## MODEL STATIS DAN DINAMIS DAMPAK INFLASI GLOBAL  TERHADAP  MAKROEKONOMI  INDONESIA
Aris Soelistyo Fakultas Ekonomi & Bisnis Universitas Muhammadiyah Malang
E-mail: aris_soelistyo@umm.ac.id

## Abstract
The aim of this research is to analyse the effect of global inflation to macro- economic in Indonesia. ARCH model used to analyse the influence of global inflation to macroenomic. According to the result analysis reveals that; first, based on the ARCH approach and market equilibrium global inflation have negative influence to GDP. Second, based on the goods and money market equilibrium, global inflation has positive influence to GDP. Third, global in- flation in static inflation models has siginificant influence to domestic infla- tion. It’s little bit small than in dinamic inflation models. Fourth, ecxhange currency rate has positive significant influnced to export magnitude.
Keywords : World inflation, GDP, macroeconomic

## Abstrak
Tujuan penelitian ini adalah untuk menganalisis pengaruh inflasi global terhadap ekonomi  makro di Indonesia.  Model ARCH  digunakan untuk menganalisis  pengaruh  inflasi  global  terhadap  ekonomi  makro. Berdasarkan  hasil  analisis  dapat  disimpulkan  bahwa,  pertama, berdasarkan model ARCH dan keseimbangan pasar, inflasi global memiliki pengaruh  negativ  terhadap  GDP.  Kedua,  berdasarkan  keseimbangan pasar uang dan barang, inflasi global berpengaruh positif terhadap GDP. Ketiga, berdasarkan model inflasi statis, inflasi global memiliki pengaruh signifikan terhadap inflasi domestik. Hasil tersebut lebih kecil daripada hasil analisis menurut model inflasi dinamis. Keempat, nilai tukar mata uang berpengaruh secara positif dan signifikan terhadap besaran ekspor.
Kata Kunci : Inflasi dunia, GDP, ekonomi makro
Akselerasi inflasi dunia dalam pergerakan- nya telah menjadi agenda penting bagi pe- rekonomian negara sedang berkembang, dimana kecenderungan inflasi domestik ter-
hubung dengan kondisi luar negeri atau kon- disi global makroekonomi dunia akan ber- pengaruh terhadap pertumbuhan ekonomi negara sedang berkembang. Isu inflasi glo-
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
bal menjadi semakin urgent/penting ketika kelembagaan dunia tidak mampu mengelola krisis keuangan internasional dan mengon- trol ketidak stabilitas moneter ( monetary instability ). Resiko volatilitas internasional semakin menguat dengan keterlibatan ber- bagai agen perbankan dan lembaga peran- tara ( intermediary institution ) dalam tran- saksi keuangan lintas negara. Gejolak kri- sis finansial yang terjadi di negara Industri berdampak cukup kuat terhadap pertum- buhan ekonomi di sejumlah negara.
Kecenderungan menurunnya pertum- buhan di sejumlah negara pada tahun 2008, bahkan terdapat pertumbuhan ekonomi ne- gatif, Japan di tahun 2008 telah menunjukan pertumbuhan ekonomi negatif sebesar -0.6 persen,  blok  eropa  menunjukan  per- tumbuhan GDP sebesar 0.8 persen pada tahun 2008, sementara di tahun 2007 me- miliki pertumbuhan 2,6 persen. Pertumbu- han GDP negara-negara industri ditahun 2007 sebesar 2,3 persen dan menurun men- jadi 0.7 persen pada tahun 2008 serta di- proyeksikan  negative  2,6  persen  tahun 2009. (Donghyun Park, 2009).
Inflasi global diartikan sebagai peng- ukuran besaran rata-rata tingkat kenaikan harga nasional diseluruh negara-negara di dunia. Pemaknaan teknis konsep inflasi glo- bal dikaitkan dengan rata-rata indeks rata- rata global kenaikan harga nasional di ke- seluruhan negara, namun juga pemaknaan inflasi global dapat didekati dari dua hal yaitu bahagian “transnasional” dan “internasional”. Pemaknaan transnasional mengungkapkan bahwa  inflasi  global  dipengaruhi  oleh kombinasi fenomena transnasional dan va- riabel ekonomi yang cenderung mendorong kenaikan harga secara umum. Kedua, in- flasi global dalam konsteks Internasional dalam suatu pemahaman statis atau pemak- naan multi-nasional yang ditentukan oleh
struktur yang ada dan perubahan harga na- sional diseluruh negara.
Isu globalisasi dan governance, serta krisis yang terjadi di Indonesia sebagai rep- resentasi atas integrasi ekonomi domestik terhadap perekonomian global. Krisis In- donesia sebagai krisis contagion exster- nal dan kelemahan struktural perekonomian nasional diawali dari eksternal shock yang berasal dari krisis mata uang Thailand dalam bentuk  depresiasi  mata  uang  bath  yang mengalir demikian cepat pada kepanikan finansial regional dan berpengaruh terhadap pasar  uang  Indo nesia,  sehingga mengakibatkan  mata  uang  rupiah terdepresiasi  sedemikian  tajam  ditahun 1998, yang berlanjut dengan rapuhnya ke- lembagaan sistem perbankan dan sektor riil yang mengalami disintegrasi. Proses selan- jutnya berkembang menjadi currency risk , krisis perbankan, krisis ekonomi dan ber- kembang menjadi krisis struktur sosial dan politik, dimana kesemuanya tersebut ber- pengaruh pada kondisi fluktuasi inflasi di In- donesia.
Fluktuasi perkembangan inflasi Indo- nesia  dan  dihadapkan  dengan  perkem- bangan inflasi pada berbagai negara, men- jadi suatu komparasi yang penting guna me- ngetahui sejauh mana keterkaitan inflasi luar negeri terhadap kondisi inflasi domestik dan bagaimana pula dampaknya terhadap nilai produksi nasional ( Gross Domestic Prod- uct ). Gambaran inflasi di Indonesia menun- jukan pola yang fluktuatif, tertinggi didapat ketika terjadi krisis moneter 1998 dengan tingkat inflasi sebesar 58,38 persen dan terus menurun hingga mencapai 3,718 per- sen pada tahun 2000, selanjutnya mening- kat mencapai tingkat 11,87 persen di tahun 2002 dan 13,11 persen di tahun 2006 dan 10,28 persen pada tahun 2008.
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
Namun krisis global di era tahun 20 07-2008 yang ditandai dengan  penurunan pertumbuhan ekonomi di sejumlah negara- negara industri (Amerika Serikat, Jepang dan Blok Eropa) tidak begitu berdampak kuat  terhadap  perekonomian  Indonesia dibandingkan ketika di era tahun 1998, di- mana  pertumbuhan  ekonomi  Indonesia masih positip di tahun 2007 dan  2008. Kondisi yang demikian menjadi kajian yang menarik, sehingga penelitian makroekono- mi yang menitikberatkan pada relevansi tra- de off yang dihadapi penguasa moneter an- tara inflasi dan stabilisasi output tatkala pe- rekonomian mengahadapi eksternal shock menjadi penting.
Keterkaitan antara inflasi, food sup- ply dan distribusi pendapatan merupakan suatu inti dari pendekatan new struktralis terhadap inflasi.Perkembangan inflasi disatu sisi dengan memperhatikan gejolak pertum- buhan ekonomi yang terjadi, khususnya di Negara-negara sedang berkembang, dima- na negara berkembang di wilayah Asia Ti- mur memiliki pertumbuhan ekonomi relatif stabil,  demikian  pula  dengan  Indonesia secara rerata memiliki pertumbuhan eko- nomi 6 persen selama kurun waktu 2006 – 2009.
Tabel  1.  Pertumbuhan  Ekonomi  Negara- Negara  Berkembang Asia Timur  2006 - 2009
Sumber:  IMF,  World  Economic  Outlook, April,  2009 Catatan: Data pertumbuhan di tabel ini menggunakan data PDB berdasar perhitungan PPP(Purchasing Power  Parity).
Pertumbuhan ekonomi sebagai salah satu tujuan yang ingin dicapai oleh Negara dalam peningkatan kesejahteraan ( welfare state ), sehingga percepatan pertumbuhan ekonomi menjadi penting dan strategis bagi suatu negara dalam rangka proses pem- bangunan, bahkan menjadi indicator keber- hasilan kinerja suatu perekonomian. Namun dengan kondisi small open economic bagi Indonesia dan sejauh manakah dampak dari inflasi global terhadap GDP Indonesia.
Akselerasi inflasi melalui dunia maju dengan topik inflasi impor ( imported infla- tion ) telah menjadi bagian penting sebagai analisis makroekonomi terbuka negara kecil. Sejumlah  pemikiran  telah  berkembang diawali pendekatan Keynes-Phillips (lihat Takayama (1969), Helliwell (1969) dan Turnovsky  dan  Kaspura  (1974)  dan Branson (1975)) biasanya  model tersebut bersifat jangka pendek (untuk paling sedikit satu periode) dan diarahkan pada pengaruh kebijakan  fiskal  dan  moneter  terhadap besaran  makroekonomi.  Pada  sisi  lain, pendekatan moneter dikembangkan oleh Mundel  (1971,1977),  Johnston  (1973), Dornbush (1973) dan lain-lainnya, Telusuran pendekatan moneter terlihat dari konsep Hume (David Hume) tentang price specie flow mechanism . Titik beda kedua model terletak  pada  pemikiran  perihal  Neraca Pembayaran Internasional.
Permodelan dalam prespektif keseim- bangan jangka pendek biasanya berangga- pan bahwa aspek perubahan teknologi di- abaikan,. demikian pula dengan pertumbu- han stock kapital dan pengaruhnya pada ke- kayaan  juga  diabaikan.  Demikian  pula dengan hubungan prilaku bersifat statis, wa- laupun juga terjadi sejumlah penyesuaian, baik itu penyesuaian harga, kendala defisit anggaran belanja dan maupun penyesuaian
Dunia/Kelompok Negara-Negara 2006 2997 2008 2009 %Perubahan 2008/2007 Negara Berkembang Asia Timur 9,8 10,2 8,6 8,5 - 15,7 Indonesia 5,5 6,3 6,0 6,4 - 4,8 Malaysia 5,9 6,3 5,5 5,9 -12.7 Filipina 5,4 7,3 5,9 6,1 -19,1 Thailand 5,1 4,8 5,0 5,4 +4,2 Vietnam 8,2 8,5 8,0 8,5 -5,9 Korea 5,0 4,9 4,6 5,0 -6,1 China 11,1 11,4 9,4 9.2 -17,5
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
neraca pembayaran, dimana titik ujungnya akan  mengarah  pada  sistem  struktur dinamik. Titik awal analisis inflasi global pengaruhnya terlihat dari besarnya respon ekspor dan impor terhadap kurs tukar riil (q), dimana kaitan antara kurs tukar riil, kurs tukar nominal (exchange rate er ≈ ), harga domestik (P) dan harga luar negeri ( 1 P ) dalam suatu permodelan sebagai berikut:
1 , 0 ) / ( , 0 ) / ( ) , ( 2 1 2 1 1 1 = + > ∂ ∂ = > ∂ ∂ = = C C er P C P P C Qer P C
P .....1 Dimana C adalah homogenous tingkat satu, sehingga kurs tukar dalam periode sebelumnya 1 − er yaitu satu, mengikuti kon- disi  homogenous  tingkat  satu  bersama dengan kondisi normalisasi 1 1 1 , 1 = = − − Q P bahwa 1 1 = − P , sehingga tingkat inflasi da- pat ditulis kembali persamaannya sebagai berikut ini; [ ] er q p C p ) 1 ( ), 1 ( 1 1 + + = + dimana p diartikan analog dengan q p , 1 . Tingkat inflasi barang-barang yang dihasil- kan  domestik  ditentukan  oleh  sejumlah faktor, antara lain; komponen permintaan asing dalam pasar output domestik dan komponen biaya import, dan 1 P (merupa- kan harga domestik yang ditentukan oleh total permintaan baik itu permintaan terha- dap komodite domestik dan maupun per- mintaan asing),. Konsekuensi lebih lanjut, dengan masuknya komponen fungsi ekspor melalui spesifikasi ) , / ( 1 Z P EQ X dimana Z mengukur pendapatan luar negeri ( foreign income ) dan 0 ) / ( 2 > ∂ ∂ = Z X X dengan demikian maka jelaslah bahwa Z memainkan peranan  penting  dalam  menentukan besarnya harga domestik. Namun dengan mengkondisikan sebagai situasi negara kecil ( small open economies ) maka komponen permintaan  asing  adalah  komponen eksogenous.
Persamaan model penetapan harga dalam perekonomian terbuka, diungkapkan bahwa  persentase  perubahan  harga  do-
mestik tergantung sebahagian pada tekanan permintaan  pasar  output  domestik,  se- bahagian lagi tergantung pada perubahan biaya (diproksi dengan komponen upah, Wg ) dan sebahagian lainnya dipengaruhi oleh posisi kompetitif produsen domestik terhadap luar negeri.
Pengaruh pertama dalam bentuk te- kanan permintaan pasar domestik ) ( − − Y Y atau deviasi output aktual terhadap tingkat full employment. Sebagaimana diungkapkan sebelumnya bahwa dari input yang diimpor dan  beranggapan  bahwa  harga  input domestik tumbuh dengan tingkat yang sa- ma dengan harga output, 1 p , pengaruh ber- sih  perubahan  komponen  biaya  terha- dap 1 p diukur dengan persentase perubahan unit  biaya  tenaga  kerja  (wages=upah). Keberadaan perubahan produktifitas tenaga kerja dalam hal ini sama dengan persentase perubahan  upah  uang  domestik  (wg). Pengaruh yang ketiga terhadap harga di- ungkapkan dalam bentuk 1 ) /( ) ( − ∆ Qer Qer
Secara umum  beberapa kenaikan  harga akan meningkat dalam ruang lingkup peru- bahan produsen domestik untuk menaikkan harga tanpa membahayakan posisi kom- petisinya.
Komponen  persaman  harga  mem- pengaruhi permintaan aggregat melalui eks- por dan impor, dirumuskan sebagai berikut;
dimana Y  adalah  output  domestik (GDP) dalam nilai harga barang-barang yang dihasilkan domestik; H adalah penge- luaran swasta riil domestik terhadap barang- barang yang dihasilkan domestik;, X adalah Ekspor riil barang-barang yang dihasilkan
1 0 1 0 ; 1 0 ; 0 ) /( ) ( ) ( 2 1 3 2 1 1 3 2 1 0 1 ≤ + ≤ ≤ ≤ ≤ ≤ > ∆ + + − + = − − α α α α α α α α α L L Qer Qer w Y Y p .....2 0 ; 0 ; 0 ; 0 , 1 0 ) / ( ) , / , , ( ' 4 3 2 1 1 , 1 > < → > → < → < < + + − = X H H H H G P qer X P qer r Y H Y d µ π .....3
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
domestik dan d G adalah pengeluaran riil pemerintah  terhadap  barang-barang dihasilkan domestik; r adalah tingkat suku bunga domestik, π adalah tingkat inflasi domestik  secara  keseluruhan  yang  di- harapkan; sehingga ) ( π − r sebagai ukuran suku bunga riil domestik dan 1 P merupakan tingkat harga pasar barang-barang yang dihasilkan domestik (dalam nilai mata uang asing), er adalah nilai tukar rupiah terhadap dollar US.
tingkat harga secara keseluruhan P merupakan harga rata-rata tingkat harga ba- rang domestik dan barang luar negeri, rata- rata proporsi absorbsi terdiri atas barang- barang yang dihasilkan domestik dan ko- modite impor.
Pada sisi pasar uang atau sisi moneter, permintaan terhadap stock uang ( demand for real money balances ) dapat diungkap- kan bentuk rumusan persamaannya sebagai berikut ini;
persamaan tersebut mengungkapkan bahwa permintaan uang berbanding terba- lik dengan tingkat inflasi yang diharapkan. Sebagai hal yang perlu mendapat perhatian, bahwa permintaan uang untuk transaksi yaitu untuk membiayai impor sebagaimana juga  terhadap  barang-barang  yang  di- hasilkan domestik, deflator yang relevan yaitu P sebagai cerminan dari tingkat harga domestik secara keseluruhan..
Tinjauan  dari  sisi  penawaran  uang dalam pasar uang, dimana penawaran uang domestik L terdiri dari dua komponen, yaitu komponen domestik ( net domestic credit )
dan komponen cadangan luar negeri ( net foreign asset ), dirumuskan sebagai berikut ini;
dimana NDC merupakan komponen domestik dari stok uang domestik dan NFA adalah volume besarnya cadangan valuta asing (foreign reserve), dari persamaan ini dapat dirumuskan sebaai berikut ini;
Perubahan secara umum dari kompo- nen  domestik  dari  penawaran  uang NDC ∆ akan berkait erat dengan kompo- nen anggaran belanja pemerintah ( govern- ment budget constraint ), baik itu berkait dengan komponen impor pemerintah dan surat-surat berharga yang dikeluarkan pe- merintah untuk pembiayaan defisit peme- rintah dalam anggaran belanjaanya. Rang- kaian hubungan tersebut dituliskan dalam persamaan berikut ini;
m G menyatakan  besarnya  impor pemerintah dan A ∆ merupakan tambahan surat berharga pemerintah yang dikeluarkan dalam  rangka  membantu  pembiayaan defisit,  juga  dalam  perumusan  tersebut ditetapkan tingkat suku bunga surat berharga pemerintah (interest rate bonds), ini meng- kondisikan bahwa memperkenankan pem- bayaran  bunga  terhadap  surat  berharga pemerintah yang sudah jatuh temponya. Untuk analisis jangka pendek maka kom- ponen tersebut tidak menjadi permasalahan serius, tetapi dalam model jangka panjang maka komponen suku bunga surat berharga menjadi hal yang penting dan tidak bisa diabaikan..
0 ; 0 ; 0 ; 0 , 1 0 ) 1 ) 1 ( ( ) , 1 ) 1 ( , , ( ' 4 3 2 1 1 1 > < → > → < → < < + + + + + + − = X H H H H G p E q X p E q r Y H Y d µ π ......4 ) , , , ( er r Y L P L D π = ..........5 NFA NDC L L ∆ + ∆ + = − 1 ............7 Y uP QEG G P A NDC m d 1 1 − + = ∆ + ∆ ............8 NFA NDC L + = ..........6
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
Jika dianggap bahwa impor pemerin- tah m G =0, maka spesifikan komponen do- mestik dari penawaran uang dapat ditulis- kan sebagai berikut ini;
Implikasi  dari  persamaan  9  akan mengkaitkan  penyesuaian  untuk  dan persamaan tersebut mengungkapkan bah- wa terdapat tiga faktor yang berkontribusi terhadap perubahan komponen domestik dari penawaran uang, yaitu; pertama pem- biayaan pemerintah terhadap kondisi defisit anggaran belanja yang dibiayai dengan men- cetak uang baru ( θ ), dan komponen ke- dua yaitu penguasa moneter dianggap ma- suk intervensi dalam pasar surat berharga secara langsung diarahkan untuk mengim- bangi perubahan yang terjadi pada kom- ponen perubahan cadangan valuta asing. Komponen ketiga yaitu parameter  menun- jukan perubahan eksogenous penawaran uang yang mencerminkan perubahan kebi- jakan moneter melalui operasi pasar uang terbuka  ( open  market  operations ).  Se- hingga rumusan keseimbangan pasar uang ditetapkan sebagai berikut ini;
dalam bentuk komponen tingkat infla- si menjadi;
Pengembangan model tersebut, dikon- disikan bahwa BOP NFA ≡ ∆ dimana BOP menunjukan  besarnya  nilai  neraca pembayaran internasional ( balance of pay- ment ) dimana merupakan penjumlahan dari neraca perdagangan ( balance of trade ) dan pergerakan  modal  bersih  ( net  capital
movements ) kedua nilai dinyatakan dalam nilai mata uang domestik. Sehingga persa- maan neraca pembayaran dapat dituliskan sebagai berikut ini;
dimana besaran nilai parameter ditun- jukan  bahwa 0 0 2 1 ≥ ≥ K K L dimana kondisi itu menggambarkan situasi yang terjadi dalam capital flows atau neraca mo- dal, sementara dua komponen sebelumnya dari persamaan 12 menggambarkan situasi yang terjadi pada neraca perdagangan ( bal- ance of trade ).
Tingkat perubahan harga yang diha- rapkan sebagai gambaran biaya hidup ke- seluruhan domestik, dengan menetapkan satu periode sebelumnya dan sebagai π di- tentukan oleh kejadian-kejadian sebelum- nya seperti 1 − p yang dapat diperlakukan sebagai parameter given.  Suatu analisis jangka  panjang  maka  kondisi  yang demikian akan bergeser, karena paremeter π akan diperlakukan sebagai paremeter endogenous .
Sistem yang selengkapnya dapat di- rumuskan rangkaian persamaannya sebagai berikut ini; P NFA s uY G P L r Y L D γ θ π + ∆ + − + = − ) ( ) , , ( 1 1 ...........10
( ) p NFA s uY G p L r Y L D + + ∆ + − + + = − 1 ) ( 1 ) , , ( 1 1 γ θ π ........11 1 0 1 0 ) 1 ( ) ( 1 ≤ ≤ ≤ ≤ + ∆ − − − = ∆ s NFA s uY G P NDC d L L L θ γ θ ......9 ( ) ( ) ) , ( , 1 ) 1 ( , , . ) 1 ( 1 1 1 1 1 1 r Y K u p er q r Y M er q p er q X p NFA BOP +       + + − + −       + + + = ∆ ≡ π .....12 0 ) 1 ) 1 ( ( ) , 1 ) 1 ( , , ( 1 1 = + + + + + + − − d G p er q X p er q r Y H Y µ π .......12.a ( ) 0 1 ) ( 1 ) , , ( 1 1 = + + ∆ + − + + − − p NFA s uY G p L r Y L D γ θ π .....13 0 ) ( 1 3 2 1 0 = − + + − + − p a q a Y Y a a π ......15 [ ] 0 ) 1 ( ) 1 ( ), 1 ( 1 = + − + + p E q p C .........16 ( ) ( ) 0 ) , ( , 1 ) 1 ( , , ) 1 ( 1 1 1 1 1 1 = − +       + + − + −       + + +
BOP r Y K u p er q r Y EM q p er q X p π .......14
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)

## Metode  Penelitian
Data penelitian merupakan data se- kunder mulai tahun 1997.4 s/d 2009.4 pe- rihal Jumlah uang beredar, tingkat suku bunga domestic, tingkat inflasi, tingkat inflasi dunia, GDP, upah, kurs tukar, ekspor, im- por, komponen GDP riil (total konsumsi swasta, pembentukan modal tetap bruto, konsumsi pemerintah, ekpor netto, dan pe- rubahan inventori/cadangan),
Analisis dampak ekonomi krisis glo- bal terhadap ekonomi Indonesia dilakukan secara simultan, sehingga diperlukan keter- kaitan  antara  pasar  domestic  dan  pasar dunia. Analisa dampak inflasi global terhadap output  (GDP) yang  menjamin keseimbangan pasar barang dan pasar uang, dirumuskan dalam persamaan berikut ini:
Sedangkan untuk mengetahui dampak inflasi global terhadap inflasi domestik di- gunakan permodelan sebagai berikut;
Penggunaan data runtut waktu ( time series ) dalam prespektif jangka panjang menunjukan pola non-stasionar yang diaso- siasikan dengan trend atau mengalami ke- cenderungan, sementara itu dalam jangka pendek cenderung menunjukan pola siklus atau cyclical atau seasonal , sehingga ber- kecenderungan non-stasionar. Sehingga di-
perlukan pengujian apakah data runtut wak- tu menunjukan kondisi stasionar atau tidak stasionar. Uji Stasionaritas data digunakan uji akar-akar unit dengan Dickey-Fuller test (DF test) dan Augmented Dickey Fuller (ADF-Test). Uji stasionaritas data dengan pendekatan ADF test.
Metode pengujian untuk menetapkan data stasionar atau tidak dengan cara mem- bandingkan antara nilai statistik ADF de- ngan nilai kritisnya distribusi MacKinnon. Jika nilai statistisk ADF yang difokuskan pa- da nilai t-statistik koefisien  pada ketiga persamaan diatas secara absolut lebih besar dari nilai kritisnya, maka data yang diamati menunjukan stasionar dan jika sebaliknya lebih kecil dari nilai kritisnya maka data me- nunjukan tidak stasionar, sehingga diper- lukan differensiasi untuk mendapatkan kon- disi stasionar.

## Hasil Penelitian dan Pembahasan
Inflasi global diartikan sebagai pengu- kuran besaran rata-rata tingkat kenaikan harga nasional diseluruh negara-negara di dunia. Pemaknaan teknis konsep inflasi glo- bal dikaitkan dengan indeks rata-rata glo- bal kenaikan harga nasional di keseluruhan negara, namun juga pemaknaan inflasi glo- bal dapat didekati dari dua hal yaitu; pe- maknaan “transnasional” dan “internasio- nal”. Pemaknaan transnasional mengung- kapkan bahwa inflasi global dipengaruhi oleh kombinasi fenomena transnasional dan variabel ekonomi yang cenderung mendo- rong kenaikan harga secara umum. Sedang- kan pemaknaan internasional diartikan bah- wa inflasi sebagai suatu poly statis atau pe- maknaan multinasional yang ditentukan oleh struktur dan perubahan harga nasional di keseluruhan negara.
0 ) 1 ) 1 ( ( ) , 1 ) 1 ( , , ( 1 1 = + + + + + + − − d G p er q X p er q r Y H Y µ π ( ) 0 1 ) ( 1 ) , , ( 1 1 = + + ∆ + − + + − − p NFA s uY G p L r Y L D γ θ π ( ) ( ) 0 ) , ( , 1 ) 1 ( , , ) 1 ( 1 1 1 1 1 1 = − +       + + − + −       + + + BOP r Y K u p er q r Y EM q p er q X p π 0 ) ( 4 3 1 2 1 0 = − + + + − + − p er a wg a p a Y Y a a [ ] 0 ) 1 ( ) 1 ( ), 1 ( 1 = + − + + p er q p C
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
Disisi yang lain, inflasi global dalam pemaknaannya  diartikan  sebagai  suatu pengukuran  rata-rata aggregate kenaikan tingkat  harga  nasional  di  keseluruhan negara. Prinsipnya, suatu estimasi inflasi glo- bal dapat didekati sebagai indeks rata-rata perubahan harga nasional, cara yang sama diungkapkan dengan CPI ( consumer price index ) dihitung disetiap negara. Berbagai metode yang digunakan untuk menghitung inflasi global melalui consumer price infla- tion , dilakukan dengan beberapa pendekat- an yaitu (a) pendekatan rata-rata sederhana ( a simple average ); (b). Pendekatan  rata- rata tertimbang ( a weighted average ) dan (c) perubahan harga aggregat.
Isu inflasi global tergulir ketika kelem- bagaan dunia tidak mampu mengelola krisis keuangan internasional  dan mengontrol ketidak stabilitas moneter ( monetary insta- bility ). Resiko volatilitas internasional se- makin tumbuh dengan menguatnya keterli- batan berbagai agen perbankan dan lem- baga perantara dalam transaksi keuangan lintas negara. Krisis yang melanda Amerika Serikat tahun 2008 sebagai resesi terburuk sejak Great Depression dan dipicu dari kri- sis perumahan, meluas ke negara-negara maju dan berkembang. Krisis finansial telah memicu hancurnya keyakinan investor me- nyebabkan kerugian writeoff dan kebang- krutan sebesar $ 1 trilliun (global), crashnya pasar saham global menyebabkan nilai pa- sar menyusut US$ 29 trilliun, Indeks MSCI Global indeks anjlok 42%.
Harga komodite turun signifikan (CRB Indeks -36%, Oil -54%). Hanya emas yang menguat  5,5%  (kedua  terbaik  setelah Kakao  31%).  Indeks  USD  meningkat 8,1%. Dollar AS menguat 4,5% terhadap euro dan menguat 26% terhadap pound dan melemah 19% terhadap yen. Suku bunga global dipotong drastis untuk mencegah
potensi deflasi (trend suku bunga 67 negara ke ZIRP (kebijakan bunga nol%) FedFund AS 0.25%, Overnight Jepang 0.10% dan Libor  Swiss  0.50%.  Serta  rencana penyelematan dan talangan global senilai US$ 5 trillun guna mencegah ekonomi ke dalam jurang deflasi.
Analisis dampak ekonomi krisis glo- bal terhadap ekonomi Indonesia dilakukan dengan mengkaitkan antara pasar domestik dan pasar dunia. Komponen pembentuk pasar domestik terdiri atas komponen pe- nawaran aggregat, permintaan aggregat dan harga pada keseimbangan pasar barang dan pasar uang, sebagai berikut;
Sebagai upaya menunjukan pengaruh perubahan  inflasi  global  yang  didekati dengan tingkat inflasi dunia terhadap PDB Indonesia, maka digunakan ARCH ( Auto- regressive Conditional Heteroscedastici- ty ) Model dengan idea kunci yaitu bahwa variance u pada waktu t ) ( 2 σ = tergantung pada besarnya error kuadrat pada waktu (t-1) atau 2 1 − t µ , sehingga ARCH (p) proses dapat dituliskan sebagai berikut;
; jika tidak terjadi autokorelasi nilai error  variance,  didapatkan  Ho:  dimana kasus dan berada pada kondisi varian er- ror  yang homoscesticity . Adapun  hasil estimasi sebagai berikut: LogYP = 19.35 - 0.037LogR + 0.044LogINF - 0.051Log INFWORLD + 0.22LOGER + 0.312LO GWG + 0.259 LogGR.
) 4 .........( .......... ) 1 ( 1 ) 1 ( ) 1 ( ) ( * ) 1 ( ) ( ) 1 ( ) ( ) 1 ( * * dg m a dw m a a de m a m x a dp m a m x a dp m a m x a dr m a a dy y y y y w y y e e e y y p p y y p p p y y r + − + + − + + − − + + + − + − + + − + − − + − = 2 2 2 2 2 1 1 0 2 .......... ) var( p t p t t t t − − − + + + + = = µ α µ α µ α α σ µ ;
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
Dengan menggunakan signifikansi 5% maka estimasi model regresi memiliki varian yang sama (homoskedastisitas). Sehingga hasil estimasi persamaan regresi menunju- kan kondisi perbaikan dibandingkan model semula, evaluasi hasil estimasi mengungkap- kan bahwa kemampuan menjelaskan model sebesar  0.957545,  artinya  variabilitas variabel YP mampu dijelaskan oleh varia- bel bebas dalam model sebesar 95,75 per- sen. Nilai sebagai kondisi yang menggam- barkan kecocokan model ( goodness of fit test ) dan nilai ini bermakna statistik dengan berdasar pada pengujian F test signifikan pada 5%. Disisi yang lain, pengujian secara parsial (t-test) terungkap bahwa besaran nilai output atau GDP (YP) dipengaruhi signifikan  oleh  tingkat  inflasi  dunia (INFWORLD),  inflasi  domestik  (INF), kurs  tukar  (ER),  Upah  (WG)  dan Pengeluaran Pemerintah (GR). Nilai hasil estimasi  sekaligus  mencerminkan  nilai elastisitas ( double log function ).
Nilai elastisitas GDP terhadap inflasi domestik adalah positip sebesar 0.044, arti- nya jika inflasi domestik meningkat sebesar 10  persen  maka  GDP  akan  meningkat sebesar 0.4 persen. Sedangkan pengaruh inflasi global (inflasi dunia) terhadap GDP adalah negatif 0.051, artinya jika inflasi dunia (INFWORLD) meningkat sepuluh persen maka GDP Indonesia akan turun sebesar 0.51 persen, artinya kenaikan inflasi global akan menurunkan GDP Indonesia. Adapun  pengaruh  depresiasi  rupiah terhadap dollar sebesar sepuluh persen akan mendorong meningkatnya GDP Indonesia sebesar 2,2 persen, sedangkan kenaikan upah domestik sebesar sepuluh persen akan meningkatkan GDP sebesar 3,12 persen, hal ini ditunjukan dengan nilai elastisitas GDP terhadap perubahan upah sebesar 0.312
dan elastisitas GDP Indonesia terhadap perubahan pengeluaran pemerintah sebesar 0.259.
Besaran inflasi domestik ditunjukan dengan  dan  beradakondisi  pergerakan harga domestik ( 1 p ) dimana besarannya dipengaruhi  oleh  fluktuasi  pendapatan nasional, tingkat inflasi, perubahan kurs tukar riil dan kurs tukar nominal, secara fungsional dirumuskan sebagai berikut:,
komponen harga dipilahkan sebaha- gian merupakan komponen penyesuaian kondisi domestik dan bahagian lain meng- gambarkan komponen eksternal yang di- rumuskan sebagai berikut;
Hasil estimasi yang mengkaitkan an- tara inflasi global dengan inflasi domestik serta sejumlah variabel berpengaruh terha- dap tingkat inflasi domestik dalam suatu permodelan regresi dengan data Indonesia 1997-2009 sebagai berikut: LOGINF = - 18.00087  +  0.9474LOGER  +  1.0592 LOGINFWORLD  +  0.346363LOGGA PAGD.
Hasil empiris model inflasi statis untuk mengetahui  pengaruh  inflasi  global (INFWORLD) terhadap inflasi domestik menunjukan signifikan pada % 5 = α de- ngan  nilai  parameter  elastisitas  sebesar 1.0592,  ini  berarti  jika  terjadi  kenaikan inflasi global satu persen akan mendorong meningkatnya  inflasi  domestik  sebesar 1.0592 persen. Komponen parameter yang sensitif atas gejolak eksternal yaitu nilai kurs tukar ( er-exchange rate ), dari hasil empi- ris terungkap bahwa elastisitas pengaruh pe- rubahan nilai kurs tukar terhadap inflasi adalah signifikan inelastis sebesar 0.9474,
) )( 1 ( 1 e q p p + − + = δ δ 0 ) ( 4 3 1 2 1 0 = − + + + − + − p er a wg a p a Y Y a a
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
artinya ketika nilai kurs tukar rupiah terha- dap dollar mengalami depresiasi 10 persen akan  mengakibat kenaikan  harga  9,474 persen. Pengaruh signifikan lainnya yaitu gap aggregate demand terhadap output dengan nilai elastisitas sebesar 0.346. Gap antara permintaan aggregat dengan output (GAPAGD) telah berdampak meningkat- kan tingkat inflasi, artinya semakin besar per- bedaan antara permintaan aggregate dengan ouput, maka akan menodorong kenaikan tingkat inflasi domestik.
Model dinamis inflasi dengan pende- katan Partial Adjusment Model ditemu- kan hasil empiris sebagai berikut: LOGINF = -6.0814 + 0.6742LOGER + 0.4177LO GINFWORLD + 0.005LOGGAPAGD + 0.662LOGINF(-1).
Hasil estimasi model inflasi dinamik mengungkapkan signifikansinya pengaruh nilai tukar, inflasi global dan inflasi quartal sebelumnya terhadap tingkat inflasi. Nilai elastisitas inflasi terhadap kurs tukar 0.6742, artinya depresiasi rupiah terhadap dollar sebesar 10 persen akan mendorong ke- naikan inflasi 6,742 persen, relatif lebih ren- dah pengaruhnya jika dibandingkan dengan model statis inflasi. Sementara itu, penga- ruh inflasi global terhadap inflasi domestik dicerminkan dengan nilai elastisitas 0.4177, artinya  bila  inflasi  global  meningkat  10 persen  maka  inflasi  domestik  akan  me- ningkat sebesar 4,177 persen dan ini juga lebih kecil dibandingkan dengan model sta- tis.
Keseimbangan pasar uang dicermin- ka ) , * , ( Wealth e r Y L M D π − + = dari kesa- maan antara permintaan uang ) ( S M , dengan penawaran uang . Kondisi keseimbangan pasar  uang,  dirumuskan;  Permintaan
) , * , ( / Wealth e r Y L P M s π − + = uang yang ter- pilahkan untuk tujuan spekulasi (specula- tion motive), tujuan jaga-jaga ( precautionary
motive ) dan permintaan uang untuk tujuan transaksi ( transaction motive ). Differen- siasi model keseimbangan pasar uang diru- muskan sebagai berikut;
dimana, 0 ; 0 ; 0 * ; 0 ; 0 > < > > < lw le lr ly lr , perumusan model estimasi ekonometrik dapat dituliskan sebagai berikut;
dimana
Hasil estimasi empiris untuk GDP yang menjamin keseimbangan pasar uang pada ekonomi Indonesia selama kurun waktu 1997 – 2009 adalah sebagai berikut: LogYP = 10.84 - 0.081LogR + 0.002 LogINF - 0.104LogINFWORLD + 0.21 LOGER + 0.08LOGWG + 0.5741 Log M2B
Pengaruh inflasi global terhadap out- put (GDP) dalam kerangka keseimbangan pasar uang menunjukan signifikan pada ting- kat signifikansi 5% sebesar -0.104 artinya kenaikan inflasi global sepuluh persen akan menurunkan GDP Indonesia sebesar 1.04 persen. Demikian pula dengan perubahan tingkat  suku  bunga  berdampak  negatif terhadap  GDP  sebesar  -0.081  artinya kenaikan suku bunga sepuluh persen akan
dw l dp l de l dr l dr l dy l P dP M dM P w p e r r y s m . . . * . . . . . * 2 + + + + + = − dP l P M l l dM l P P dw ly l de ly l dr ly l dr ly l dy y s y p y m w e r r ) . ( . . * . . 2 2 * + − + − − − − = u dP dM dw de dr dr dy P M w e r r + − + + + + = . . . . * .. .. * β β β β β β ) . ( . . . 2 2 * * y s y p P y m M w w e e r r r r l P M l l l P P ly l ly l ly l ly l + = = − = − = − = − = β β β β β β M M M M M
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
menurunkan GDP Indonesia sebesar 0.8 persen. Sementara itu, pengaruh perubahan kurs tukar terhadap GDP adalah positip, demikian pula dengan pengaruh jumlah uang beredar  (M2B),  dengan  nilai  elastisitas masing-masing  yaitu  0,21  dan  0.5741. Pemaknaannya  jika  mata  uang  rupiah mengalami  depresiasi  terhadap  dollar sebesar 10 persen akan mendorong pe- ningkatan GDP Indonesia sebesar 2,1 per- sen. Demikian pula jika ada peningkatan jumlah uang beredar (M2B) sebesar sepu- luh persen akan mendorong peningkatan GDP sebesar 5,741 persen. Namun peng- aruh upah dan inflasi domestik terhadap GDP dalam situasi keseimbangan pasar uang menunjukan nilai koefisien parameter yang tidak signifikan. meskipun berdasar arah pengaruhnya bersifat positip terhadap GDP, artinya kenaikan harga dan upah akan mendorong peningkatan GDP menjadi hal yang relevan, karena kenaikan upah akan mendorong peningkatan daya beli dan men- jadi motivasi bagi sektor usaha untuk me- ningkatkan produksinya lebih lanjut, se- hingga akselerasinya akan mendorong pe- ningkatan GDP.
Berdasarkan hasil-hasil estimasi dalam pembahasan  sebelumnya,  maka  berikut akan dibahas mengenai analisis dampak inflasi global terhadap GDP dalam kerang- ka keseimbangan pasar barang dan pasar uang. Kondisi keseimbangan antara pasar barang ( comodity market ) dan pasar uang ( money  market )  yang  menghubungkan tingkat suku bunga dan pendapatan nasio- nal (versi Keynesian yang dikembangkan) dapat diturunkan sebagai berikut:
dengan mengkondisikan variabel dy dan dr sebagai variabel endogen, sedang- kan variabel lainnya dg,dx,dm,dM dan dP sebagai variabel eksogen, maka dapat di- turunkan hasilnya sebagaimana diungkap- kan dalam appendix.
Hasil empiris yang menjamin keseim- bangan pasar uang dan pasar barang dalam suatu permodelan ekonometrika untuk mo- del ekonomi Indonesia 1997-2009 adalah sebagai berikut: LogYP = 9.879 - 0.014 LogINF  +  0.095LogINFWORLD  + 0.168LOGER  + 0.102LOGWG  +  0.47 LogM2B + 0.135LogGR.
Pengaruh inflasi global (INFWORLD) terhadap GDP (YP) dalam kerangka ke- seimbangan pasar uang dan pasar barang adalah signifikan pada dengan elastisitas sebesar 0.095, artinya gejolak eksternal kenaikan inflasi dunia sebesar 10 persen akan meningkatkan GDP sebesar 0.95 per- sen. Nilai ini berbeda dengan hasil empiris sebelumnya dan relatif lebih kecil pengaruh- nya. Kondisi pengaruh inflasi global terha- dap GDP secara teoritis besarnya ditentu- kan oleh komponen responsif permintaan uang spekulasi dan kecenderungan peruba- han respon pengeluaran terhadap peruba- han inflasi global dan respon neraca perda- gangan (ekspor-impor) terhadap perubahan inflasi dunia. .(
D m x a lr p p p ) ( * * * − − dimana D =, r y r y y a l l m a . ) 1 ( + + − artinya semakin kecil nilai D maka semakin besar dampak pengaruh inflasi global terhadapGDP).
Dalam keseimbangan pasar barang dan pasar uang ditemukan bahwa pengaruh inflasi global terhadap GDP juga dipenga- ruhi oleh seberapa kuat respon permintaan uang untuk spekulasi ( speculative motive )
dg dw a de m x a dp m x a dp m x a dr a tx a dy m a w e e e p p p p p p r t y y + + − + + + − + + − − + − = + −
) ( * ) ( ) ( ) 1 ( * * *
2 * . . . . . * . . . P dP M dM P dw l dp l de l dr l dr l dy l s m w p e r r y − + − − − − − =
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
dan permintaan uang untuk transaksi dan jaga-jaga,  artinya meningkatnya  motive permintaan  uang  tersebut  akan  me- ningkatkan nilai D. sehingga berkonsekuensi pada penurunan pengaruh multiplier effect nya.
Penempatan tingkat suku bunga (r) sebagai variabel endogen yang besarnya dipengaruhi oleh tingkat inflasi (INF), nilai tukar rupiah terhadap dollar (er), tingkat inflasi global (INFWORLD), tingkat upah (WG), jumlah uang beredar (M2B) dan pengeluaran pemerintah (GR). Adapun hasil temuan empiris untuk ekonomi Indonesia 1997-2009 sebagai berikut: LogR = 5.472 + 0.248LogINF + 0.015LogINF WORLD + 0.46LOGER - 0.563LOG WG + 0.402 LogM2B - 0.458LogGR.
Besaran tingkat suku bunga dipenga- ruhi signifikan oleh tingkat inflasi domestik (0.248) dan tingkat kurs tukar rupiah ter- hadap dollar (0,46) serta tingkat upah (-
0,563). Hasil empiris menunjukan bahwa jika terjadi depresiasi kurs tukar rupiah terhadap  dollar sebesar  10 persen  akan mengakibatkan kenaikan tingkat suku bunga sebesar 4,6 persen. Demikian pula bila ada peningkatan tingkat inflasi domestik 10 persen akan mendorong peningkatan tingkat suku  bunga  sebesar  2,  48  persen. Sedangkan kenaikan tingkah upah sepuluh persen akan menurunkan tingkat suku bu- nga sebesar 5,63 persen. Besaran penga- ruh tersebut berbanding terbalik dengan be- sarnya determinant D =, r y r y y a l l m a . ) 1 ( + + −
artinya semakin kecil nilai D maka semakin besar pengaruhnya, artinya semakin rendah respon permintaan uang (baik untuk per- mintaan transaksi, jaga-jaga dan spekulasi) makan semakin rendah nilai D, maka sema- kin besar nilaipengaruh perubahan kurs tukar terhadap  permintaan uang.  Rangkuman pengaruh variabel eksogen terhadap varia- bel endogen dapat disajikan pada tabel 2.
dY dR
dP [ [ D P M ly ly mp xp ap lr )) ( ) ( 2 + + + − − [ [ D P M ly ly mp xp ap lr )) ( ) ( 2 + + + − − de D le ly me xe ae lr . ) ( + − + D le m a me xe ae ar y y ). 1 ( ) ( + − + − + dP * D m x a lr p p p ) ( * * * − − D m x a ar p p p ) ( * * * − − dW D l l a l w y w r . . +
D l m a a a w y y w r ). 1 ( . + − +
dM
D P Pm ly 2 .
D P Pm m a y y 2 ). 1 ( + −
dG
D l r D ar D= r y r y y a l l m a . ) 1 ( + + − >0 Tabel 2. Rangkuman pengaruh variabel eksogen terhadap variabel endogen
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
Cukup kompetitif suatu negara dalam pasar impor dan harga impor dalam posisi given serta harga ekspor ditentukan dalam pasar output domestik dan sama dengan harga barang yang dihasilkan domestik yang tidak diperdagangkan ( non-traded goods ), dengan  demikian  inflasi  impor  akan berakibat pada meningkatnya harga komo- dite impor.
Secara empiris permodelan ekspor In- donesia terhadap gejolak eksternal selama kurun waktu 1997.1 – 2009.4 dapat diun- gkapkan sejumlah temuan hasil yang di- rumuskan hasil estimasinya sebagai berikut: ) log( XPR =  -10.39751  +    0.242351
) log( ER +1.217646 ) log( YP -0.015527 ) log( INFWORLD .
Berdasarkan atas hasil empiris ekspor tersebut, terungkap bahwa besaran ekspor dipengaruhi signifikan positip oleh nilai kurs tukar  rupiah  terhadap  dollar  sebesar 0,242351, artinya depresiasi rupiah terha- dap dollar sebesar 10 persen akan mendo- rong  meningkatkan  ekspor  sebesar 2,42351. Demikian pula dengan pengaruh GDP terhadap nilai ekspor menunjukan sig- nifikan dengan elastisitas yang elastis positip sebesar  1,217646,  persentase  kenaikan ekspor  relatif  lebih  besar  dibandingkan dengan persentase kenaikan GDP, artinya bila GDP meningkat satu persen, maka eks- por akan meningkat sebesar 2,4351 persen. Adapun variabel inflasi global memiliki nilai pengaruh negatif dan tidak signifikan.
Adapun fungsi empiris hasil estimasi impor untuk Indonesia pada kurun waktu 1997.1-2009.4  adalah  sebagai  berikut: ) log( IMPR =  -5.121175  +  0.070276  +
) log( ER 1.101506 ) log( YP - 0.037339. ) log( INFWORLD Hasil empiris fungsi Impor Indonesia 1997.1-2009.4 mengungkapkan bahwa variabel kurs tukar rupiah terhadap dollar dan inflasi dunia tidak berpengaruh
siginifikan pada tingkat keyakinan , hanya variabel GDP (log YP) yang berpengaruh signifikan positip sebesar 1.101506, sehing- ga kenaikan GDP satu persen akan men- dorong peningkatan impor sebesar. 101506 persen.  Jika  hasil  ini  dikombinasikan dengan hasil dari ekspor, maka kenaikan GDP berakibat pada peningkatan ekspor relatif  lebih  besar  dibandingkan  impor, sehingga alhasil akan menciptakan surplus neraca perdagangan.
Dalam permodelan Cagan bentuk se- mi logaritma diungkapkan suatu analisa pembiayaan inflasi dengan mengkaitkan an- tara kebutuhan akan uang dengan tingkat inflasi yang diharapkan. Keterkaitan antara uang dan tingkat inflasi yang diharapkan da- pat dirumuskan dalam hubungan sebagai berikut; 0 ) exp( > ⇒ − = α απ e m dimana m merupakan  stok  uang  riil riil P M m / = , dimana M merupakan stock uang ( base money stock ) dan P adalah tingkat harga.
Tingkat inflasi yang diharapkan ) ( e π .  Se- betulnya pemerintah dapat membiayai defisit anggaran belanja melalui pengeluaran surat berharga pemerintah dan bisa pul membiayai defisit anggarannya d melalui program sei- gnorage (yaitu mencetak uang), hubungan defisit anggaran (d) dengan jumlah uang be- redar dapat dituliskan; m P M d µ = = / . di- mana µ merupakan tingkat pertumbuhan
uang  beredar beredar ) / ( . M M • = µ ,  sehingga  kom- ponen defisit anggaran jika dikatikan de- ngan ekspektasi inflasi dapat dirumuskan;
) exp( e d απ µ − = ,ini berarti bahwa kon- disi defisit anggaran fiskal berpengaruh ter- hadap tingkat pertumbuhan stock uang ke- seimbangan dan tingkat inflasi keseimbang- an. Bagaimanapun kecenderungan permin- taan uang berbanding terbalik dengan ting- kat inflasi yang diharapkan. Kecenderungan “ seignorage Laffer Curve ” berimplikasi
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
bahwa terdapat dua kondisi tingkat inflasi steady state yang terjadi pada suatu tingkat seignorage tertentu. Kondisi defisit angga- ran belanja pemerintah yang didanai mela- lui penciptaan uang dan berkait dengan eks- pektasi inflasi, secarapermodelan dituliskan;
e d απ µ − = log log . Data Indonesia menunjuk- kan bahwa besarnya rasio defisit anggaran dari tahun ke tahun selma kurun waktu 2005-2009 cenderung meningkat defisitnya. Jika P M d dmp / • = = dan µ = = • M M B growthM / 2 , e π = inf , hasil regresi atas hubungan antara
pertumbuhan stock uang riil, stock uang dan inflasi dihasilkan sebagai berikut:
e d απ µ − = log log
Berdasarkan temuan empiris tersebut terungkap bahwa pertumbuhan uang nomi- nal berpengaruh nyata terhadap pertumbu- han uang riil, nilai elastisitas ditunjukan se- besar 0.7891 yang bermakna bahwa ke- naikan stok uang nominal sebesar satu per- sen akan mendorong peningkatan stock uang riil sebesar 0.7891 persen. Sedang- kan variabel inflasi tidak berpengaruh sig- nifikan terhadap pertumbuhan stock uang riil, artinya tanda positip itu tidak bermakna statistik, dimana secara teoritis seharusnya memiliki arah atau tandah negatif. ) 2 log( B M = 28.66859 + 0.789151 ) log( YP + 0.00346 ) log( r - 0.301937
) log( ER Hasil estimasi atas permintaan uang, terungkap bahwa kurs tukar (log ER) ber- pengaruh signifikan negatif terhadap permin- taan uang (log M2B) sebesar -0.301937, hal ini bermakna bahwa depresiasi rupiah terhadap  dollar sebesar  10 persen  akan menurunkan permintaan uang/permintaan rupiah sebesar 3,01937 persen. Sedangkan kenaikan  GDP  berpengaruh  signifikan positip terhadap permintaan uang sebesar
0.789151, artinya kenaikan GDP sepuluh persen akan meningkatkan permintaan ru- piah sebesar 7,89151.

## Penutup
Pengaruh inflasi global terhadap Gross Domestic Produk Indonesia berdasar pen- dekatan ARCH dan keseimbangan pasar barang (kurve IS) adalah negatif signifikan sebesar -0.051, sedangkan bila berbasis pada keseimbangan pasar uang (kurve LM) adalah signifikan negatif -0.104. Kondisi yang demikian bermakna bahwa bila terjadi kenaikan inflasi global 10 % akan berakibat menurunkan GDP sebesar 0,51 persen un- tuk keseimbangan pasar barang dan 1,04 persen untuk keseimbangan pasar uang. Namun jika berbasis pada keseimbangan pasar uang dan pasar barang, maka peng- aruh inflasi global terhadap GDP adalah po- sitip sebesar 0.095 artinya gejolak ekster- nal kenaikan inflasi dunia sebesar 10 per- sen akan meningkatkan GDP sebesar 0.95 persen Faktor lainnya yang mempengaruhi GDP adalah tingkat inflasi domestik sebesar 0.044, nilai kurs tukar rupiah terhadap dol- lar sebesar 0,22, tingkat upah yang ditun- jukan dengan nilai elastisitas GDP terhadap perubahan  upah  sebesar  0.312  dan elastisitas GDP terhadap perubahan penge- luaran pemerintah sebesar 0.259.
Pengaruh inflasi global terhadap inflasi domestik dalam model inflasi statis adalah signifikan sebesar 1.0592, namun penga- ruhnya relatif lebih kecit ketika mengguna- kan  model  inflasi dinamis  yaitu  sebesar 0.4177. Adapun komponen lainnya yang mempengaruhi inflasi domestik yaitu varia- bel kurs tukar yang inelastis sebesar 0.9474 (dalam model statis) dan 0.6742 (dalam model dinamis. Pengaruh signifikan lainnya yaitu gap aggregate demand terhadap out-
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
put dengan nilai elastisitas sebesar 0.346. Gap antara permintaan aggregat dengan out- put (GAPAGD) telah berdampak mening- katkan tingkat inflasi.
Besaran tingkat suku bunga dipenga- ruhi signifikan oleh tingkat inflasi domestik (0.248) dan tingkat kurs tukar rupiah ter- hadap dollar (0,46) serta tingkat upah (- 0,563). Hasil empiris menunjukan bahwa jika terjadi depresiasi kurs tukar rupiah ter- hadap dollar sebesar 10 persen akan me- ngakibatkan kenaikan tingkat suku bunga sebesar 4,6 persen. Demikian pula bila ada peningkatan tingkat inflasi domestik 10 persen akan mendorong peningkatan ting- kat suku bunga sebesar 2,48 persen. Se- dangkan kenaikan tingkah upah sepuluh persen akan menurunkan tingkat suku bu- nga sebesar 5,63 persen.
Besaran ekspor dipengaruhi signifikan positip oleh nilai kurs tukar sebesar 0,242 351. Selain itu, ekspor juga. dipengaruhi GDP sebesar 1,217646. Sementara fungsi Impor Indonesia 1997.1-2009.4 mengung- kapkan bahwa variabel kurs tukar rupiah terhadap  dollar  dan  inflasi  dunia  tidak berpengaruh siginifikan, hanya variabel GDP yang berpengaruh signifikan terhadap impor positip sebesar 1.101506,
Hasil estimasi atas permintaan uang, terungkap bahwa kurs tukar berpengaruh signifikan negatif terhadap permintaan uang sebesar -0.301937, hal ini bermakna bah- wa depresiasi rupiah terhadap dollar se- besar 10 persen akan menurunkan permin- taan uang/permintaan rupiah sebesar 3,019 37 persen. Sedangkan kenaikan GDP ber- pengaruh signifikan positip terhadap per- mintaan uang sebesar 0.789151, artinya ke- naikan GDP sepuluh persen akan mening- katkan permintaan rupiah sebesar 7,89151.

## DAFTAR PUSTAKA
Agenor, Pierre., Richard and Montiel., Peter J.  1999. Development  Macroeco- nomic .  Princeton  University  Press.
New Jersey. USA.
AghevI, B Bijan.1976,”A Model of the Mon- etary  Sector  for  Indonesia  1968- 1973", Buletin of Indonesian Eco- nomic Studies , vol.12/3,pp.50-60.
Aghev I,B Bijan. 1977. “Money,Price and The  Balance  of  Payment:  Indone- sia,1968-1973”, Journal of Develop- ment Studies ., vol.13/2. pp.35-37.
AghevI,B Bijan. 1977 “An Econometric Mo- del of Monetary Sector for Indonesia”. Journal  of  Development  Studies . vol.14/2.
AghevI, B Bijan and Khan,Mohsin. 1977. “Inflationary Finance and The Dynam- ics of Inflation: Indonesia 1951-1972”. The  American  Economid  Review (AER) . vol 67. no.3. Juni 1977.
AghevI, B Bijan and Khan Mohsin.1978. “Government Deficits and The Inflation- ary Process in Developing Countries”. IMF Staff Papers .
Ahtiala,Pekka. 1994.” A Synthesis of the Keynesian and Monetarist Approac- hes to the Short-run Theory of the Ba- lance of Payments”. Journal of Eco- nomic  Integration 9(4).  December 1994. 471-488.
Boamah, DO. 1988. “Short term Forecast- ing of Wages, Employment and Out- put in Barbados, Economic Mode- lingin-the OECD Countries”. H Mo- tamen (ed). Chapman &Hall. London. 541. 545. 559
Branson,W.H,1975. “Monetarist and Key- nesian Model of The Transmission of Inflation”. American Economic Re- view . Paper and Proceeding. 65. 115-
19
Choudry, Nurun N. 1978. “ Integration of Fiscal and Monetary Sectors in Eco- nometric Models: A Survey of Theo- ritical Issues and Emperical Findings”. International Monetary Funds Staff Papers . pp.395-439.
Chirst, Carl F. 1969. “ Econometric Model and Methods ”. John Wiley & Sons.- Inc. New york-London-Sydney.
Davidson,Russel., and Mackinnon, James G. 1993. Estimation  and Inference  in Econometrics .  Oxford  University Press.
Dornbush,R. 1973. “Devaluation, Money and
NonTraded Goods”. American Eco- nomic Review . 63,871-80.
Dent, Warrant., and Gweke,John. 1980. On Specification in Simultaneous Equa- tion Model . Evaluation of Economet- ric Model. Academic Press inc.Indiana.
Dickey,DA,WR.Bell, and R.B.MilE. 1986. “ Unit Roots In Time Series Model: test and impIcations”. The American Sta- tistician . 40.pp.12-27.
Dickey, DA,and Fuller, WA.1979. “ Distri- bution of The Estimator for Autoreg- ression Time Series with a unit Root”. Journal of The American Statistical Association. 74. pp.427-431.
Dickey, DA and FulE, WA. 1981. “ lykely- hood Ratio statistic for Autoregressive Time Series with a Unit Root”. Econo- metrica . 49.pg.1057-1072.
Dolado,J.J,  and  T.Jenkinson.  1987.  “
Cointegration: A Survey of Recent Development”. University of Oxford AppIed  Economics  Discussion pa- pers.No.39.
Doti,  James  L,  and Adibi,  Esmail.  1988. Econometric Analysis an AppIcation Approach . Prentice Hall. Englewood
ClIfs. New Jersey.
Engle, Robert F, and Granger,W J. 1987. “ Cointegration and Error Correction: representation Estimation, and Theory”.
Econometrica. vol 55. No.2 March. 251-276.
Enders, Walter. 1989. Applied Economet- ric Time Series . John Wiley & Son. New York.
Ford,  JL.  1990. Current  Issues  in  Open Economy  Macroeconomics,  Para- doxs, poIcies and Problem . Edward Elgar PubIshing. England-USA.
Gotz Uebe. 1995. World of Economic Mo- dels, A catalogue of typical specifica- tions of economic models . Avebury.
Athenacum. Press. ltd.
Grangger, CWJ,and Newbold, Paul. 1977. Forecasting Economic Time Series . Academic Press. New York. San Fran- cisco-London.
Greene,  WilIam  H.  1997. Econometric Analysis . third edition. Prentice Hall
Inc, New Jersey.
Gujarati, Damodar. 1995. Basics Economet- rics . Third Edition, McGraw-Hill Book
Co. Singgapore.
Hans, Genberg, and Alexander, K Swoboda. 1989. “ PoIcy and Current Account Determination  Under  Floating  Ex-
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
change Rates”. International Monetary
Fund Staff papers.
Harvey, Andrew. 1990. The Econometric
Analysis of Time Series . second edi- tion. PhiIp Allan. New-York Toronto Sydney Tokyo.
Hausman, J,A. 1978. “ Specification test in Econometrics”. Econometric . number 6.Vol. 46. November. pg.1251.
Havrislesky, Thomas M, and Boorman, John
T. 1976. “ Current Issues in Monetary Theory and PoIcy”. AHM PubIshing Corporation. ArIngton Heights. IlInois.
Helliwel,J,E. 1969. “Monetary and Fiscal Policies for an Open Economy”. Ox- ford Economic Papers . 21,33-55
Hendry, F,David. 1995. The Advanced Dy- namic  Econometrics. Oxford  Uni- versity Press. New-York.
Hendry,  DF,and  JF, Richard.  1983.  “The Econometric Analysis of Economic Time Series”. International Statisti- cal Review 51. PP.111-163.
Hendry, Dafid F, and Schwartz, Anna J. 1991. “ An Econometric Analysis of UK De- mand in Monetary Trends in The United States  and  The  United  Kingdom”. American Economic Review . vol 81. no.1. march.
Harris, Richard. 1995 . Cointegration Analy- sis  in  Econometric  Modelling .
Prentice Hall. New York.
Hoover Kevin D. 1992. “The New Classical Macroeconomics”. The International
Library of Critical Writing in Econom- ics 19.
IMF. 2009. “World  Economic Outlook”. 2009.
Michael,  IntriIgator.  1996. Econometric Models,  Techniques  and  AppIca- tions , second edition, Prentice-Hall In- ternational, inc. New-Jersey- Amerika Serikat.
Johnson H.G. 1973. “The Monetary approach to Balance of Payment Theory”. in Conolly M.B and A.K Swoboda . In- ternational Trade and Money. George Allen and Unwim. London. 206-24
Khan, Mohsin S., and Malcom, D Knight. 1981. “ StabiIzation Program in De- veloping Countries A formal Frame- work”. International  Monetary Funds Staff Papers . Vol.20. no.1.
King Et all. 1988. “Business Cycle wirh En- dogenous Growth”. in David Romer 1996  “Advanced  Macroeconom- ics” . McGraw Hill International Edi- tion
Kmenta, Jan. 1991. “ Elements of Economet- ric. second edition
Koutsyianis A. 1977. Theory of Economet- ric .  Second  edition.  Prentice  Hall. Englewood CIffs, Jew-Jersey.
Koopmans,  T.  1965. On  the  Concept  of Optimal  Growth,  in  Econometric Approach to Development Planning . Chicago: Rand McNall.
Kydland, Finn E., and Edward C. Prescott. 1982. “Time to Bulid and Aggregate Fluctuations”. Econometrica . Novem- ber. Vol. 50.
Ipschitz,  LesIe.  1978.  “Exchange  Rate PoIcies For Developing Countries: Some Simple Adjusments for Interven- tion”. IMF Staff papers .
Ipschitz, LesIe. 1984. “Domestic Credit and
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
Exchange Rates in Developing Coun- tries, some poIcy experiments with Korean  data”. IMF  Staff  papers, vol.31. no.41. december.
Lucas, Robert, E. 1976. “Econometric Policy Evaluation: A Critique”. in Carnegie Rochester Conference Series on Pub- lic Policy . Vol. 1.
Maddala GS. 1992. Introduction to Econo- metrics .  Second  edition.  Maxwell Macmillan  International  PubIshing Company. Newyork.
Mage, Stepen P. 1976. “ The Emperical Evi- dence on The Monetary Approach to The  Balance  of  Payments  and  Ex- change rates”. American Economic Association. Vol.66.No.2.  pp.163- 170.
Malcom, D Knight., and CIfford, R Wymer. 1978. “ A Macroeconomic Model of The  United  Kingdom .  Economic ModeIng.
Mathieson, Donald J. 1976. “ The Impact of Monetary  and  Fiscal  PoIcy  Under Flexible Exchange Rates and Alterna- tive Expectation Structures”. IMF Staff Papers .pg 536-568.
Meade JE. 1956 The Balance of Payment . Fourth edition. oxford University Press.
New York.
M.K Niazi.  1984.” Economic  Growth in South Asia”. Boston University. Ph.D
Dissertation , 69,77, 110-114
Montiel, Peter. 1984. “ Credit and Fiscal PoIcies in A Global Monetarist Model of The Balance of Payments”. Inter- national Monetary Fund . Staff Pa- pers. vol.31. no.4 December 1984.
Montiel, Peter. 1985. “ A Monetary Analysis of A Small Open Economy With A Keynesian Structure ”. International Monetary Fund . Staff Papers. vol.32. no.2 June 1985.
Montiel, Peter. 1986. “Long Run EquiIbrium in A Keynesian Model of A Small Open Economy”. IMF Staff Paper march 1986.
Montiel, Peter and Haque UN. 1993. “ Dy- namic Responses to Policy and Exog- enous Shocks in an Emperical Devel- opment Country Model with Rational Expectations”. Economic ModeIng .
McCallum, Bennet, T. 2002. “Recent Devel- opment in Monetary Policy Analysis: The Role of Theory and Evidence”. Economic Quartely Federal Reserve Bank of Richmond . Vol. 88. No. 1.
Mundell,R.A.  1971.  “Monetary  theory:
Inflation,Interest and Growth in the World Economy”. Goodyear Publish- ing Co . California
Mundell,R.A.  1977.  “Monetary  theory: Inflation,Interest and Growth in the World Economy”. Goodyear Publish- ing Co . California
Nadeem Ulhaque, Kajal Lahiri, Peter Montiel.
1993. “ Estimation of Macroeconomic Model with Rational Expectation and Capital Control for Developing Coun- tries”. Journal of Development for
Developing Countries.
Otani, Ichiro. 1975. “ Inflation in An Open Economy:  A  Case  Study  of  The PhiIpines”. IMF staff papers .
Pantula. 1989. “Testing for Unit Roots in Time Series Data”. Econometric Theory. 5. pp.256-271.
Model, Statis dan Dinamika Dampak Inflasi Global... (Aris Soelistyo)
Park,YC., and Otani,Ichiro. 1976. “ A Mon- etary Model of The Korean Economy”. IMF Staff Papers .
Pekka, Ahtiala. 1994. “A Synthesis of The Keynesian and Monetarist Approaches to Short run Theory of The Balance of Payments”. Journal of Economic In- tegration . 9(4). December 1994.
Peter,  Montiel.,  and  Nadeem,Ul  Haque. 1990. “Dynamic Responses to PoIcy and Exogenous Shocks in An Emperical Developing Country Model with ratio- nal Expectations”. Economic ModeIng april.
Peter, Montiel.,1985,”A Monetary Analysis of A  Small  Open  Economy  with  a Keynesian Structures “, International Monetary Fund Staff papers , Vol.32, no.2 Juni 1985.
Pyndyck, Robert S., and Rubinfield, Daniel L.  1991. Econometric  Model  and
Economic  Forecast .  International Edition. Mc-Graw-Hill,Inc. third edi- tion.
Romer, David. 1996. Advanced Macroeco- nomics . Mc-Graw Hill International
Edition.
Soelistyo,Aris.  2003.  “Model  Makro ekonomi:  Suatu  Modifikasi  Model Keynesian Untuk Ekonomi Indonesia”. Disertation, Program Pascasarjana Universitas Padjadjaran. Bandung . tidak dipubIkasikan
Soelistyo,Aris. 2004. “Efektifitas Kebijakan Fiskal dan Moneter pada Sistem Kurs Tukar  Mengambang,  Studi  Kasus Ekonomi Indonesia 1978.1-2003.4”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2004 .
Soelistyo,Aris.  2004.  “Model  Moneter Ekonomi  Indonesia  1978-2003  (A Monetary Model of the Indonesian Economy)”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2004.
Soelistyo,Aris. 2005. “Kontrol Moneter dan Analisa Penawaran Uang di Indonesia (Monetary Control and Analysis of Money Supply in Indonesia”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2005 .
Soelistyo,Aris.  2005.  “Niehans  Paradox: Efektifitas Kebijakan Makroekonomi di Indonesia”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2005 .
Soelistyo,Aris. 2005. “Niehans Paradox: Efektifitas Kebijakan Makroekonomi di Indonesia”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2005.
Soelistyo,Aris.  2006.  “Suatu  Synthesa Monetaris-Strukturalis  Terhadap Fenomena Inflasi di Indonesia 1980- 2004”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2005.
Soelistyo,Aris. 2006 “Uang dan Pertumbu- han  Ekonomi:  Suatu  Synthesa Keynesian-Wicksel Terhadap Pertum- buhan  Ekonomi  Indonesia  1980- 2004”. Hasil Penelitian DPP UMM. 2005 .
Soelistyo,Aris. 2008. “Dekonstruksi Model Keynes-Monetaris dan New Classical Macroecoomic terhadap Pertumbuhan Ekonomi dan Neraca Pembayaran In- donesia”, Hasil  Penelitian  Hibah Fundamental  Tahun  Anggaran 2008 , Direktorat Jendral Pendidikan Tinggi  Departemen  Pendidikan Nasional.
Ekonomika-Bisnis Vol. 03 No.2 Bulan Juli Tahun 2012, Hal 131-150
Soelistyo,Aris. 2009. “Penguatan Ketahanan Pangan dan Penanggulangan Kemiski- nan melalui Penguatan sektor Agribisnis di Propinsi Jawa Timur”. Hasil Pene- litian Hibah Pasca Sarjana Tahun Anggaran 2009. Direktorat Jendral Pendidikan Tinggi Departemen Pen- didikan Nasional.
Soelistyo,Aris. 2010. “Konstruksi Model Ekonomi Bias Inflasi dan Pengang- guran  (Suatu  Synthesa  Keynes- Monetaris dan Real Business Cycle Model) untuk Ekonomi Indonesia”. Hasil Penelitian Hibah Fundamen- tal Tahun Anggaran 2010. Direktorat Jendral Pendidikan Tinggi Departemen Pendidikan Nasional.
Takayama,A. 1969. “The effect of Fiscal and Monetery Policies Uncer Flexible and Fixed  exchange  rate”. Canadian Journal  of  Economics .  2.(1969). 190-209
Tokarick, Stephen. 1995. “External Shock, The  real  Exchange  Rate  and  Tax PoIcy”. IMF  staff  Papers .vol.42. No.1. march 1995.
Turnovsky,Stephen J. 1974. “ On the Role of Inflationary Expectation in a Short- Run Macroeconomic Model”. Eco- nomic Journal . 84.317-37.
Turnovsky,Stephen J. 1981. Macroecono- mic Analysis and StabiIzation PoIcy . Cambridge University Press. USA.
World, Bank. 1996. “ Reinvigorating Growth in Developing Countries Lessons from Adjustment PoIcies in Eight Econom- ics”. IMF . JuI.
Romer, David. 2006. Advanced Macroeco- nomics . McGgraw-Hill Companies.
New York
Solow, Robert. 1956. “A Contribution to the Theory of Economic Growth”. Quar- terty Journal of Aconomics . Pebruari Vol. 70.
Vinals, Jose dan Javier Valles. 1999. “On the Real Effect of Monetery Policy: A Central Banker’s View”. Oesterreic- hsche Nationalbank Working Paper No. 38. Juli. pp. 8-41.
Walsh, Carl. E. 1998. Monetary Theory and Policy . MIT Press, Cambridge.
Yellen, Janet L. 1984. “Efficiency Wage Mo- del  of  Unemployment”. American Economic  Review 74  (May);200- 205