Jurnal Ekonomi Pembangunan Volume 13, Nomor 2, Desember 2012, hlm. 183-193 ȱ
KURVA PHILLIPS DI INDONESIA
Maichal
Faculty of Entrepreneurial Business Universitas Ciputra UC Town, CitraLand Surabaya 60219 E-mail: maichal@ciputra.ac.id
Diterima 30 April 2012 / Disetujui 4 September 2012
Abstract: 7KLV SDSHU DLPV WR DQDO\]H WKH H[LVWHQFH RI WKH 3KLOOLSV FXUYH LQ WKH ,QGRQHVLDQ HFRQRP\ 4²4 7KH UHVXOWV REWDLQHG E\ XVLQJ 2/6 PHWKRG VKRZV WKDW WKH H[SHFWDWLRQVVDXJPHQWHG3KLOOLSVFXUYHDQGWKH1HZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYHPRGHOVFDQQRW JLYHDFOHDUUHVXOWVRI3KLOOLSVFXUYHH[LVWHQFHLQWKH,QGRQHVLDHFRQRP\6KRFNVYDULDEOHVXFK DVSHUFHQWDJHFKDQJHRIH[FKDQJHUDWHVDQGFUXGHRLOSULFHVSURYLGHDYHU\VPDOOHIIHFWRQWKH LQIODWLRQUDWHLQ,QGRQHVLD)XUWKHUPRUHWKHUHVXOWVREWDLQHGE\XVLQJ*00PHWKRGRQWKH K\EULGPRGHORIWKH1HZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYHVKRZVWKDWWKH3KLOOLSVFXUYHH[LVWVLQWKH ,QGRQHVLDQHFRQRP\
Keywords SKLOOLSVFXUYHK\EULGPRGHOQHZNH\QHVLDQSKLOOLSVFXUYH
Abstrak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
Kata kunci: NXUYDSKLOOLSVK\EULGPRGHOQHZNH\QHVLDQSKLOOLSVFXUYH

## PENDAHULUAN
Kebijakan ekonomi yang dilakukan oleh setiap negara secara umum ditujukan untuk mencapai tingkat pengangguran yang rendah ( KLJK HP SOR\PHQW ), stabilitas harga ( VWDEOHSULFH ) dan per- tumbuhan ekonomi yang tinggi ( UDSLG JURZWK ) (Friedman, 1968). Dalam penerapannya, kebi- jakan ekonomi terbagi menjadi dua jenis, yaitu kebijakan fiskal dan kebijakan moneter.
Secara teoritis, kebijakan moneter diguna- kan oleh bank sentral dalam jangka pendek un- tuk mencapai dua sasaran, yaitu untuk menjaga aktivitas ekonomi tetap tinggi dan mencapai tingkat inflasi yang rendah (Dornbusch, HW DO , 2008). Fakta empiris menunjukkan bahwa ter- dapat WUDGHRII antara kedua sasaran tersebut, di
mana meningkatnya pertumbuhan RXWSXW (atau penurunan tingkat pengangguran) cenderung diikuti oleh meningkatnya tingkat inflasi. 7UDGH RII antara tingkat pengangguran dan tingkat in- flasi pertama kali ditunjukkan oleh Phillips (1958) pada perekonomian Inggris, 1861-1957.
Studi empiris mengenai WUDGHRII antara ting- kat inflasi dan tingkat pengangguran kemudian dikembangkan oleh Samuelson dan Solow (1960) yang juga menemukan adanya korelasi negatif antara tingkat inflasi dan tingkat pe- ngangguran di Amerika Serikat.
Perkembangan lebih lanjut mengenai feno- mena kurva Phillips dikemukakan oleh Fried- man (1968) dan Phelps (1968) yang berpendapat bahwa WUDGHRII antara tingkat inflasi dan tingkat pengangguran hanya akan terjadi dalam jangka
pendek. Sedangkan, dalam jangka panjang, WUDGHRII tidak akan terjadi karena dalam jangka panjang, para pembuat kebijakan moneter akan menghadapi kurva Phillips yang vertikal, di mana tingkat pengangguran cenderung berada pada tingkat alamiahnya, sehingga kebijakan moneter yang berlaku hanya akan mempenga- ruhi tingkat inflasi.
Fakta empiris yang mendukung pendapat Friedman dan Phelps adalah stagflasi yang dialami oleh negara-negara industri pada tahun 1970-an. Stagflasi ini bertolak belakang dengan hubungan negatif yang ditunjukkan oleh kurva Phillips dan menunjukkan bahwa dalam jangka panjang, WUDGHRII pada kurva Phillips tidak akan terjadi (Solikin, 2004). Stagflasi ini sekaligus menjadi penyebab keruntuhan kurva Phillips di era 1970an dan 1980an (Case dan Fair, 2007).
Model makroekonomi terbaru yang di- kembangkan oleh ekonom 1HZ.H\QHVLDQ , kur- va Phillips kini menunjukkan korelasi positif antara tingkat inflasi dan tingkat RXWSXW (Ro- berts, 1995; Gali dan Gertler, 1999; Clarida HWDO , 1999). Hubungan antara tingkat inflasi dan tingkat RXWSXW kemudian disebut 1HZ.H\QHVLDQ 3KLOOLSV&XUYH (NKPC).
Perkembangan yang lebih lanjut, model 1HZ.H\QHVLDQ3KLOOLSV&XUYH mendapat bebera- pa kritik (Ball, 1994a, 1994b; Fuhrer dan Moore, 1995) yang menunjukkan bahwa model tersebut tidak optimal untuk menganalisis fenomena kurva Phillips. Terkait dengan kritik-kritik ter- sebut, Gali dan Gertler (1999) mengembangkan suatu K\EULG model dari 1HZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV &XUYH , yaitu sebuah model yang memasukkan efek kelambanan inflasi dengan memasukan tingkat inflasi secara EDFNZDUGORRNLQJ sebagai UXOHRIWKXPE dalam menentukan harga. Studi empiris mengenai kurva Phillips di Indonesia menunjukkan hasil yang berbeda- beda. Penelitian yang menggunakan model kurva Phillips sederhana ( H[SHFWDWLRQVDXJPHQWHG 3KLOOLSVFXUYH ) menyimpulkan bahwa fenomena kurva Phillips tidak eksis di perekonomian Indonesia (lihat, Amir, 2008; Sri Mulyati, 2009; Puzon, 2009) 1 . Beberapa penelitian lain yang menggunakan model kurva Phillips sederhana menyimpulkan bahwa fenomena kurva Phillips
1 Alat DQDOLVLV yang digunakan oleh para penulis adalah de- ngan menggunakan metode 2UGLQDU\/HDVW6TXDUH (OLS)
eksis di perekonomian Indonesia (Ika A.P, 2008) 2 . Studi empiris lainnya yang telah menggu- nakan NKPC dan K\EULG model dari NKPC menyimpulkan bahwa fenomena kurva Phillips eksis di perekonomian Indonesia (Solikin, 2004; Sarwohadi, 2009).
Hasil analisis yang diperoleh dari peneli- tian-penelitian terdahulu memberikan hasil yang berbeda-beda, di mana beberapa peneli- tian menyatakan bahwa kurva Phillips tidak ek- sis dan beberapa penelitian lainnya menyata- kan bahwa kurva Phillips eksis di perekonomi- an Indonesia. Dengan demikian, hasil analisis mana yang harus diambil sebagai kesimpulan akhir.
Selain itu, estimasi model pada penelitian- penelitian yang telah menggunakan NKPC maupun K\EULG model dari NKPC belum mema- sukkan variabel guncangan seperti perubahan nilai tukar dan perubahan harga minyak dunia. Variabel guncangan menjadi penting dalam penaksiran model kurva Phillips karena stagfla- si yang terjadi pada tahun 1970-an di Amerika Serikat dan negara-negara industri lainnya yang pada akhirnya menyebabkan runtuhnya fenomena kurva Phillips, secara umum dise- babkan akibat adanya kenaikan harga minyak dunia oleh OPEC. Oleh karena itu, variabel guncangan perlu dimasukkan ke dalam model kurva Phillips dengan tujuan untuk menggam- barkan kemungkinan adanya pergeseran pada fenomena WUDGHRII yang ditunjukkan oleh kurva Phillips (Ball dan Mankiw, 2002).
Untuk itu, paper ini bertujuan untuk me- nganalisis kembali eksistensi fenomena kurva Phillips di Indonesia, 2000Q1-2010Q3 dengan menggunakan model H[SHFWDWLRQV DXJPHQWHG 3KLOOLSV FXUYH NKPC dan K\EULG model dari NKPC dengan memasukan variabel guncangan seperti perubahan nilai tukar dan harga minyak mentah dunia. Penelitian ini juga menggunakan beberapa indikator inflasi seperti inflasi Indeks Harga Konsumen (IHK), Deflator Produk Domestik Bruto (PDB), inflasi inti dan inflasi IHK y-o-y dengan tujuan untuk mengantisipasi kemungkinan adanya perbedaan hasil penak-
+DVLO \DQJ EHUEHGD GLNDUHQDNDQ SHQXOLV PHQJJXQDNDQ PHWRGH (UURU&RUUHFWLRQ0RGHO (&0
siran apabila data indikator inflasi yang digu- nakan berbeda.

## METODE PENELITIAN
Data yang digunakan dalam penelitian ini ada- lah data time series secara kuartalan periode 2000Q1-2010Q3. Data yang digunakan bersum- ber dari Badan Pusat Statistik (BPS), Bank Indo- nesia (BI), International Financial Statistic (IFS) dan U.S Energy Information Administration (EIA). Data yang digunakan meliputi: (1) inflasi IHK y-o-y; (2) IHK (2007=100); (3) deflator PDB (2005=100); (4) inflasi inti (2007=100); (5) PDB atas dasar harga konstan 2000; (6) harga minyak mentah; (7) data variabel-variabel instrumental seperti pertumbuhan uang primer dan per- ubahan nilai tukar rupiah terhadap dolar AS.
Metode analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah dengan metode Ordinary Least Square (OLS) dan Generalized Method of Moments (GMM). Untuk mendapatkan hasil estimasi yang baik, maka penaksiran dengan metode OLS akan melalui tahap uji asumsi klasik. Adapun model yang digunakan dalam penelitian ini adalah sebagai berikut:
ߨ ௜௧ ǂE 1 ߨ ௜௧ିଵ E 2 lnygap t E 3 ƦNXUV t E 4 oil t H t (1) di mana ߨ ௜௧ adalah inflasi i pada kuartal t ; a adalah konstanta; E adalah koefisien parameter estimasi; ߨ ௜௧ିଵ adalah tingkat inflasi i secara EDFNZDUGORRNLQJ ( W 1); lnygap t adalah logaritma natural output gap pada kuartal t Ʀ NXUV t adalah perubahan nilai tukar pada kuartal t ; oil t adalah harga minyak mentah pada kuartal t dan e t merupakan residual . Persamaan (1) merupakan model expectations augmented Phillips curve yang akan dianalisis dengan menggunakan metode OLS.  Dalam penelitian ini, output gap diperoleh dengan menggunakan Hodrick-Prescott (HP) filter dengan koefisien smoothing ǌ XQ tuk data kuartalan. Penaksiran dengan meng- gunakan model NKPC akan dianalisis dengan mengestimasi persamaan berikut:
ߨ ௜௧ ǂǄ 1 ߨ ௜௧ାଵ Ǆ 2 lnygap t Ǆ 3 ƦNXUV t Ǆ 4 oil t H t (2)
di mana, Ǆ adalah koefisien parameter estimasi; ߨ ௜௧ାଵ adalah tingkat inflasi i secara IRUZDUG ORRNLQJ (t+1). Model NKPC pada persamaan (2) juga akan dianalisis dengan metode OLS. Pe- naksiran dengan menggunakan K\EULG model dari NKPC akan dianalisis dengan mengesti- masi tiga persamaan berikut:
ߨ ௜௧ ǂ  ǅ 1 ߨ ௜௧ିଵ ǅ 2 ߨ ௜௧ାଵ ǅ 3 lnygap t H t (3)
ߨ ௜௧ ǂ  ǅ 1 ߨ ௜௧ିଵ ǅ 2 ߨ ௜௧ାଵ ǅ 3 lnygap W H t (4)
ߨ ௜௧ ǂ  ǅ 1 ߨ ௜௧ିଵ ǅ 2 ߨ ௜௧ାଵ ǅ 3 lnygap W H t (5) di mana, ǅ merupakan koefisien parameter esti- masi; lnygap W adalah logaritma natural output gap pada kuartal W ; dan lnygap W adalah logaritma natural output gap . Berbeda dengan persamaan (1) dan (2), persamaan (3), (4) dan (5) akan di analisis de- ngan metode GMM. Variabel intrumental yang digunakan dalam penaksiran dengan metode GMM adalah variabel tingkat inflasi t-1 dan t-2; tingkat inflasi t+1 dan t+2, perubahan nilai tukar (lag 0 dan lag 1), pertumbuhan uang primer (lag 0 dan lag 1), dan konstanta. Indi- kator tingkat inflasi ( ߨ ௜ ) yang digunakan dalam penelitian ini adalah: (i) Tingkat inflasi   y-o-y; (ii) Tingkat inflasi IHK (2007=100); (iii) Peru- EDKDQ ORJDULWPD QDWXUDO ,+. ƦOQ,+. 100); (iv) Logaritma natural PDB deflator (lnPDB deflator) (2005=100); (v) Inflasi inti (2005=100).

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Kurva Phillips di Indonesia: Pendekatan Model Expectations Augmented Phillips Curve dan Model NKPC
7DEHO menunjukkan hasil analisis regresi de- ngan metode OLS untuk model H[SHFWDWLRQVDXJ mented Phillips curve . Berdasarkan 7DEHO , dapat dilihat bahwa koefisien E 2 pada semua model cenderung menunjukkan nilai statistik yang tidak signifikan. Sedangkan, koefisien E 1 memi- liki nilai statistik yang signifikan hanya pada
model yang menggunakan inflasi y-o-y, lnPDB deflator dan inflasi inti.
Hasil yang diperoleh dari model H[SHFWD tions augmented Phillips curve juga menunjukkan nilai statistik yang tidak signifikan untuk koefi- sien E 3 . Sedangkan, koefisien E 4 memiliki nilai statistik yang signifikan hanya pada model \DQJ PHQJJXQDNDQ OQ3'% GHIODWRUɆ\DQJ PH nunjukkan bahwa harga minyak mentah (OP) memberikan pengaruh yang sangat kecil ter- hadap tingkat inflasi di Indonesia.
Pengujian asumsi klasik pada hasil penak- siran menunjukkan bahwa model mengalami masalah normalitas yang ditunjukkan oleh pro- babilitas nilai statistik JB yang signifikan. Na- mun, dengan menggunakan asumsi central limit theorem (CLT), maka dapat di asumsikan bahwa distribusi residual pada semua model berdis- tribusi normal. Hasil uji multikolinearitas, auto-
kolerasi dan heteroskedastisitas menunjukkan bahwa semua model bebas dari masalah-masa- lah tersebut.
Masalah asumsi klasik hanya terdapat pa- da model yang menggunakan inflasi inti, di mana model tersebut mengalami masalah de- ngan asumsi linearitas. Namun, Phillips (1958: 283) pada dasarnya telah menyatakan bahwa WUDGHRII yang ditunjukkan oleh kurva Phillips merupakan hubungan yang sangat tidak linier. Dengan demikian, masalah asumsi linearitas pada model yang menggunakan inflasi inti, sesungguhnya menunjukkan karakteristik kur- va Phillips yang sebenarnya, yaitu cenderung memiliki hubungan yang tidak linier.
Kecenderungan hasil yang tidak signifikan pada model expectations augmented Phillips curve ini menunjukkan bahwa model H[SHFWDWLRQVDXJ mented Phillips curve tidak dapat memberikan
Tabel 1. Hasil Uji Keberadaan Kurva Phillips: Pendekatan Model Expectations Augmented Phillips
Curve Konstanta/ Variabel Independent Variabel Dependent Inflasi y-o-y Inflasi IHK (2007=100) ƦOQ,+. (2007=100) LnPDB Deflator (2005=100) Inflasi Inti (2007=100) a ( t-stat ) ( prob ) 2,079 (1,723) (0,093) 1,999 (1,912) (0,063) 0,018 (1,847) (0,072) 0,214 (4,102) (0,000) 1,595 (3,148) (0,003) ࢈ ૚ ( t-stat ) ( prob ) 0,765 (8,192) (0,000)*** -0,181 (-1,122) (0,268) -0,184 (-1,141) (0,260) 0,950 (74,228) (0,000)*** 0,368 (2,410) (0,021)** ࢈ ૛
( t-stat ) ( prob ) 25,816 (1,077) (0,288) 7,173 (0,250) (0,803) 0,078 (0,281) (0,782) -0,114 (-0,744) (0,461) 7,864 (0,757) (0,453) ࢈ ૜ ( t-stat ) ( prob ) 0,055 (0,951) (0,347) -0,010 (-0,152) (0,879) -5,19E-05 (-0,077) (0,938) 0,000405 (1,138) (0,262) -0,000589 (-0,023) (0,981) ࢈ ૝
( t-stat )
( prob ) 0,000157 (0,010) (0,9913) 0,0056 (0,330) (0,743) 6,50E-05 (0,389) (0,698) 0,000749 (4,745) (0,000)*** -0,009 (-1,481) (0,147) R 2 (Adj-R 2 ) 0,649 (0,611) 0,040 (-0,063) 0,042 (-0,061) 0,998 (0,998) 0,221 (0,137) Asumsi Klasik: JB- stat ( prob ) 48,825 (0,000) 27,989 (0,000) 29,246 (0,000) 64,843 (0,000) 12,312 (0,002) RESET 0,020 (0,887) 1,625 (0,210) 1,354 (0,252) 0,039 (0,843) 4,097 (0,050) Multikolinieritas Bebas Bebas Bebas Bebas Bebas B-G LM test 2,818 (0,073) 2,135 (0,133) 2,049 (0,144) 0,682 (0,511) 0,219 (0,804) White 0,766 (0,693) 1,201 (0,329) 1,290 (0,275) 0,527 (0,895) 1,071 (0,422)
gambaran yang jelas mengenai fenomena kurva Phillips di Indonesia. Dengan kata lain, model expectations augmented Phillips curve sudah tidak layak lagi digunakan untuk menganalisis feno- mena kurva Phillips di Indonesia. Hasil yang serupa juga ditemukan oleh Saz (2011) pada perekonomian Turki dan Paloviita (2002) di euro area . Paloviita (2002) berpendapat bahwa hasil estimasi pada model NKPC untuk euro area me- miliki hasil yang jauh lebih baik jika dibanding- kan dengan hasil estimasi yang dihasilkan oleh model expectations augmented Phillips curve . Bagaimana dengan hasil penaksiran dengan model NKPC untuk perekonomian Indonesia.
7DEHO menunjukkan hasil analisis regresi
dengan metode OLS untuk model QHZ .H\ nesian Phillips curve . Berdasarkan 7DEHO , dapat dilihat bahwa hasil analisis yang menggunakan model QHZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYH juga membe- rikan hasil yang sama seperti model expectations augmented Phillips curve . Koefisien Ǆ 2 pada se- mua model, cenderung memiliki nilai statistik yang tidak signifikan.
Pengujian asumsi klasik yang disajikan pa- da 7DEHO , secara umum menunjukkan bahwa masing-masing model tidak memiliki masalah dengan asumsi klasik. Dengan demikian, sama seperti hasil pada model expectations augmented Phillips curve ɆKDVLO DQDOLVLV \DQJ GLWXQMXNNDQ oleh model QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV FXUYH juga tidak dapat memberikan gambaran yang jelas
Tabel 2. Hasil Uji Keberadaan Kurva Phillips: Pendekatan Model New Keynesian Phillips Curve
Konstanta/ Variabel Independent Variabel Dependent Inflasi y-o-y Inflasi IHK (2007=100) Ʀ/Q,+. (2007=100) LnPDB Deflator (2005=100) Inflasi Inti (2007=100) a ( t-stat ) ( prob ) 1,150 (0,920) (0,363) 2,136 (2,076) (0,044) 0,020 (2,020) (0,050) -0,053 (-1,747) (0,088) 1,298 (2,499) (0,017) ࢽ ૚ ( t-stat ) ( prob ) 0,855 (8,216) (0,000)*** -0,214 (-1,291) (0,204) -0,221 (-1,326) (0,192) 1,025 (59,760) (0,000)*** 0,458 (2,748) (0,009)*** ࢽ ૛
( t-stat ) ( prob ) -10,009 (-0,390) (0,698) 17,538 (0,594) (0,555) 0,187 (0,646) (0,522) 0,037 (0,451) (0,654) -1,279 (-0,121) (0,903) ࢽ ૜ ( t-stat ) ( prob ) -0,085 (-1,415) (0,165) -0,015 (-0,227) (0,821) -0,000111 (-0,167) (0,867) -0,000272 (-1,497) (0,142) -0,037 (-1,420) (0,163) ࢽ ૝ ( t-stat ) ( prob ) -0,000457 (-0,030) (0,975) 0,004 (0,261) (0,795) 5,26E-05 (0,319) (0,750) -0,000188 (-2,065) (0,045) -0,006 (-0,972) (0,337) R 2 (Adj-R 2 ) 0,651 (0,613) 0,048 (-0,05) 0,051 (-0,051) 0,997 (0,997) 0,234 (0,152) Asumsi Klasik: JB-stat ( prob ) 9,871 (0,007) 24,914 (0.000) 23,521 (0,000) 11,811 (0,002) 5,383 (0,067) RESET 0,996 (0,324) 0,409 (0,526) 0,539 (0,467) 0,897 (0,349) 0,060 (0,806) Multikolinieritas Bebas Bebas Bebas Bebas Bebas B-G LM test 1,560 (0,224) 0,022 (0,978) 0,026 (0,973) 0,216 (0,806) 0,549 (0,582) White/ARCH 0,657 (0,793) 0,008 a (0,925) 0,021 a (0,884) 0,821 (0,641) 1,335 (0,251)
Keterangan: * ** merupakan tingkat signifikan pada tingkat kepercayaan 1%. Angka dalam kolom RESET, B-G LM test dan White /ARCH, masing-masing merupakan )VWDW dan SURE) . Untuk uji multikolinieritas, apabila korelasi parsial antara variabel independent < 0,85, maka dapat dikatakan bahwa model bebas dari gejala multikolinieritas. “a” merupakan pengujian heteroskedastisitas yang menggunakan uji ARCH.
mengenai fenomena WUDGHRII antara tingkat inflasi dan output gap di perekonomian Indone- sia.
Hal tersebut ditunjukkan oleh ketidak- mampuan model expectations augmented Phillips curve dan QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV FXUYH dalam menghasilkan nilai statistik E 2 dan Ǆ 2 yang signifikan. Ketidakmampuan model QHZ .H\ nesian Phillips curve dalam menjelaskan feno- mena kurva Phillips di Indonesia didukung oleh pendapat yang dikemukakan oleh Ball (1994a, 1994b) dan Fuhrer dan Moore (1995) mengenai kelemahan QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV curve . Ball (1994a, 1994b) menunjukkan suatu ke- tidakkonsistenan antara dampak disinflation yang ditunjukkan dalam model QHZ .H\QHVLDQ Phillips curve dan dampak disinflation pada per- ekonomian riil secara aktual. Menurut Ball (1994b), secara aktual, kondisi disinflation dapat mengakibatkan resesi pada perekonomian yang ditandai dengan penurunan output agregat. Namun dalam model, Ball (1994a) menemukan bahwa kondisi disinflation yang dapat dipercaya ( FUHGLEOH ) dapat menghasilkan suatu ERRP pada perekonomian.
Ketidakkonsistenan model QHZ .H\QHVLDQ Phillips curve disebabkan karena penentuan har- ga dalam model bersifat IRUZDUGORRNLQJ (t+1). Sehingga, kebijakan disinflation akan menurun- kan ukuran kenaikan harga yang digunakan oleh agen-agen ekonomi bahkan sebelum terja- dinya perlambatan penawaran uang. Akibat- nya, keseimbangan uang riil ( UHDOPRQH\EDODQFH ) DNDQ PHQLQJNDWɆ\DQJ SDGD DNKLUQ\D DNDQ menyebabkan peningkatan output . Ketidakkon- sistenan ini menyebabkan ketidakstabilan mo- del QHZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYH dalam menjelas- kan fenomena WUDGHRII antara tingkat inflasi dan tingkat output .
Sedangkan, Fuhrer dan Moore (1995) ber- pendapat bahwa model QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV curve tidak mampu menunjukkan derajat yang tinggi dari inflation persistence . Dalam model QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV FXUYH ɆWLQJNDW KDUJD PH nyesuaikan secara perlahan terhadap goncang- an yang terjadi di perekonomian, sedangkan tingkat inflasi dapat menyesuaikan dengan cepat apabila terjadi perubahan harga.
Menurut Fuhrer dan Moore (1995), fakta
yang ditunjukkan pada model tersebut berten- tangan dengan fakta empiris pada data. Data menunjukkan bahwa tingkat inflasi merupakan variabel yang sangat persistent . Oleh karena itu, Fuhrer dan Moore (1995) berpendapat bahwa tingkat inflasi juga memiliki suatu efek kelam- banan ( inertia ) dalam hal waktu yang dibu- tuhkan untuk proses penyesuaian akibat ada- nya suatu goncangan dalam perekonomian. Menurut Fuhrer dan Moore, kelemahan pada model QHZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYH adalah model tersebut tidak mampu menunjukkan unsur kelambanan pada tingkat inflasi sehingga mo- del tidak mampu untuk menjelaskan fenomena WUDGHRII pada kurva Phillips.
Eksistensi Kurva Phillips di Indonesia: Pendekatan Hybrid Model dari NKPC
Terkait dengan kritik-kritik terhadap model QHZ .H\QHVLDQ 3KLOOLSV FXUYH yang disampaikan oleh Ball dan Fuhrer dan Moore, Gali dan Gertler (1999) mengembangkan K\EULG model dari NKPC. +\EULG model ini mencoba mema- sukkan efek kelambanan inflasi dalam model NKPC dengan cara menggunakan tingkat infla- si secara EDFNZDUGORRNLQJ (t-1) sebagai rule of WKXPE dalam menentukan harga. 7DEHO menyajikan hasil penaksiran K\EULG model dari QHZ.H\QHVLDQ3KLOOLSVFXUYH dengan menggunakan metode GMM. Menurut Solikin (2004), metode GMM tidak menggunakan R 2 sebagai statistik standar dalam mengevaluasi baik tidaknya suatu model. Metode GMM menggunakan nilai M statistik ( MVWDW ) untuk melihat validitas penggunaan variabel instru- mental yang jumlahnya dapat melebihi jumlah parameter yang ditaksir. Berdasarkan nilai MVWDW yang disajikan pada 7DEHO , dapat disimpulkan bahwa penggunaan variabel instrumental pada masing-masing model adalah valid.
Berdasarkan hasil penaksiran pada 7DEHO , dapat dilihat bahwa hasil penaksiran yang menggunakan inflasi y-o-y dan dengan lnygap t memiliki koefisien parameter EDFNZDUG ( ǅ 1 ) dan IRUZDUG ( ǅ 2 ) yang signifikan pada tingkat keper- cayaan 1%. Namun, koefisien parameter output gap ( ǅ 3 ) memiliki nilai statistik yang tidak signi- fikan.
Penaksiran  yang  menggunakan  inflasi y-o-y dengan lnygap t-1 memiliki koefisien para-
meter EDFNZDUG (0,484) dan IRUZDUG (0,478) yang signifikan dan keduanya memiliki nilai posi- WLIɆVHUWD PHPLOLNL NRHILVLHQ SDUDPHWHU output gap yang signifikan dengan nilai koefisien RXW put gap yang negatif. Namun, koefisien output gap yang signifikan ini memiliki nilai yang terlalu besar (-29,272), di mana penelitian terda- hulu yang dilakukan oleh Solikin (2004) dan Sarwohadi (2009) memperoleh nilai koefisien output gap yang hanya berkisar 0,2 sampai dengan 0,6.
Penaksiran  yang  menggunakan  inflasi y-o-y dengan lnygap t+1 memiliki hasil penak- siran yang serupa dengan penaksiran inflasi y- o-y dengan lnygap t. Selanjutnya, hasil penak- VLUDQ \DQJ PHQJJXQDNDQ ƦOQ,+. GHQJDQ lnygap t memiliki koefisien parameter EDFNZDUG ( ǅ 1 ) dan IRUZDUG ( ǅ 2 ) yang tidak signifikan dan nilai koefisien output gap yang negatif dan
signifikan (-0,450). Namun, hasil penaksiran ini belum dapat menghasilkan hasil yang baik karena model belum dapat memberikan koe- fisien parameter ǅ 1 dan ǅ 2 yang signifikan secara bersama-sama.
Hasil penaksiran yang menggunakan ƦOQ,+. GHQJDQ OQ\JDS t-1 menunjukkan bahwa NRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , dan ǅ 3 memiliki nilai W statistik \DQJ VLJQLILNDQ VHFDUD VWDWLVWLNɆGL PDQD PD sing-masing koefisien signifikan pada tingkat kepercayaan 1%, 10% dan 1%. Koefisien ǅ 1 dan ǅ 2 memiliki nilai yang negatif, yaitu -0,026 dan - 0,035 yang menunjukkan bahwa adanya keti- daksesuaian antara ekspektasi inflasi baik seca- ra EDFNZDUG dan IRUZDUG dengan inflasi secara aktual. Koefisien output gap memiliki nilai posi- tif (0,475) yang menunjukkan bahwa fenomena kurva Phillips eksis di perekonomian Indone- sia.
Tabel 3. Hasil Uji Keberadaan dan Pola Pembentukan Ekspektasi pada Hybrid Model New
Keynesian Phillips Curve Variabel Dependent Model Konstanta/Variabel Independent/ J-stat a ߜ ଵ ߜ ଶ ߜ ଷ j stat Inflasi y-o-y ݕ ୥ୟ୮ ೟ -0,126 (-0,332) 0,486 (10,887)*** 0,531 (8,121)*** 57,434 (1,075) 0,085 ݕ ୥ୟ୮ ೟షభ 0,088 (0,292) 0,484 (13,425)*** 0,478 (9,799)*** -29,272 (-2,141)** 0,147 ݕ ୥ୟ୮ ೟శభ 0,092 (0,299) 0,469 (11,925)*** 0,502 (10,113)*** 18,902 (1,350) 0,124 Ʀ LnIHK ݕ ୥ୟ୮ ೟ 0,020 (7,838) -0,010 (-1,309) 0,005 (0,423) -0,450 (-2,449)** 0,063 ݕ ୥ୟ୮ ೟షభ 0,018 (7,637) -0,026 (-2,828)*** -0,035 (-1,727)* 0,457 (2,741)*** 0,074 ݕ ୥ୟ୮ ೟శభ 0,016 (7,583) -0,015 (-1,708)* -0,009 (-3,413)*** 0,199 (2,214)** 0,142 lnPDB Deflator ݕ ୥ୟ୮ ೟ -0,005 (-0,454) 0,531 (8,420)*** 0,471 (7,583)*** 0,417 (1,314) 0,106 ݕ ୥ୟ୮ ೟షభ 0,013 (1,278) 0,463 (9,163)*** 0,534 (10,817)*** -0,260 (-2,772)*** 0,065 ݕ ୥ୟ୮ ೟శభ 0,011 (0,939) 0,556 (11,596)*** 0,442 (9,312)*** 0,273 (2,579)*** 0,098 Inflasi Inti ݕ ୥ୟ୮ ೟ 0,001 (0,007) 0,375 (2,959)*** 0,574 (4,754)*** -39,723 (-1,989)* 0,109 ݕ ୥ୟ୮ ೟షభ 0,089 (0,614) 0,528 (6,442)*** 0,369 (4,755)*** 14,606 (2,457)** 0,115 ݕ ୥ୟ୮ ೟శభ -2,659 (-0,551) 0,758 (6,583)*** 0,438 (2,183)** 0,514 (0,537) 0,127
Keterangan: *, **, *** masing-masing merupakan tingkat signifikan pada tingkat kepercayaan 10%, 5%, 1%. Angka dalam kurung di bawah masing-masing parameter merupakan nilai WVWDWLVWLN . Dengan tingkat kepercayaan 5% (95%), apabila nilai M stat > tabel distribusi FKLVTXDUH ( ߯ ௞ି௟ ଶ ɆPDNDKLSRWHVLVQXOO\DQJPHQ\DWDNDQEDKZDPRGHOYDOLGGLWRODNVHGDQJNDQKLSRWHVLV alternatif yang menyatakan model tidak valid diterima. Sebaliknya, apabila nilai MVWDW < tabel distribusi FKLVTXDUH ( ߯ ௞ି௟ ଶ ɆPDND hipotesis null yang menyatakan bahwa model valid diterima, sedangkan hipotesis alternatif yang menyatakan model tidak valid ditolak.
Selanjutnya, hasil penaksiran yang meng- JXQDNDQƦOQ,+.GHQJDQOQ\JDS t+1 juga menun- MXNNDQ EDKZD NRHILVLHQ ǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 memiliki nilai t -statistik yang signifikan secara statis-

## WLNɆGL PDQD PDVLQJPDVLQJ NRHILVLHQ VLJQLIL
NDQSDGDWLQJNDWNHSHUFD\DDQGDQ .RHILVLHQ ǅ 1 GDQ ǅ 2 juga memiliki nilai yang QHJDWLI GHQJDQ QLODL NRHILVLHQ output gap yang OHELKUHQGDK +DVLO SHQDNVLUDQ \DQJ PHQJJXQDNDQ OQ3'% GHIODWRUGHQJDQOQ\JDS t memiliki koefi- sien ǅ 1 GDQ ǅ 2 \DQJ VLJQLILNDQ GDQ SRVLWLI QD mun memiliki koefisien ǅ 3 \DQJ WLGDN VLJQLIL NDQ +DVLO SHQDNVLUDQ \DQJ PHQJJXQDNDQ OQ3'% GHIODWRU GHQJDQ OQ\JDS t-1 menunjukkan KDVLOSHQDNVLUDQ\DQJEDLNGLPDQDEDLNNRHIL VLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 memiliki nilai t- statistik yang VLJQLILNDQSDGDWLQJNDWNHSHUFD\DDQ.RHIL sien ǅ 1 GDQ ǅ 2 memiliki nilai positif, yaitu 0,463 GDQ\DQJPHQXQMXNNDQDGDQ\DNHVHVXDL an antara ekspektasi inflasi baik secara backward GDQ forward GHQJDQ LQIODVL DNWXDO 6HGDQJNDQ koefisien output gap memiliki nilai yang negatif \DQJ PHQXQMXNNDQ EDKZD IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSVWLGDN HNVLVGLSHUHNRQRPLDQ,Q GRQHVLD +DVLO SHQDNVLUDQ \DQJ PHQJJXQDNDQ OQ3'% GHIODWRU GHQJDQ OQ\JDS t+1 juga menun- MXNNDQ KDVLO SHQDNVLUDQ \DQJ EDLNɆGL PDQD EDLNNRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 memiliki nilai t -sta- WLVWLN\DQJVLJQLILNDQSDGDWLQJNDWNHSHUFD\DDQ %HUEHGDGHQJDQKDVLOSHQDNVLUDQVHEHOXP nya, hasil penaksiran yang menggunakan OQ3'% GHIODWRU GHQJDQ OQ\JDS t+1 ini memiliki NRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 \DQJSRVLWLI1LODLNRHIL sien output gap \DQJ SRVLWLI  PHQXQMXN NDQ EDKZD IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV HNVLV GL SHUHNRQRPLDQ,QGRQHVLD +DVLOSHQDNVLUDQ\DQJPHQJJXQDNDQLQIOD VLLQWLGHQJDQOQ\JDS t PHPLOLNLNRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 \DQJVLJQLILNDQVHFDUDVWDWLVWLNɆGLPDQD koefisien ǅ 1 GDQ ǅ 2 memiliki nilai positif, se- GDQJNDQNRHILVLHQ output gap memiliki nilai ne- JDWLI GDQ PHPLOLNL QLODL \DQJ EHVDU +DVLOSHQDNVLUDQ\DQJPHQJJXQDNDQLQIODVLLQWL GHQJDQOQ\JDS t-1 MXJDPHPLOLNLNRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 \DQJVLJQLILNDQVHFDUDVWDWLVWLNɆGLPDQD NRHILVLHQǅ 1 , ǅ 2 , GDQ ǅ 3 masing-masing memiliki QLODL\DQJSRVLWLI6HODQMXWQ\DKDVLOSHQDNVLUDQ \DQJ PHQJJXQDNDQ LQIODVL LQWL GDQ OQ\JDS t+1
memiliki koefisien ǅ 1 GDQ ǅ 2 \DQJVLJQLILNDQGDQ positif, namun memiliki koefisien ǅ 3 \DQJWLGDN VLJQLILNDQ +DVLO SHQDNVLUDQ SDGD hybrid PRGHO GDUL 1.3& PHQXQMXNNDQ KDVLO SHQDNVLUDQ \DQJ EHUDJDP GDUL VHWLDS SHQGHNDWDQ LQIODVL GDQ PRGHO \DQJ GLJXQDNDQ 1DPXQ WHUGDSDW WLJD NHQFHQGHUXQJDQ \DQJ PHQMDGL IHQRPHQD \DQJ PHQDULN \DLWX L SDGD VDDW NRHILVLHQ backward ǅ 1 GDQ forward ǅ 2 PHPLOLNL QLODL \DQJ SRVL WLIɆPDND NRHILVLHQ output gap FHQGHUXQJ PH QXQMXNNDQ QLODL \DQJ QHJDWLI )HQRPHQD LQL PHQXQMXNNDQEDKZDSDGDVDDWHNVSHNWDVLLQIOD VL VHVXDL GHQJDQ LQIODVL VHFDUD DNWXDO PDND IHQRPHQDNXUYD3KLOOLSVPHQMDGLWLGDNHNVLV 6HEDOLNQ\D LL SDGD VDDW NRHILVLHQ back- ward GDQ forward memiliki nilai yang nega- WLIɆNRHILVLHQ output gap FHQGHUXQJ PHPLOLNL QLODLSRVLWLI)HQRPHQDLQLPHQXQMXNNDQEDKZD DGDQ\DNHWLGDNVHVXDLDQDQWDUDHNVSHNWDVLLQIOD VL GDQ LQIODVL DNWXDO \DQJ NHPXGLDQ PHQ\H EDENDQ HNVLVQ\D IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV )HQRPHQDLLLDGDODKSDGDVDDWNRHILVLHQ back- ward ǅ 1 GDQ forward ǅ 2 PHPLOLNL QLODL \DQJ SRVLWLIɆPDND NRHILVLHQ output gap FHQGHUXQJ PHQXQMXNNDQ QLODL \DQJ SRVLWLI )HQRPHQD LQL menunjukkan bahwa meskipun ekspektasi in- IODVL VHVXDL GHQJDQ LQIODVL VHFDUD DNWXDO IHQR PHQD NXUYD 3KLOOLSV DNDQ WHWDS HNVLV 'HQJDQ GHPLNLDQ PDQDNDK KDVLO SHQDNVLUDQ \DQJ VH VXDL GDQ PHQJJDPEDUNDQ NRQGLVL SHUHNRQR PLDQ,QGRQHVLD\DQJVHEHQDUQ\D
Kurva Phillips dan Kebijakan Moneter )ULHGPDQ  EHUSHQGDSDW EDKZD ´IHQRPH na trade-off \DQJ GLWXQMXNNDQ ROHK NXUYD 3KLO OLSVKDQ\DDNDQWHUMDGLVHFDUDVHPHQWDUDMDQJ NDSHQGHNGDQWLGDNDNDQSHUQDKWHUMDGLVHFDUD SHUPDQHQ MDQJND SDQMDQJ GL PDQD trade-off \DQJ WHUMDGL VHFDUD VHPHQWDUD WHUVHEXW EHUDVDO GDULLQIODVL\DQJWLGDNWHUDQWLVLSDVLµ 3KHOSV  PHQJHPXNDNDQ EDKZD ´GD lam hal persentase kenaikan harga, pergeseran VDWXWLWLNNHDWDV\DQJWHUMDGLVHEDJDLDNLEDWGDUL DGDQ\D NHQDLNDQ KDUJD DNDQ VHVXDL GHQJDQ NHQDLNDQ VHWLDS VDWX WLWLN GDUL SHUVHQWDVH NH QDLNDQ KDUJD \DQJ GLKDUDSNDQ DNDQ PHQ\H babkan keseimbangan tingkat pengangguran WLGDNWHUJDQWXQJSDGDWLQJNDWLQIODVLµ %HUGDVDUNDQ DUJXPHQ \DQJ GLNHPXNDNDQ
ROHK)ULHGPDQGDQ3KHOSVGDSDW GLVLPSXONDQ EDKZD IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV WHUMDGL VHEDJDL DNLEDW GDUL DGDQ\D NHJDJDODQ HNVSHNWDVL PDV\DUDNDW WHUKDGDS WLQJNDW LQIODVL \DQJ WHUMDGL VHFDUD DNWXDO 6HODLQ LWX DSDELOD NHQDLNDQ KDUJD DNWXDO VDPD GHQJDQ NHQDLNDQ KDUJD\DQJGLKDUDSNDQPDNDKDOWHUVHEXWDNDQ PHQ\HEDENDQ WLGDN HNVLVQ\D IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV 0HPSHUOXDVDQDOLVLVNHDUDKVLIDWGDULNHEL MDNDQ PRQHWHU \DQJ GLDPELO ROHK EDQN VHQWUDO rule atau discretion .\GODQG GDQ 3UHVFRWW EHUSHQGDSDW EDKZD ´GHQJDQ DVXPVL rational expectationss , suatu kebijakan moneter yang mengikuti rule akan menyebabkan eks- SHNWDVLLQIODVLVDPDGHQJDQWLQJNDWLQIODVL\DQJ GLHNVSHNWDVL ߨ ௧ ௘ ൌ ܧߨ µ 6HKLQJJD KDVLO NHEL jakan moneter yang mengikuti rule akan mem- SHUROHK NHVHLPEDQJDQ \DQJ RSWLPDO .\GODQG GDQ3UHVFRRWEHUSHQGDSDWEDKZDSDGDNHVHLP bangan optimal, fenomena kurva Phillips men- MDGLWLGDNHNVLV
Sebaliknya, sebuah discretionary policy ɆGL mana para pengambil kebijakan memilih aksi WHUEDLNSDGDVHWLDSVLWXDVLɆWLGDNPDPSXXQWXN memaksimalkan social objective function GDUL DJHQDJHQHNRQRPL'HQJDQNDWDODLQNHELMDN an moneter yang bersifat discretion WLGDN DNDQ mampu menghasilkan suatu hasil yang optimal GDQ FHQGHUXQJ DNDQ PHQ\HEDENDQ HNVLVQ\D IHQRPHQDNXUYD3KLOOLSV
$UJXPHQDUJXPHQ\DQJGLNHPXNDNDQROHK )ULHGPDQ 3KHOSV VHUWD .\GODQG GDQ 3UHVFRWW PHQXQMXNNDQ DGDQ\D NHWHUNDLWDQ DQWDUD VLIDW NHELMDNDQ PRQHWHU rule atau discretion GDQ HNVLVWHQVL IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV 0HQJDFX SDGD SHQGDSDW \DQJ GLNHPXNDNDQ ROHK )ULHG PDQ GDQ 3KHOSV WDPSDN EDKZD IHQRPHQD L GDQ LL \DQJ GLSHUROHK GDUL KDVLO SHQDNVLUDQ hybrid PRGHO GDUL 1.3& SDGD SHPEDKDVDQ VHEHOXPQ\D WHODK VHVXDL GHQJDQ NRQVHS WHRUL \DQJ GLNHPXNDNDQ ROHK)ULHGPDQGDQ 3KHOSV 'HQJDQ GHPLNLDQ PDQDNDK KDVLO \DQJ VHVXDL GHQJDQ NRQGLVL SHUHNRQRPLDQ ,QGRQHVLD 8Q tuk menjawab pertanyaan tersebut, terlebih GDKXOX KDUXV GLNHWDKXL EDJDLPDQD VLIDW NHEL MDNDQPRQHWHUGL,QGRQHVLD44 5DKXWDPL  PHQ\DWDNDQ EDKZD SDGD SHULRGH  NHELMDNDQ PRQHWHU GL ,QGR QHVLD FHQGHUXQJ NHDUDK NHELMDNDQ PRQHWHU yang discretion .HELMDNDQ PRQHWHU \DQJ discre- tion WHUOLKDW GDUL SHUWXPEXKDQ -XPODK 8DQJ %HUHGDU -8% \DQJ WHUXV EHUIOXNWXDVL SDGD SHULRGH  5DKXWDPL  EHUSHQGD SDW EDKZD PHWRGH \DQJ SDOLQJ VHGHUKDQD XQ WXN PHOLKDW VLIDW NHELMDNDQ PRQHWHUGL,QGRQH VLD 44 DGDODK GHQJDQ PHQJJXQD NDQYHORVLWDVSHUHGDUDQXDQJ
Gambar 1 PHQXQMXNNDQYHORVLWDVSHUHGDUDQ XDQJ GL ,QGRQHVLD 44 %HUGDVDU kan Gambar 1, YHORVLWDVSHUHGDUDQXDQJGL,QGR nesia menunjukkan tingkat fluktuasi yang
6XPEHU%DQN,QGRQHVLD'DWDGLRODK
Gambar 1. Velositas Peredaran Uang di Indonesia, 2000Q1-2010Q3

## VDQJDWEHUDJDP7LQJNDWIOXNWXDVLYHORVLWDVSHU
HGDUDQ XDQJ \DQJ EHUDJDP LQL PHQJLQGLNDVL NDQDGDQ\D bias DQWDUDNHELMDNDQ\DQJGLDPELO GDQUHVSRQDJHQDJHQHNRQRPLGDODPPHQDQJ JDSLNHELMDNDQ\DQJGLDPELOWHUVHEXW0HQXUXW 5DKXWDPL  YHORVLWDV \DQJ EHUIOXNWXDVL PHQXQMXNNDQEDKZDYDULDEHO-8%EXNDQPHUX pakan faktor utama yang menentukan kegiatan HNRQRPL 'HQJDQGHPLNLDQ DSDELOD -8% EXNDQPH rupakan faktor utama penentu kegiatan eko- QRPL PDND GDSDW GLNDWDNDQ EDKZD VHNWRU ULLO PHPLOLNLSHQJDUXK\DQJFXNXSNXDWɆVHKLQJJD PHQ\HEDENDQ %DQN ,QGRQHVLD %, PHPLOLK WLQJNDWSHUWXPEXKDQ-8%\DQJEHUDJDPXQWXN PHQ\HVXDLNDQ NHELMDNDQQ\D GHQJDQ NRQGLVL GDQNHEXWXKDQVHNWRUULLO+DOLQLPHQXQMXNNDQ EDKZDNHELMDNDQ\DQJGLDPELOROHK%,VHODPD SHULRGH44PDVLKFHQGHUXQJEHUVL fat kebijakan yang discretion 7HPXDQ LQL MXJD GLGXNXQJ ROHK SHQGDSDW 6ROLNLQ  \DQJ juga menekankan bahwa penerapan respon NHELMDNDQ PRQHWHU GL ,QGRQHVLD VDDW LQL PDVLK FHQGHUXQJ NHSDGD SHQJJXQDDQ SROD NHELMDNDQ yang discretion 'HQJDQ GHPLNLDQ KDVLO SHQDNVLUDQ GDUL hybrid PRGHO GDUL 1.3& \DQJ VHVXDL GHQJDQ
NRQGLVL SHUHNRQRPLDQ ,QGRQHVLD 4
4GHQJDQNHELMDNDQPRQHWHU\DQJEHUVLIDW discretion DGDODK KDVLO SHQDNVLUDQ \DQJ PHQJ JXQDNDQ SHQGHNDWDQ ƦOQ,+. GHQJDQ OQ\JDS t-1 GDQ OQ\JDS t+1 +DVLO SHQDNVLUDQ WHUVHEXW PH QXQMXNNDQ DGDQ\D NHWLGDNVHVXDLDQ DQWDUD HNV SHNWDVL LQIODVL GDQ LQIODVL DNWXDO \DQJ WHUMDGL VHEDJDL DNLEDW GDUL SROD NHELMDNDQ PRQHWHU \DQJ GLWHUDSNDQ GL ,QGRQHVLD PDVLK EHUVLIDW kebijakan yang discretion Ɇ\DQJ SDGD DNKLUQ\D menyebabkan eksisnya fenomena kurva Phil- OLSVGL,QGRQHVLDSDGDSHULRGH44

## SIMPULAN
(NVLVWHQVL GDUL IHQRPHQD NXUYD 3KLOOLSV GL ,QGRQHVLD FHQGHUXQJ GLVHEDENDQ ROHK DGDQ\D NHWLGDNVHVXDLDQ DQWDUD HNVSHNWDVL LQIODVL GDQ LQIODVL DNWXDO GDULSDGD ROHK YDULDEHOYDULDEHO guncangan seperti perubahan nilai tukar atau KDUJD PLQ\DN PHQWDK GXQLD 8QWXN LWX MLND VDVDUDQ NHELMDNDQ PRQHWHU \DQJ LQJLQ GLFDSDL
ROHK %DQN ,QGRQHVLD DGDODK XQWXN PHQFDSDL WLQJNDW LQIODVL \DQJ UHQGDK GDQ SHUWXPEXKDQ ekonomi yang tinggi, maka upaya yang perlu GLODNXNDQDGDODKPHQFLSWDNDQNHELMDNDQPRQH WHU \DQJ OHELK NUHGLEHO GDQ NRQVLVWHQ \DQJ VHVXDLGHQJDQ rule +DOWHUVHEXWGLODNXNDQXQ WXN PHQJXUDQJL ELD\D NHWLGDNSDVWLDQ GDODP pelaksanaan kebijakan moneter yang bersifat discretion

## DAFTAR PUSTAKA
$PLU $PUL Pengaruh Inflasi dan Pertum- buhan Ekonomi terhadap Pengangguran di Indonesia. KWWSDPULDPLUILOHVZRUGSUHVV FRPLQIODVLGDQSHQJDQJJXUDQGL LQGRQHVLDSGI'LDNVHV-DQXDUL %DOO /DXUHQFH GDQ 0DQNLZ 1*  7KH 1$,58LQ 7KHRU\ DQG 3UDFWLFH The Jour- nal of Economic Perspectives
%DOO /DXUHQFH D &UHGLEOH 'LVLQIODWLRQ ZLWK 6WDJJHUHG 3ULFH 6HWWLQJ American Economic Review
%DOO /DXUHQFH E What Determines the Sa- crifice Ratio?. 0RQHWDU\ 3ROLF\ 86$ 7KH 8QLYHUVLW\RI&KLFDJR3UHVV
0DQNLZ 1 * HGLWRU Monetary Policy &KLFDJR8QLYHUVLW\RI&KLFDJR3UHVV &DVH GDQ )DLU Principles of Economics , 8 HGLWLRQ 1HZ -HUVH\ 3HDUVRQ (GXFDWLRQ
,QF
&ODULGD 5LFKDUG et.al 7KH 6FLHQFH RI 0RQHWDU\3ROLF\$1HZ.H\QHVLDQ3HUV
SHFWLYH Journal of Economic Literature 'RUQEXVFK5XGLJHU et.al Macroeconomics, Tenth Edition 6LQJDSRUH0F*UDZ+LOO
)ULHGPDQ 0LOWRQ  7KH 5ROH RI 0RQHWDU\
3ROLF\ American Economic Review

## )XKUHU-HIIGDQ0RRUH*HRUJH ,QIODWLRQ
3HUVLVWHQFH The Quarterly Journal of Econo- mics
*DOL -RUGL GDQ *HUWOHU 0DUN  ,QIODWLRQ Dynamics: A Structural Econometric Ana-
O\VLV Journal of Monetary Economics , 44:
,ND$3 Analisis Kurva Phillips dan Hukum
Okun di Indonesia: 1983-2006 6NULSVL
)DNXOWDV(NRQRPLNDGDQ%LVQLV8QLYHUVL WDV*DGMDK0DGD<RJ\DNDUWD
.\GODQG)LQQ(GDQ3UHVFRWW(GZDUG&
5XOHV 5DWKHU WKDQ 'LVFUHWLRQ 7KH ,QFRQ sistency of Optimal Plans, The Journal of Political Economy 3DORYLLWD 0DULWWD  ,QIODWLRQ '\QDPLFV LQ WKH (XUR $UHD DQG WKH 5ROH RI ([SHFWD WLRQVV Bank of Finland Discussion Papers ,

## 3KHOSV (GPXQG 6  0RQH\:DJH '\QD PLFV DQG /DERU0DUNHW (TXLOLEULXP The Journal of Political Economy
3KLOOLSV $: 7KH5HODWLRQ %HWZHHQ 8Q HPSOR\PHQW DQG WKH 5DWH RI &KDQJH RI
0RQH\ :DJH 5DWHV LQ WKH 8QLWHG .LQJ GRP Economica
3X]RQ .ODUL]]H $QQH 0  7KH ,QIODWLRQ '\QDPLFVRIWKH$6($1$&DVH6WXG\ RIWKH3KLOOLSV&XUYH5HODWLRQVKLS Journal of American Science
5DKXWDPL $,  .HELMDNDQ 0RQHWHU 5XOHV
DWDX 'LVFUHWLRQ Jurnal Ekonomi dan Bisnis
Indonesia 9ROXPH
5REHUWV -RKQ 0  1HZ .H\QHVLDQ (FRQR

## PLFV DQG WKH 3KLOOLSV &XUYH Journal of
Money, Credit and Banking
6DPXHOVRQ 3$ GDQ 6RORZ 5REHUW 0 $QDO\WLFDO $VSHFWV RI $QWL,QIODWLRQ 3ROL F\ American Economic Review

## 6DUZRKDGL6DQMR\R0RGHO1HZ.H\QHV LDQ 6PDOO0DFURHFRQRPLF XQWXN.HELMDN
DQ 0RQHWHU GL ,QGRQHVLD Perencanaan Pembangunan (GLVL7DKXQ[Y 6D]*|NKDQ 7KH 7XUNLVK 3KLOOLSV&XUYH ([SHULHQFH DQGWKH 1HZ.H\QHVLDQ 3KLO OLSV&XUYH$&RQFHSWXDOL]DWLRQDQG$S SOLFDWLRQRID1RYHO0HDVXUHIRU0DUJLQDO &RVWV International Research Journal of Finance and Economics ,VVXHV 6ROLNLQ  .XUYD 3KLOOLSV GDQ 3HUXEDKDQ 6WUXNWXUDOGL,QGRQHVLD.HEHUDGDDQ3ROD 3HPEHQWXNDQ (NVSHNWDVL GDQ /LQHDULWDV Buletin Ekonomi Moneter dan Perbankan ,
6ROLNLQ  5HVSRQ .HELMDNDQ 0RQHWHU \DQJ

## 2SWLPDO GL ,QGRQHVLD 7KH 6WDWH&RQWL
ngent Rule?, Buletin Ekonomi Moneter dan Perbankan
6UL0XO\DWL Analisis Hubungan Inflasi dan Pengangguran di Indonesia Periode 1985- 2008: Pendekatan Kurva Phillips 6NULSVL ,3%%RJRU