aq INDICATORS Vol. 2 (2)(2020)

## INDICATORS
Journal of Economics and Business
http://indicators.iseisemarang.or.id/index.php/jebis
ANALISIS NETRALITAS UANG DI INDONESIA TAHUN 1995.1 – 2017.2
I’zzatus Salaamah 1 , Firmansyah 2 
1,2 Ilmu Ekonomi, Fakultas Ekonomika dan Bisnis, Universitas Diponegoro
Info Artikel ________________ Sejarah Artikel: Diterima Agustus 2020
Disetujui September 2020 Dipublikasikan November 2020 ________________
Keywords: price level, real output, currency money, demand deposit money, and quasy money __________________

## Abstract
________________________________________________________________
This study aimed to analyze the effect of currency money, demand deposit money, and quasy money to price level and real output in Indonesia. This study uses time series data period 1995.1 – 2017.2. The analysis tools using Error Correction Model (ECM). The result of study showing there are any significant effect of changes currency money, and demand deposit money to price level and real output. On the other hand, changes in quasy money doesn’t have significant effect on real output. Separately, this showing if currency money and demand deposit are not neutral for real output and quasy money are neutral for real output. But, in general it can be concluded that neutrality of money is not applicable in Indonesia during the study period.
 Alamat korespondensi: Jl. Prof. Soedharto SH Tembalang, Semarang 50239 E-mail: firmansyah@live.undip.ac.id

## PENDAHULUAN
Uang merupakan jawaban  dari sulitnya penerapan  sistem  barter.  Uang  adalah  segala sesuatu yang dapat diterima masyarakat secara umum sebagai alat tukar  menukar dalam lalu lintas perekonomian yang dapat dipakai untuk melakukan  pembayaran,  baik  barang,  jasa, maupun  hutang  (Miskhin,  2008).  Dalam perekonomian,  keberadaan  uang  tidak  dapat dipandang sebelah mata, karena uang mampu memengaruhi kondisi perekonomian.
Keberadaan  uang  dalam  suatu  sistem perekonomian dapat memberikan kemudahan yang  selanjutnya  akan  menciptakan  efisiensi sehingga kegiatan ekonomi akan meningkat.
Oleh  banyak  negara,  peredaran  uang berada  di  bawah  kewenangan  Bank  Sentral. Uang  yang  diedarkan  oleh  Bank  Sentral  ini dikenal  dengan  jumlah  uang  beredar  yang memiliki kendali penting dalam perekonomian.
Dalam  Miskhin  (2008),  peningkatan  jumlah uang  beredar  akan  mendorong  peningkatan harga.  Dampak  dari  peningkatan  harga  ini adalah  penurunan  kesejahteraan  masyarakat akibat nilai uang atau daya beli yang menurun. Sebaliknya,  jika  jumlah  uang  beredar mengalami  penurunan  maka  yang  terjadi adalah resesi ekonomi.
Salah  satu  ekonom  pengikut  aliran Klasik,  David  Hume,  menyatakan  bahwa perubahan  dalam  jumlah  uang  beredar  hanya akan  memberikan  pengaruh  pada  variabel – variabel  nominal,  dan  tidak  memberikan pengaruh  terhadap  variabel  riil.  Pernyataan tersebut  kemudian  dikenal  dengan  netralitas uang.  Setelah  pernyataan  netralitas  uang, kemudian  muncul  istilah  dikotomi  klasik ( classical  dichotomy ),  atau  pemisahan  antara variabel – variabel nominal dengan variabel – variabel  riil  karena  perbedaan  kekuatan  yang
memengaruhi  kedua  jenis  variabel  tersebut. Dalam ekonomi, isu mengenai netralitas uang ini penting kaitannya dengan variabel nominal dan  variabel  riil  karena  keduanya  merupakan tujuan akhir dari kebijakan moneter (Arintoko, 2011).
Pandangan  Klasik  mengenai  netralitas uang mendapat kritik dari Keynes. Keynesian meyakini  bahwa  perubahan  dalam  jumlah uang  beredar  akan  memberikan  pengaruh terhadap variabel  riil dalam hal ini  output riil untuk jangka pendek, meskipun dalam jangka panjang perubahan jumlah uang beredar akan memengaruhi  inflasi.  Menurut  Keynesian, perubahan output riil karena perubahan dalam jumlah  uang  beredar  merupakan  akibat  dari adanya  kekakuan  harga  ( price  rigidity )  dalam jangka pendek.
Bank Indonesia memiliki tujuan tunggal yaitu  mencapai  dan  memelihara  stabilitas rupiah, dimana nilai rupiah tercermin melalui dua  aspek,  yaitu  kestabilan  nilai  mata  uang terhadap  barang  dan  jasa,  serta  kestabilan terhadap  mata  uang  negara  lain.  Untuk mencapai  tujuan  tunggal  tersebut,  Bank Indonesia  menggunakan  berbagai  macam kebijakan moneter dengan jumlah uang beredar sebagai salah satu sasaran moneternya.
Untuk mencapai tujuan tunggal tersebut, Bank Indonesia menggunakan berbagai macam kebijakan moneter dengan jumlah uang beredar sebagai  salah  satu  sasaran  moneternya.  Dari tujuan  tunggal  tersebut,  terdapat  indikasi bahwa  jumlah  uang  beredar  di  Indonesia adalah  netral,  karena  Bank  Indonesia  hanya berusaha mencapai dan memelihara kestabilan nilai  rupiah.  Selain  itu,  ditetapkannya  uang sebagai  sasaran  moneter  di  Indonesia membawa  konsekuensi  bahwa  uang  harus berada  pada  kondisi  yang  stabil  agar  tidak menimbulkan  masalah  baru  saat  digunakan dalam kebijakan moneter.
Isu  mengenai  netralitas  uang  di Indonesia harus dikaji karena hal ini berkaitan dengan  posisi  uang  sebagai  sasaran  moneter yang  tentu  akan  digunakan  dalam  kebijakan moneter  guna  mencapai  tujuan  tunggal  yang telah  ditetapkan  Bank  Indonesia.  Jika  jumlah uang beredar di Indonesia netral, maka jumlah uang  beredar  di  Indonesia  tidak  dapat digunakan  untuk  mengatasi  krisis.  Selain  itu,
Bank  Indonesia  juga  harus  merumuskan kebijakan yang hanya fokus pada pengendalian inflasi,  yang  dilaksanakan  sesuai rules yang dibakukan  untuk  mengendalikan  inflasi. Sebaliknya,  jika  jumlah  uang  beredar  di Indonesia  tidak  netral,  maka  Bank  Indonesia dapat  menggunakan  jumlah  uang  beredar untuk  mengatasi  krisis  dan  juga  untuk mencapai  variabel  ekonomi  makro  penting lainnya.
Berbagai  studi  empiris  sudah  dilakukan oleh  banyak  peneliti  dan  akademisi  dalam beberapa dekade.
Penelitian mengenai netralitas uang diawali oleh King and Watson (1992,  1997)  yang  menemukan  fakta  bahwa netralitas  uang  berlaku  di  Amerika  Serikat dalam  jang  panjang.  Selain  itu,  Fisher  and Seater  (1993)  juga  melakukan  penelitian  di Amerika  Serikat  dengan  hasil  bahwa  dalam jangka  panjang  netralitas  uang  berlaku.  Di Indonesia,  studi  empiris  mengenai  netralitas uang  juga  dilakukan  oleh  Arintoko  (2011), dengan  hasil  netralitas  uang  tidak  berlaku  di Indonesia  dalam  jangka  panjang,  karena ternyata  jumlah  uang  beredar  M1  dan  M2 berpengaruh terhadap PDB riil di Indonesia.
Berdasarkan  latar  belakang  yang  sudah diuraikan  di  atas,  penelitian  ini  bertujuan untuk:  (1).  Secara  umum  mengetahui  apakah netralitas uang berlaku atau tidak di Indonesia. (2). Secara khusus dan terpisah bertujuan untuk mengetahui  dan  menganalisis  bagaimana pengaruh  jumlah  uang  beredar  di  Indonesia yang  terdiri  dari  uang  kartal,  uang  giral,  dan uang  kuasi  terhadap  IHK  serta  PDB  riil  di Indonesia.

## METODE PENELITIAN Data dan Definisi Variabel
Jenis  data  yang  digunakan  dalam penelitian  ini  adalah  data  sekuder  dalam bentuk time  series atau  runtun  waktu  dengan periode waktu kuartalan tahun 1995.1 sampai tahun  2017.2.  Data – data  tersebut  diperoleh dari  berbagai  sumber,  seperti  Badan  Pusat Statisitk  (BPS),  Statistika  Ekonomi  dan Keuangan  Indonesia  (SEKI)  Bank  Indonesia, Laporan  Tahunan  Bank  Indonesia,  serta berbagai  sumber  lain  yang  berkaitan  dengan topik penelitian.
Variabel – variabel  yang  digunakan dalam penelitian ini antara lain adalah, jumlah uang  beredar,  tingkat  harga  dan  output  riil. Uang  kartal,  uang  giral,  dan  uang  kuasi merupakan proxy dari  variabel  jumlah  uang beredar.  Tingkat  harga  yang  di proxy dengan indeks harga konsumen (IHK), dan PDB atas dasar  harga  konstan  tahun  2010  yang merupakan proxy untuk output riil.
Metode Analisis Uji Akar Unit ( Unit Root Test ) Dalam  menganalisis  data time  series , syarat  pertama  yang  harus  dipenuhi  adalah stasioneritas  semua  data  yang  digunakan dalam  penelitian.  Data  yang  stasioner  akan tidak  terlalu  bervariasi  dan  cenderung mendekati nilai rata – ratanya (Gujarati, 2003). Stasioneritas  data  ini  penting  untuk  dipenuhi, karena  akan  menerjemahkan  data  ke  dalam model  ekonomi.  Selain  itu,  pengujian  dengan menggunakan  data  yang  tidak  stasioner  akan menyebabkan regresi lancung ( spurious regression ).
Uji akar unit atau unit root test adalah uji  yang  digunakan  untuk  mengetahui stasioneritas  suatu  data.  Uji  akar  unit  dapat dilakukan  dengan  beberapa  uji,  antara  lain Augmented  Dickey  Fuller  (ADF)  dan  Philip Perron (PP). Dalam penelitian ini, uji akar unit dilakukan  dengan  menggunakan  uji  ADF. Suatu data dikatakan stasioner apabila nilai uji ADF dan nilai probabilitas lebih kecil dari nilai kritis  yang  ditetapkan.  Sebaliknya,  data  yang tidak stasioner terlihat melalui nilai ADF dan nilai  probabilitas  yang  lebih  besar  dari  nilai kritis.  Data  yang  tidak  stasioner  harus distasionerkan  menggunakan  uji  derajat integrasi.

## Uji Derajat Integrasi
Uji  derajat  integrasi  merupakan lanjutan dari uji akar unit. Uji derajat integrasi dilakukan karena salah satu atau bahkan semua data  yang  digunakan  sebagai  variabel penelitian  tidak  stasioner  pada  derajat  level I(0).  Untuk  mengetahui  pada  derajat  level berapakah  data  akan  stasioner,  maka  perlu dilakukan  uji  akar  unit.  Data – data  yang digunakan  harus  stasioner  pada  level  yang
sama. Jika ada satu atau beberapa variabel yang belum  stasioner  pada  derajat  satu  I(1),  maka pengujian  dilanjutkan  dengan  uji  derajat integrasi kembali.
Uji  ADF  kembali  digunakan  dalam mengetahui  pada  derajat  level  berapakah semua  data  akan  stasioner.  Data  dikatakan stasioner jika nilai ADF dan nilai probabilitas lebih  kecil  dari  nilai  kritis  yang  ditetapkan. Begitupun sebaliknya, data tidak stasioner jika nilai ADF dan nilai probabilitas lebih kecil dari nilai kritis. Jika data masih tidak stasioner pada derajat satu I(1), pengujian kembali dilanjutkan pada derajat I(2).

## Uji Kointegrasi
Uji  kointegrasi  merupakan  lanjutan dari  uji  stasioneritas  dan  uji  derajat  integrasi. Uji  kointegrasi  dilakukan  untuk  mengetahui bagaimana  perilaku  data  dalam  jangka panjang. Hubungan antar variabel yang saling berkointegrasi mengindikasikan adanya keseimbangan  dalam  jangka  panjang.  Suatu model  dikatakan  memiliki  hubungan  antar variabel  yang  berkointegrasi  apabila,  µ t yang menghubungkan  variabel – variabel  dalam model adalah stasioner pada derajat level I(0). Uji  kointegrasi  dapat  dilakukan  dengan bebeapa uji, antara lain: uji Eangle Granger, uji
Augmented Eangle Granger,
dan Cointegrating  Regression  Durbin  Watson.  µ t dikatakan stasioner apabila nilai ADF dan nilai probabilitas lebih kecil dari nilai kritis.

## Error Correction Model
Error correction model atau ECM adalah salah  satu  analisis  regresi  model  dinamis. Insukindro  (1992)  mengatakan  bahwa  dalam ekonomi,  spesifikasi  model  dinamis  adalah penting  karena  hal  ini  berkaitan  dengan pembentukan model dari sistem ekonomi yang berhubungan dengan perubahan waktu. ECM adalah  model  dinamis  untuk  menganalisis suatu  model,  baik  dalam  jangka  panjang, maupun jangka pendek. Dalam jangka pendek, seringkali  terjadi  ketidakseimbangan  akibat faktor – faktor  di  luar  penelitian.  Oleh  ECM, kemudian  hal  ini  dikoreksi  sehingga  dalam jangka panjang terjadi keseimbangan. Sehingga
dapat disimpulkan jika ECM adalah penyelaras antara jangka panjang dan jangka pendek.
Δ IHK  = α + β 1 Δ kartal  + β 2 Δ giral  + β 3
Δ kuasi+ β 4 ECTt-1 + μ t (1)
Δ PDBriil  = α + β 1 Δ kartal  + β 2 Δ giral  + β 3 Δ kuasi+ β 4 ECTt-1 + μ t (2)
Sedangkan  untuk  model  jangka  panjangnya adalah sebagai berikut:
IHK = α 0 + α 1kartalt + α 2giralt + α 3kuasit + Ε t (3) PDBriil = α 0 + α 1kartalt + α 2gira lt + α 3kuasit + ε t (4)

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Hasil Uji Akar Unit ( Unit Root Test ) Tabel 1 menyajikan hasil uji akar unit untuk  mengetahui  stasioneritas  data  yang digunakan  dalam  penelitian.  Berdasarkan  uji akar  unit  menggunakan  uji  ADF,  data  yang digunakan  dalam  penelitian  stasioner  pada derajat level I(0).
Tabel 1. Uji Augmented Dickey Fuller ( Unit Root Test )
(*) signifikan dalam 5 persen
Berdasarkan  pengujian  menggunakan uji  ADF,  dapat  disimpulkan  hanya  variabel uang  kartal  yang  stasioner  pada  derajat  level, hal ini terlihat dari nilai ADF untuk uang kartal yang  lebih  kecil  dari  nilai  kritis  5%,  dan  nilai probabilitas  yang  lebih  kecil  dari  0.05. Selanjutnya,  uji  dilanjutkan  dengan  uji  derajat integrasi.

## Uji Derajat Integrasi
Tabel  2  di  bawah  ini  menunjukkan hasil uji derajat integrasi untuk semua variabel yang digunakan dalam penelitian.

## Tabel 2. Uji Augmented Dickey Fuller (Uji
Derajat Integrasi)
Berdasarkan  hasil  pengujian,  dapat disimpulkan  bahwa  semua  variabel  stasioner pada derajat level pertama I(1). Hal ini terlihat dari nilai ADF derajat pertama I(1) yang lebih kecil dari nilai kritis 5%, dan nilai probabilitas yang juga lebih kecil dari nilai kritis 0.05.

## Uji Kointegrasi.
Uji  kointegrasi  adalah  uji  yang dilakukan  untuk  mengetahui  apakah  antar variabel  model  akan  berkointegrasi  dalam jangka  panjang  atau  tidak.  Uji  kointegrasi dilakukan dengan menggunakan residual model penelitian.  Tabel  3  menyajikan  hasil  uji kointegrasi dengan uji ADF.

## Tabel 3. Uji Augmented Dickey Fuller (Uji
Derajat Integrasi)
Setelah  dilakukan  uji  ADF,  dapat disimpulkan  bahwa  residual  dari  masing – masing  model,  yaitu  IHK  dan  PDB  riil  sudah stasioner  pada  derajat  level  I(0).  Hal  ini mengindikasikan bahwa kedua model berkointegrasi dalam jangka panjang.
Error Correction Model (ECM) ECM  adalah  model  dinamis  yang relatif  baik  digunakan  untuk  menguji  data runtun waktu atau time series . Tabel 4a dan Tabel 4b di bawah akan menunjukkan hasil pengujian kedua model dengan  ECM  yang dipopulerkan
Eagle Granger. Variabel Level I (0) Critical Value 5% Probability Kartal -4.107519* -3.461094  0.0088* Giral -3.339703 -3.461094  0.0666 Kuasi -2.895973 -3.461094  0.1689 IHK -3.153160 -3.461094  0.1008 PDB riil 2.710040 -2.894332  1.0000
Variabel Level I (0) Critical Value 5% Probability Kartal -4.991059 -3.463547  0.0005 Giral -9.827785 -3.464198  0.0000 Kuasi -7.636540 -3.462292  0.0000 IHK -11.46537 -3.641686  0.0000 PDB riil -5.843961 -3.464198  0.0000
Models ADF test statistic in level Critical Value 5% Probability IHK -4.161821 -3.461094  0.0075 PDB riil -3.905718 -2.894332  0.0026
Tabel 4a. Error Correction Model Model IHK
Tabel 4b. Error Correction Model Model PDB
Riil
Estimasi Jangka Panjang Karena  penelitian  ini  menggunakan alat analisis ECM, maka selain menguji model dalam jangka pendek, pengujian dalam jangka panjang juga harus dilakukan. Tabel 5 di bawah ini menunjukkan hasil estimasi jangka panjang untuk kedua model, yaitu IHK dan PDB riil.
Tabel 5. Estimasi Jangka Panjang a. Model IHK

## b. Model PDB Riil
Uji Asumsi Klasik Uji Multikolinearitas
Uji multikolinearitas adalah salah satu uji  asumsi  klasik  yang  bertujuan  untuk mengetahui  apakah  variabel – variabel  bebas yang  digunakan  dalam  penelitian  saling berkorelasi  satu  sama  lain.  Untuk  menguji multikolinearitas,  penelitian  ini  menggunakan Varians Inflation Factors. Tabel 6 menunjukkan hasil  pengujian  untuk  mengetahui  ada  atau tidaknya multikolinearitas.
Tabel 6. Uji Multikolinearitas a. Multikolinearitas Jangka Pendek
Berdasarkan  pengujian  dengan  VIF, dapat disimpulkan jika kedua model baik IHK maupun  PDB  riil  terbebas  dari  masalah multikolinearitas. Hal ini dapat dilihat dari nilai VIF  yang  lebih  kecil  dari  10  untuk  semua variabel bebas kedua model.
Uji Autokorelasi Pengujian autokorelasi
akan menunjukkan ada atau tidaknya korelasi antar variabel.  Uji  autokorelasi  dalam  penelitian  ini menggunakan uji Breusch-Godfrey.
Tabel 7. Uji Autokorelasi a. Uji Autokorelasi Jangka Pendek
Variable Coefficient t-Statistic Prob. C 0.000961 0.121137 0.9039 Dkartal 0.117042 1.038301 0.3021 Dgiral -0.098695  -0.422387  0.6738 Dkuasi -0.166091  -0.508363  0.6125 ECT(-1) R-square Adj. R-square Durbin Watson F-statistic Prob.F.stat -0.216144 0.176468 0.137253 2.052550 4.499935 0.002418 -3.255468  0.0002 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C 22793.20 3.897715 0.0002 Dkartal 0.775525 3.596620 0.0005 Dgiral 0.699818 3.120538 0.0025 Dkuasi -0.393331  -3.836642  0.0002 ECT(-1) R-square Adj. R-square Durbin Watson F-statistic Prob.F.stat 0.316522 0.315384 0.282783 1.836638 9.674108 0.000002 0.066802 0.0000 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C 2.141077 7.818189 0.0000 kartal -0.484560 -2.215661  0.0294 giral -0.524197 -2.509111  0.0140 kuasi 0.878507 4.601855 0.0000 R-square Adj. R-square Durbin Watson F-statistic Prob.F.stat 0.5558720 0.540379 2.045420 35.87933 0.000000 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C 936288.9 77.63947 0.0000 kartal 1.538155 3.215444 0.0000 giral 1.599889 4.668783 0.0000 kuasi -0.097899 -1.456726  0.1480 R-square Adj. R-square Durbin Watson F-statistic Prob.F.stat 0.978810 0.978071 2.163878 1325.203 0.000000
Models Kartal Giral Kuasi IHK 1.102755 1.112644 1.147989 PDB riil 1.292579 1.086615 1.261538
Models Breusch-Godfrey test IHK 0.9498 dan 0.9457 PDB riil 0.0642 dan 0.0560
b. Uji Autokorelasi Jangka Panjang
Berdasarkan  uji  Breusch-Godfrey, kedua model untuk jangka panjang dan jangka pendek terbebas dari masalah autokorelasi. Hal ini  dapat  dibuktikan  dengan  nilai  uji  Breusch- Godfrey kedua model lebih besar dari 0.05 baik dalam jangka panjang maupun jangka pendek.

## Uji Heteroskedastisitas
Uji heteroskedastisitas dilakukan untuk mengetahui  apakah  variabel  penganggu memiliki  varians  yang  sama  atau  tidak. Pengujian heteroskedastisitas dilakukan dengan uji Glejser.
Tabel 8. Uji Heteroskedastisitas a. Uji Heteroskedastisitas Jangka Pendek
b. Uji Heteroskedastisitas Jangka Panjang
Berdasarkan  Tabel  8  probabilitas  untuk  kedua model dalam jangka panjang dan jangka pendek lebih besar dari 0.05. Dapat disimpulkan bahwa kedua model, baik model IHK maupun model PDB  riil  dalam  jangka  panjang  dan  jangka pendek
terbebas dari masalah heteroskedastisitas.

## Pembahasan
1. Uang Kartal dan IHK.
Dalam  jangka  pendek,  kenaikan  uang  kartal sebesar  1%  akan  direspon  positif  oleh  tingkat harga  sebesar  0.11%  dengan  pengaruh  yang tidak  signifikan.  Hal  ini  menandakan  bahwa teori kuantitas uang klasik tidak berlaku dalam jangka  pendek.  Kenaikan  tingkat  harga  dalam
jangka  pendek  lebih  didorong  oleh  faktor  lain selain  uang  kartal.  Untuk  jangka  panjang, kenaikan uang kartal sebesar 1% justru direspon negatif oleh tingkat harga sebesar 0.48% dengan pengaruh  yang  signifikan.  Dalam  jangka panjang,  teori  kuantitas  uang  klasik  juga  tidak berlaku.  Respon  negatif  dalam  jangka  panjang ini  disebabkan  oleh  beberapa  kebijakan pemerintah  terkait  dengan  uang  kartal,  salah satunya  adalah  pembatasan  uang  primer  di tahun 2000.
2. Uang Giral dan IHK.
Dalam  jangka  pendek  dan  jangka  panjang, kenaikan  uang  giral  direspon  negatif  oleh tingkat  harga.  Kenaikan  uang  giral  dalam jangka  pendek  sebesar  1%  akan  menurunkan tingkat  harga  sebesar  0.09%  dengan  pengaruh yang tidak signifikan. Hasil ini tentu tidak sesuai dengan  teori  kuantitas  uang  klasik  yang menyatakan bahwa kenaikan uang beredar akan meningkatkan tingkat harga. Hal tersebut juga berlaku  dalam  jangka  panjang,  dimana kenaikan  uang  giral  sebesar  1%  akan  direspon negatif oleh tingkat harga sebesar 0.52% dengan pengaruh  yang  signifikan.  Tingkat  harga  yang menurun dalam jangka panjang juga didorong oleh  kebijakan  pemerintah  untuk  membatasi uang  primer  di  tahun  2000.  Selain  itu,  hal  ini juga didorong oleh kenaikan dunia usaha yang ditandai  dengan  peningkatan  uang  giral  yang kemudian  membangkitkan  dunia  usaha  dan memulihkan  perekonomian,  sehingga  tingkat harga mengalami penurunan.
3. Uang Kuasi dan IHK.
Dalam jangka pendek, kenaikan uang kuasi sebesar  1%  akan  direspon  negatif  oleh  tingkat harga  sebesar  0.16%,  dengan  pengaruh  yang tidak signifikan. Hasil pengujian dalam jangka pendek menunjukkan bahwa hal ini kontradiktif dengan  teori  yang  digunakan.  Untuk  jangka panjang,  kenaikan  uang  kuasi  sebesar  1% direspon  positif  oleh  tingkat  harga  sebesar 0.87%  dengan  pengaruh  yang  signifikan.  Sifat uang  kuasi  yang  tidak  likuid  cukup  mampu meredam kenaikan tingkat harga. Hal ini tentu sesuai dengan teori kuantitas uang Klasik yang menyatakan  bahwa  kenaikan  jumlah  uang beredar akan meningkatkan tingkat harga.
Models Breusch-Godfrey test IHK 0.4712 dan 0.4578 PDB riil 0.5060 dan 0.5138 Models Prob. IHK 0.1774 dan 0.1322 PDB riil 0.2234 dan 0.2882 Models Prob. IHK 0.2118 dan 0.2112 PDB riil 0.7724 dan 0.7860
4. Uang Kartal dan PDB riil. Dalam jangka pendek dan jangka panjang, kenaikan uang kartal direspon positif oleh PDB riil dengan pengaruh yang signifikan. Kenaikan PDB  riil  sebesar  0.77%  akibat  kenaikan  uang kartal sebesar 1% tidak dapat dijelaskan dengan teori  kuantitas  uang  Klasik,  namun  dapat dijelaskan  dengan  teori  dari  Keynes.  Dalam jangka pendek, Keynes meyakini bahwa adanya kekakuan  harga  ( price  rigidity ),  sehingga kenaikan dalam jumlah uang beredar tetap akan meningkatkan PDB riil, meskipun dalam jangka panjang  akan  meningkatkan  inflasi.  Respon positif  uang  kartal  terhadap  PDB  riil  dalam jangka  panjang  sebesar  1.53%  menunjukkan bahwa masyarakat masih prefer memegang uang kartal  untuk  melakukan  kegiatan  ekonomi sehari – harinya.
5. Uang Giral dan PDB riil.
Hubungan uang giral dalam jangka pendek dan jangka panjang juga direspon positif oleh tingkat harga  dengan  pengaruh  yang  signifikan  pula. Dalam  jangka  pendek,  kenaikan  uang  giral sebesar 1% akan meningkatkan PDB riil sebesar 0.69%.  Hasil  ini  dapat  dijelaskan  dengan menggunakan  teori  Keynes,  dimana  dalam jangka  pendek  terjadi  kekakuan  harga  yang mendorong  PDB  riil  untuk  terus  meningkat. Porsi  kenaikan  uang  giral  yang  lebih  kecil daripada  uang  kartal  dalam  jangka  pendek menunjukkan  bahwa  masyarakat  belum sepenuhnya  menggunakan  uang  giral  untuk kegiatan  sehari – hari.  Hal  ini  juga mengindikasikan  bahwa  masih  rendahnya kredit dari masyarakat. Untuk jangka panjang, kenaikan  uang  giral  sebesar  1%  meningkatkan PDB riil sebesar 1.59. Hal ini mengindikasikan bahwa  dalam  jangka  panjang,  masyarakat mulai melakukan investasi sehingga meningkatkan PDB riil.
6. Uang Kuasi dan PDB riil.
Dalam  jangka  pendek,  kenaikan  uang  kuasi sebesar 1% menurunkan PDB riil sebesar 0.39% dengan pengaruh yang signifikan. Hal ini dipicu oleh  sifat  uang  kuasi  yang  tidak  likuid  dalam jangka pendek, sehingga meskipun peningkatan uang  kuasi  tinggi  hal  tersebut  tidak  mampu meningkatkan  PDB  riil  dalam  jangka  pendek.
Untuk  jangka  panjang,  kenaikan  uang  kuasi sebesar  1%  juga  menurunkan  PDB  riil  sebesar 0.09% dengan pengaruh yang tidak signifikan.

## 7. Error Correction Term (ECT)
Untuk model IHK, menghasilkan ECT sebesar -0.216144  dengan  probabilitas  sebesar  0.0002. Sedangkan untuk model PDB rii menghasilkan ECT  sebesar  0.316522  dengan  probabilitas sebesar 0.0000. Hal ini mengindikasikan bahwa kedua model yang digunakan dalam penelitian adalah  sahih  untuk  digunakan,  karena  nilai probabilitas yang lebih kecil dari 0.05.

## SIMPULAN
Berdasarkan uji yang sudah dilakukan menggunakan  ECM,  secara  umum  dapat disimpulkan baik dalam jangka pendek maupun jangka panjang netralitas uang tidak berlaku di Indonesia selama periode pengamatan. Hal ini dapat dibuktikan dengan adanya pengaruh yang signifikan  antara  jumlah  uang  beredar  dengan PDB  riil  dalam  jangka  pendek  dan  jangka panjang. Hal ini sekaligus membuktikan bahwa kebijakan  moneter  dengan  menggunakan jumlah  uang  beredar  sebagai  sasaran  moneter masih  relevan  untuk  digunakan.  Kesimpulan lain  dari  pengujian  yang  sudah  dilakukan adalah  secara  khusus  dan  terpisah,  uang  kuasi adalah  netral  dalam  jangka  panjang.  Hal  ini dapat dilihat dari probabilitas yang lebih besar dari  0.05.  Sehingga  dapat  disimpulkan  bahwa tujuan tunggal Bank  Indonesia tidak berkaitan dengan hipotesis David Hume tentang netralitas uang.

## DAFTAR PUSTAKA
Arintoko, A. (2011). Pengujian Netralitas Uang dan  Inflasi Jangka  Panjang  di Indonesia. Buletin  Ekonomi  Moneter  dan Perbankan , 14 (1), 79-118.
Fisher, M. E., & Seater, J. J. (1993). Long-run neutrality  and  superneutrality  in  an ARIMA framework. The American Economic Review , 402-415.
Damodar,  G.  (2003).  Ekonometrika  Dasar: Edisi Keenam. Jakarta: Erlangga .
Insukindro,  I.  (1992).  Pembentukan  Model Dalam  Penelitian  Ekonomi. Journal  of
Indonesian Economy and Business , 7 (1), 1- 18.
King, R., & Watson, M. W. (1992). Testing long run neutrality .
Mankiw, N. G., Quah, E., & Wilson, P. (2012). Pengantar  Ekonomi  Makro,  Principles Of  Economics  An  Asian  Edition. Biro Bahasa  Alkemis  (Penerjemah).  Jakarta. Salemba Empat .
Frederic,  M.  (2008).  Ekonomi  Uang, Perbankan dan Pasar Keuangan.
Sukirno,  Sudono.  (2001).  Pengantar  Teori Makro  Ekonomi. Jakarta:  PT.  Raja Grafindo Persada .
Samuelson, Paul A dan Nordhaus, William D. (2001).  Ilmu  Ekonomi  Makro. Jakarta: Media Pustaka .