## KEMAMPUAN INFLASI PADAMODEL PURCHASING POWER PARITY DALAM MENJELASKAN NILAI TUKAR RUPIAH TERHADAP DOLLAR AMERIKA SERIKAT
OLEH : AGUS BUDI SANTOSA

## Fakultas Ekonomi Universitas Stikubank Semarang

## ABSTRACT
This research will analyze the relationship between inflation variable with exchange value of Rupiah toward American Dollar. The model used is Purchasing Power Parity (PPP) model by using  Error  Correction  Model  (ECM)  analysis  instrument.  The  employment  of  PPP  model  is based  on  the  empirical  evidence  which  shows  the  ability  of  PPP  model  in  predicting  and explaining the behaviour of the exchange value. While the reason of using ECM is that it is able to explain the long term and short term behaviour of the exchange value.
The  result  of  the  result  shows  that  in  the  short  term  period  of  time  the  inflation  variable does  not  significantly  influence  the  fluctuation  of  the  Rupiah’s  exchange  value  toward  the American Dollar and the amount of money flowing. On the other hand, national income variable and  interest  variable  significantly    influence  the  exchange  value  of  Rupiah  toward  American Dollar.
The  main  emphasis  of  the  research  is  that  positive  direction  coefficient  between  inflation and  exchange  value  in  the  short  term.  The  estimation  result  of  the  ECM  shows  that  error correction term (ECT) value equal zero. Therefore, it is concluded that the model used is valid.
Key Words : Purchasing Power Parity, Inflasi , Error Correction Models , Kurs
PENDAHULUAN Uraian Umum Lingkup Permasalahan Globalisasi perekonomian sering didefinisikan sebagai proses semakin menghilangnya atau menipisnya “batas”` ekonomi antar negara. Sejalan dengan berkembangnya proses globalisasi perekonomian,  maka  dibidang  perdagangan internasionalpun  restriksi  semakin  berkurang. Hal ini membawa dampak meningkatnya volume dan nilai perdagangan internasional .
Dalam melakukan perdagangan
internasional,  nilai  (harga)  suatu  komoditi dinyatakan dalam satuan mata uang tertentu, bisa mata  uang  domestik  maupun  mata  uang  luar negeri.  Permasalahan  muncul  dalam  kaitannya dengan  harga,  karena  nilai  valuta  asing  sering mengalami  fluktuasi.  Perubahan  nilai  tersebut disebabkan  oleh  banyak  hal,  diantaranya  : perubahan  tingkat  inflasi,  perubahan  tingkat suku  bunga,  perubahan  tingkat  pendapatan  serta seberapa besar peran pemerintah dalam perekonomian  (Madura,  2000).  Nilai  valuta asing  tercermin  dalam  variabel  kurs  yang sebenarnya merupakan  perbandingan mata uang domestik  dengan  valuta  asing,  sehingga  kurs dapat  digunakan  untuk  mengetahui  daya  beli suatu  valuta.  Perbedaan  daya  beli  antara  mata
uang suatu negara dengan  negara  yang lain akan memberikan  kesempatan  bagi  pelaku  ekonomi untuk mengambil keuntungan melalui arbitrage . Teori Purchasing  Power  Parity (PPP)
merupakan suatu teori yang langsung menerapkan hukum satu harga untuk membandingkan  pasar  barang  dan  jasa  antar negara.  Pada  dasarnya  teori  PPP  menekankan hubungan  jangka  panjang  antara  kurs  valuta asing  dengan  harga  komoditi  secara  relatif. Menurut  teori  PPP  bentuk  relatif  ( relative  form ) laju  perubahan  indeks  harga,  yang  juga merupakan  inflasi,  di  dua  negara  akan  hampir sama  jika  diukur  memakai  valuta  yang  sama. (Jeff Madura, 1995)

## Grafik 1
Grafik Nilai Tukar Rupiah Terhadap Dollar Amerika Serikat

## Grafik 2
Tingkat Inflasi di Indonesia
Penelitian  ini  bertujuan  untuk  menguji keberlakuan  teori  PPP,  dalam  hal  ini  variabel inflasi  relatif,  dalam  memprediksi  nilai  tukar Rupiah terhadap Dollar Amerika Serikat .Dalam penelitian  ini  variabel  yang  digunakan  dalam memprediksi  nilai  tukar  rupiah  didasarkan  pada teori  PPP  yang  meliputi  variabel  :  Inflasi, Tingkat  Bunga,  Tingkat  Output  dan  Penawaran Uang.  Permasalahan  yang  dirumuskan  dalam penelitian  ini  sebagai  berikut  :    Apakah  variabel inflasi relatif dalam model PPP dapat menjelaskan perilaku nilai tukar Rupiah terhadap Dollar Amerika Serikat ?

## Tujuan dan Manfaat Penelitian
Dengan  melakukan  penelitian  ini  dapat diketahui  bagaimana  hubungan  secara  empiris antara  inflasi (termasuk tingkat bunga, GDP dan jumlah  uang  beredar)  dengan  nilai  tukar. Sehingga  dapat  memberikan  informasi  prediksi nilai tukar bagi  pelaku ekonomi untuk melakukan  tindakan  :  (1) hedging ,  sehingga dapat  diambil  tindakan,    sell  atau  buy,  untuk meminimalisasi  kerugian  akibat  fluktuasi  valuta asing, (2) financing/ pembiayaan dengan memilih valuta yang memiliki biaya efektif paling rendah,
(3) investment yaitu  memilih  investasi  pada valuta  mana  yang  memberikan  tingkat return paling  tinggi.  Penelitian  ini  bertujuan  untuk mendapatkan  bukti  empiris  tentang  Inflasi  pada model  PPP  dalam  menjelaskan  perilaku  nilai tukar  Rupiah  terhadap  valuta  asing  (Dollar Amerika Serikat ).
Bagi  bidang  penelitian,  kajian  ini  dapat digunakan sebagai :
1. Untuk  klarifikasi  penelitian  sebelumnya atau sebagai pengkayaan kajian penelitian terdahulu. 2. Sebagai  acuan  untuk  pengembangan penelitian  lebih  lanjut dengan  topik  yang berkaiatan dengan valuta asing, khususnya Dollar Amerika Serikat. 3. Dasar  replikasi  bagi  penelitian  dengan jenis valuta yang berbeda.

## TINJAUAN TEORITIS

## Teori Purchasing Power Parity ( PPP )
Teori  PPP  diperkenalkan  oleh Gustav Cassel yang menjelaskan hubungan antara harga komoditi  dalam  mata  uang  domestik  (  lokal  ) dengan dengan nilai tukar. Teori ini menyatakan bahwa  nilai  tukar  akan  meyesuaikan  diri  dari waktu  ke  waktu  untuk  mencerminkan  selisih inflasi antara dua negara, akibat adanya daya beli konsumen untuk membeli produk domestik akan sama  dengan  daya  beli  untuk  membeli  produk luar negeri.  Asumsi utama yang mendasari teori PPP adalah pasar komoditi merupaka pasar  yang efisien dilihat dari alokasi, operasional, penentuan harga dan informasi. (Tucker, 1991).
Oleh  karena  itu,  bila  indeks  harga  di kedua  negara  identik, the  law  of  one  price menjustifikasi  teori PPP  (Baillie  dan  McMahon, 1990).  Artinya  bila  produk  yang  sama  dijual pada pasar yang berbeda dan tidak ada hambatan dalam  penjualan  maupun  biaya  transportasi, maka  harga  produk  cenderung  sama  pada  dua pasar tersebut.  Bila  kedua pasar tersebut adalah dua  negara  berbeda,  harga  produk  biasanya dinyatakan dala mata uang yang berbeda, namun harga produknya tetap masih sama. Perbandingan  harga  hanya  memerlukan  suatu konversi satu mata uang ke mata uang lain.
Teori  PPP  dibedakan  benjadi  dua,  yaitu bentuk Absolute dan  bentuk Relatif .  Teori  PPP Absolute menyatakan  bahwa  harga  dari  dua produk homogen  di  negara-negara  yang  berbeda akan  sama  jika  diukur  dalam  valuta  yang  sama. Kurs  valuta  asing  dinyatakan  dalam  nilai  harga kedua negara :
S t =  P t /  P t* Dimana  P t dan   P t* menunjukkan harga rata- rata  tertimbang  dari  komoditi  di  dua  negara (tanda * menunjukkan luar negeri ).
Dengan  kata  lain,  teori  PPP absolute menerangkan  kurs  spot  ditentukan  oleh  harga relatif  dari  sejumlah  barang  yang  sama
(ditunjukkan  oleh  indeks  harga).    Dalam kaitannya dengan inflasi (kenaikan harga produk secara umum) dapat disimpulkan bahwa menurut teori  ini  suatu  negara  yang  mata  uangnya mengalami tingkat inflasi yang tinggi seharusnya mengurangi  nilai  mata  uangnya  relatif  terhadap mata  uang  negara  lain  yang  tingkat  inflasinya lebih rendah.
Sementara  itu,  teori  PPP  Relative mengatakan  persentase  perubahan  kurs  nominal akan  sama  dengan  perbedaan  inflasi  di  antara kedua negara. Apabila dinyatakan dalam konteks future,  harapan  perubahan  kurs  valuta  asing sama dengan harapan perbedaan inflasi :
 S e t =  P e t -  P e* t dimana  S e t = harapan perubahan kurs Bentuk  ini  mengakui  bahwa  karena keberadaan  ketidaksempurnaan pasar, harga dari produk  yang  sama  di  negara  yang  berbeda  bisa jadi  tidak  sama  jika  diukur  melalui  valuta  yang sama.  Tetapi,  laju  perubahan  harga  produk seharusnya  tidak  jauh  berbeda  jika  diukur memakai  valuta  yang  sama,  sepanjang  biaya transportasi  dan  proteksi  perdagangan  tidak berubah.

## Derivasi Purchasing Power Parity
Diasumsikan bahwa indeks harga domestik  (  h  )  dan  indeks  harga  luar  negeri  (f  ) sama. Sedangkan laju inflasi domestik ( I h ) dan laju  inflasi  luar  negeri  (I f ),  maka  indeks  harga barang domestik ( P h ) menjadi :
P h ( 1 + I h )
Indeks  harga  di  luar  negeri  (  P f )  juga  berubah karena inflasi di negara tersebut :
P f ( 1 + I f )
Teori  PPP  menyiratkan  bahwa  nilai  tukar  tidak akan  tetap  konstan,  tetapi  akan  menyesuaikan diri  untuk  mempertahankan  paritas  daya  beli. Apabila  inflasi  terjadi  dan  nilai  tukar  antara valuta  lokal  dengan  valuta  asing  berubah,  maka indeks  harga  luar  negeri  dari  perspektif konsumen domestik menjadi :
P f ( 1 + I f ) ( 1 + e f )
Dimana  e f =  mewakili  persentase  perubahan nilai  valuta  asing  yang  bersangkutan.  Menurut teori  Paritas  Daya  Beli,  persentase  perubahan nilai valuta asing harus  berubah untuk mempertahankan  paritas  dalam  indkes  harga
yang baru dari kedua negara. Dengan demikian e f dalam kondisi PPP sebagai berikut :
P f ( 1 + I f ) ( 1 + e f ) = P h ( 1 + I h ) Maka nilai  :
e f = { P h ( 1 + I h ) / P f ( 1 + I f ) }  - 1 Karena  P h sama  dengan  P f ,  karena  indkes harga  awalnya  diasumsikan  sama  di  kedua negara, maka :
e f = { ( 1 + I h ) / ( 1 + I f ) }  - 1 Formula ini mencerminkan hubungan antara laju inflasi relatif dengan nilai tukar menurut PPP.
Apabila  nilai    I h >    I f ,  maka  nilai    e f harus    positif  ,  ini  menyiratkan  bahwa  valuta asing  yang  dimaksud  akan  mengalami  apresiasi terhadap  valuta  domestik  pada  saat  inflasi domestik melebihi inflasi luar negeri. Sebaliknya bila nilai  I h <  I f , maka nilai  e f akan negatif dan  berarti  nilai  valuta  asing  mengalami depresiasi pada saat inflasi inflasi domestik lebih rendah dibandingkan dengan inflasi luar negeri.

## Inflasi
Pengertian  mengenai  inflasi  dalam  ruang lingkup  ilmu  ekonomi  banyak  sekali  dijumpai. Pada  periode  awal,  definisi  inflasi  yang  sering dipergunakan  setelah  perang  dunia  kedua menurut AP  Lehner adalah  keadaan  dimana terjadi  kelebihan  permintaan  ( excess  demand ) terhadap  barang  dalam  suatu  perekonomian secara  keseluruhan.. FW  Paish memberikan penjelasan  mengenai  inflasi  sebagai  suatu kondisi  dimana  pendapatan  nasional  meningkat jauh  lebih  cepat  bila  dibandingkan  dengan peningkatan  peningkatan  barang  dan  jasa  yang dihasilkan dalam suatu perekonomian.
Dari  beberapa  pengertian  di  atas,  perlu digaris  bawahi  bahwa  definisi  inflasi  mencakup aspek-aspek sebagai berikut :
1. Tendency ,  yaitu  berupa  kecenderungan harga-harga  untuk  meningkat,  artinya dalam suatu waktu tertentu dimungkinkan terjadinya penurunan harga tetapi secara keseluruhan mempunyai  kecenderungan  (  trend  ) meningkat.
2. Sustained ,  kenaikan  harga  yang  terjadi tidak  hanya  berlangsung  dalam  waktu tertentu  saja,  melainkan  secara  terus menerus dalam jangka waktu yang lama.
3. General  level  of  price ,  harga  dalam konteks  inflasi  dimaksudkan  sebagai harga barang-barang secara umum, bukan
dalam  artian  satu  atau  dua  jenis  barang saja.

## Teori Kuantitas
Teori  paling  awal  yang  menjelaskan tentang  inflasi  adalah  Teori  Kuantitas  yang dikemukakan oleh Irving Fisher dengan menjabarkan formula sebagai berikut: M  V  =  P  T Dimana : M : jumlah uang beredar P  : tingkat harga-harga V : kecepatan perputaran uang T  : volume perdagangan
Persamaan di atas dapat dituliskan :  P  =  M V /
T
Inti  dasar  dari  teori  kuantitas  dapat  diuraikan sebagai berikut (Boediono, 1995) :
a. Inflasi  hanya  bisa  terjadi  kalau  ada penambahan jumlah uang beredar (penambahan  uang  kartal  atau  giral  ) tanpa  disertai  perubahan  yang  signifikan dalam jumlah produksi barang.
b. Laju inflasi juga ditentukan oleh ekspektasi masyarakat terhadap kenaikan harga-harga  barang  dimasa  mendatang. Dalam  hal  ini  terdapat  tiga  kemungkinan : Pertama : apabila masyarakat tidak (atau belum) mengharapkan  harga-harga untuk naik,  maka  penambahan  jumlah  uang beredar  akan  diterima  masyarakat  untuk menambah  likuiditasnya. Kedua ,  apabila masyarakat,  berdasarkan  pengalaman periode  waktu  sebelumnya,  mulai  sadar adanya  inflasi.  Maka  masyarakat  mulai mengharapkan  adanya  kenaikan  harga- harga  barang.  Dalam  kondisi  seperti  itu, penambahan  jumlah  uang  beredar  tidak lagi digunakan untuk menambah likuiditasnya  (kas)  melainkan  untuk membeli  barang-barang  (memperbesar aktiva  barang). Ketiga ,  terjadi  pada  saat inflasi  pada  kondisi  yang  lebih  parah yaitu  hyperinflation.  Dalam  keadaan  ini masyarakat sudah kehilangan kepercayaan terhadap mata uang, sehingga
ekspektasi masyarakat
mengharapkan  kondisi  yang  lebih  buruk pada masa mendatang.

## Teori Strukturalis
Teori strukturalis mengenai inflasi didasarkan  pada  pengalaman  di  negara-negara Amerika  Latin.  Teori  ini  memberi  tekanan  pada ketegaran (inflexibilities) dari struktur perekonomian negara-negara sedang
berkembang.  Karena  inflasi  dikaitkan  dengan faktor-faktor  struktural,  maka  menurut  teori  ini terdapat  2  (dua)  ketegaran  utama  dalam perekonomian  negara  sedang  berkembang  yang dapat  menimbulkan  inflasi,  yaitu  (Boediono, 167) :
Pertama ,  ketegaran  berupa  “ketidak- elastisan” penerimaan eksport, yaitu nilai eksport tumbuh  secara  lambat  dibandingkan  dengan sektor  lainnya.  Kelambatan  ini  disebabkan karena :
a. Supply (produks ) barang eksport tidak responsif terhadap kenaikan harga.
b. Semakin  kecilnya  keuntungan  (gains) yang diperoleh dari kegiatan eksport.
Kedua ,  ketegaran  berkaitan  dengan “ketidak-elastisan”  supply  atau  produksi  bahan makanan  dalam  negeri.  Pertubuhan  produksi bahan  makanan  dalam  negeri  tidak  mampu mengimbangi pertumbuhan penduduk dan pertumbuhan  pendapatan  perkapita.  Akibatnya, harga  bahan  makanan  dalam  negeri  cenderung naik  terus  melebihi  kenaikan  barang  bukan makanan.  Kondisi  tersebut  akan  mempengaruhi sisi  demand  (permintaan),  dalam  artian  bahwa masyarakat (  karyawan ) akan  “menuntut” untuk memperoleh  kenaikan  upah  (pendapatan  ). Kenaikan upah berarti kenaikan ongkos produksi,  yang  berarti  pula  mengakibatkan kenaikan  harga  barang.  Proses  tersebut  akan berlangsung  terus  dan  akan  berhenti  dengan sendirinya  seandainya  harga  bahan  makanan tidak naik.

## Penelitian Sebelumnya
a. Irving  B  Kravis  dan  Richard  E  Lipsey (1998  )  meneliti  hubungan  antara  tingkat inflasi  dan  kurs  dengan  menggunakan indeks  harga  yang  berbeda.  Variabel yang digunakan dalam penelitian meliputi  :  GNP  deflator,  indeks  harga
konsumen  dan  indeks  harga  produksen.
Hasil  penelitian  menunjukkan  bahwa
PPP  lebih  rendah  terjadi  pada  barang yang  dapat  diperdagangkan  dari  pada barang  yang tidak dapat diperdagangkan.
Mereka juga  berkesimpulan bahwa terjadi  kegagalan  paritas  daya  beli  dalam menjelaskan kurs.
b. John  A  Hodgson dan Patricia  Phelps (1995)    dan William  Folk  Jr dan Stanley
Stansell (1995)  melakukan  penelitian seberapa  lama  PPP  dapat  diperbaiki setelah terjadi “gangguan” dengan menggunakan  model  statistik.  Hasil menunjukkan  bahwa  tingkat inflasi diferensial  mendahului  perubahan  kurs dengan keterlambatan 18 bulan. Kesimpula lain adalah kurs akan menyesuaikan  pada  tingkat  inflasi  relatif dengan keterlambatan yang lebih lama.

## Hipotesis
Hipotesis  pada  dasarnya  merupakan suatu  kesimpulan  yang  bersifat  sementara tentang  perilaku  variabel-variabel  dalam  model yang  digunakan,  yang  akan  dibuktikan  melalui uji  statistik.  Berdasarkan  penjelasan  yang disampaikan  diatas,  maka  dapat  diangkat hipotesis penelitian ini sebagai berikut :
Variabel  inflasi  relatif  dapat  menjelaskan  perilaku nilai tukar Rupiah terhadap Dollar Amerika Serikat

## METODE PENELITIAN

## Populasi dan Sampel
Populasi  dalam  penelitian  ini  adalah seluruh indikator atau variabel makro perekonomian di Indonesia dan Amerika Serikat. Tetapi  dalam  penelitian  ini  variabel  makro  yang digunakan  sesuai  model Purchasing  Power Parity yang  meliputi  variabel  Kurs,  Indeks Harga  Konsumen,  Tingkat  Bunga,  Tingkat Output  dan Money  Supply .  Sedangkan  periode waktu  penelitian  mulai  tahun  1998.1  –  2003.4 dengan menggunakan data kuartalan

## Definisi Variabel
Variabel-variabel  tersebut  dalam  penelitian  ini didefinisikan sebagai berikut :
1. Kurs  (S t )  yaitu  nilai  tukar  Rupiah terhadap  Dollar  Amerika  Serikat.  Diukur dengan  berapa  rupiah  yang  diperlukan untuk  mendapatkan  satu  Dollar  Amerika Serikat.
2. Indeks  Harga  Konsumen  (P)  ,  yang secara  operasional  adalah  rasio  dari indeks  harga  konsumen  di  Amrika Serikat dan Indonesia.
3. Tingkat  Bunga  (r),  yaitu  rasio  tingkat bunga di Amerika Serikat  dan  Indonesia. Dalam penerlitian  ini tingkat bunga  yang diginakan  adalah  SBII  dan Federal Reserve .
4. Tingkat  Output  (y),  merupakan  rasio antara  tingkat Groos  Domestic  Product Amerika Serikat dan Indonesia atas dasar harga konstan.
5. Money  Supply (m)  yaitu  rasio  antara jumlah  uang  beredar  (M2)  di  Amerika Serikat dan Indonesia.

## Teknik Analisis Data
Untuk  menguji  apakah  konsep  inflasi dalam  model  PPP  dalam  menjelaskan  perilaku nilai  tukar  rupiah  terhadap  Dollar  Amerika Serikat  digunakan  teknis  analisa  dengan Error Correction Model ( ECM ).

## Perumusan Model Purchasing Power Parity
Model  PPP  yang  digunakan  dalam penelitian ini mengikut sertakan  variabel jangka pendek  ke  dalam  dinamika  jangka  panjang  , Dengan  mengacu  pada  pendekatan  model  ECM yang  dikembangkan  oleh  Domowitz  dan Elbadawi  (1987),  fungsi  biaya  kuadrat  tunggal dapat dirumuskan :
C e t = e 1 ( X t - X * t ) 2 + e 2 [ (1 – B) X t – f t (1-B) Z t ] 2
Dimana  komponen  pertama  menunjukkan  biaya penyusutan, sedngkan komponen kedua
menunjukkan  biaya  ketidak  seimbangan,dan  Z t merupakan  faktor-faktor  yang  mempengaruhi nilai tukar.
Model dasar PPP sebagai berikut :
S t = a 0 + a 1 ( P* t-1 / P t-1 ) + a 2 (r * t-1 / r t-1 ) + a 3 (y * t-1 / y t-1 ) + a 4 (m * t-1 / m t-1 )
Kemudian  dengan  melakukan  minimalisasi fungsi biaya tunggal akan didapatkan :
D ln S t = a 0 + a 1 D ln( P* t-1 / P t-1 ) + a 2 D ln (r * t-1 / r t-1 )  + a 3 D ln(y * t-1 / y t-1 ) + a 4 D ln (m * t-1 / m t-1 )  + a 5 ECT
Dimana : D S t : perbedaan nilai kurs aktual a 0 : intercept a 1,2,3,4 :  koefisien
P* / P: rasio IHK di luar negeri dan dalam negeri r* / r: rasio tingkat bunga luar negeri dan dalam negeri y* / y: rasio GDP luar negeri dan dalam negeri
m*/  m:  rasio  jml.  Uang  beredar  luar  negeri  dan  dalam negeri
ln
: natural logaritma ECT     : error correction term Dengan menggunakan model ECM maka mampu  menjelaskan  perilaku  data  baik  jangka pendek maupun jangka panjang. Untuk pengaruh jangka  pendek  dapat  dilihat  dari  variabel independent yang didiferensikan.

## HASIL DAN PEMBAHASAN

## Pengujian Akar-akar Unit
Pengujian  terhadap  stasioneritas  data pada  penelitian  ini  menggunakan  Uji  Akar Unit Dickey-Fuller Test .  Hasil pengujian unit roots terhadap variabel-variabel yang digunakan dalam analisa ini sebagai berikut : Variabel Kurs : ADF Test Statistic -0.755841      1%   Critical Value* -3.5930 5%   Critical Value -2.9320 10% Critical Value -2.6039 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variabel INF : ADF Test Statistic -4.770225      1%   Critical Value* -3.5930 5%   Critical Value -2.9320 10% Critical Value -2.6039 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variabel GDP : ADF Test Statistic -5.237665      1%   Critical Value* -3.5930 5%   Critical Value -2.9320 10% Critical Value -2.6039 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variabel Suku Bunga : ADF Test Statistic -3.092471      1%   Critical Value* -3.5930 5%   Critical Value -2.9320 10% Critical Value -2.6039 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variabel JUB : ADF Test Statistic -7.319245      1%   Critical Value* -3.5973 5%   Critical Value -2.9339 10% Critical Value -2.6048 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Dari  output  analisa  tersebut  dapat disimpulkan bahwa estimasi stasioneritas variabel  menunjukkan  data  yang  stasioneritas. Untuk  melihat  stasioneritas  data  dengan  melihat tingkat signifikansi dengan membandingkan
nilai ADF  Test  Statistik dengan MacKinnon Critical  Value ,  apabila  nilai  ADF  test  > Critical Value maka variabel tersebut stasioner. Pengujian  menunjukkan  nilai  ADF  test  variabel kurs,  inflasi,  jumlah  uang  beredar,  suku  bunga dan GDP lebih besar dari Critical Value .

## Pengujian Kointegrasi :
Dalam  analisa  ini,  uji  yang  digunakan adalah Uji  Kointegrasi  Johansen dengan menggunakan  5  (lima)  asumsi  yang  ada  pada fasilitas  Program  Eview  versi  3,1.  Hasil pengolahan dapat disajikan sebagai berikut :
Date: 09/24/03   Time: 20:11 Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Test assumption: Linear deterministic trend in the data
Series: LLKURS JUB INF SB GDP Lags interval: 1 to 1 Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized Eigenvalue Ratio Critical Value  Critical Value No. of CE(s) 0.590135 86.57931 68.52 76.07 None ** 0.521807 50.01027 47.21 54.46 At most 1 * 0.292625 19.76289 29.68 35.65 At most 2 0.114246 5.568915 15.41 20.04 At most 3 0.014407 0.594974 3.76 6.65 At most 4 *(**)  denotes  rejection  of  the  hypothesis  at 5%(1%) significance level L.R.  test  indicates  2  cointegrating equation(s)  at  5%  significance level Berdasarkan hasil uji Kointegrasi Johansen  dengan  menggunakan  5  (lima)  asumsi maka  dapat  disimpulkan  bahwa  hasil  tersebut mempunyai konsistensi yaitu terdapat kointegrasi  dalam  persamaan.  Sehingga  dapat dikatakan  bahwa  persamaan  estimasi  (model
Purchasing Power Parity) mempunyai konsistensi dalam jangka panjang.
Estimasi  ECM  Model  Purchasing  Power Parity.
Model koreksi kesalahan merupakan salah satu  alternatif  untuk  menguji  kemungkinan berkointegrasinya variabel yang diamati. Apabila error  corection  term (ECT)  pada  hasil  regresi signifikan  berarti  model  koreksi  kesalahan adalah  model  yang  sahih  (valid),  dan  variabel yang  diamati  berkointegrasi  atau  residual  hasil regresi adalah  stasioner.    Hasil pengolahan data menunjukkan hasil sebagai berikut :
Hasil  pengolahan  data  menunjukkan bahwa  nilai  probabilitas  ECT :  0.0000
mengindikasikan  hasil  regresi  signifikan,  berarti model  ECM  adalah  valid  dan  variabel  yang diamati  berkointegrasi.  Apabila  dilihat  dari  nilai R-square yang mempunyai nilai: 0,897
mengandung  arti  bahwa  seluruh  variasi  variabel dependent (Kurs) mampu dijelaskan oleh  variasi himpunan  variabel   pendapatan  nasional,  jumlah uang beredar, inflasi dan harga sebesar 89,76 %.
Sedangkan  nilai  F-stat  :  5,34E+29  yang lebih  besar  dari  F  tabel  :  4.98  signifikan  pada  1 %  mengimplikasikan  bahwa  secara  bersama- sama variabel independent mempengaruhi variabel dependent
Selanjutnya dalam analisa jangka pendek menunjukkan bahwa hanya variabel independent suku  bunga  (SB)    dan  pendapatan  nasional (GDP)  signifikannya  mempengaruhi  variabel dependent  (Kurs) dengan tingkat  signifikansi  95 %.  Sedangkan  variabel  Inflasi  (INF)  dan  jumlah uang beredar (JUB) tidak signifikan
mempengaruhi  variabel  Kurs,  dengan  tingkat signifikansi 72,14 % dan  68,84 %.
Penjelasan  tersebut  menunjukkan  bahwa teori Purchasing Power Parity yang menjelaskan bahwa  inflasi  dapat  menjelaskan  perilaku  nilai tukar  (kurs)  tidak  terbukti,  karena  dalam  jangka pendek inflasi tidak berpengaruh terhadap kurs.

## Pengujian Asumsi Klassik Pengujian Otokorelasi
Dalam  penelitian  ini  uji  yang  digunakan adalah Breusch Godfrey Test ( B - G Test), hasil pengolahan data adalah sebagai berikut:
Penentuan keputusannya, apabila  2 hitung lebih besar  dari  2 tabel  maka  hipotesa  nol    (yang menyatakan    tidak  ada    autokorelasi    dalam model) ditolak.  Hasil perthitungan menunjukkan nilai  2 hitung = 3,4661 < nilai  2 tabel 27.9907 pada  tingkat  signifikansi    99  %  atau  tidak terdapat autokorelasi dalam model (Ho diterima).
Dependent Variable: KURS Method: Least Squares Date: 09/24/03  Time: 20:06
Sample(adjusted): 1990:1 2003:3
Included observations: 52 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.19E-1 4 9.28E-15 1.284626 0.2069 DP 2.35E-17 2.14E-17 1.097221 0.2796 DR -1.87E-14 3.61E-15 -5.187999 0.0000 DM 5.12E-14 4.99E-14 1.025844 0.3116 DY 1.19E-14 5.85E-15 2.035174 0.0490 BP 1.52E-14 1.14E-14 1.337890 0.1891 BR 0.24E-15 1.10E-15 -2.249837 0.0305 BM 2.30E-15 0.95E-15 2.411239 0.0210 BY 2.33E-14 1.21E-14 1.923654 0.0617 ECT 1.000000 9.92E-16 1.01E+15 0.0000 R-squared 0.897650     Mean dependent var 8.064516 Adjusted R-squared 1.000000     S.D. dependent var 0.664688 S.E. of regression 2.64E-15     Sum squared resid 2.57E-28 F-statistic 5.34E+29     Durbin-Watson stat 0.523135 Prob(F-statistic) 0.000000 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 3.062591  Probability 0.087417 Obs*R-squared  3.466115  Probability 0.062638

## Pengujian Heteroskedatisitas
Hasil  pengolahan  data  dengan  uji Glejser Test adalah sebagai berikut :
Dependent Variable: RES01 Method: Least Squares Date: 09/24/03   Time: 20:45
Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.583500 0.196011 -8.078635 0.0000 DP -0.000954 0.001905 -0.500825 0.6194 DY -0.013136 0.525263 -0.025009 0.9802 DR 1.157958 0.320534 0.012591 0.1209 DM 23.64092 4.141224 0.008680 0.3200 ECT 0.000156 1.60E-05 0.017100 0.1900 R-squared 0.715551     Mean dependent var -7.97E-16 Adjusted R-squared 0.678124     S.D. dependent var 0.417428 S.E. of regression 0.236824     Akaike info criterion 0.083124 Sum squared resid 2.131252     Schwarz criterion 0.326423 Log likelihood 4.171268     F-statistic 19.11834 Durbin-Watson stat 1.519242     Prob(F-statistic) 0.000000
Pengambilan  keputusan  didasarkan  pada signifikansi  variabel  dependent,  apabila  variabel dependent  signifikan  mempengaruhi  variabel independent  berarti  terdapat  heteroscedasticity. Dari  hasil  pengolahan  data  di  atas  dapat  dilihat bahwa  masing-masing  variabel  dependent  tidak signifikan terhadap variabel independent, dimana tingkat signifikansi INF : 59,06  % , JUB : 68 %, SB : 87,91 % dan GDP : 1,98 %. Sehingga dapat disimpulkan heteroscedasticit y diabaikan  dalam model.
Pengujian Mulkolinieritas Untuk mengetahui ada tidaknya multicolinieritas  dilakukan  uji  dengan  meregres model  utama  maupun  model  parsial,  kemudian dibandingkan R 2 hitung regresi parsial dengan R 2 hitung  model  utama.  Pengambilan keputusannya  apabila  nilai  R 2 hitung  regresi parsial > R 2 hitung model utama maka terdapat multicolinieritas.  Hasil  regresi  kedua  model dapat disajikan sebagai berikut :

## Regresi Model Utama :

## Dependent Variable: KURS
Method: Least Squares Date:091/24/03   Time: 20:54 Sample(adjusted): 1990:1 2003:3
Included observations: 52 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.19E-1 4 9.28E-15 1.284626 0.2069 DP 2.35E-17 2.14E-17 1.097221 0.2796 DR -1.87E-14 3.61E-15 -5.187999 0.0000 DM 5.12E-14 4.99E-14 1.025844 0.3116 DY 1.19E-14 5.85E-15 2.035174 0.0490 ECT 1.000000 9.92E-16 1.01E+15 0.0000 R-squared 0.897650     Mean dependent var 8.064516 Adjusted R-squared 1.000000     S.D. dependent var 0.664688 S.E. of regression 2.64E-15     Sum squared resid 2.57E-28 F-statistic 5.34E+29     Durbin-Watson stat 0.523135 Prob(F-statistic) 0.000000

## Regresi Model Parsial :

## (i)  Dependent Variabel INF
Dependent Variable: P Method: Least Squares Date: 09/25/03   Time: 03:50
Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -86.86849 104.3927 -0.832132 0.4105 DKURS 11.16653 13.57026 0.822867 0.4157 DM -175.2665 375.1551 -0.467184 0.6430 DY 1.297548 44.39526 0.029227 0.9768 DR 29.41345 26.62733 1.104634 0.2763 ECT -0.001323 0.002521 -0.524909 0.6027 R-squared 0.069256     Mean dependent var 4.119500 Adjusted R-squared -0.053211     S.D. dependent var 19.47526 S.E. of regression 19.98669     Akaike info criterion 8.954134 Sum squared resid 15179.78     Schwarz criterion 9.197433 Log likelihood -190.9909     F-statistic 0.565507 Durbin-Watson stat 2.225545     Prob(F-statistic) 0.725759

## (ii)  Dependent Variabel JUB
Dependent Variable: M Method: Least Squares
Date: 09/25/03   Time: 03:52 Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.127216 0.040461 3.144185 0.0032 DKURS -0.013472 0.005484 -2.456760 0.0187 DP -3.26E-05 6.97E-05 -0.467184 0.6430 DY -0.004307 0.019130 -0.225124 0.8231 DR 0.009062 0.011571 0.783158 0.4384 ECT 1.61E-07 1.09E-06 0.147318 0.8837 R-squared 0.564776     Mean dependent var 0.022096 Adjusted R-squared 0.507509     S.D. dependent var 0.012280 S.E. of regression 0.008618     Akaike info criterion -6.543859 Sum squared resid 0.002822     Schwarz criterion -6.300560 Log likelihood 149.9649     F-statistic 9.862264 Durbin-Watson stat 0.504817     Prob(F-statistic) 0.000004

## (iii) Dependent Variabel SB
Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 09/25/03   Time: 04:02
Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.381036 0.628665 0.606103 0.5480 DKURS -0.001361 0.082099 -0.016577 0.9869 DM 1.752849 2.238180 0.783158 0.4384 DP 0.001058 0.000958 1.104634 0.2763 DY 0.184940 0.264535 0.699114 0.4887 ECT -1.82E-05 1.49E-05 -1.224217 0.2284 R-squared 0.336714     Mean dependent var 0.353396 Adjusted R-squared 0.249439     S.D. dependent var 0.138346 S.E. of regression 0.119856     Akaike info criterion -1.278935 Sum squared resid 0.545884     Schwarz criterion -1.035636 Log likelihood 34.13657     F-statistic 3.858104 Durbin-Watson stat 0.495355     Prob(F-statistic) 0.006331

## (iv) Dependent Variabel GDP
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 09/25/03   Time: 04:03 Sample: 1990:1 2003:4 Included observations: 52 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.051571 0.384818 -0.134014 0.8941 DKURS 0.016850 0.049951 0.337326 0.7377 DP 1.73E-05 0.000593 0.029227 0.9768 DM -0.309281 1.373826 -0.225124 0.8231 DR 0.068664 0.098216 0.699114 0.4887 ECT -2.56E-06 9.24E-06 -0.276800 0.7834 R-squared 0.019344     Mean dependent var 0.090856 Adjusted R-squared -0.109689     S.D. dependent var 0.069328 S.E. of regression 0.073031     Akaike info criterion -2.269740 Sum squared resid 0.202674     Schwarz criterion -2.026442 Log likelihood 55.93428     F-statistic 0.149918 Durbin-Watson stat 2.163707     Prob(F-statistic) 0.978839
Berdasarkan  hasil  pengujian  di  atas, dapat  dilihat  bahwa  nilai  R-square  dari  ketiga variabel  dependent  dari  Model  Parsial,  yaitu  : INF  =  0.069  ;  JUB  =  0.564  ,  SB  =  0,336  dan GDP  =  0.019  lebih  kecil  dari  nilai  R-square Model Utama = 0.897. Sehingga, dengan
mengacu  pada  dasar  pengambilan  keputusan maka dapat disimpulkan bahwa multicollinearity dalam model dapat diabaikan .

## Analisis Koefisien Regresi Jangka Panjang
Hasil  perhitungan  terhadap  variabel dalam  model  dalam  analisis  koefisien  regresi jangka panjang dapat disajikan sebagai berikut :

## Hasil Pengujian Regresi Jangka Panjang
Kurs - 18301, 79 + 1,13341 GDP + 1,13165 JUB + 2,1276 INF - 3,716 68 SB t-hit 0,00026 5,2199 3,934 0,0797 0,0423 Bedasarkan  hasil  analisis  jangka  panjang yang diperoleh dari estimasi dengan menggunakan  model  koreksi  kesalahan  dapat disimpulkan bahwa variabel pendapatan nasional (GDP)  dan  jumlah  uang  beredar  (JUB)  dalam jangka  panjang  mempengaruhi  variabel  Kurs dengan  derajat  signifikansi  99    %.  Sedangkan variabel  inflasi  (INF)  dan  suku  bunga  (  SB  ) tidak signifikan terhadap variabel Kurs. Hal ini
sesuai  dengan  analisis  dalam  jangka  pendek bahwa  inflasi  tidak  dapat  menjelaskan  perilaku nilai  tukar  rupiah  terhadap  Dollar  Amerika Serikat.

## Pengujian Normalitas dan Linieritas
Hasil estimasi terhadap pengujian normalitas dan linieritas untuk model Purchasing  Power  Parity dapat  diringkas sebagai berikut :
Uji Normalitas dan Linieritas Pengujian Indikator Nilai Normalitas – JB Test Jarque-Bera 2.1446 Linieritas – Ramsey Test F-stat 0.1207
Pengujian  Normalitas  yang  digunakan dalam  penelitian  ini  adalah Jarque-Bera  Test . Hasil pengolahan data menunjukkan bahwa nilai J-B  :  2.1446  yang  nilainya  lebih  kecil  dari  nilai  2 tabel  27.997,  artinya  residual u t model berdistribusi  normal  pada  tingkat  signifikansi 99%.
Uji  Linieritas  yang  digunakan  adalah Ramsey Test dengan general test of specification atau RESET. Hasil pengolahan data menunjukkan  bahwa  nilai  F-stat  :  0.1207  <  F tabel  :  2.23  pada  tingkat  signifikansi  0.90. Pengambilan  keputusannya  :  hipotesa  nol  (Ho)
yang  menyatakan  model  dalam  bentuk  linier diterima.

## Pembahasan
Berdasarkan  hasil  estimasi  terhadap model  Purchasing  Power  Parity  menunjukkan bahwa  menunjukkan  bahwa  variabel  Inflasi (INF)  yang  mampu menjelaskan  variasi  variabel Kurs  dengan  tingkat  signifikansi  72,14  %. Sedangkan koefisien inflasi positif menunjukkan kenaikan  jumlah uang  beredar sebesar 1 % akan mendorong  penurunan  mata  uang  Rupiah (depresiasi) sebesar 2,35E-17 %.
Hubungan  diatas  dapat  dijelaskan sebagai  berikut,  inflasi  merupakan  suatu  kondisi dimana  harga-harga  barang  secara  keseluruhan meningkat  secara  umum  dan  berlangsung  terus- menerus.  Dalam  teori  kuantitas  (Irving  Fisher), inflasi  disebabkan  karena  kenaikan  jumlah  uang beredar,  kenaikan  jumlah  uang  beredar  dalam negeri  (relatif  terhadap  stok  uang  luar  negeri) akan  meyebabkan  kelebihan  penawaran  uang ( exess  supply ).  Dalam  masa  krisis  ekonomi,  hal tersebut  menyebabkan  kenaikan  permintaan mata uang asing (US Dollar) untuk mengamankan likuiditasnya atau untuk
mendapatkan  keuntungan.  Dampak  selanjutnya yang  terjadi  adalah  penurunan  mata  uang  dalam negeri (depresiasi).
Dalam  jangka  pendek,  perilaku  nilai tukar  Rupiah  terhadap  Dollar  AS  tidak  dapat dijelaskan  dengan  variabel  inflasi,  ini  berarti tidak  sesuai  dengan  teori Purchasing  Power Parity .  Hal  ini  dapat  dijelaskan  karena  asumsi- asumsi  (tidak  ada  biaya  transportasi,  barang homogen)  yang  mendasari  dari  teori  ini  dalam realitas riil tidak terpenuhi, metode penghitungan inflasi). Dampaknya inflasi pada berbagai negara tidak  mencerminkan  perilaku  harga  yang  sama pada  banyak  negara,  sehingga  teori One  Low Price yang  mendasari  tidak  terbukti.  Selain  itu realitas riil menunjukkan bahwa biaya transportasi  barang  antar  negara  pasti  ada, sehingga harus diperhitungkan
dalam penghitungan  inflasi  (dalam  teori  PPP  tidak diperhitungkan).
Penjelasan lain yang mendukung ketidak mampuan inflasi menjelaskan nilai tukar seperti  dalam  teori  PPP  adalam  pasar  valuta asing  tidak  efisien.  Konsep  mengenai  efisiensi
pasar valuta asing didasari pada “kesempurnaan” informasi  dalam  artian  apakah  informasi  yang tersedia  dalam  pasar  valuta  asing  dapat diterima secara sempurna oleh pelaku-pelaku pasar valuta asing.  Dengan  menggunaka Martingale  Model , penelitian  efisiensi  pasar  valuta  asing  di Indonesia  menunjukkan  pasar  sangat  tidak efisien. Hal tersebut ditunjukkan selisih spor rate dan  expected  spor rate  sangat  tinggi  yaitu diatas 10 %. Dengan tidakefisiennya pasar valuta asing, maka variabel-variabel makro ekonomi memiliki kecenderungan tidak dapat menjelaskan parelaku nilai tukar, termasuk inflasi.

## SIMPULAN DAN SARAN
Berdasarkan  hasil  penelitian  dapat  disimpulkan sebagai berikut :
1. Estimasi  Model teori  purchasing  power parity dengan menggunakan Error Correction  Model menunjukkan  bahwa hasil ECT nilai Probabilitas sama dengan angka  nol,  sehingga  dapat  disimpulkan bahwa  model  yang  digunakan  valid  dan dapat  digunakan  untuk  analisis  jangka panjang.
2. Dalam  analisis  jangka  pendek  variabel inflasi  tidak  dapat  menjelaskan  perilaku nilai  tukar,  demikian  pula  variabel jumlah  uang  beredar.  Tetapi  variabel pendapatan  nasional  dan  suku  bunga dapat menjelaskan perilaku nilai tukar
3. Hasil  analisis  yang  sama  juga  diperoleh dalam  analisis  jangka  panjang,  yaitu bahwa  inflasi  tidak  dapat  menjelaskan perilaku nilai tukar.
Dari  hasil  kesimpulan  diatas,  dapat  diberikan masukan  untuk  penelitian  selanjutnya  mengenai penelitian teori purchasing power parity :
1. Perlunya  pengembangan  model  PPP dengan  menambah  variabel  yang  lebih relevan dalam memprediksi perilaku nilai tukar,  sehingga  diperoleh  variabel  yang lebih bisa menjelaskan .
2. Akan  lebih  bisa  memberikan  gambaran yang  lebih  nyata  apabila  periode  waktu penelitian  diperlama,  sehingga  dapat terlihat  perilaku  nilai  tukar  yang  lebih lama.
3. Adanya wacana untuk didiskusikan  lebih lanjut  apakan  teori  purchasing  power pariti  masih  baik  untuk  mempredikdi perilaku nilai tukar.

## REFERENSI
Craig  S  Kakkio, “  Re-examiniation of Purchasing  Power  Parity  :  A  Multi- country  and  Multi-period”, Journal  of International  Economics ,  1984,  264  –
277.
Dornbusch  R,”  Exchange  Rate  Economies  : Where  Do  We  Stand  ?”,  Brooking Papers  on  Economics  Activity,  1980, vol.1, 143-185
Dominic  Salvatore,  Ekonomi  Internasional, Erlangga, Jakrta, 1977
Frankel  JA,”Collapse  of  Purchasing  Power Parity  Under  During  1970”, European
Economics Reviews , Vol.16, 145 – 165 Fung Hung Gay dan Wai Chung L,” Derivationa From Purchasing Power Parity”, Financial Review, 1992, 553 – 570.
Hans Genberg, “ Purchasing Power Parity Under Fixed  and  Flexible  Exchange  Rate”, Journal  of  International  Economics , 1978, 247 – 267.
Irving  B  Kravis  dan  Richard  E  Lepsey,  “  Price Behaviour  in  The  Light  of  Balance  of Payment Theories”, Journal of International  Economics ,  1998,  193  –
246.
Jeff  Madura,  1997,  “  Manajemen  Keuangan Internasional Jilid 1 dan 2“ , Erlangga , Jakarta.
John  A  Hodgson  dan  Patricia  Phelps,  “  The Distributed  Impact  of  Price  Level Variation  on  Floating  Exchange  Rate”, Review  of  Economic  and  statistic ,
1975, 58 – 64
Joseph  Witt  A,”  Purchasing  Power  Parity  and Exchange  Rate  in  The  Long  Run”, Economic Review , 1989, 18 - 32
J.  David  Richardson  ,”  Some  Empirical Envidance  Arbitrage  and  the  Law  of One  Price”, Journal  of  International Economics , 1978, 341 – 351.
Krugman  PR,”  Purchasing  Power  Parity  and Exchange  Rate  :  Another  Look  at  The Envidance”, Journal  of  International Economic , 1978, 397 – 407.
Krugman  PR  dan  M.  Obsfeld,”  International Economics  Theory  and  Policy  5th,”
Adison Publishing Company, USA
Maurice D Levi, 2001, “ Keuangan Internasional Jilid  1  dan  2”  ,  Andi  Offset,
Yogyakarta. Mudrajad Kuncoro,  1996, “ Manajemen
Keuangan  Internasional”  ,  BPFE  , Yogyakarta.
Mamduh  M  Hanafi,  Manajeman  Keuangan
Internasional, BPFE Universitas Gadjah Mada, Yogyakarta.
Neils Thygesen, “ Inflation and Exchange Rate : Evidence  and  Policy  Guidelines  for The European Community”, Journal of The  International  Economy ,  1998,  301
- 317.
Richard  Balllie  dan  Patrick  Mc  Mahon,  The
Foreign Exchange Market : Theory and Econometric Evidence, 1990, Cambridge University Press.
Robert  McNown  dan  Myles  Wallace,”  National Price  Level,  Purchasing  Power  Parity and  Cointegration  :  A  Test  Four  High Inflation Economies”, Journal  of International  Money  and  Finance,
1989, 533 – 546.
Roger  Huang,”  Risk  and  Parity  in  Purchasing Power”,  Journal  of  Money,  Credit  and Banking, 1990, 338 – 356.
Ramirez  MD  dan  S  Khan,”  A  Cointegration Analysis  of  Purchasing  Power  Parity: 1973 – 1996”, International Advance in
Economic Research , Vol. 4, 1999 Saphiro AC, Multinational Financial Management  5th”,  1996,  Prentice  Hall International New Jersey.
Geoffrey  Tootell,  “  Purchasing  Power  Parity Within  The  US”, New  England economic Review , 1992, 15 – 24.
William  R  Folks  dan  stanley  R  Stansell  ,  “The Use  of  Discriminant  Analisys  of Foreign  Exchange  Rate  Movements”, Journal  of  International  Business Studies , 1995, 33 – 50.
Yoonbai  Kim,”  Purchasing  Power  Pariry  in  the Long Run  : Acointegration Approach”, Journal of Money, Credit and Banking ,
1990, 491 – 503.