Available at http://jurnal.stie-aas.ac.id/index.php/jie
Jurnal Ilmiah Ekonomi Islam, 6(02), 2020, 136-141

## Pengaruh Sosialisasi, Pengetahuan, Pendapatan dan Umur Terhadap Minat
Berinvestasi di Pasar Modal
Firman Hidayat 1 , Kayati 2 1,2 Fakultas Ekonomi, Universitas Swadaya Gunung Jati, Indonesia *Email korenpondensi: firmanhidayat489@gmail.com

## Abstract
The  capital  market  in  Indonesia  has  a  large  role  in  the  country's  economy.  Meanwhile,  investors  in  the  capital market are still low when compared the total population of Indonesia, which is only 0.4% of the total population. Meanwhile, in Cirebon City, the number of capital market investors in Cirebon City, is around 0.025%. Therefore, the low investment interest in Cirebon City is supposed to increase investment interest. The method in this research is quantitative research using an indepth survey. The results showed that socialization, knowledge and age had a positive significant effect on interest investing in capital market.
Keywords: Interesting, Knowledge,  Socialization,  Stocks

## Abstrak
Pasar modal di Indonesia memiliki peran besar dalam perekonomian negara. Akan tetapi investor yang ada di pasar modal  masih  cukup  rendah  jika  dibandingkan  dengan  jumlah  penduduk  Indonesia  yaitu  hanya  0.4% dari seluruh penduduk Indonesia Sementara itu, di Kota Cirebon Jumlah investor pasar modal yang ada di kota Cirebon sekitar 0,025%.  Oleh  karena  itu,  rendahnya  minat  investasi  di  Kota  Cirebon  diduga  perlu  dilakukan  upaya  untuk meningkatkan  minat  investasi.  Metode  penelitian  ini  berupa  kuantitatif  menggunakan  survey  indepth.  Hasil penelitian  menunjukkan  bahwa  sosialisasi,  pengetahuan  dan  usia  berpengaruh  positif  signifikan  terhadap  minat berinvestasi di pasar modal.
Kata Kunci : Minat, Pengetahuan, Saham, Sosialisasi
Saran  sitasi :  Hidayat,  F., &  Kayati.  (2020). Pengaruh  Sosialisasi,  Pengetahuan,  Pendapatan  dan  Umur Terhadap Minat
Berinvestasi
di Pasar Modal. Jurnal Ilmiah Ekonomi Islam, 6 (02), 136-141.
doi:http://dx.doi.org/10.29040/jiei.v6i2.942
DOI : http://dx.doi.org/10.29040/jiei.v6i2.942

## 1. PENDAHULUAN
Pasar  modal  di  Indonesia  memiliki  peran  besar  dalam perekonomian  negara.  Dengan  adanya  pasar  modal, investor  sebagai  pihak  yang  memiliki  kelebihan  dana dapat  menginvestasikan  dananya  pada  berbagai sekuritas  dengan  harapan  memperoleh  imbalan ( return ).  Sedangkan  perusahaan  sebagai  pihak  yang memerlukan  dana  dapat  memanfaatkan  dana  tersebut untuk  mengembangkan  proyek-proyeknya.  Dengan alternatif  pendanaan  dari  pasar  modal,  perusahaan dapat  beroperasi  dan  mengembangkan  bisnisnya,  dan pemerintah  dapat  membiayai  berbagai  kegiatannya sehingga meningkatkan  kegiatan perekonomian negara
dan  kemakmuran  masyarakat  luas  (Tandelilin,  2010). Kemudahan  berinvestasi  dalam  pasar  modal  belum tentu diminati oleh semua kalangan masyarakat, hal ini terbukti bahwa investor yang ada di pasar modal masih cukup  rendah  jika  dibandingkan  dengan  jumlah penduduk  Indonesia  yang  tinggi,  yaitu  sekitar 258.704.900  jiwa  (Badan  Pusat  Statistik  Nasional, 2018) dan hanya sebagian saja yang menjadi investor di pasar  modal,  yaitu  sekitar  1.000.289  investor.  Hal  ini sangat  ironis  sekali,  jumlah  penduduk  Indonesia  yang begitu  tinggi,  dan  dengan  jenis  investasi  yang  begitu mudah  namun  minat  masyarakat  yang  berinvestasi  di pasar modal masih sangat rendah, terutama masyarakat
yang  berada  di  daerah-daerah  (Kencana,  2017), termasuk  di  kota  Cirebon.  Kota  Cirebon  adalah  salah satu  kota  yang  berada  di  propinsi  Jawa  Barat,  dengan jumlah  penduduk  388.854  jiwa,  sekitar  0.82%  dari jumlah penduduk  di  Jawa Barat  yaitu 47.379.400  jiwa yang  merupakan  propinsi  dengan  jumlah  penduduk paling  tinggi  di  Indonesia  (Badan  Pusat  Statistik Nasional, 2018). Jumlah investor pasar modal yang ada di  kota Cirebon  sekitar  1.200  investor,  sekitar  0,025% dari total keseluruhan penduduk kota Cirebon (Artanti, 2017)
. 2. METODE DAN DATA

## 2.1. Metode
Metode  penelitian  yang  digunakan  dalam penelitian  ini  adalah  metode  survey  yang  bertujuan untuk  mendapatkan  informasi  dan  melakukan intepretasi  hubungan  antar  variabel  yang  telah ditetapkan.  Metode  penelitian  survey  memungkinkan untuk dilakukan jenis penelitian eksplanasi ( Explanatory  research )  yang  bertujuan  untuk menjelaskan  hubungan  kausal  antar  variabel  melalui pengujian hipotesis.
2.2. Populasi dan Sampel
Dalam  penelitian  ini,  maka  populasinya  adalah masyarakat  kota  Cirebon,  yaitu  sekitar  388.854  jiwa (Badan  Pusat  Statistik Nasional,  2018).  Sementara itu, sampel  yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  adalah masyarakat  Kota  Cirebon  yang  berada  di  lima kecamatan.  yaitu:  kecamatan  Kesambi,  Harjamukti, Lemahwungkuk, Pekalipan, dan Kejaksan. Berdasarkan rumus Slovin maka banyaknya sampel dapat ditentukan sebagai berikut:
𝑛 = 𝑁 1 + 𝑁𝑒 Keterangan:
N  =  Ukuran populasi
N  =  Ukuran sampel 1  =  Konstanta
e²  =  Kelonggaran ketidaktelitian karena kesalahan pengambilan sampel yang dapat ditolerir
Di mana:
N  =  388.854 jiwa e²  =  10 %  (0,1)
Dengan demikian dapat ditentukan ukuran sampel yang akan digunakan dalam penelitian, yaitu sebagai berikut:
𝑛 = 388854 1 + 388854(0.1) = 100 𝑗𝑖𝑤𝑎
Berikut rincian sampel di tiap kecamatan seperti pada Tabel 2.1
Tabel 2.1. Jumlah Responden Kota Cirebon Nama Kecamatan Jumlah Responden Harjamukti 35 Lemahwungkuk 18 Pekalipan 10 Kesambi 23 Kejaksan 14 Jumlah 100 Sumber: Hasil olah data (2018)

## 2.3. Teknik Analisis Data
Penelitian  ini  menggunakan  analisa  kuantitatif dari  data primer yang diambil langsung oleh surveyor . berikut  adalah  tahapan  dari  analisa  data  yang digunakan dalam penelitian  ini, yaitu:
1. Uji Validitas
Uji  validitas  digunakan  untuk  mengukur  sah  atau valid  tidaknya  suatu  kuesioner.  Suatu  kuesioner dikatakan  valid  jika  pertanyaan  dan  kuesioner mampu  untuk  mengungkap  sesuatu  yang  akan diukur  oleh  kuesioner  tersebut  (Ghozali,  2013). Suatu  item  pertanyaan  dinyatakan  valid  jika koofisien korelasi α < 0.05. Sebaliknya  yang tidak valid,  tidak  akan  diikutsertakan  dalam  pengujian hipotesis  penelitian.  Selanjutnya  item  pernyataan yang dianggap valid tersebut diuji reliabilitasnya
2. Uji reliabilitas
Reliabilitas  adalah  alat  untuk  mengukur  suatu kuesioner  yang  merupakan  indikator  dari  suatu variabel.  Suatu  kuesioner  dikatakan  reliable  atau handal  jika  jawaban  pertanyaan  adalah  konsisten atau  stabil  dari  waktu  ke  waktu  (Ghozali,  2013). Suatu  item  dikatakan  reliabel  jika  nilai  Cronbach Alpha  > 0,6
3. Analisis Regresi Berganda
a) Uji asumsi Klasik yang meliputi uji normalitas, uji heteroskedastisitas, uji autokorelasi, uji multikolinearitas.
Semua Uji asumsi klasik harus terpenuhi semua.
b) Uji simultan (Uji F)
c) Uji Parsial (Uji T)
d) Koefisian Determinasi (R 2 )

## 2.4. Kerangka Teori dan Hipotesis
Gambar 2.1. Skema Kerangka Teori
Berdasarkan uraian  diatas  dan  skema  kerangka teori, penulis merumuskan hipotesis sebagai berikut: H1   : Sosialisasi berpengaruh terhadap minatberinvestasi di pasar modal.
H2  : Pengetahuan  berpengaruh  terhadap  minat berinvestasi di pasar modal
H3   : Pendapatan berpengaruh terhadap minat berinvestasi di pasar modal
H4   : Umur  berpengaruh  terhadap  minat  berinvestasi di pasar modal
3. HASIL DAN PEMBAHASAN
3.1. Uji Validitas dan Reliabilitas
Tabel 3.1 Hasil uji validitas Item tot_s tot_p tot_m S1 .939 ** .602 ** .530 ** S2 .947 ** .612 ** .470 ** P1 .560 ** .862 ** .575 ** P2 .569 ** .859 ** .477 ** P3 .512 ** .828 ** .466 ** M1 .497 ** .499 ** .837 ** M2 .432
**
.549 ** .862 ** M3 .353 ** .472 ** .841 ** M4 .524 **
.517 ** .887 **
Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Pada  Tabel  3.1  menunjukkan  bahwa  semua Variabel sosialisasi, pendapatan dan minat mempunyai korelasi  yang  signifikan.  Hal  ini  ditandai  dengan adanya  korelasi  yang  lebih  besar  dari  r  tabel  (0.196). Dengan  demikian  semua  variabel  dinyatakan  valid. Selanjutnnya akan dilakukan uji reliabilitas.
Tabel 3.2 Uji Reliabilitas Cronbach's Alpha N of Items .898 9
Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Tabel  3.2  menunjukkan  bahwa  nilai  Cronbach alpha  sebesar  0.898.  variabel  dinyatakan  reliable  jika nilai  Cronbach  alpha  lebih  besar  dari  0.7.  Dengan demikian variabel-variabel tersebut dinyatakan reliable.

## 3.2. Regresi Berganda dan Asumsi Klasik
Tabel 3.3 Hasil Regresi Berganda Model B t sig VIF (Constant) 2.454 1.233 0.221 1.769 tot_s 0.559 1.988 0.05 1.725 tot_p 0.657 4.192 0 1.014 pendapatan  -0.122 -0.355 0.724 1.065 umur -0.582 -2.26 0.026 1.769
Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Pada  tabel  3.3  menunjukkan  bahwa  asumsi multikolinearitas  terpenuhi.  Hal  ini  ditandai  dengan dibuktikan  nilai  VIF  <  10.  Nilai  VIF  dari  variabel sosialisasi, Pengetahuan, Pendapatan, Umur berkisar di angka1.065-1.769.  dengan  demikian  asumsi  klasik untuk multikolinearitas terpenuhi.
Pada  tabel  3.3  juga  dapat  diambil  persamaan regresi sebagai berikut:
Y  =  2.454+  0.559  sosialisasi  +  0.657  pengetahuan  -
0.122 pendapatan – 0.582 umur
a  =  2.454,    artinya  jika  variabel  sosialisasi, pengetahuan,  pendapatan  dan  umur  tetap  atau bernilai  0,  maka  rata-rata  minat  sebesar  2.454 (scale 1-5)
b1 =  0.559  artinya  jika  variabel  pengetahuan, pendapatan  dan  umur  tetap  maka,  jika  variabel sosialiasi  meningkat  1  satuan,  maka  akan meningkatkan  variabel  minat  sebesar  0.559 (scale 1-5)
Sosialisasi Minat Investasi Pengetahuan Pendapatan Umur
b2 =  0.657 artinya jika variabel sosialisasi, pendapatan  dan  umur  tetap,  jika  variabel pengetahuan  meningkat  1  satuan,  maka  akan meningkatkan  variabel  minat  sebesar  0.657 (scale 1-5) b3 =  -0.122 artinya jika variabel sosialisasi, pengetahuan,  dan  umur  tetap,  jika  variabel pendapatan  meningkat  1  satuan,  maka  akan menurunkan variabel minat sebesar 0.122  (scale 1-5) b4 =  -0.582 artinya jika variabel sosialisasi, pengetahuan,  pendapatan  tetap,  variabel  umur meningkat  1  satuan,  maka  akan  menurunkan variabel minat sebesar 0.582 (scale 1-5).
Pada  tabel  3.3  juga  dapat  dilihat  pengujian parameter secara parsial menggunakan uji T. Diperoleh bahwa  variabel    sosialiasi,  pengetahuan  dan  umur berpengaruh  signifikan  secara  parsial  terhadap  minat berinvestasi di pasar modal. Hal ini dapat dilihat karena mempunyai  nilai  p-value  ≤    α=0.05.  Sementara  itu, variabel  pendapatan  tidak  berpengaruh  signifikan secara  parsial  terhadap  minat  berinvestasi  di  pasar modal. Hal ini dikarenakan mempunyai nilai p-value > α=0.05.
Dengan  demikian  Hipotesis  H1,  H2,  dan  H4 diterima. Sedangkan Hipotesis H3 ditolak.
Hal ini senada dengan penelitian dari (Khotimah, Warsini,  &  Nuraeni,  2011)  dan  (Saputra,  2018)  yang menyatakan  bahwa  sosialisasi  dan  edukasi  melalui kegiatan  formal  maupun  non  formal  dapat  membuat investor  tertarik  pada  pasar  modal.  Penelitian  serupa juga  diungkapkan  oleh  (Listyani  et  al.,  2019)  dan (Malik,  2017)  bahwa  pengetahuan  investasi  terhadap minat  berinvestasi  menunjukkan  pengaruh  yang signifikan.
Tabel 3.4. Hasil Uji Normalitas
Unstandardized Residual N 100 Normal Parameters a,b Mean 0.00E+00 Std. Deviation 2.42707064 Most Extreme Differences Absolute 0.09 Positive 0.09 Negative -0.084 Kolmogorov-Smirnov Z 0.902 Asymp. Sig. (2-tailed) 0.391
Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Pada tabel 3.4 menunjukkan bahwa nilai p-value (Asymp.  Sig.)  sebesar  0.391.  ini  p-value  ini mempunyai nilai yang lebih besar dari α=0.05. Dengan demikian Asumsi Klasik terkait uji normalitas residual regresi berganda terpenuhi.
Tabel 3.5 Hasil Uji Heteroskedastisidas
ANOVA a Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 9.069 4 2.267  .833  .507 b Residual 258.546 95 2.722 Total 267.615 99 a. Dependent Variable: abs_res
b. Predictors: (Constant), umur, pendapatan, tot_p, tot_s
Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Uji  heteroskedastisidas  pada  penelitian  ini menggunakan  uji  formal  dengan  menggunakan  uji park.  Uji  park  dilakukan  dengan  cara  meregresikan antara absolut residual regresi dengan variabel-variabel independennya.  Menurut tabel 3.5 terlihat  bahwa hasil p-value  sebesar  0.507  >  α=0.05.  Dengan  demikian hasil Uji heteroskedastisidas terpenuhi.
Tabel  3.6  hasil  uji  autokorelasi  dan  koefisien determinasi
Model Summary b Mode l R R Square Adjusted R Square Durbin- Watson 1 .650 a .423 .399 2.158 a. Predictors: (Constant), umur, pendapatan, tot_p, tot_s
b. Dependent Variable: tot_m Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Pengujian autokorelasi dilakukan dengan menggunakan uji durbin watson. Kritteria keputusan uji durbin watson dapat dilihat pada gambar 4.1.
Menurut  tabel  3.6  diperoleh  nilai  DW  sebesar 2.158,  sedangkan  menurut  tabel  durbin  Watson diperoleh  nilai  du      =  1.759,  4-du=  2.241.  Dengan demikian  berada  pada  interval  du  <  DW  <  4-du, sehingga  dapat  disimpulkan  bahwa  menurut  Gambar 3.1  tidak  terdapat  autokorelasi.  Selanjutnya  uji  asumsi autokorelasi ini terpenuhi dengan baik.
(Gambar 3.1 keputusan uji durbin Watson)
Selanjutnya  pada  tabel  3.6  terdapat  koefisien determinasi yang menunjukkan ukuran ketepatan suatu model  regresi.  Diperoleh  nilai  koefisien  determinasi (R 2 )  sebesar  0.423.  Nilai  ini  dapat  diartikan  sebagai penjelasan  variabel  minat  (Y)  yang  dapat  dijelaskan oleh oleh variabel Sosialiasi, Pengetahuan, Pendapatan dan  Umur  (X1,  X2,  X3,  X4)  sebesar  42.3  %.  Sisanya 57.7%  variabel  minat  dapat  dijelaskan  variabel  lain selain X1,X2,X3,X4.
Tabel 3.7 Hasil Uji Simultan (Uji F)
ANOVA a Model Sum of Squares df  Mean Square F Sig. Regression  427.333 4  106.833 17.40 3 .000 b Residual 583.177  95 6.139 Total 1010.510  99 a. Dependent Variable: tot_m
b. Predictors: (Constant), umur, pendapatan, tot_p, tot_s Sumber: hasil olah SPSS (2019)
Menurut  tabel  3.7  menunjukkan  bahwa  nilai  p- value sebesar 0.000 <  α=5%, sehingga dapat dikatakan bahwa secara simultan Variabel Sosialisasi, pengetahuan,  Pendapatan  dan  Umur  berpengaruh bersama-sama  terhadap  variabel  minat  berinvestasi  di pasar modal.

## 4. KESIMPULAN
Berdasarkan yang sudah dipaparkan diatas, maka ada  beberapa  kesimpulan  yang  bisa  diperoleh diantaranya yaitu:
1. Variabel sosialisasi tentang pasar modal berpengaruh  signifikan  terhadap  minat  investasi  di pasar  modal.  Pengaruh  variabel    sosialisasi  dapat meningkatkan  minat  untuk  berinvestasi  di  pasar modal 0.559 kali, dengan (skala interval 1-5).
2. Variabel  pengetahuan  tentang  pasar  modal berpengaruh  signifikan  terhadap  minat  investasi  di pasar  modal.  Nilai  pengaruh  variabel    pengetahuan sebesar  0.657  kali  berminat  untuk  berinvestasi  di pasar modal, dengan (skala interval 1-5).
3. Variabel  umur  calon  investor  berpengaruh signifikan  terhadap  minat  investasi  di  pasar  modal. Nilai  pengaruh  variabel    umur  sebesar  -0.582  kali berminat untuk berinvestasi di pasar modal, dengan (skala  interval  1-5).  Artinya  semakin  muda  umur calon  investor,  maka  akan  semakin  berminat berinvestasi  di  pasar  modal  dibandingkan  dengan umur yang lebih tua.
4. Sementara  itu,  untuk  variabel  pendapatan,  secara parsial  variabel  pendapatan  kurang  berpengaruh terhadap  minat  berinvestasi  di  pasar  modal.  Akan tetapi  secara  simultan,  variabel  pendapatan  secara bersama  dengan  variabel  sosialisasi  pengetahuan, dan  umur  berpengaruh  terhadap  minat  berinvestasi di pasar modal

## 5. REFERENSI
Artanti, D. A. (2017). Galeri Pacu Literasi Pasar Modal Syariah di Cirebon. Okezone.Com .
Badan  Pusat  Statistik  Nasional.  (2018).  Jumlah
Penduduk Indonesia Tahun 2018. Http://Datastatistik-Indonesia.Com . Ghozali,  I.  (2013). Aplikasi  Analisis  Multivariate dengan program SPSS (7th ed.). semarang: undip.
Kencana,  M.  R.  B.  (2017).  95  Persen  Transaksi  Pasar Modal Ada di Jabodetabek. Liputan 6 .
Khotimah,  H.,  Warsini,  S.,  &  Nuraeni,  Y.  (2011).
PENGARUH SOSIALISASI DAN PENGETAHUAN TERHADAP MINAT
INVESTOR PADA EFEK SYARIAH DI PASAR MODAL  (Survei  Pada  Nasabah  PT  Danareksa Sekuritas Cabang FE-UI Depok). Jurnal Account , 423–433. Retrieved from http://akuntansi.pnj.ac.id/upload/artikel/files/Saba rWaarsiniJuni2016.pdf
Listyani, T. T., Rois, M., Prihati,  S., Studi, P., Analis, D.,  Akuntansi,  J.,  …  Tengah,  J.  (2019).  Analisis Pengaruh  Pengetahuan  Investasi  ,  dan  Persepsi Risiko  Terhadap  Minat  Investas  Mahasiswa  Di Pasar  Modal  (Studi  Pada  PT  Phintraco  Sekuritas Branch  Office  Semarang  ). Jurnal  Aktual Akuntansi Keuangan Bisnis Terapan/Vol. 2, No 1 ,
2 (1), 49–70.
Malik,  A.  D.  (2017).  Analisa  Faktor  –  Faktor  Yang Mempengaruhi Minat Masyarakat Berinvestasi Di Pasar  Modal  Syariah  Melalui  Bursa  Galeri Investasi  Uisi. Jurnal  Ekonomi  Dan  Bisnis Islam (Journal  of  Islamic  Economics  and  Business) ,
3 (1), 61. https://doi.org/10.20473/jebis.v3i1.4693
Saputra, D. (2018). Pengaruh manfaat, modal, motivasi dan edukasi terhadap minat dalam berinvestasi di Pasar  Modal. Jurnal  Manajemen  Dan  Akuntansi , Vol.5 (2) (2), 178–190.
Tandelilin,  E.  (2010). Portofolio  dan  Investasi  Teori dan Aplikasi . Yogyakarta: Kanisius .
https://doi.org/10.2753/MIS0742-1222260306