas Gadjah Mada, email: suadhusnan@lycos.com Eduardus TandcHUn
Fakultas Ekonomi and Bisnis, Universitas Gadjah Mada, email: tandelilin@yahoo.com
E r n i Ekawati
Fakultas Bisnis, Universitas Kristen Duta Wacana, email: erni.ekawati@yahoo.com

## Abstract
Dual beta became a debate between researchers  i n finance especially investment and portfolio. This research test  C A P M using dual beta predictions  i n conditional market timing. The research tested unconditional and conditional Beta, that showed linear and positive affect of return toward risk on single and multiperiods. The beta's slope skewed but with moderate skewness, and there is no zero beta. However  i f the investors have les diversified portfolio, its show idiosyncratic risk and systematic risk determine the securities pricing model. Conditional beta test, showed positive slope for  S M L on bullish market, and negative for bearish market. There is also showed a shock to volatility because of leverage effect and or volatility feedback. The responsiveness of positive shock (bullish market) and negative (bearish market) is positive, however the magnitude of  S M L slope higher for bearish than bullish market.  D u a l beta remains consistent  i n explaining positive effect of risk and return.  D u a l beta able to reduce the idiosyncratic risk on bearish market rather than on bullish market.

## Keywords: dual beta, risk, return, CAFM

## • Abstrak
Fokus utama penelitian  i n i adalah pengujian validitas dan robustness teori  C A P M conditional market timing C A P M (dual beta). Hasilnya, pengujian unconditional C A P M bersifat not-fully rejected, bahwa hubungan return dan risiko adalah linier, positif, baik dalam periode tunggal maupun multiperiode; slope beta tidak flat, namun lebih curam; dan tidak terdapat fenomena zero beta. Namun, pada situasi investor tidak memegang portofolio yang terdiversifikasi dengan baik, idiosyncratic risk bersama risiko sistematis merupakan determinan pricing sekuritas.
Pengujian conditional C A P M (dual beta), menghasilkan slope  S M L positif pada up-market; dan negatif pada down-market. Terdapat indikasi shock to volatility bersumber dari leverage effect dan/atau volatility feedback, dengan responsivitas terhadap syok positif (up market) dan negatif (down market) bersifat simetris, namun dengan magnitude slope S M L pada down market lebih besar daripada up-market. Walaupun magnitude premi risiko pasar pada saat down market lebih besar daripada up-market, tetapi dual beta tetap konsisten menjelaskan trade-off positif antara risiko dan return. Selain itu, conditional C A P M (dual beta) mampu menghilangkan pengaruh idiosyncratic risk pada down market; sedangkan pada up-market, idiosyncratic risk masih tetap ada.
Kata kunci: dual beta, risk, return, C A P M
J E L Classification:  G l 1,  G 1 2

## 1. Latar Belakang
Teori penetapan harga aset  ( C A P M ) merupakan corner stone dalam teori investasi. Teori C A P M merupakan pengembangan dari teori portofolio  M a r k o w i t z (1952) yang didasarkan pada ?raJ^-<9j^antara risiko dan return yang bersifat linier dan positif. Namun demikian, berbagai hasil pengujian teori  C A P M secara empiris menghasilkan kesimpulan yang tidak sepenuhnya konsisten dengan teori, misalnya: slope S M L yang flat, adanya hubungan yang negatif antara beta (risiko sistematis) dengan return, bahkan beta dianggap tidak berpengaruh terhadap return. Selain itu, adanya perbedaan volatilitas pasar karena adanya perbedaan respon para pelaku pasar terhadap informasi yang bersifat ''bad-news'" dan ''good-news'", akan menyebabkan terjadinya asymmetric volatility, sehingga premi risiko pasar yang ditanggung oleh investor tidak akan sama pada saat up market dan down market.
Terdapat fenomena menarik yang melatarbelakangi penelitian  i n i , yaitu fenomena paradoks  C A P M . Teori  C A P M  d i satu sisi merupakan corner stone dalam teori investasi maupun teori keuangan perusahaan serta model utama yang paling banyak digunakan oleh para praktisi keuangan dalam menentukan cost of capital dan/atau dalam melakukan proses valuation suatu sekuritas.  A k a n tetapi, pada sisi yang lain, berbagai kesimpulan hasil pengujian  C A P M secara empiris masih dianggap tidak dapat menjelaskan secara konsisten tentang fenomena hubungan risiko sistematis (beta) dan return yang terjadi  d i pasar modal. Secara umum, terdapat tiga kesimpulan hasil penelitian empiris yang menolak teori  C A P M .
Pertama, bahwa hasil penelitian empiris  C A P M adalah not-fully rejected. Hubungan beta dan return adalah positif, namun dengan slope yang relatif flat dan lebih konsisten dengan zero beta C A P M (Husnan, 1994). Kedua, model  C A P M dinilai tidak efisien, karena terdapat faktor- faktor risiko sistematis yang bersumber dari variabel makroekonomi yang dapat menjelaskan variasi return sekuritas yang tidak dapat ditangkap oleh beta  C A P M (Chen et al., 1983). Ketiga, beberapa peneliti bahkan menyimpulkan bahwa beta telah mati, karena hasil penelitian empiris mereka menunjukkan bahwa beta tidak cukup  m e m i l i k i explanatory power dalam menjelaskan variasi return. Penelitian yang dilakukan oleh Fama dan French (1992), Lakonishok dan Shapiro (1984), menyimpulkan bahwa idiosyncratic risk atau unsystematic risk seperti size dan book-to- market ratio lebih dapat menjelaskan variasi return sekuritas daripada risiko sistematis.
Beberapa faktor idiosyncratic risk lainnya yang secara empiris dianggap berpengaruh terhadap return, seperti: mimicking risk premia, (Fama dan French, 1996), agregate market volatility (Schwert dan Seguin, 1990;  G o y a l dan Santa-Clara, 2003).  L e v y (1978), Merton (1987),  M a l k i e l dan  X u (2002), Chang dan  D o n g (2006),  F u (2009), menunjukkan bahwa terdapat hubungan yang positif antara volatilitas idiosyncratic risk dengan return.
Fokus utama dalam penelitian  i n i adalah pengujian conditional C A P M , yaitu pengujian validitas dan robustness model  C A P M yang didasarkan pada perbedaan market timing {up/down market). Penggunaan dual beta akan menghasilkan perbedaan slope S M L , yaitu: slope S M L adalah positif pada saat up market; dan negatif pada saat down market. Namun demikian, penggunaan dual beta, seharusnya tetap dapat memberikan penjelasan yang konsisten tentang trade-off positif terhadap hubungan antara risiko dan return. Trade-off positif antara risiko dan return akan terjadi,  j i k a terdapat dua kondisi: (a) rata-rata excess-return pasar harus positif; (b) slope  S M L adalah simetris antara periode pada saat excess-return pasar positif dan excess-return pasar negatif. Walaupun slope dual beta adalah simetris, namun terdapat kemungkinan bahwa magnitude slope  S M L pada dual beta dapat berbeda.  H a l  i n i dapat disebabkan oleh asymmetric volatility karena adanya "leverage effect' dan/atau "volatility feed-back", serta kecenderungan perilaku pasar, bahwa para pasar akan meberikan bobot premi risiko yang lebih besar pada situasi down market daripada up market. Oleh karena itu, dalam penelitian ini, akan diinvestigasi konsistensi penggunaan dual beta terhadap trade-off positif antara risiko dan return; serta implikasi perbedaan magnitude pada slope S M L dual beta, yaitu antara slope S M L pada saat up market dan down market terhadap validitas teori  C A P M .

## 2. Telaah Pustaka dan Pengembangan Hipotesis

## 2.1. Capital Asset Pricing Model Standar
C A P M yang dikembangkan oleh Sharpe (1960), Lintner (1965) dan  M o s i n (1966) merupakan model yang parsimony yang menghubungkan antara expected return aset dengan risiko sistematis aset tersebut pada kondisi pasar yang ekuilibrium.  D a l a m konsep  C A P M , risiko sekuritas ditunjukan oleh beta, karena pada pasar yang seimbang, portofolio yang terbentuk merupakan portofolio yang terdiversifikasi dengan baik, sehingga risiko yang relevan adalah systematic risk; sedangkan idiosyncratic risk adalah tidak relevan. Beta merupakan ukuran risiko sistematis suatu sekuritas yang tidak dapat dihilangkan dengan melakukan diversifikasi. Beta menunjukkan sensitivitas return sekuritas terhadap perubahan return portofolio pasar. Semakin tinggi beta suatu sekuritas, maka semakin sensitif sekuritas tersebut terhadap perubahan portofolio pasar. Expected return suatu sekuritas / terdiri dari dua komponen, yaitu tingkat return bebas risiko, RF, dan market risk premium,{E{RM)-RF]Pi M o d e l  C A P M diformulasikan sebagai berikut:
{E[R)]=R,+{E[{R)J-R ,}p

## Hi 2
Dalam  C A P M ditegaskan bahwa hanya satu faktor risiko yang dipakai dalam pengukuran risiko, yaitu risiko sistematik {market risk), karena berbagai perubahan pada lingkungan keuangan makroekonomi telah terefleksikan dalam variasi market return; dan portofolio sekuritas yang dilakukan investor telah menghilangkan semua pengaruh dari idiosyncratic risk.
M a k a dari itu, besaran risiko suatu aset sangat tergantung pada tingkat sensitivitas risiko suatu aset terhadap risiko pasamya yang diukur oleh beta.  N a m u n demikian, terdapat kesulitan dalam melakukan pengujian model  C A P M secara empiris, karena expected return sekuritas, maupun expected return pasar relatif unobservable (Bodie et al., 2000).  M a k a dari itu, pengujian model C A P M secara empiris dilakukan dengan menggunakan ex-post data atau data historis {realized return), serta menggunakan proksi tertentu terhadap besaran tingkat return bebas risiko atau expected return pasar. Hanya saja penggunaan proksi expected return pasar dengan menggunakan return indeks pasar belum tentu sesuai dengan spesifikasi model yang dipersyaratkan oleh teori  C A P M .
Argumentasi teoritis yang dikemukakan oleh Ross (1976) tentang pengujian  C A P M adalah perlunya mengidentifikasi portofolio pasar yang efisien.  N a m u n demikian, pembentukan portofolio pasar yang efisien secara teoritis adalah sulit untuk diamati karena melibatkan penentuan jenis aset dan proporsi untuk semua aset-aset yang berisiko yang ada dalam suatu perekonomian.  M a k a dari itu, pengujian  C A P M secara empiris seringkali menggunakan proksi return dari indeks pasar atau return dari portofolio saham yang dibentuk sendiri sebagai proksi dari portofolio pasar yang efisien.  A p a b i l a return dari market index tersebut bukan merupakan portofolio yang efisien secara teoritis, maka akan menyebabkan terjadinya mispesifikasi model, sehingga validitas pengujian  C A P M secara empiris bisa menjadi kurang relevan. Diagnosis awal yang menyebabkan ketidak-konsistenan antara teori dengan hasil penelitian empiris adalah penggunaan metode dalam melakukan estimasi beta yang tidak sesuai dengan sifat dan karateristik data keuangan. Penelitian yang dilakukan oleh Schwert dan Seguin (1990) mengindikasikan pentingnya mempertimbangkan karakteristik data yang bersifat heteroskedastik dalam konteks time varying volatility dalam pengujian hubungan antara beta dengan return. Bhardwaj and Brooks (1993), Pettengill et al. (1995; 2002) dan Howton dan Peterson (1998) melakukan penelitian time-varying beta dengan menggunakan dual beta yang memperhatikan kondisi pasar {bull/up market dan bear/down market). H a s i l penelitian mereka memberikan
kesimpulan yang lebih konsisten dengan teori  C A P M , sekaligus memberikan penjelasan yang lebih logis penyebab bias atau anomali dalam hubungan antara risiko dan return dari berbagai hasil penelitian empiris sebelumnya (Fama dan French, 1992; Lakonishok dan Shapiro, 1986).
D a l a m penelitian empiris tentang  C A P M selanjutnya, peneliti perlu mempertimbangkan penggunaan metodologi dan ekonometrika yang dapat menangkap fenomena time-varying volatility, terutama pengaruh volatilitas beta dan/atau volatilitas return pasar terhadap return sekuritas. Konsekuensi statistik dari fenomena time-varying volatility adalah bahwa distribusi data keuangan di pasar modal menjadi cenderung bersifat non-normal gaussian (Vorkink, 2003), non-linear behaviour (Antoniou and Egul, 1997J, fat tails dan leptokurtik (Corhay dan Rad, 1994), skewwed (Dufour et al., 2003), clustered volatility (Engle, 2003), heteroskedastik (Schwert and Seguin, 1990; Rosenberg, 2004) dan tidak stasioner  ( M c D o n a l d and Nichols, 1984; Phengpis, 2006).  H a l  i n i tentunya menjadikan estimasi besaran beta dalam proses pricing suatu sekuritas menjadi relatif lebih sulit diperkirakan dan/atau menjadi tidak stabil sepanjang waktu (Brooks et al. 1998; Person et al., 1987; Petengill et al., 1995; 2002).

## 2.2. Perluasan Model  C A P M
Bodie et al. (2005) mengungkapkan bahwa pada dasarnya perluasan model  C A P M lebih pada isu teoritis dan metodologis. Isu teoritis berkaitan dengan pelonggaran beberapa asumsi dasar  C A P M standar dan identifkasi faktor-faktor risiko lain selain risiko pasar. Isu metodologis lebih pada isu instrumentalisasi dan ekonometrik. Isu pengukuran terutama mencari proksi yang relevan dengan spesifikasi model, misalnya: penentuan expected return dan proksi portofolio pasar yang optimal.  R o l l (1976) melakukan kritik atas berbagai hasil pengujian empiris model standar  C A P M , yaitu karena adanya benchmark error pada saat menggunakan proksi return indeks pasar untuk portofolio pasar yang harus efisien secara teoritis. Walaupun terdapat penyimpangan sedikit saja dari proksi portofolio pasar yang efisien secara teoritis, dapat menghasilkan hubungan yang tidak signifikan antara risiko dan ekspektasi return ( R o l l dan Ross, 1994). Isu ekonometrik lebih pada metoda dalam estimasi beta, yaitu estimasi pada/Zr^? pass regression dengan memperhatikan sifat dan karakteristik data time series yang bersifat non- normal Gaussian dan heteroskedastik, misalnya penggunaan metode auto regressive baik dengan A R C H / G A R C H selain metoda  O L S . Isu ekonometrik  i n i kemudian melahirkan konsep time varying beta.
Hal yang paling kritikal dalam pengujian  C A P M secara empiris adalah masalah estimasi beta. Secara ekonometrika, metoda dan prosedur standar pengujian model  C A P M umumnya menggunakan two-steps regression, yaitu: first pass menggunakan time series regression untuk menaksir beta; dan second pass menggunakan cross sectional regression untuk menguji berbagai hipotesis teori  C A P M . Beberapa peneliti awal mengindikasikan terjadinya beta yang bias karena kesalahan dalam melakukan estimasi beta, sehingga menghasilkan slope  S M L yang relatif flat (Bodie et al., 2000; Husnan, 2004). Beberapa faktor yang diidentifikasi sebagai penyebab beta yang bias antara lain: (a) proksi return pasar yang digunakan pada saat menaksir beta ternyata menggunakan market model (bukan  C A P M ) ; (b) pengujian awal model  C A P M seringkali mengasumsikan bahwa tingkat bunga bebas risiko, Rf, adalah konstan selama periode pengamatan, padahal sangat mungkin Rf juga  m e m i l i k i volatilitas atau berfluktuasi secara time- varying, dan berkorelasi dengan return pasar, RM', ( C ) umumnya estimasi beta menggunakan metode  O L S , sehingga apabila terdapat kemungkinan bahwa karakteristik data time series bersifat tidak linier, heteroskedastik dan autoregresif, maka akan menghasilkan estimasi beta yang bias (Schwert dan Seguin, 1990); (d) akurasi estimasi beta merupakan fungsi dari panjangnya periode estimasi (Theobald, 1981). Peneliti melakukan berbagai simulasi dalam estimasi beta, yaitu: (a) dekomposisi periode pengamatan dengan mempertimbangkan adanya perbedaan volatilitas pasar karena adanya structural break (Bakaert dan Harvey, 1995; Garcia dan Ghysels, 1998); (b) estimasi beta dengan mempertimbangkan perbedaan market timing atau
dual beta (Pettengill et al., 1993); ketiga, estimasi beta dengan mempertimbangkan masalah heteroskedastisitas pada data time series (Schwert dan Seguin, 1990).
Selain terjadinya besaran estimasi beta yang bias hasil regresi tahap pertama, dalam pengujian  C A P M secara empiris terdapat pula kemungkinan adanya masalah heteroskedastisitas dalam regresi tahap kedua, yaitu varian residual yang tidak homoskedastik antara sekuritas yang m e m i l i k i beta yang tinggi dengan sekuritas yang  m e m i l i k i beta yang rendah. Saham-saham dengan beta yang lebih tinggi cenderung lebih volatil daripada saham-saham dengan beta yang lebih rendah.  M a k a dari itu, pengujian statistik terhadap koefisien beta (slope  S M L ) bisa menjadi tidak efisien, sehingga koefisien beta menjadi tidak signifikan secara statistik. Selain itu, dengan memasukkan beta yang bias sebagai variabel independen dalam model, berpotensi terjadinya mispesifikasi model, sehingga berpotensi menghasilkan spurius regression dan/atau menghasilkan uji tanda koefisien beta menjadi tidak konsisten dengan teori. Oleh karena itu, pengujian  C A P M secara empiris disarankan untuk lebih menggunakan sampel portofolio daripada sampel saham-saham individual, karena akan menghasilkan varians residual yang lebih kecil, sehingga diharapkan akan menghasilkan kesimpulan statistik yang lebih baik.

## 2.3. Conditional  C A P M (Dual Beta)
M o d e l  C A P M (dual beta) pertama  k a l i diperkenalkan oleh Fabozzi and Francis (1977) pada saat menguji ketidakstabilan beta berdasarkan kondisi business cycle yang diproksi oleh kondisi bull dan bear market. Wiggins (1992), Bhardwaj dan  B r o o k (1993) kemudian menggunakan model dual beta untuk menguji size ejfect dalam hubungannya dengan beta dan return berdasarkan kondisi bull dan bear market. Pettengill et al. (1995) kemudian melakukan modifikasi interpretasi terhadap model  C A P M standar bahwa pada saat melakukan pengujian teori  C A P M dengan menggunakan data historis. Mereka menyatakan bahwa dalam situasi tertentu, hubungan antara risiko sistematis dan return sangat mungkin berbeda dengan yang diprediksikan oleh teori.  M o d e l  C A P M tidak memberikan indikasi secara langsung hubungan antara beta dengan return sekuritas  j i k a realized return sekuritas lebih kecil daripada return tingkat bunga bebas risiko.  M o d e l  C A P M standar  m e m i l i k i asumsi bahwa trade-off mtam risiko- retum bemilai positif; dan expected return pasar harus lebih besar daripada return tingkat bunga bebas risiko. Selama besaran excess-return pasar, RM - RF, bemilai positif, maka expected return untuk semua aset berisiko merupakan fungsi positif dari beta.
Namun, pada saat pengujian menggunakan data realized return, hubungan antara risiko dan return tidak dapat diuji atau diobservasi secara langsung.  M o d e l tersebut tidak memberikan indikasi secara langsung hubungan antara beta dengan return sekuritas  j i k a realized return sekuritas lebih kecil daripada return tingkat bunga bebas risiko.  M a k a dari itu, untuk mendapatkan kesimpulan yang lebih konsisten dengan teori, Pettengil et al. (1995) kemudian menyarankan pentingnya mempertimbangkan conditional market timing dalam melakukan estimasi beta, sehingga menghasilkan model  C A P M (dual beta), yaitu beta pada saat up market [RM - > 0]; dan pada saat down market {RM - RF < 0]. Pettengill et al. (1995) memberikan argumen bahwa pada saat melakukan pengujian teori  C A P M dengan menggunakan data historis, maka seharusnya terdapat porsi tertentu bagi para investor untuk dapat menerima asumsi non- zero probability bahwa return pasar tidak selalu lebih besar daripada return tingkat bunga bebas risiko. Pertama, walaupun secara rata-rata return pasar lebih besar daripada return tingkat bebas risiko, para investor harus menerima non-zero probability bahwa realized return pasar dapat lebih kecil daripada return tingkat bunga bebas risiko. Jika para investor merasa yakin bahwa mturn pasar selalu lebih besar daripada return tingkat bunga bebas risiko, maka tidak ada seorang pun investor yang bersedia memegang sekuritas tingkat bunga bebas risiko. Kedua, Jika tidak terdapat perlakuan terhadap adanya perbedaan market timing pada saat menggunakan data realized return dalam melakukan estimasi beta, maka akan berpotensi menghasilkan beta yang bias. Implikasinya adalah bahwa hubungan antara beta dengan realized return dapat berbeda
dengan hubungan antara beta dan return yang diprediksi dalam persamaan  C A P M standar. Pengujian  C A P M dengan single beta, akan terjadi saling ojf-set antara beta up market dan down market, sehingga hubungan antara beta dengan return bisa menjadi tidak signifikan.
Selain itu, pengujian dual beta akan menghasilkan perbedaan slope beta (premi risiko pasar), yaitu: slope positif pada saat up market; dan slope negatif pada saat down market. Namun demikian, penggunaan dual beta seharusnya tetap memberikan penjelasan yang konsisten tentang hubungan trade-off yang positif antara risiko dan return. Trade-off positif antara risiko- return diuji dengan agregasi antara beta terhadap return, baik selama up market dan down market. Trade-off positif antara risiko dan return akan terjadi,  j i k a terdapat dua kondisi: (a) rata- rata premi risiko atau return pasar harus positif; (b) slope  S M L adalah simetris antara periode pada saat excess-return pasar positif dan excess-return pasar negatif (walaupun sangat mungkin m e m i l i k i magnitude yang berbeda).  M a k a dari itu, walaupun slope dual beta adalah simetris, namun terdapat kemungkinan bahwa magnitude slope  S M L pada dual beta dapat berbeda.
Fenomena  i n i disebabkan karena terdapat kecenderungan dalam perilaku pasar, bahwa pasar akan bereaksi lebih besar pada situasi down market daripada up market. M a k a , dalam penelitian ini, akan diinvestigasi konsistensi dual beta terhadap trade-off positif antara risiko dan return serta perbedaan magnitude pada slope S M L dual beta, antara slope beta pada saat up market dan slope beta pada saat down market.
Pengujian unconditional C A P M akan menghasilkan constant beta (single beta). Sedangkan pengujian conditional C A P M yang mempertimbangkan market timing, akan menghasilkan dual beta, yaitu beta dalam kondisi up market dan beta dalam down market. Jika dalam pengujian teori  C A P M lebih pada menggunakan constant beta daripada dual beta, tentunya akan memiliki implikasi statistik yang serius. Implikasi statistiknya adalah bahwa pengujian secara cross- sectional pada regresi tahap kedua, beta menjadi tidak  m e m i l i k i explanatory power dalam menjelaskan variasi return sekuritas. Konsekuensinya, kesimpulan yang didapatkan dari hasil penelitian menjadi seakan-akan tidak sepenuhnya konsisten dengan teori.  H a l  i n i sangat mungkin terjadi karena adanya saling off-set antara slope beta dalam kondisi up market dan slope beta dalam kondisi down market, sehingga slope S M L (constant beta) menjadi relatif flat. Implikasinya, variasi beta tidak cukup kuat untuk dapat menyebabkan terjadinya variasi rata-rata return. M a k a dari itu, dalam penelitian  i n i akan diuji apakah dekomposisi constant beta (single beta) menjadi dual beta berdasarkan market timing (up/down market) akan tetap memberikan dukungan empiris terhadap validitas dan/atau robustness teori  C A P M .

## 2.4. Penelitian Empiris Conditional  C A P M (Dual Beta)
Pengujian ketidakstabilan beta dan validitas hubungan antara return dan beta bukanlah suatu hal yang baru. Beberapa penelitian awal untuk menguji stabilitas beta dilakukan oleh Levy (1974) yang menghitung beta dengan memisahkan beta pada kondisi bull dan bear market. Fabozzi dan Francis (1977) adalah yang pertama kali secara formal melakukan estimasi dan menguji stabilitas beta pada saat pasar dalam kondisi bull atau bear. M e r e k a menemukan bahwa tidak terdapat bukti empiris yang mendukung ketidakstabilan beta. Namun demikian, Fabozzi dan Francis (1978) melakukan pengujian ulang dengan melakukan analisis secara cross-sectional hubungan antara return dengan beta.  M e r e k a menyimpulkan bahwa investor  m e m i l i k i perbedaan preferensi terhadap premi risiko pada kondisi pasar yang berbeda, yaitu pada up market dan down market. Hasil  i n i mengindikasikan bahwa perilaku beta tidak konstan sepanjang waktu dan berbeda untuk setiap kondisi pasar yang berbeda. Implikasinya bahwa ukuran risiko dengan dual beta lebih appropriate daripada beta tunggal yang konstan sepanjang waktu. Bhardwaj dan Brooks (1993) dalam penelitian empirisnya menyimpulkan bahwa perilaku risiko sistematik (beta) secara statistik siginifikan pada periode pasar mengalami bull dan bear. Mereka mengklasifikasikan pasar dalam kondisi bull dan bear pada saat return pasar lebih besar atau lebih kecil daripada median return pasar. Sedangkan Faff dan Brooks (1998) mencatat bahwa
tidak ada alasan untuk percaya bahwa beta adalah konstan, khususnya untuk periode estimasi yang sangat panjang.
Pettengill et al. (1995) menggunakan realized return untuk menguji conditional hubungan antara beta dan return pada kondisi up dan down market. M e r e k a menemukan dukungan empiris yang mendukung teori  C A P M bahwa terdapat hubungan posistif secara konsisten antara beta dan return, bahwa hubungan yang positif pada saat up market dan  m e m i l i k i hubungan negatif selama down market. H a s i l  i n i diuji kembali oleh Fletcher (2000) yang menguji conditional beta dalam seting pasar modal intemasional. Hasilnya ternyata konsisten dengan Pettengil et al. (1995) bahwa terdapat hubungan yang flat antara beta dan return pada saat unconditional hubungan antara beta dan return. N a m u n demikian, pada saat sampel dipecah menjadi up market dan down market, menghasilkan kesimpulan yang mendukung  C A P M , yaitu terdapat hubungan yang positif antara beta dan return pada up market dan negatif signifikan antara beta dan return pada saat down market.

## 2.5. Hipotesis Conditional  C A P M (Dual Beta)
Pengujian model conditional C A P M didasarkan pada kondisional perbedaan market timing, yaitu karakteristik kondisi pasar modal dalam kondisi up market atau down market.
Pengujian unconditional C A P M akan menghasilkan constant beta; sedangkan pengujian conditional C A P M (market timing), akan menghasilkan dual beta, yaitu beta dalam kondisi up market dan beta dalam down market. D a l a m konsep  C A P M , tingkat return yang dipersyaratkan berbanding lurus dengan tingkat return bebas risiko dan premi risiko pasar.  M a k a , pengujian dual beta diduga akan memberikan perbedaan slope S M L , yaitu slope positif pada up market dan negatif pada down market. N a m u n demikian, adanya fenomena ''leverage ejfecf dan/atau ''volatility feed-back", maka terdapat dugaan bahwa terdapat perbedaan magnitude dari premi risiko pasar pada dual beta. Fenomena ini disebabkan oleh adanya kecenderungan perilaku pasar, bahwa pasar lebih sensitif pada situasi down market (yang  m e m i l i k i volatilitas return lebih tinggi) daripada up market (yang  m e m i l i k i volatilitas return lebih rendah).  D a l a m situasi pasar dengan volatilitas yang lebih tinggi (down market), maka para investor mensyaratkan tingkat kompensasi berupa premi risiko pasar yang lebih besar daripada situasi pasar dengan volatilitas yang lebih rendah (up market).
H ] : Slope  S M L pada kondisi up market akan bemilai positif.
H2: Slope  S M L pada kondisi down market akan bernilai negatif.
H 3 : Magnitude slope S M L pada down market lebih besar daripada up market.
H 4 : Dual beta berpengaruh positif terhadap return.

## 3. Metode Penelitian

## 3.1. Sampel dan Data
Sampel penelitian  i n i adalah pemsahaan publik yang terdaftar  d i Bursa Efek Indonesia (BEI) untuk periode 15 tahun, yaitu Januari 1993 sampai dengan Juni 2008. Pengikutsertaan semua kategori ukuran pemsahaan, dari pemsahaan kecil sampai dengan pemsahaan besar, baik yang terdaftar selama periode data 15 tahun maupun terdaftar kurang dari periode data tersebut. Hal  i n i bertujuan untuk menghindari survivor bias, yaitu bias karena hanya menggunakan pemsahaan yang konsisten saja yang terdaftar pada periode penelitian. Penentuan jumlah sampel penelitian disesuaikan sedemikian rupa agar tetap terbentuk sebanyak 30 portofolio. Dengan demikian, penentuan  j u m l a h sampel menyesuaikan dengan jumlah emiten yang terdaftar setiap tahun, yaitu berkisar antara adalah 120-300 pemsahaan.  M a k a , masing-masing portofolio terdiri dari 4 sampai 10 saham. Pembentukan portofolio didasarkan pada besaran beta yang diumtkan dari beta yang terbesar sampai dengan beta yang terkecil. Penelitian  i n i menggunakan data sekunder mengenai harga saham, indeks harga saham (IHSG) sebagai proksi dari portofolio
pasar  ( R m ) dan tingkat suku bunga  S B I 1 bulan sebagai proksi dari tingkat return bebas risiko (R f ). Sumber data diperoleh dari Statistik  E k o n o m i dan Keuangan dari Bank Indonesia dan

## Bloomberg.
D a l a m penelitian  i n i dilakukan dekomposisi periode pengamatan dengan mempertimbangkan adanya structural break. Identifikasi structural break untuk penentuan dekomposisi periode pengamatan didasarkan pada observasi perilaku data dan observasi situasi perekonomian, baik secara endogenous maupun exogenous. Observasi data secara endogenous didasarkan pada analisis karakterisistik volatilitas return pasar (standar deviasi), baik secara deskriptif melalui analisis grafis {scatter-plot), uji stabilitas data (Chow-test), recurcive residual dan cusum of squares; maupun pengujian structural break dari Perron (Enders, 2004). Sedangkan identifikasi structural break secara exogenous didasarkan pada penelusuran data dan informasi mengenai berbagai perubahan kebijakan moneter di Indonesia pada saat kinerja pasar modal mengalami penurunan tajam antara tahun 1997-1999, maupun pada saat pasar modal mengalami pertumbuhan pada periode Januari 2000-Juli 2008.
Periode pengamatan dibagi menjadi 3 subperiode, yaitu: periode pertama, volatilitas pasar pada masa sebelum terjadinya syok dalam perekonomian (Januari 1993-Juni 1997); periode kedua, volatilitas pasar pada masa terjadinya syok dalam perekonomian (Juli 1997- Desember 1999); periode ketiga, volatilitas pasar pada masa recovery perekonomian dan pasar modal mengalami pertumbuhan (Januari  2 0 0 0 - J u n i 2008). Dekomposisi periode pengamatan dilakukan untuk menguji validitas  C A P M , baik dalam periode tunggal maupun secara multiperiode, maupun pengujian validitas  C A P M dengan mempertimbangkan structural breaks.

## 3.2. Desain Pengujian Hipotesis
Pengujian conditional C A P M {dual beta) didasarkan pada market timing yaitu kondisi pasar modal dalam kondisi up market atau down market. Besaran dual beta diestimasi dengan menggunakan persamaan dibawah  i n i .
D a l a m hal ini, 5=1 kondisi pasar sedang dalam kondisi up market {RM - Rf>0); 5=0 kondisi pasar sedang adalam kondisi down market {RM - Rf<0).
Kondisi up market, E{Y\ R p. = + ^^^JP-RMI + e^^
K o n d i s i down market, E ( Y | 5=0); R p. = /Q + P,,DWi ^Mt + 6'^,
Sedangkan pengujian hipotesis  C A P M {dual beta) yaitu hipotesis 1 dan 2 diuji dengan melakukan estimasi pada persamaan dibawah  i n i . Pengujian dual beta memberikan perbedaan slope beta (premi risiko) pada saat up market dan down market. Secara statistik, slope  S M L (koefisien beta) pada kondisi up market akan bernilai positif atau X] > 0. Sebaliknya pada kondisi down market, slope  S M L akan bernilai negatif atau X2 < 0.
- Rp. =ro + ^^purA+^2fipDWi(^-^) + ep, '
Kon(X\si up market, ¥.(Y\h=\): Rp. = + A^/^^yp^ + e^^
K o n d i s i down market, E ( Y | 5=0): Rp- = To + A^l^pDm + ^p.
Pengujian hipotesis 3, tentang perbedaan magnitude slope S M L dual beta diuji dengan persamaan dibawah  i n i ; bahwa ?ti - ?i 2 7^ 0 dan/atau \\. Penggunaan dummy untuk menguji perbedaan magnitude slope antar dual beta.
Rp, =a,+ + A2Doi~^pD. + ^p,
Rp, =f^o+r^ ~Ppa + n^v^pm + r.^D^pm +
Penggunaan dual beta tetap harus memberikan penjelasan hubungan trade-off yang positif antara risiko dan return. Hipotesis 4 mengenai trade-off positif antara nsiko-retum diestimasi dengan persaman dibawah  i n i berupa estimasi slope koefisien rata-rata beta terhadap rata-rata return. Trade-ojf positif antara risiko dan return mempersyaratkan: (a) slope rata-rata dual beta pasar harus positif; (b) hubungan antara risiko-r^/^wrn adalah simetris antara periode pada saat excess-return pasar positif dan negatif.
Dalam hal  i n i , jS^^- dan Rpi, adalah model estimasi beta dengan dual beta dan rata-rata return portofolio pada kondisi up market pada kondisi down market. Hipotesis 4 mengenai trade-off positif antara risiko-r^^wm diindikasikan dengan besaran koefisien dual beta, «/, harus lebih besar daripada nol (ai > 0).

## 4. Hasil dan Pembahasan Penelitian

## 4.1. Pengujian dan Pembahasan Unconditional  C A P M
D a l a m pengujian validitas model  C A P M standar {single beta), diasumsikan bahwa beta adalah konstan selama periode pengamatan, sehingga tidak mempertimbangkan adanya time- varying beta. Hasil pengujian persamaan  C A P M standar pada tabel 1 (panel  A ) menunjukkan bahwa koefisien intersep, Oq , secara umum sesuai dengan yang diharapkan, karena berbeda secara signifikan dengan nol pada level 5%, kecuali pada periode ketiga.  H a s i l dukungan empiris mengindikasikan bahwa tidak adanya zero beta pada  C A P M standar.
Pengujian slope S M L menghasilkan nilai estimasi koefisien  T i positif dan signifikan pada level 1% pada hampir semua periode pengamatan.  H a l  i n i berarti bahwa secara rata-rata return dari portofolio pasar lebih berisiko daripada RF- H a s i l  i n i mendukung hipotesis pertama bahwa C A P M tetap valid baik dalam periode tunggal maupun secara multiperiode. Walaupun demikian, secara rata-rata, besarnya koefisien slope yi ternyata tidak sama dengan rata-rata RM-RF secara aktual. Walaupun slope kurva  S M L relatif tidak flat, namun estimasi premi risiko pasar relatif lebih curam {stepper) daripada yang dipredikasikan oleh teori.
Tabel 1 (panel  B ) didapatkan koefisien hasil estimasi variabel residual, 72, tidak sesuai dengan yang diharapkan, karena ternyata berbeda dengan nol secara signifikan. Hasil  i n i dapat diintepretasikan bahwa: (a) beta tidak  m e m i l i k i explanatory power; (2) beta bukanlah satu- satunya faktor yang mempengaruhi variasi return saham. Pengujian hipotesis model  C A P M (panel  C ) tentang linieritas antara risiko sitematis dan return belum dapat diambil suatu kesimpulan.  H a l  i n i disebabkan oleh terdapatnya multikolinieritas antara variabel beta standar dan kuadrat beta.  H a s i l pengujian Ramsey  R E S E T test mengindikasikan bahwa model kuadrat beta tidak terjadi mispesifikasi model.  H a l  i n i berarti bahwa variabel kuadrat beta dapat digunakan sebagai determinan return model unconditional C A P M . Dengan demikian, hubungan antara return dan kuadrat beta adalah tetap linier. Sedangkan pengujian unconditional C A P M dengan memasukkan variabel residual beta secara parsial, memberikan indikasi terjadi mispesifikasi model.
Walaupun model unconditional C A P M  m e m i l i k i hubungan non-linier dalam variabel, tetapi tetap linier dalam parameter. Pengujian goodness-of-fit model unconditional C A P M sebelum memasukkan variabel residual pasar  m e m i l i k i 1^ antara 26%-50%. Namun, setelah memasukkan variabel residual beta, besaran R^ meningkat menjadi 60%-70%.  H a l  i n i berarti bahwa variabel residual pasar memberikan kontribusi kenaikan R^ yang relatif besar, yaitu 20% hingga 30%.  H a s i l empiris  i n i juga dapat diintepretasikan bahwa variasi return bukan hanya disebabkan oleh variasi risiko pasar saja, tetapi juga disebabkan oleh variasi non-market related risks atau unsystematic risk.

## Tabel 1. Hasil Regresi Cross-Section Pengujian Unconditional  C A P M
Panel A. Prosedur CAPM Standar R pi = CIQ + 7iP pi +
Parameter Periode 1 (Januari 1993 Juni 1997) Periode 2 (Juli 1997 - Desember 1999) Periode 3 (Januari 2000 - Juni 2008) Periode Keseluruhan (Januari 1993 - Juni 2008) Periode Keseluruhan (Periode Juli 1997- Desember 1999 dikeluarkan) Kocf. t Sig Kocf. t Sig Koef. t Sig Koef. t Sig Koef. t Sig a<) {),(KX)343 2,1857 **  0,(XX)710 2,2527 ** -0,0(X)2 -().,5()1 0,(XK)375 2.1190 ** -0,(XX)176 -0,8655 Y i (),(KX)772 3,1505 *** ().(XX)820 2,2631 ** 0,00214 4,.5.-?88 *** 0,000810 3.6316 *** 0,(X)1495 5.4657 *** Nilai F y,92_S979 5,122046 ** 20.6011 13,18890 * " 29,87398 *** R 2 0,261720 0,154642 0.42388 0,320205 0,516190 Adj 0,23S353 0,124450 0.403,30 0.295927 0,498911 Panel B. Prosedur BJS (1972) = yo + yiPp, +  y 2 f J c p , ' + e To (),(XX)2()8 1,41999 0,(XX)665 2,1020 ** 0,00045 1,4974 0.000585 3.9103  * * * -3.411'-05 -0,1902 Y i 0,(XX)639 2,87507 ***  0,(XX)8I4 2,2533 ** 0,0(X)89 2,1329 0.(XX)192 0,8296 (),(X)1()85 4,1014 *** Y2 988,9884 2,92176 ***  11,87990 1,0961 364,766 5,1798 26,51(X)5 4.1529 *** 70.28768 3,3366 *** Nilai F 10,56724 3,180191 * 33,2189 *** 19.04428 *** 25.90935 *** R 2 0,5{M83 0,190657 0,71103 0,585181 0.657442 Adj R^ 0.44770 0.1,30705 0,68963 0,5.54453 0.632067 Panel C. Prosedur Fama dan MacBeth (1973) Rpi = Yo+YiPpi + Y2p'pi +Y30 \:pi + e^ Yo 6,521 i-OS 0,23842 ().(XX)641 0,8588 0,00024 0,1882 0,000495 2.2941 ** -0.(XX)335 -0,4112 Y i 0,(X)1242 1,24797 0.(XX)882 0,4572 0,{X)144 0.4493 0,000535 0,8.521 0.(X)1931 0.8587 Y2 -0,(XX)53 -0,6219 -4,31 [-OS 0,0358 -0,0003 -0,174 0,(XX)3()6 -0,588 -().(XX)575 -0.3789 Y3 1017,385 2 ,94526 ***  11.92623 1,0725 365,833 5.082 *** 28,75506 3,8325 *** 71,29949 3,3049 *** Nilai F 7,013782 - . -  " * 2.0421,33 21.3606 " * 12,50461 *** 16,77292 *** 0,447295 0.190697 0,71137 0,62072 0,659324 Adj R^ 0,383521 0,097316 0.67807 0.57695 0,62(X)15
*) signifikan 10%, **) 5%, dan ***)

## 4.2. Pengujian dan Pembahasan Conditional  C A P M {Dual beta)
Hasil pengujian conditional C A P M {dual beta) pada Tabel 2 mendukung Hipotesis 1 dan 2. Tidak seperti hasil pengujian unconditional C A P M , koefisien dual beta m e m i l i k i dua tanda yang berbeda, yaitu koefisien beta up market. Ay,  m e m i l i k i tanda positif; dan koefisien beta down market, Xj, m e m i l i k i tanda negatif, masing-masing signifikan pada level 1% pada hampir semua subperiode pengamatan, kecuali pada subperiode ketiga. Hasil  i n i dapat diintepretasikan bahwa semakin besar beta, maka pada saat up market, return yang diharapkan akan semakin besar; sedangkan pada saat down-market, semakin besar beta akan menghasilkan return yang diharapkan yang semakin kecil {return negatif lebih besar). Pada periode ketiga, slope S M L down market, X2, walaupun tanda koefisien sesuai dengan yang diprediksikan, yaitu memiliki tanda koefisien negatif, namun tidak signifikan.
Hasil ini mengindikasikan bahwa pada periode ketiga pasar sedang mengalami pertumbuhan yang tinggi, sehingga para investor cenderung akan memasukkan sekuritas dengan beta yang tinggi dalam portofolionya. Sedangkan hasil estimasi konstanta, Ao, mengindikasikan konsisten dengan zero beta. Tabel 2 juga memberikan informasi bahwa besaran premi risiko pada up market, X] tampak lebih besar daripada down market, X2. Walaupun hasil ini tidak dapat mengindikasikan secara langsung perbedaan magnitude slope  S M L antara up market dan down market, namun hasil tersebut mengindikasikan bahwa secara rata-rata, return pasar lebih besar daripada tingkat bunga bebas risiko.

## Tabel 2. Hasil Estimasi Conditional  C A P M {Up Market dan Down Market)
Periode Beta Up Market Beta Down Market Pengamatan ( R p - R f ) i (Rp-Rr)i ^ 2 Keseluruhan 0,000502 0,002530*** -0,000903*** -0,001714*** (Jan 1993-Jun 2008) R2 0,615744 0,648302 Adj. 0,602020 0,635741 I '-Stat. 44,86804*** • - 51,61373*** Periode 1 0,001080*** 0,001595*** -0,000692*** -0,001192*** (Jan 1993-Jun 1997) R2 0,331764 0,431424 Adj .R^ 0,307898 0,411118 F-stat. 13,90136*** 21,24587*** Periode 2 0,001826*** 0,003677*** -0,001648*** -0,002714*** (Jul 1997-Des 1999) R^ 0,591680 0,340437 Adj .R^ 0,577097 0,316881 F-stat. 40,57368*** 14,45235*** Periode 3 0,001044*** 0,001602*** -0,001525*** -0,000560 (Jan 2000 - Jun 2008) R2 0,310856 0,078671 Adj. R2 0,286244 0,045766 F-stat. 12,63014*** 2,390872
*) signifikan 10%, **) 5%, dan ***) 1%
Pengujian magnitude slope S M L dual beta dilakukan untuk mengetahui apakah untuk beta yang sama, tetapi berada dalam kondisi market timing yang berbeda, akan memberikan premi risiko pasar yang berbeda.  H a l  i n i berarti bahwa terdapat perbedaan magnitude pada slope dual beta antara slope S M L up market dan down market. Pengujian perbedaan magnitude slope dual beta diestimasi dengan membandingkan karakteristik slope koefisien beta kurva  S M L antara pengamatan pada up market dan down market dalam satu persamaan  S M L . Tabel 3 memberikan indikasi tentang perbedaan magnitude slope S M L dual beta antara slope S M L untuk beta up market, beta down market dan slope S M L untuk single beta sebagai kontrol {benchmark). Perbedaan tingkat responsivitas terhadap perbedaan kondisi market timing dapat dilihat dari perbedaan tingkat premi risiko pasar {slope dual beta), yaitu koefisien X^ dan X2.
H a s i l estimasi slope dual beta pada Tabel 3 menghasilkan estimasi besaran slope S M L up- market lebih besar daripada slope S M L down market, karena estimasi slope dual beta dilakukan pada dua persamaan  S M L secara terpisah.  M a k a , untuk dapat melihat perbedaan magnitude slope dual beta, perlu dilakukan agregasi antara rata-rata return dan beta, up market dan down market dalam satu persamaan  S M L .
Portofolio 1 berisi saham-saham yang  m e m i l i k i beta terbesar. Portofolio 30 berisi saham- saham yang  m e m i l i k i beta terkecil. Besaran dual beta adalah hasil beta estimation period dengan kondisional up-market dan down-market.

## Tabel 3. Perbedaan Magnitude Slope Dual Beta
Parameter R, = a„ + X,p„ + X^D  J „ + e,
Koefisien t-statistik Sig. Periode Keseluruhan (Januari 1993 - Juni 2008) oo 0,000455 5,990891
Xx 0,002584 20,16609 ?i2 -0,003401 -23,86678 F-stat. 870,1350*** *** *** *** Periode-1 (Januari 1993-Juni 1997) Oo 0,000419 4,149620 Al 0,002545 9,789265 A2 -0,002384 -12,78707 F-stat. 190,5668*** *** *** ***
Periode-2 (Juli 1997 - Desember 1999)
Oo 0,000417 2,034110 Al 0,004918 17,03818
A2 -0,005005 -13,81317 F-stat. 393,0331***
**
*** *** Periode-3 (Januari 2000 - Juni 2008) Oo 0,000574 6,383190 Al 0,002139 14,07882 A2 - -0,003069 -19,32307 F-stat. 518,1140*** *** *** *** *) signifikan 10%, **) 5%, dan ***) 1%
Do=l, beta mar^ef, lainnya D D =0
Volatilitas beta pada saat krisis lebih besar daripada periode lainnya. Selain itu, hubungan antara beta dengan excess-return portofolio cenderung bersifat simetris, antara up-market dan down-market. K e l o m p o k beta terbesar dan terkecil disesuaikan dengan kondisi pasar bearish dan bullish sehingga kecenderungan beta menyesuaikan dengan volatilitas pasar sesuai kondisi bearish dan bullish serta periode estimasi dual beta.

## Panel A. Sampel Keseluruhan Periode

## Dual Beta (Up dan Dow Market)
1 4 n 1.2 1 ^ 0 4 0.2 - Beta terbesari Beta terkeci B_up B fl'v I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I M I I I 1 4 7 10 ^^ if> 14 22 2S 2s
Portfolio Sampel Dual Return (Up dan Dow Market) 0,006 -1 0,004 0,002 -I 0 -0,002 - -0 004 - •  e x r p u p ' exrp_d'i,v I I I I I I I I I I I I M I I I I I I I I M I I I I I 1 4 7 10 13 16 19*2 25 Portfolio Sampel Beta terkecil

## Panel B. Periode Sebelum Krisis
2 -|
15 -
1 -
I 0,5 ] 0 -0 5 -I I I I I I ll 4 7 10 13 16 19 22 25 2{ Beta terkecil Portfolio Sampel Portfolio Sampel -0 004 -I Beta terkecil

## Panel C. Periode Selama Krisis
2 -1
1,5 - 1 - 0.5 0 > B up •B dw 1 4 I I I I I I I I I I I I I I I I I 7 10 15, 16 19 22 25 28 Beta terkecil Portfolio Sampel Beta terbesar Portfolio " " " " Sampel Beta terkecil

## Panel D. Periode Setelah Krisis
1.4 -]
1.2 - 1 - 0.8 -
0.6 - « 0 . 4 - 0,2 - 0 - •B_up
•B dw 0.004 n
0.003
0.002 - Beta terkecil
CL. 0.001 H
X w
I I I I I I I I I I I I I I I I I 1 4 7 10 13. 16 19 ?? 2 5 ?8
Portfolio Sampel 0
-0,001 -0.002 - -0 00'. - Portfolio I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I  < s a r n n p l H 4 7 10 13 16 19 22 25 28 Beta terbesar Beta terkecil
Gambar 1. Rata-rata Beta dan Return Portofolio:
Up-Market \s Down-Market
Berbeda dengan pengujian sebelumnya yang dilakukan oleh Pettengil et al. (1995; 2002), penggunaan single beta diasumsikan sebagai initial state seorang investor sehingga berfungsi sebagai kontrol atas perubahan tingkat expected return portofolio relatif terhadap pergerakan pasar. Jika investor  m e m i l i k i prediksi yang akurat terhadap pergerakan pasar, pada tingkat beta yang sama, dalam kondisi up market, maka kinerja portofolio dengan beta tinggi (rendah) akan m e m i l i k i expected return yang lebih besar (rendah) daripada expected return portofolio dengan single beta (\X3\>X2>)ii). H a l  i n i berarti bahwa untuk beta yang sama, tetapi berada dalam kondisi market timing yang berbeda, pasar secara agregat akan memberikan premi risiko pasar yang berbeda.  H a s i l pengujian perbedaan magnitude slope S M L dual beta pada tabel 3 dan gambar 1, mendukung hipotesis 3, bahwa slope S M L antara up market, X\, dan down market, X2, adalah bersifat simetris, namun  m e m i l i k i magnitude yang tidak sama (|A .2 |>A,]).  H a s i l  i n i berarti terdapat dukungan empiris bahwa magnitude slope S M L pada down market lebih besar daripada up market. Implikasinya, seperti yang terlihat pada gambar 1, bahwa pada saat up market, portofolio dengan beta yang lebih tinggi akan mendapatkan expected return yang lebih besar daripada portofolio dengan beta rendah. Namun, pada saat down market, portofolio dengan beta yang
lebih tinggi akan memberikan expected return yang lebih  k e c i l daripada portofolio dengan beta yang lebih rendah.
Tabel 4 berisi hasil estimasi slope S M L secara cross-section antara rata-rata dual beta (beta up dan down market) dengan rata-rata return portofolio {up dan down market) dengan slope single beta sebagai kontrol.  H a s i l estimasi menunjukkan bahwa terdapat perbedaan slope S M L yang signifikan 1%, antara slope up market dan slope down market relatif terhadap slope single beta pada seluruh periode pengamatan i\X^\>X2>k\). H a l yang menarik adalah bahwa semakin sering terjadi kondisi excess-return pasar negatif, seperti pada periode pertama dan periode kedua dan/atau estimasi slope S M L  m e m i l i k i magnitude yang hampir sama, maka agregasi antara beta pada up market dan down market dalam pengujian single beta menghasilkan slope S M L yang tidak signifikan. Sebaliknya, pada periode dimana magnitude slope S M L sangat jauh berbeda dan/atau frekuensi excess-return pasar yang negatif relatif jauh lebih sedikit, seperti pada periode ketiga dan periode keseluruhan, maka slope S M L single beta tetap signifikan.
Jumlah observasi kondisi up market dan down market masing-masing 107 observasi dan 79 observasi. Jumlah observasi pada subperiode pertama, kedua dan ketiga untuk kondisi up market masing-masing adalah 31, 14, 62 observasi; dan down market adalah 23, 16, 40 observasi. Hasil i n i mengindikasikan bahwa terjadi saling ojf-set antara slope  S M L pada up market dengan down market. Selain itu, hasil estimasi slope  S M L dual beta mengindikasikan pula adanya perbedaan karakteristik kurva  S M L yaitu perbedaan magnitude slope S M L antara up market dan down market relatif terhadap slope S M L single beta. H a s i l estimasi menunjukkan bahwa penambahan besaran premi risiko pada kondisi up market masih lebih  k e c i l daripada pengurangan besaran premi risiko pada saat down market. H a s i l  i n i berarti bahwa secara rata-rata, untuk beta yang sama, pada saat down market, pasar memberikan premi risiko yang lebih besar daripada premi risiko saat up market.
Konsisten dengan pengujian sebelumnya, pada saat up market, expected return portofolio dengan beta tinggi akan lebih besar daripada expected return portofolio dengan beta rendah atau single beta. Namun,  j i k a terjadi kesalahan perkiraan pergerakan pasar menjadi down market, maka expected return portofolio dengan beta tinggi akan jauh lebih rendah daripada expected return portofolio dengan beta rendah atau single beta. Sebaliknya, pada saat down market, expected return portofolio dengan beta rendah akan lebih besar daripada expected return portofolio dengan beta tinggi, namun lebih rendah daripada portofolio dengan single beta. Namun,  j i k a terjadi kesalahan perkiraan pergerakan pasar menjadi up market, maka expected return portofolio dengan beta tinggi akan jauh lebih tinggi daripada expected return portofolio dengan beta rendah atau single beta. Sedangkan expected return dengan beta rendah akan lebih besar daripada expected return portofolio dengan single beta. Secara grafis pada gambar 2, bahwa untuk beta yang sama, perbedaan antara premi risiko pada beta up market dengan single beta lebih kecil daripada perbedaan antara premi risiko pada beta down market dengan single beta. Implikasinya, required rate oj return suatu investasi pada saat down market cenderung lebih besar daripada up market.
Jumlah sampel adalah 90 portofolio. 30 portofolio untuk unconditional beta; 30 portofolio untuk conditional beta {up market); 30 portofolio untuk conditional beta {down market).
Dalam hal  i n i :
D i j = l , beta up market; lainnya Di!=0 D d =1, beta (i<7w^ m<3r/:6'r, lainnya D d = 0
Return portfolio unconditional beta  E (Y | D u = 0 , D d =0 ); R, = + y^p^ + e-
Return portfolio up market E ( Y | D u = l ) ; R, =0CQ+ {y^ -I- y^ +e^
Return portfolio down market E ( Y | D d = 1); Ri =aQ+ {y^ + y.^ -I- e-

## Tabel 4. Estimasi Perbedaan Magnitude Dual beta
Up Market vs Down Market dengan Beta Konstan Sebagai Kontrol
Rpi = ao + YiPpc, +  Y a ^ L iPpUi + Y 3 D D , PpD,
Parameter Koefisien  t-statistik Sig Periode Keseluruhan (Januari 1993 - Juni 2008) Oo - -0,000215 -1,476056 7i 0,001023 5,173919 *** 0,002315 18,66944 *** 73 -0,003592 -27,52807 *** F-stat. 760,8360*** Periode-1 (Januari 1993-Juni 1997) Oo 0,000264 1,754775 -  v r * - - 7i 0,000403 1,388299 72 0,002365 8,181172 ;|;** 73 -0,002620 -10,41100 *** F-slat. 129,0412*** Periode-2 (Juli 1997 - Desember 1999)
Oo 0,000105 0,283433 7, 0,000492 1,007604 - 72 0,004700 13,03306 . ***
73 -0,005152 -13,19608
F-stat. 262,4065***
Periode-3 (Januari 2000 - Juni 2008) oco -0,000257 -1,139631 : 0,2576 7, 0,001157 3,965091 0,0002 72 0,001930 12,86125 0,0000 73 -0,003233 -21,18657 0,0000
F-stat. 409,0994***
*) significant 10%, **) 5%, dan ***) 1%
Variasi excess return portofolio pada single beta cenderung datar atau relatif tidak bervariasi terutama pada periode kedua. Sedangkan excess return portofolio untuk dual beta cenderung lebih bervariasi.

## Panel A. Sampel Keseluruhan Periode
Beta terbesar
Beta terkecil e<rp_up exrp_dw exrp Portfolio Sampel Panel B. Periode Sebelum Krisis 0.004 -| 0,003 - 0.002 - 0.001 0 O H « -0.001 I * 7 -0,002 - -0.003 - -0,004 - Beta terkecil exrpup exrpdw exrp Portfolio Sampel

## Panel C. Periode Selama Krisis Panel D. Periode Setelah Krisis
^ terbesar terkecil terbesar terkecil
Gambar 2. Rata-rata Beta dan Return Portofolio:
Beta Konstan vs. Dual Beta
Konsekuensinya akan terdapat kondisi saling ojf-set antara antara excess return portofolio kondisi up market dan down market, sehingga pengujian  C A P M dengan menggunakan single beta berpotensi menjadi tidak signifikan atau menghasilkan kurva  S M L yang mXaiif flat. Secara grafis tampak bahwa untuk beta yang sama, dengan benchmark beta konstan, premi risiko pada saat down-market lebih hQsar daripada up-market.

## 4.3. Pengujian dan Pembahasan Positive Trade-Off Antara Risiko dan Return
Pengujian dual beta memberikan memberikan dukungan empiris bahwa terdapat perbedaan slope S M L (premi risiko) pada saat up market dan down market. Namun demikian, penggunaan dual beta seharusnya tetap memberikan penjelasan yang konsisten tentang hubungan trade-off yang positif antara risiko dan return. Trade-off tersebut mempersyaratkan: (a) rata-rata return pasar harus positif; (b) hubungan antara risik^o-return harus konsisten positif selama up market dan down market. Trade-off positif antara  r i s i k o - r ^ m m diuji dengan membandingkan estimasi slope koefisien rata-rata dual beta terhadap rata-rata return, baik selama up maupun dan down market.

## Tabel 5. Hasil Pengujian Trade-off Positif Antara Risiko dan Return
Rp, +y,Ppi3Bi  + e ,
Parameter Koefisien t-stat.  Sig Adj. r 2 F-stat. Periode Keseluruhan (Januari 1993 - Juni 2008) Oo 0,000653 3,508824 *** 0,617133 0,610532 93,48864*** Y, 0,002212 9,668952 ***
Periode-1 (Januari 1993-Juni 1997) Oo: 0,001047 5,979592 *** 0,251179 0,238269 19,45514*** y, 0,001085 4,410798 *** Pcriode-2 (Juli 1997 - Deseinber 1999) Oo 0,001410 3,258185 *** 0,518005 0,509695 62,33315*** Y, - 0,003629 7,895135 *** Periode-3 (Januari 2000 - Juni 2008) Oo 0,001199 4,573351 *** 0,199177 0,185370 14,42551*** YI 0,001198 3,798092 ***
*) signifikan 10%, **) 5%, dan ***) 1%
Tabel 5 berisi hasil estimasi regresi cross-section antara agregasi beta portofolio {dual beta) terhadap rata-rata return portofolio {dual market). H a s i l estimasi pada Tabel 5 menunjukkan bahwa koefisien dual beta, yi signifikan pada level 1%. Hasil  i n i tentunya memberikan dukungan empiris bahwa dual beta secara long run, konsisten trade-off positif antara risiko dan return adalah positif.  H a l  i n i berarti pula bahwa pasar memberikan premi risiko yang positif seiring dengan meningkatnya risiko sistematis. Jumlah sampel adalah 60 portofolio. 30 portofolio up market; 30 portofolio untuk down market. Besaran excess-return pada saat down-market menggunakan tanda mutlak sehingga bemilai positif. Estimasi slope  S M L dual beta menggunakan regresi cross section menghasilkan estimasi slope dual beta positif.

## 4.4. Pengujian dan Pembahasan antara Dual Beta dan Idiosyncratic Risk
Pengujian unconditional C A P M mengindikasikan bahwa terdapat variabel idiosyncratic risk yang mempengaruhi pricing sekuritas. Identifikasi variabel idiosyncratic risk pada pengujian sebelumnya, tidak mengindikasikan faktor risiko yang bersumber dari variabel makroekonomi maupun ''mimicking risk premia'\u vandbeX financial distressed, baik variabel  S M B {small- minus-big atau "value stock'' karena adanya size effect); maupun  H M L {high-minus-low atau "growth stock'' dari rasio market to book value). Pengujian dual beta dengan variabel idiosyncratic risk, adalah untuk menguji explanatory power dari idiosyncratic risk pada model conditional C A P M {dual beta). Terdapat dukungan empiris bahwa penggunaan dual beta dapat menangkap fenomena "leverage effect", yaitu volatilitas yang meningkat pada saat return menurun {down market); dan volatilitas yang menurun pada saat return meningkat {up market).
Secara empiris, volatilitas premi-risiko pasar pada down market adalah lebih besar daripada saat up market. Terdapat indikasi bahwa volatilitas idiosyncratic risk m e m i l i k i keterkaitan dengan "leverage effect" dan/atau "volatility feedback". M a k a dari itu, perlu dilakukan pengujian idiosyncratic risk yang dikontrol dengan dual beta C A P M .
Tabel 6 Panel  A , menunjukkan bahwa variabel idiosyncratic risk, j2 masih  m e m i l i k i explanatory power pada saat dikontrol oleh beta up market. Namun, pengaruh idiosyncratic risk terhadap return menjadi tidak signifikan pada saat dikontrol oleh beta down market (panel  B ) .
Hasil pengujian  i n i mengindikasikan bahwa variabel idiosyncratic risk diduga merupakan variabel faktor risiko yang bersumber dari "leverage effect" dan/atau volatility feedback.
Dukungan empiris terhadap indikasi adanya leverage effect secara deskriptif dapat dilihat pada Gambar 2 sebelumnya, bahwa volatilitas rata-rata return secara agregat pada saat sekuritas mengalami penurunan return {down market) lebih besar daripada saat sekuritas mengalami kenaikan return {up market). Kedatangan "informasi baru" yang bersifat "good-news" akan direspon secara positif oleh pasar, sehingga harga-harga sekuritas akan bergerak naik {up market). Sebaliknya, kedatangan "informasi baru" yang bersifat "bad-news" akan direspon secara negatif oleh pasar, sehingga harga-harga sekuritas bergerak turun {down market).
Berdasarkan argumentasi ini, perbedaan magnitude pada slope dual beta dapat disebabkan oleh leverage effect karena adanya perbedaan respon pasar terhadap kedatangan "informasi baru", yaitu perbedaan antara respon pasar terhadap "bad news" dan "good news". A d a n y a "leverage ejfect" menjadikan kedatangan "informasi baru" berupa "bad news" akan direspon oleh pasar secara lebih besar, sehingga volatilitas meningkat pada saat terjadi penurunan rata-rata return sekuritas {down market); sebaliknya, kedatangan "informasi baru" berupa "good news" akan direspon oleh pasar berupa kenaikan rata-rata return sekuritas {up market), namun dengan volatilitas yang menurun. Berdasarkan hasil estimasi (Tabel 6 Panel  B ) , terdapat dukungan empiris bahwa model conditional C A P M {dual beta) mampu menangkap leverage effect dan/atau volatility feedback, sehingga pengaruh dari volatilitas idosyncratic risk menjadi tidak signifikan. Hasil dukungan empiris  i n i menunjukkan bahwa model  C A P M tetap robust sebagai model pricing sekuritas.

## Tabel 6. Hasil Regresi Cross-Section Dual Beta dengan Idiosyncratic Risk
Panel A . Up Market
R pi Rf  = T o + Y i P u p i + T 2 S . ^ Periode 1 Periode 2 Periode 3 Periode Keseluruhan Parameter (Jan 1993 -Jun 1997) (Jul 1997-Des 1999) (Jan 2000 - - Jun 2008) (Jan 1993 - Jun 2008) Koef. T Sig Koef. t Sig Koef. t Sig Koef. t Sig 70 0,000598 2,176235 ** 0,001498 3,535360 *** 0,001011 3,535348 *** 0,000913 3,709271 *** yi 0,001551 4,080752 *** 0,003027 7,206238 *** 0,001174 3,369195 *** 0,001458 4,270874 *** 72 2479,176 2,921890 *** 383,8845 5,515333 *** 401,2339 4,803888 *** 49,35231 5,199912 *** Nilai F 13,09048 *** 56,81116 *** 22,83303 *** 56,81647 *** 0,492300 0,807996 0,70882 0,808011 Adj 0,454692 0,793774 0,68725 0,793789 Panel B. Down Market R pi ~ R f  = Y o + yiPDpi+y2ep Periode 1 Periode 2 Periode 3 Periode Keseluruhan Parameter (Jan 1993 -^Jun 1997) (Jul 1997-Des 1999) (Jan 2000 - Jun 2008) (Jan 1993 - Jun 2008) Koef. T Sig Koef. t Sig Koef. t Sig Koef. t Sig 70 -0,000764 -3,28272 *** -0,00185 2,94126 ***  -0,00144 -4,53497 *** -0,000901 -4,69210 *** 71 -0,001254 -4,61557 *** -0,00204 2,06060 ** -0,000741 -1,63533 -0,001722 -5,70936 *** 72 582,0283 0,79773 -123,397 0,97347 66,87236 0,675627 0,394563 0,04539 Nilai F 10,80318 *** 7,686489 *** 1,400466 24,88812 *** R 2 0,444517 0,362801 0,093988 0,648329 Adj R^ 0,403370 0,315602 0,026876 0,622279
Variabel idiosyncratic risk, 72, walaupun masih  m e m i l i k i explanatory power pada saat dikontrol oleh beta up market, namun dengan besaran koefisien yang jauh lebih besar daripada saat pengujian unconditional  C A P M .  H a s i l  i n i mengindikasikan bahwa peranan idiosyncratic risk menjadi lebih kecil.
Secara empiris, pengujian model unconditional C A P M menunjukkan not-fully rejected.
H a s i l penelitian menunjukkan bahwa hubungan antara return dan risiko bersifat linier dan positif, baik dalam periode tunggal, maupun multiperiode. Namun, terdapat dukungan empiris bahwa terdapat faktor idiosyncratic risk secara bersama-sama dengan faktor risiko sistematis sebagai determinan return. Pengujian conditional C A P M dengan mempertimbangkan kondisional market timing (dual beta) juga memberikan kesimpulan yang konsisten dengan teori. Dalam kondisi up market, slope S M L  m e m i l i k i tanda positif, sedangkan dalam kondisi down market, slope S M L  m e m i l i k i tanda negatif.  N a m u n demikian, besaran premi risiko pasar ternyata berbeda pada saat down market dan up market. Implikasinya, pada saat up market, portofolio dengan beta yang lebih tinggi akan memberikan expected return yang lebih besar daripada portofolio dengan beta rendah. Namun, pada saat down market, portofolio dengan beta yang lebih tinggi akan memberikan expected return yang lebih rendah daripada portofolio dengan beta yang lebih rendah. Selain itu, conditional  C A P M (dual beta) mampu menghilangkan pengaruh idiosyncratic risk pada down market; sedangkan pada up-market, idiosyncratic risk masih tetap eksis.

## Daftar Pustaka
Aboura, S. dan  N . Wagner, 2010, Extreme Asymmetry Volatility, Leverage, Feedback and Asset
Prices, W6 >r^m^ Paper, www.ssrn.com.
A n g ,  A . ,  R . J . Hodrick,  Y .  X i n g , dan Zhang  X . , 2006, The Cross-section of Volatility and
Expected Returns, 76 >wm <3/ o/Fm <3 ^ce, 51, 259-299.
A n g ,  A . , Robert  J . Hodrick,  X i n g Yuhang, dan Zhang  X i a o y a n , 2009,  H i g h Idiosyncratic Volatility and  L o w Returns: International and Further  U . S . Evidence, Journal of Financial Economics, 91, 1-23.
Angelidis, T. dan Tessaromatis Nikolaos, 2008, Does Idiosyncratic  R i s k Matter? Evidence from
European Stock Markets, Applied Financial Economics 18, 125-137.
Aydemir,  A . C . , Gallmeyer  M . , dan  H o l l i f i e l d  B . , 2006, Financial Leverage Does Not Cause the Leverage Effect, Working Paper, www.ssrn.com.
Bae, J., Chang-Jin  K i m , dan Charles  R . Nelson, 2007,  W h y  A r e Stock Returns and Volatility Negatively Correlated? Journal of Empirical Finance 14,  4 1 - 5 8 .
B a l i , Turan  G . ,  N .  C a k i c i ,  X .  Y a n ,  Z . Zhang, 2005, Does Idiosyncratic VolatiUty Really Matter?, Journal of Finance 60, 905-929.
Bekaert,  G . dan  W u Guojun, 2000, Asymmetric Volatility and  R i s k  i n Equity Markets, The Review of Financial Studies, 13/1, 1-42.
Bhaduri,  N . S . dan S.R. Sethu Durai, 2006, Asymmetric Beta  i n  B u l l and Bear Market Conditions: Evidences from India, Applied Financial Economics Letters 2, 55-59.
Bhardwaj,  R . V . dan  L . D . Brooks, 1993,  D u a l Beta from  B u l l and Bear Markets: Reversal of The Size Effect. The Journal of Financial Research, 16/4. ^ Black, F., 1993, Estimating Expected Return, Financial Analyst Journal, 36-38. Bodie, Kane dan Marcus, 2003, Investment, M c - G r a w w  H i l l Publisher.
BoUerslev T., J. Litvinova, dan  G . Tauchen, 2005, Leverage and Volatility Feedback Effects  i n High-Frequency Data, NBER.
Bollerslev, T.,  R . F . Engle, dan  J . M . Wooldridge, 1988, A Capital Asset Pricing  M o d e l with
Time-Varying Covariances. Journal of Political Economy 96, 116-131.
Braun, Phillip  A . , Daniel  B . Nelson, dan  A l a i n  M . Sunier, 1995,  G o o d News,  B a d News, Volatility, and Betas. The Journal of Finance 50/5, 1575-1603.
Campbell,  J . Y . , 1996, Understanding  R i s k and Return, Journal of Political Economy, 104/2.
Campbell,  J . Y . , dan  L . Hentschel, 1992,  N o News Is  G o o d News:  A n Asymmetric  M o d e l of Changing Volatility  i n Stock Returns, Journal of Financial Economics, 31,  2 8 1 - 318.
Chang, Eric  C . dan Sen  D o n g , 2006, Idiosyncratic Volatility, Fundamentals, and Institutional
Herding: Evidence from the Japanese Stock Market, Pacific-Basin Finance Journal, 14, 135-154.
Chen, J., Loran ChoUete, dan  R i n a  B a y , 2010, Financial Distress and Idiosyncratic Volatility:  A n Empirical Investigation, Journal of Financial Markets, 13.
Chen,  N a i - F u , Richard  R o l l , dan Stephen  A . Ross, 1986, Economic Forces and the Stock Market, Journal of Business, 56.
Clare,  A . D . , Priestley R., dan Thomas S., 1997, Is Beta dead? The Role of Alternative
Estimation Methods, Applied Economics Letters, 4, 559-562.
Cochrane, J., 2001, Asset Pricing, Princeton: Princeton University Press.
Daal,  E . , Atsuyuki Naka, dan Jung-Suk  Y u . , 2007, Volatility Clustering, Leverage Effects, and Jump Dynamics  i n the  U S and Emerging  A s i a n Equity Markets, Journal of Banking and Finance, 31, 2751-2169.
Dean,  W . G . and Robert  W . Faff, 2004, Asymmetric Covariance, Volatility, and The Effect of
News, The Journal of Financial Research 21/3, 393-413.
Drew,  M . E . , Tony Naugton dan  M a d h u Veeraraghavan, 2004, Is Idiosyncratic Volatility Priced? Evidence from the Shanghai Stock Exchange, International Review of Financial Analysis 13,349-366.
Ederington,  L . H . dan  W e i Guan, 2010,  H o w Asymmetric  i n  U . S . Stock Market Volatility?
Journal of Financial Markets 13,225-24^.
Enders,  W . , 2004, Applied Econometric Time Series, 2^^ edition, John  W i l e y and Sons.
Evans,  M . D . , 1994, Expected Returns,  T i m e  V a r y i n g  R i s k and  R i s k Premia, The Journal of Finance 49/2.
Faff, R., 2001, A Multivariate Test of a Dual-Beta  C A P M : Australian Evidence, The Financial Review 36, 157-174.
Fama,  E . F . , dan Kenneth  F . French, 1992, The Cross-Section of Expected Stock Returns,
Journal of Finance, 48/2.
Fama,  E . F . , dan Kenneth F. French, 1993,  C o m m o n  R i s k Factors in The Return on Stock and
Bonds, Journal of Financial Economics, 33/1.
Fama,  E . F . , dan Kenneth  F . French, 1996, Multifactor Explanations of Asset Pricing Anomalies,
Journal of Finance, 51/1.
Fama,  E . F . , dan Kenneth  F . French, 1996, The  C A P M is Wanted, Dead or  A l i v e , Journal of Finance, 51/1.
Fama,  E . F . , dan Kenneth  F . French, 2004, The Capital Asset Pricing  M o d e l : Theory and Evidence, Journal of Economic Perspective 18/3.
Person,  W . , dan  C . Harvey, 1999, Conditional Variables and the Cross Section of Stock Returns,
Journal of Finance, 54, 1325-60.
Person,  W . E . , S. Kandel dan  R . F . Stambaugh, 1987, Tests  o f Asset Pricing with  T i m e - V a r y i n g Expected  R i s k Premiums and Market Betas, Journal of Finance, 42/2.
Fletcher, J., 2002, Examination of Conditional Asset Pricing  i n  U K Stock Returns, The Financial Review 37, 447-468.
Fletcher, J., 2007,  C a n Asset Pricing  M o d e l s Price Idiosyncratic  R i s k  i n  U . K . Stock Returns?,
The Financial Review 42, 507-535
Eraser, P., F. Hamelink,  M .  H o e s l i dan  B . MacGregor, 2004,  T i m e - V a r y i n g Betas and The Cross-Sectional Return-Risk Relation: Evidence from the  U K , The European Journal of Finance, 10, 255-276.
Freeman,  M a r k  C . dan Cherif Guermat, 2006, The Conditional Relationship Between Beta and Returns: A Reassessment, Journal of Business Finance and Accounting, 3311, 1213-1239. French,  K . R., Schwert,  W . , dan Stambaugh,  F . R., 1987, Expected stock returns and volatiUty,
Journal of Financial Economics, 19, 3-29.
Fu, F., 2009, Idiosyncratic  R i s k and The Cross-Section of Expected Returns, Journal of Financial Economics, 91, 24-37.
Galagedera,  D . U . , dan  A . R . Faff, 2004,  M o d e l i n g The  R i s k and Return Relation Conditional on Market Volatility and Market Condition, International Journal of Theoretical and Applied Finance, 8/1, 75-95.
Garcia, R., dan  M a r c o Bonomo, 2001, Tests of Conditional Asset Pricing Models in the
Brazilian Stock Market, Journal of International Money and Finance, 20, 71-90.
Goyal,  A . , Santa-Clara, P., 2003, Idiosyncratic  R i s k Matters, Journal of Finance, 58, 975-1007. Grieb, T. dan  M a r i o  G . Reyes, 2001,  T i m e - V a r y i n g Betas in an Emerging Stock Market: The Case of  B r a z i l , American Business Review.
Guo,  H . , 2004, A Rational Pricing Explanation for The Failure  o f The  C A P M , The Federal Reserve Bank of St. Louis, 86/3, 23-33.
Guo,  H . , dan Savickas, R., 2003, Idiosyncratic Volatility, Stock Market VolatiUty, and Expected
Stock Returns, Federal Reserve Bank of St. Louis.
Harvey,  C . R , 1989, Time-varying Conditional Covariances in Tests of Asset Pricing Models,
Journal of Financial Economics, 24, 289-318.
Hens, T. dan Sven  C . Steude., 2009, The Leverage Effect Without Leverage, Financial Research Letters, 6, 83-94. v -: . ^ ^ Howton,  S . W . dan  D . R . Peterson, 1998,  A n Examination of Cross-Sectional Realized Stock Returns  U s i n g a  V a r y i n g - R i s k Beta  M o d e l , The Financial Review, 33, 199-212.
Husnan, S., 1994, Dasar-dasar Teori Portofolio dan Analisis Sekuritas, Yogyakarta:  U P P  A M P Y K P N .
Hwang, S. dan Stephen  E . Satche, 2002, Calculating the Mispesification  i n Beta from Using a Vxoxy fox iheMaYkoiVorifoXio, Applied Financial Econoniics, 12,11
Ibrahim,  M . H . , 2004,  T i m e - V a r y i n g Beta and Volatility  i n The  K u a l a Lumpur Stock Exchange,
Gadjah Mada International Journal of Business, 6/1, 117-129.
Isakov,  D . , 1999, Is Beta Still  A l i v e ? Conclusive Evidence from the Swiss Stock Market, The European Journal of Finance, 5, 2002-212.
Jagannathan, R., Wang,  Z . , 1996, The Conditional  C A P M and The Cross-section of Expected Returns, Journal of Finance, 51, 3-53.
Jiang,  G . J . , Danielle  X u dan  T o n g  Y a o , 2006, The Information Content of Idiosyncratic Volatility, Working Paper, www.ssm.com.
Jiang,  X . dan Bong-Soo Lee, 2006, The  D y n a m i c Relation Between Retums and Idiosyncratic Volatility, Financial Management, 4 3 - 6 5 . Jogiyanto, 2000, Teori Portofolio dan Analisis Investasi, edisi ke-2, Yogyakarta:  B P F E .
Kumar, P., Sorin  M . Surescu,  R . D . Boehme dan  B . R . Danielsen, 2008, Estimation Risk,
Information, and the Conditional  C A P M : Theory and Evidence, The Review of Financial Studies, 2 1.
Lakonishok,  J . dan  A l a n  C . Shapiro, 1984, Stock Returns, Beta, Variance and Size:  A n Empirical
Analysis, Financial Analyst Journal.
Lintner, J., 1965, The Valuation of  R i s k Assets and The Selection of  R i s k y Investments in Stock
Portfolios and Capital Budgets, Review of Economics and Statistics, 47/1, 13-47
M a l k i e l , Burton  G . , dan  X u ,  Y e x i a o , 2002, Idiosyncratic  R i s k and Security Returns, Working Paper, Princeton University.
M a n k i w  N . Gregory, dan Matthew  D . Shapiro, 1986,  R i s k and Return: Consumption Beta Versus Market Beta, The Review of Economics and Statistics, 68/3, 452-459.
Markowitz,  H . , 1952, Portfolio Selection, Journal of Finance, 111.
Michailidis,  G , 2008,  E x a m i n i n g the Unconditional and Conditional  C A P M for the Athens
Stock Exchange for the Period 1997 to 2003, International Journal of Economic Perspective 2.
Mossin, J., 1966,  E q u i l i b r i u m in Capital Asset Market, Econometrica, 34/4.
Pastor,  L . , dan  R . F . Stambaugh, 2001, The Equity Premium and Structural Breaks, Journal of Finance, 56/4.
Perold,  A . F . , 2004, The Capital Asset Pricing  M o d e l , Journal of Financial PerpectiveslS/3. Petengill, Glenn  N . , S. Sundaram dan Ike Mathur, 1995, The Conditional Relation Between Beta and Retum, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 30/1.
Petengill, Glenn  N . , S. Sundaram dan Ike Mathur, 2002, Payment for Risk: Constan Beta vs
Dual Beta Models, The Financial Review, 31.
Reyes,  A . , 1999, Size,  T i m e - V a r y i n g Beta, and Conditional Heteroskedasticity in  U K Stock
Retums, Review of Financial Economics, 8, 1-10.
R o l l , R. dan Stephen  A . Ross, 1995,  O n the Cross-Sectional Relation Between Expected Retums and Betas, Journal of Finance, 49/1.
Ross, Stephen  A . , 1976, The Arbitrage Theory  o f Capital Asset Pricing, Journal of Economic Theory, 13/3, 341-360.
Schwert,  G .  W i l l i a m dan Paul J. Seguin, 1990, Heteroskedasticity in Stock Returns Journal of Finance, 45/4.
Schwert,  G .  W i l l i a m . , 1990, Stock Market Volatility, Financial Analysts Journal, May-June. Sharpe,  W . F . , 1964, Capital Asset Prices: A Theory of Market  E q u i l i b r i u m Under Condition of Risk, Journal of Finance, 19/3.
Soydemir,  G .  A . , 2005, Differences  i n The Price  o f  R i s k and The Resulting Response to Shocks:
A n Analysis  o f  A s i a n Markets, International Financial Markets, Institutional and Money,
15,285-313.
Sudarsono, R., 2003, Analisis Multifator  D a l a m Pengujian  M o d e l - M o d e l Ekuilibrium. Tesis tidak dipublikasikan, U G M . Tandelilin,  E . , 2009, Teori Investasi dan Portofolio, Penerbit Kanisius, Jogjakarta.
Tang, Gordon  Y .  N . ,  W a i Cheong Shum, 2004, The Risk-Return Relations: Evidence  F r o m the
Singaporean Stock Markets, Pacific-Basin Finance Journal.
Tang, Gordon  Y .  N . dan  W a i Cheong Shum, 2007, The Risk-Return Relations: Evidence  F r o m the Korean and Taiwan Stock Markets, Applied Economics, 39, 1905-1919.
Taylor, T., 2008,  C a n Idiosyncratic Volatility Help Forecast Stock Market Volatility?
International Journal of Forecasting, 24, 462-479.
W e i ,  S . X . dan  C h u Zang, 2005, Idiosyncratic  R i s k Does Not Matter: A Re-Examination of The Relationship Between Average Returns and Average Volatilities, Journal of Banking and Finance, 29, 603-621.
W u ,  G . , 2001, The Determinants of Asymmetric Volatility, The Review of Financial Studies, 14/3, 837-859.
X u ,  Y . dan Burton  G .  M a l k i e l , 2003, Investigating the Behavior of Idiosyncratic Volatility, The Journal of Business, 16/4, 613-644.

## INDEKS SUB JEK
Subjek B I rate brand switching budaya organisasi C A P M community customer equity customer Hfetime value dual beta environmental friendly products exchange gaya kepemimpinan green marketing harga batubara indeks harga saham inflasi investor asing
kinerja komoditas
leading indicator
Halaman
256, 257, 258, 259, 260, 261, 262, 263, 264,
2 6 5 , 2 6 6
186, 188
194, 195, 196, 197, 198, 199, 201, 204, 205,
2 0 6 , 2 0 8 , 2 0 9 , 2 1 0
214, 215, 223, 269, 270, 271, 272, 273, 274,
275, 276, 277, 278, 284, 285, 286,
163, 178, 179, 180, 181, 182, 184
186, 187, 188, 190
186, 187, 189
269, 270, 271, 273, 274, 275, 276, 277, 278,
279, 280, 281, 282, 283, 284, 285, 286
156,157 178, 179, 180, 181, 182, 183, 184
194, 195, 196, 198, 199, 201, 204, 205, 206,
207, 209, 210
156, 157, 164
2 2 7 , 2 2 8 , 2 3 4 , 2 3 7 , 2 3 8 , 2 3 9
214, 227, 229, 233, 236, 237, 239, 256, 257,
259, 260, 264, 266, 275,
229, 256, 257, 258, 259, 260, 261, 262, 263,
264, 265, 266
213, 214, 217, 218, 219, 220, 223, 224, 225,
2 3 7 , 2 6 0
186, 194, 195, 196, 199, 200, 201, 206, 207,
208, 209, 210, 213, 214, 221, 222, 224, 230,
237, 238, 257, 259, 260, 261, 276, 281
227, 228, 229, 230, 231, 232, 233, 234, 236,
237, 238, 239
227, 229, 230, 231,237, 239
loyalty 166, 167, 168, 169, 170, 171, 172, 178, 179,
1 8 0 , 1 8 1 , 1 8 2 , 1 8 3 , 1 8 4 , 1 8 6 , 1 8 7 , 1 9 0
M a r k o v Chain  1 8 6 , 1 8 7 , 1 9 0 mediating role 166, 171
nilai kesehatan  2 4 1 , 2 4 2 , 2 4 3 , 2 4 4 , 2 4 5 , 2 4 6 , 2 5 0 , 2 5 1 , 2 5 2 ,
253
perceived service quality 166, 167, 168, 169, 171, 172
return saham  2 1 3 , 2 1 6 , 2 2 3 , 2 2 7 , 2 2 8 , 2 2 9 , 2 3 2 , 2 3 3 , 2 3 5 ,
236, 237, 238, 239, 258, 277
risk :  1 8 7 , 1 9 7 , 2 1 3 , 2 1 5 , 2 1 6 , 2 1 7 , 2 1 8 , 2 1 9 , 2 2 0 ,
221, 222, 223, 269, 270, 271, 277, 285, 286
satisfaction 160, 166, 167, 168, 169, 170, 171, 172, 196 social network site  1 7 8 , 1 7 9 , 1 8 0 value 157, 159, 160, 161, 162, 163, 171, 178, 179,
180, 181, 182, 183, 184, 186, 187, 188, 189,
197, 202, 203, 208, 214, 215, 216, 217, 218,
219, 220, 221, 223, 224, 225, 235, 237, 241,
2 4 2 , 2 4 9 , 2 5 6 , 2 8 5 ,
word of mouth  2 4 1 , 2 4 2 , 2 4 5 , 2 4 6 , 2 4 7 , 2 4 9 , 2 5 2 , 2 5 3

## INDEKS PENULIS
Nama Judul Instansi Halaman Firdaus Alamsjah The Impact of Information Integration in The Supply Chain on Financial Performance School of Management, Research and Development, Bin us Business School M O Ignatius Heruwasto Ratna Roostika
M . Yunus Anwar
Budaya Lingkungan dan Norma sebagai Faktor Penentu Perilaku Konsumen terhadap Produk Berwawasan Lingkungan Perceived Value
Dimensions of Shopping
Tourism The Influence of
Leadership Style and
Employee Productivity toward Organizational Performace with Association to the External Stakeholder Point of View Fakultas Ekonomi, 11-23
Univcrsitas Indonesia
Faculty of Economi c s, 24-37
Universitas
Pembangunan "Veteran" Yogyakarta
Faculty of Economics, 38-51 Universitas Hasanuddin Makasar Ida Bagus Made Wiyasha Tourism Demand for BaU-The  H E G Y approach for seasonal unit root test Bisnis Hospitaliti, Sekolah Tinggi Pariwisata Nusa Dua Bali 52-67 Leonardri Lucky Kurniawan N. Purnomolastu
Titik Kusmantini
Rintar Agus Simatupang
Measuring The Students' Perception of Service Quality
Analisis Pegaruh  E - Radiness Factors terhadap Intensi  U K M Adopsi E-Business
Pengaruh Kepercayaan, Kepuasan Konsumen,
dan Nilai yang Dipersepsikan pada
Loyalitas dan Komitmen
Politeknik Ubaya, 68-83
Universitas Surabaya
Fakultas Ekonomi, 84-96 Universitas Pembangunan Nasional "Veteran"
Yogyakarta
Fakultas Ekonomi, 97-118 Universitas Negeri Papua
Etty Soesilowati Widiyanto Ernani Hadiyati Enlik Kresnaini Judianto Hasan Hartoyo Ujang Sumarwan Budi Suharjo Astrie Arichristyna Andy Susilo Lukito Budi Dudi Anandya Asnan Furinto Yaya Heryadi Tri Asih Budiono Sugeng Mulyono Jamal Abdul Nasir
Richard Irawan
Werner R. Murhadi
Sumani Panca Wiputra Christine Winstinindah S.
The Effect of Negative Earnings Towards Value Relevance of Accounting Numbers
» •
Pemasaran Tradisional dan Pemasaran Kewirausahaan: Pengaruhnya terhadap Kinerja Usaha Kecil Etnis Jawa dan Madura
Factors Affecting Desire to Buy Environmental Friendly Products
The Role of Satisfaction as Mediating Factor between Perceived Service Quality and Loyalty
The Role of Exchange in Customer Loyalty of Social Network Sites
Market Share and Customer Equity Measurement Using Markov Chain
Memetakan Budaya Organisasi atas Dasar Gaya Kepemimpinan dan Pengaruhnya terhadap Kinerja Dosen
Three Factor Model dan Kepemilikan Asing terhadap Tingkat Return
Harga Batubara dan
Indeks Harga Saham
Gabungan terhadap Return Saham Perusahaan Pertambangan Fakultas Ekonomi, Universitas Negeri Semarang Fakultas Ekonomi,
Universitas Gajayana
Malang 119-136 Graduate Program of Management and Business, Bogor Agricultural
University
PT Mitra Adiperkasa,
Faculty of Economics,
Atma Jaya Catholic University of Indonesia
Faculty of Business and Economics,
Universitas Surabaya Doctoral Research in
Management,
Computer Science Department, Binus University
Program Penelitian
Manajemen, Fakultas Ekonomi dan Bisnis,
Universitas Gajayana Malang PT Surya Prima Sakti, Fakultas Bisnis dan Ekonomika Universitas Surabaya Fakultas Ekonomi, Universitas Katolik Indonesia Atma Jaya 137-155 156-165 166-177 178-185 186-193 194-212 213-226 227-240
Alvian Tanugraha
Jony Oktavian Haryanto
R. Adisetiawan Rachmat Sudarsono Suad Husnan
Eduardus Tandelilin
Erni Ekawati Nilai Kesehatan dan Word of Mouth terhadap
Sikap, Perilaku, dan
Intensi Pembelian Konsumen Kausalitas BI Rate,
Inflasi, dan Indeks Harga
Saham Time Varying Beta
(Dual Beta): Conditional Market Timing C  A P M
Fakultas Ekonomika 241-255 dan Bisnis,
Universitas Kristen
SatyaWacana
Fakultas Ekonomi, 256-268 Universitas Batanghari
Fakultas Ekonomi and 269-290 Bisnis, Universitas Padjajaran, Universitas Gadjah Mada, Fakultas Bisnis, Universitas Kristen Duta Wacana