Address: Gedung EKP, FEB Unsyiah, KOPELMA Darussalam, Banda Aceh 23111 Telp. 0651-7551265

## NILAI TUKAR DAN HARGA SAHAM DI INDONESIA

## Abstract
The main study of research is to analyze the effect  of  changes  in  exchange  rates  of  rupiah against  share  price  in  Indonesia.  This  research employed ARDL model and utilized monthly data for  the  variables  of  share  price,  nominal exchange  rate,  money  supply  and  GDP.  Data  is generated  from  Bank  Indonesia  and  Federal Reserve  Economic  Data  webpage  (FRED)  from 2008 to 2017. The study results found a negative relationship between the exchange rate and stock price.  It  found  convincing  evidence  that  there  is no two-way relationship between both parameters.  But  there  is  a  positive  relationship on  other  variables  such  as  money  supply  and GDP  during  this  period.  On  the  basis  of  the research results obtained its current status, Bank Indonesia is recommended as monetary authority and  OJK  as  capital  market  regulator  must  be more prudent in coordinating and cooperating to put  together  policies  and  strategies  to  maintain stable  monetary  policies  to  prevent  unexpected external  shocks  which  would  eventually  hit  the capital market.

## Gedung EKP, Prodi Ekonomi Pembangunan
FEB Unsyiah Kopelma Darussalam, Banda Aceh, Indonesia - 23111 Telp/Fax: (0651) 7551265 Email: ekapi.ekp@feb.unsyiah.ac.id
Muhammad Ilhamsyah Siregar 1 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail: ilham@unsyiah.ac.id
Taufiq Carnegie Dawood 2 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
Fakhruddin 3 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
Cut Zakia Rizki 4 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
Fitriyani 5 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
M. Ridha Siregar 6 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
Wahyu Hidayat 7 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Universitas Syiah Kuala E-mail:
Keywords: Exchange Rates, Stock Prices, Money Supply, GDP, ARDL

## INFORMASI ARTIKEL
Dikirim:5 Maret 2020 Diterima setelah revisi:29 Maret 2020 Diterima: 30 Maret 2020
Dipublikasi: November 2019
1 Muhammad Ilhamsyah Siregar adalah corresponding author
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229

## 1. Pendahuluan
Nilai  tukar  dan  harga  saham  merupakan  dua  indikator  ekonomi  makro  yang  sangat penting  di  dalam  sebuah  perekonomian.  Interaksi  di  antara  kedua  variabel  ini,  menurut Smyth dan Nandha (2003) dianggap relevan saat ini karena hubungan antarvariabel ini sering digunakan untuk memprediksi  kecenderungan atau tren nilai tukar dan harga saham di masa yang akan datang. Stabilitas  nilai tukar dan harga saham  sering pula menjadi faktor penentu dari  berkembangnya  sebuah  perekonomian  menjadi  perekonomian  yang  lebih  terbuka ( emerging  market ).  Hal  tersebut  disebabkan  oleh  perbaikan  nilai  tukar  dan  harga  saham menjadi  penentu  berbagai  perusahaan  untuk  beroperasi  di  perekonomian  tersebut,  yang mendorong  penguatan  sektor  riil  dan  membaiknya  investasi,  dan  memperluas share sektor perdagangan (Abdalla dan Murinde, 1997).
Namun, interaksi kedua variabel ini masih diperdebatkan oleh para ekonom. Secara teori, perubahan  nilai  tukar  dalam  arti  penguatan  dan  pelemahan  nilai  tukar  matauang  domestik memengaruhi  perubahan  harga  saham.  Akan  tetapi,  berbagai  temuan  empiris  belum mengarah  kepada  satu  konsensus  hubungan  kedua  variabel  tersebut,  terutama  bagaimana hubungan  kedua  variabel  dalam  jangka  panjang.  Granger,  dkk  (2000)  menemukan  adanya hubungan  antara  kedua  variabel  ini  di  Asia  Timur,  namun  tidak  konsisten  untuk  semua negara, karena ternyata tidak ada hubungan antara kedua variabel di Jepang.
Abdalla  dan  Murinde  (1997)  menemukan  adanya  hubungan  antara  kedua  variabel  di Korea  Selatan,  Pakistan  dan  India,  namun  tidak  untuk  Filipina.  Ajayi,  dkk  (1998) menemukan adanya hubungan dua arah antara kedua variabel di Taiwan.
Hubungan  antara  kedua  variabel  ini  menjadi  semakin  menarik  untuk  dikaji  secara  lebih mendalam dalam kontekstual perekonomian global saat ini, di mana berbagai negara di dunia mengalami  depresiasi  matauang  domestik  dan  ketidakpastian  finansial  secara  global meningkat  akibat  perang  dagang  `internasional  yang  diinisiasi  Pemerintah  AS.  Menurut Ibrahim  (2000),  kondisi  ekonomi  yang  tidak  menentu  akan  meningkatkan  risiko  pelemahan perekonomian  akibat  guncangan  nilai  tukar.  Depresiasi  matauang  domestik  yang  terlalu dalam akan menurunkan nilai perusahaan, meningkatkan biaya input dari komponen produksi yang  diimpor  dan  penurunan  nilai  aset  perusahaan.  Karena  itu,  harga  perusahaan  yang direfleksikan  dari  nilai  sahamnya  juga  akan  ikut  menurun,  sehingga  secara  agregat,  indeks harga saham juga akan menurun.
Kajian  ini menjadi  lebih  penting untuk dikaji di Indonesia, karena  Indonesia merupakan salah  satu  negara  dengan  prospek  perekonomian  yang  sangat  baik.  Indonesia  dikategorikan sebagai  pasar  baru  investasi  global  yang  tumbuh  pesat  ( emerging  stock  market atau  ESM), sehingga  informasi mengenai interaksi antara nilai tukar dan harga saham di Indonesia akan memengaruhi  pertumbuhan  pasar  saham  di  Indonesia.  Indonesia  juga  menganut  rezim  nilai tukar  bebas  ( floating  exchange  rate ),  sehingga  nilai  tukar  akan  senantiasa  berubah  sesuai nilai  pasar  dari  matauang  asing  dan  domestik,  dan  dengan  demikian,  volatilitas  matauang akan  menentukan  harga  saham,  dan  harga  saham  akan  menjadi  penentu  nilai  tukar.  Selain dari  penjelasan  tersebut,  kajian  ini  juga  menjadi  penting  untuk  dilakukan  karena  sebagai ESM  dengan  jumlah  pelaku  sektor  korporat  yang  meningkat,  ESM  menjadi  lebih  rentan terhadap perubahan nilai tukar.
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229

## 2. Tinjauan Teoritis
Hubungan  antara  nilai  tukar  dan  harga  saham  dipelajari  secara  komprehensif  oleh ekonom  keuangan  dan  para  praktisi.  Hubungan  teoretis  antara  harga  saham  dan  nilai  tukar telah berbentuk dua relasi. Pertama, Dornbusch dan Fischer (1980), menyarankan model nilai tukar  "berorientasi  aliran",  yang  menyatakan  bahwa  perubahan  nilai  tukar  mempengaruhi daya  saing  internasional  dan  neraca  perdagangan,  dan  dengan  demikian  mempengaruhi pendapatan  dan  output  riil.  Harga  saham,  umumnya  ditafsirkan  sebagai  nilai  sekarang  dari arus  kas  masa  depan  perusahaan,  bereaksi  terhadap  perubahan  nilai  tukar  dan  membentuk hubungan di antara pendapatan masa depan, inovasi tingkat suku bunga, keputusan investasi dan konsumsi saat ini. Gavin (1989) berpendapat bahwa inovasi di pasar saham, di sisi  lain, mempengaruhi  permintaan  agregat  melalui  kekayaan  dan  efek  likuiditas,  dengan  demikian mempengaruhi permintaan uang dan nilai tukar.
Kedua,  Kedua,  Branson  (1983)  dan  Frankel  (1983)  menyajikan  model  nilai  tukar "berorientasi saham", yang melihat nilai tukar menyamakan penawaran dan permintaan untuk aset  seperti  saham.  Pendekatan  ini  menentukan  nilai  tukar  dinamika  dengan  memberikan akun modal peran penting. Karena nilai aset  keuangan adalah ditentukan  oleh  nilai sekarang dari  arus  kas  masa  depan  mereka,  ekspektasi  nilai  mata  uang  relatif  memainkan  peran  yang cukup  besar  dalam  pergerakan  harga  mereka.  Oleh  karena  itu,  inovasi  harga  saham  dapat memengaruhi, atau menjadi dipengaruhi oleh, dinamika nilai tukar.
Secara  empiris,  Jorion  (1990),  dan  Bartov  dan  Bodnar  (1994)  gagal  menemukan hubungan kontemporer yang signifikan antara pergerakan dolar AS dan pengembalian saham untuk  perusahaan-perusahaan  AS.  Griffin  dan  Stulz  (2001)  menemukan  bahwa  guncangan nilai  tukar  mingguan  memiliki  dampak  yang  dapat  diabaikan  pada  kinerja  industri  untuk enam  negara  industri.  Namun,  Aggarwal  (1981)  menemukan  bahwa  harga  saham  AS  dan dolar  perdagangan-tertimbang  berkorelasi  positif.  Sebaliknya,  Soenen  dan  Hennigar  (1988) menemukan  yang  kuat  korelasi  negatif  antara  indeks  saham  A.S  dan  nilai  dolar  tertimbang lima belas mata uang.
Donnelly  dan  Sheehy  (1996)  mendokumentasikan  hubungan  kontemporer  yang signifikan  antara  pertukaran  nilai  dan  nilai  pasar  dari  eksportir  besar  Inggris.  Namun, beberapa  penelitian  telah  berfokus  pada  interaksi  atau  arah  kausalitas  antara  nilai  tukar  dan harga  saham.  Bahmani-Oskooee  dan  Sohrabian  (1992)  menunjukkan  bahwa  ada  dua  arah kausalitas antara harga saham yang diukur oleh Indeks S&P 500 dan nilai tukar efektif dolar.
Ajayi  et  al.  (1998)  memberikan  bukti  untuk  menunjukkan  kausalitas  searah  dari  saham ke  pasar  mata  uang  untuk  negara  maju  dan  tidak  ada  hubungan  kausal  yang  konsisten  di pasar  negara  berkembang.  Chiang  dan  Yang  (2003)  menunjukkan  bahwa  pengembalian saham  dan  nilai  mata  uang  terkait  positif  untuk  sembilan  pasar  Asia.  Wu  (2000) menunjukkan  bahwa  nilai  tukar  Singaporedollar  Granger  menyebabkan  harga  saham. Ramasamy  dan  Yeung  (2002)  meneliti  tautannya  antara  valuta  asing  dan  pasar  saham  dan implikasinya  untuk  kontrol  modal  dalam  enam  Negara-negara  Asia  selama  periode  1995- 2001 dan  menemukan  bahwa  ada  hasil  yang  tidak  konsisten  untuk  kausalitas  bivariat  antara harga saham dan nilai tukar. Pan et al. (2007) memeriksa hubungan dinamis antara nilai tukar dan harga saham untuk tujuh negara Asia Timur, tidak termasuk Cina. Yau dan Nieh (2009) menyelidiki efek nilai tukar dolar Taiwan Baru terhadap Yen Jepang (NTD / JPY) pada harga
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
saham  di  Jepang  dan  Taiwan  dan  temukan  keseimbangan  jangka  panjang  dan  kausal asimetris hubungan.
Peneliti  lain  mempelajari  keterkaitan  antara  dua  variabel  untuk  kelompok  lanjutan negara  dan/atau  pasar  negara  berkembang.  Smith  (1992)  menunjukkan  bahwa  nilai  ekuitas memiliki  signifikan  berpengaruh  pada  nilai  tukar  untuk  Jerman,  Jepang,  dan  Amerika Serikat.  Di  sisi  lain,  Ajayi  dan  Mougoue  (1996)  menemukan  hubungan  dua  arah  untuk delapan  negara  maju:  peningkatan  harga  saham  memiliki  efek  positif  jangka  panjang  pada nilai mata uang domestik sementara mata uang depresiasi memiliki efek jangka panjang  yang negatif di pasar saham.
Nilai tukar atau kurs didefiinisikan sebagai harga matauang domestik terhadap matauang asing (Yang dan Zeng, 2014).  Dengan demikian, secara paralel,  nilai tukar riil didefinisikan sebagai harga matauang dalam pengertian riil,  yang lazim didefinisikan sebagai harga relatif antara dua negara, bukan kemampuan matauang untuk membeli dalam pengertian riil.
Kekayaan  pemegang  saham  ditentukan  oleh  harga  saham  dimana  harga  saham merupakam  harga  jual  dari  investor  satu  dengan  investor  lainnya,  harga  saham  dapat berubah-ubah  dengan  cepat  yang  dapat  di  pengaruhi  oleh  beberapa  faktor,  seperti  harapan dan  perlilaku  investor,  kondisi  keuangan,  permintaan  dan  penawaran  saham,  dan  tingkat efesiensi  pasar  modal  (Sartoso  dalam  Ginting,2013).  Darmaji  dan  Fakhruddin  (2001) mendefinisikan  harga  saham  merupakan  harga  jual  beli  yang  sedang  berlaku  di  pasar  efek yang  ditentukan  oleh  kekuatan  pasar  dalam  arti  tergantung  pada  kekuatan  permintaan  dan penawaran.
Bernanke  dan  Gertler  (1989)  merupakan  ekonom  yang  pertama  sekali  memperkenalkan konsep balance sheet effet ,  yang menyimpulkan bahwa perubahan substansial pada variabel- variabel  makroekonomi  menjelaskan  volatilitas  aset.  Krugman  (1999)  berpendapat  bahwa devaluasi memicu kejutan negatif untuk nilai bersih perusahaan yang telah meminjam banyak dalam mata uang asing.
Smyth dan Nandha (2003) menggunakan data bulanan dari periode Januari 1995 hingga November  2001.  Hasil  empiris  yang  diamati  tidak  ada  hubungan  jangka  panjang  secara langsung antara nilai tukar dan harga saham di Bangladesh, India, Pakistan dan Sri Lanka.
Di Afrika Selatan dan Nigeria, Fawowe (2015) menggunakan metode konvensional bagi data bulanan dari periode Januari 2003 hingga Desember 2013. Hasil menujukkan bahwa ada kointergrasi  antara  nilai  tukar  dan  harga  saham  di  Nigeria,  namun  tidak  ada  hubungan kointergrasi di Afrika Selatan antara nilai tukar dan harga saham.
Mekhat  dan  Mahar  (2013)  menjelaskan  bahwa  selain  nilai  tukar  nominal,  ada  berbagai variabel  makroekonomi  yang  memengaruhi  harga  saham,  yaitu  jumlah  uang  beredar  dan PDB. Penelitian tersebut mengkonfirmasi hasil penelitian lainnya, seperti Apergis dan Miller (2009), Kim, 2002; Nidhiprabha, 2010; Omran and Pointon.

## 3. Metodologi Penelitian
Ruang  lingkup  penelitian  adalah  menganalisis  pengaruh  dan  hubungan  timbal  balik antara nilai tukar rupiah dan harga saham di Indonesia dari tahun 2008-2017. Kajian dibatasi pada pengkajian hubungan tersebut dalam jangka pendek dan panjang.
Data  adalah time  series bulanan  dari  tahun  2008-2017.  Data  yang  dipakai  adalah  tukar nominal (nominal exchange rate ) dan harga saham ( share price ). Data nilai tukar dan jumlah
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
uang  beredar  diperoleh  dari  Bank  Indonesia  (BI),  harga  saham  dan  GDP  diperoleh  dari OECD yang dilansir oleh laman Federal Reserve Economic Data (FRED).
Alat  analisis  dalam  penelitian  ini  menggunakan  metode  time  series  yaitu  dengan menggunakan  model  ARDL  ( Autoregressive  Distributed  Lag )  yang  digunakan  untuk  melihat pengaruh dan hubungan berbagai variabel yang digunakan.
Model umum ARDL, seperti yang disarankan oleh Pesaran, dkk. (2001) adalah:
∆ = + ∑ ∑ + + + ……………...................................... (1)
Model  di  atas  ditransformasikan  menjadi  model  ARDL  yang  lebih  operasional  untuk penelitian ini sebagai berikut:
∆ = + ∑ + ∑ + ∑ + ∑ + + + + + … …………....…...........................................................(2)
Untuk  melihat  hubungan  dua  arah  antara  harga  saham,  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang beredar dan PDB di Indonesia, maka digunakan model ARDL kedua sebagai berikut:
∆ = + ∑ + ∑ + ∑ + ∑ + + + + + … ………………..........................................................(3) ∆ = + ∑ + ∑ + ∑ + ∑ + + + + + … ………….…..............................................................(4) ∆ = + ∑ + ∑ + ∑ + ∑ + + + + + … ………………..............................................................(5) Di mana: SP = Harga Saham ER = Nilai Tukar MS = Jumlah Uang Beredar GDP = Produk Domestik Bruto , , , , , , , ,   ,  ,  , , , , , =KoefisienPersamaan Jangka Pendek , , , , , , , ,  ,  ,  ,  , , , , = Koefisien Persamaan Jangka Panjang , , , =konstanta , , , dan = Error Term

## Pengujian Stasioneritas
a. Uji Dickey-Fuller (DF test)
Tes Dickey-Fuller (DF) dikembangkan dan dipopulerkan oleh Dickey dan Fuller (1979). Hipotesis nol uji Dickey-Fuller (DF) dikembangkan dan dipopulerkan oleh Dickey dan Fuller (1979).  Hipotesis  nol  dari  tes  DF  adalah  bahwa  ada  unit  root  dalam  model  AR,  yang menyiratkan  bahwa  seri  data  tidak  stasioner.  Hipotesis  alternatif  umumnya  stasioner  atau stasioneritas tren tetapi dapat berbeda tergantung pada versi tes sedang digunakan.
Model umum pengujian DF adalah sebagai berikut:
∆ = − 1 + = + ............................................................................(6)
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229

## b. Uji Augmented Dickey-Fuller (ADF)
Proses  AR  orde  pertama  juga  menangkap  autokorelasi  orde  pertama.  Jika  ada kemungkinan  autokorelasi  tingkat  tinggi  dalam  model,  maka  DF  gagal,  dan  asumsi  tidak adanya white  noise akan  dilanggar.  Karena  itu,  Dicky  dan  Fuller  menambah  persamaan dengan  lag  yang  lebih  tinggi  untuk  menangkap  autokorelasi  tingkat  tinggi,  yang  dikenal sebagai Augmented Dickey Fuller (ADF) dengan model umum sebagai berikut:
∆ = ∆ + + + ∆ + ∆ + ⋯ + ∆ + .................................(7)

## c. Uji Phillips-Perron
Metodologi nonparametrik untuk menangani masalah autokorelasi, ketika menguji untuk unit  root,  disajikan  oleh  Phillips  dan  Perron  (1988).  Karena  itu  dikenal  tes  Phillips-Perron. Tes  Phillips-Perron  dibuat  koreksi  nonparametrik  untuk  statistik  uji-t  dan  memberikan  hasil yang  lebih  kuat  sehubungan  dengan  yang  tidak  ditentukan  autokorelasi  dan heteroskedastisitas dalam proses gangguan pada persamaan uji. Sebagian besar waktu, tes ini digunakan  ketika  ada  serangkaian  penurunan  derajat  kebebasan  karena  sejumlah  kecil pengamatan dengan autokorelasi tingkat tinggi.

## 4. Hasil dan Pembahasan

## UJI STASIONERITAS
Pemeriksaan stasioneritas dilakukan dengan menggunakan dua pengujian,  yaitu Augmented Dickey  Fuller (ADF)  dan  Phillip-Perron  (PP).  Penggunaan  kedua  pengujian  tersebut  dilakukan untuk mendapatkan kesimpulan stasioneritas yang kukuh. Hasil pengujian stasioneritas disajikan dalam Tabel 1.

## Tabel 1.
Hasil Pengujian Stasioneritas Variabel Penelitian Variabel Hasil Pengujian Kesimpulan ADF PP Harga Saham (SP) t-statistik pada I(1) (prob) -10,02077 ***) (0,00000) -9,816639 ***) (0,00000) Stasioner pada I(1) Nilai  Tukar  Nominal (NER) t-statistik pada I(0) (prob) -3,540665 ***) (0,0077) -3,523131 ***) (0,0081) Stasioner pada I(0) Jumlah  Uang  Beredar (M3) t-statistik pada I(1) (prob) -16,24827 ***) (0,00000) -16,24171 ***) (0,00000) Stasioner pada I(1) Produksi Industrial (IP) t-statistik pada I(1) (prob) -5,489725 ***) (0,00000) -32,4448 ***) (0,00000) Stasioner pada I(1)

## Catatan: ***) signifikan pada tingkat keyakinan 99 persen
Sumber: Hasil Penelitian, (2018).
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
Berdasarkan  hasil pengujian, diperoleh  kesimpulan  yang  kuat bahwa variabel  harga saham, jumlah  uang  beredar  dan  produksi  industrial  stasioner  pada  I(1)  dan  hanya  variabel  nilai  tukar nominal  yang stasioner pada I(0). Dengan demikian, telah terpenuhi syarat untuk menggunakan model  ARDL  sebagai  model  penelitian,  di  mana  tidak  ada  satupun  variabel  penelitian  yang stasioner pada I(2), meskipun derajat stasioneritas dari empat variabel  yang  digunakan berbeda- beda.

## Uji Structural Break
Tabel 2.
Hasil Pengujian Structural Break
Variabel bebas: harga saham
Sekuensial Repartisi 1 2004M01 2003M09 2 2008M08 2008M07 3 2015M05 2012M04 4 2012M04 2015M05 Variabel bebas: nilai tukar nominal Sekuensial Repartisi 1 2002M04 2001M12 2 2013M03 2013M03 Variabel bebas: jumlah uang beredar Sekuensial Repartisi 1 2008M09 2000M08 2 2000M08 2005M08 3 2011M10 2008M09 4 2005M08 2011M10 Variabel bebas: indeks produksi industrial Sekuensial Repartisi 1 2012M09 2000M08 2 2000M08 2005M11 3 2005M11 2015M05

## Sumber: Hasil Penelitian, (2018).
Berdasarkan hasil pengujian di atas, diperoleh kesimpulan bahwa selama periode penelitian terdapat  berbagai  titik  perubahan  substansial  dalam  perekonomian  di  wilayah  studi.  Misalnya, untuk variabel harga saham, perubahan substansial  yang diprediksi oleh model yaitu pada bulan Januari 2004, Agustus 2008, April 2012 dan Mei 2015. Ekonomi dunia mengalami perlambatan yang  signifikan  pada  tahun  2004,  mengalami  krisis  keuangan  parah  pada  tahun  2008,  harga
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
minyak  dunia  melambung  tinggi  pada  tahun  2012,  dan  perlambatan  ekonomi  dunia  pada  tahun 2015.

## UJI ARDL
Berdasarkan  hasil  estimasi  dengan  model  ARDL,  koefisien-koefisien  jangka  panjang  ditunjukkan dalam  Tabel  4 .  Temuan-temuan  kunci  dari  estimasi  model  ARDL  yang  dipakai  adalah  sebagai berikut:
Pertama,  estimasi  model  ARDL  dilakukan  terhadap  variabel  harga  saham  di  Indonesia. Dalam  jangka  panjang,  seluruh  regressor,  yaitu  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang  beredar  dan PDB  memiliki  hubungan  yang  secara  statistik  signifikan  dengan  harga  saham.  Jika  nilai  tukar nominal  terdepresiasi,  maka  harga  saham  akan  turun.  Koefisien  yang  diestimasi  sebesar  - 34,55124,  menunjukkan  jika  mata  uang  terdepresiasi  sebesar  satu  satuan,  harga  saham  akan turun sebesar 34,55124 satuan.
Hal  ini  konsisten  dengan  teori Balance  Sheet  Effect ,  di  mana  saat  terjadi  depresiasi  mata uang,  perusahaan  domestik  akan  mengalami  perubahaan  neraca,  di  mana  liabilitas  (kewajiban perusahaan)  meningkat  akibat  depresiasi  mata  uang.  Karena  peningkatan  liabilitas  tersebut, expected  return dari  perusahaan  akan  turun,  dan  proses  ini  akan  menurunkan  harga  saham perusahaan  secara  individual,  dan  pada  akhirnya  akan  menurunkan  harga  saham  secara keseluruhan. Secara statistik, variabel ini signifikan pada tingkat keyakinan 10 persen.
Variabel  jumlah  uang  beredar  memiliki  hubungan  positif  dan  signifikan  pada  tingkat keyakinan  lima  persen.  Koefisien  diestimasi  sebesar  34,75597  yang  berarti  jika  jumlah  uang beredar bertambah satu satuan, maka  harga  saham akan  naik  sebesar 34,75597, ceteris paribus . Hal  ini  dapat  dijelaskan  dengan  penjelasan  bahwa  semakin  banyak  jumlah  uang  beredar, masyarakat akan memiliki  jumlah uang  yang  lebih banyak untuk keperluan spekulasi, termasuk membeli  saham.  Akibatnya,  harga  saham  akan  meningkat,  akibat  meningkatnya  permintaan saham.
Hal  yang  sama  dapat  diobservasi  pada  variabel  PDB.  Variabel  PDB  memiliki  koefisien positif  dan  secara  statistik  signifikan  pada  tingkat  keyakinan  lima  persen.  Nilai  koefisien  yang diestimasi  adalah  0,988392  yang  berarti  jika  PDB  bertambah  satu  satuan,  maka  harga  saham akan  naik  sebesar  0,988392,  ceteris  paribus.  Hal  ini  dapat  dijelaskan  bahwa  semakin meningkatnya  output  Indonesia,  maka  masyarakat  memiliki  tingkat  pendapatan  yang  lebih tinggi.  Dengan  demikian,  masyarakat  akan  memiliki  kemampuan  untuk  berinvestasi  dan  salah satu  pilihan  investasi  adalah  membeli  saham.  Peningkatan  permintaan  saham  tersebut meningkatkan harga saham.
Dalam  jangka  panjang,  harga  saham,  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang  beredar  dan  PDB terkointegrasi.  Hal  tersebut  ditandai  dengan  nilai  koefisien  ECT  yang  negatif.  Nilai  koefisien diestimasi  sebesar  -0,052185,  yang  berarti  bahwa  kecepatan  kembali  ke  titik  keseimbangan adalah sebesar 5,2185 persen perbulannya. Secara statistik, kointegrasi jangka panjang signifikan pada tingkat keyakinan satu persen.
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
Tabel 3.

## Hasil Estimasi Koefisien ARDL Jangka Panjang
Regressor Jangka Panjang ECT Stabilitas pada parameter Variabel Dependent Harga Saham (SP) Nilai Tukar Nominal (NER) Jumlah Uang Beredar (JUB) PDB Harga Saham (SP) -34.55124 *) (17.64293) [-1.958362] 34.75597 **) (13.39674) [2.594360] 0.988392 **) (0.446966) [2.211334] -0.052185 ***) (0.013601) [- 3.836844] SP,  NER, JUB dan PDB  stabil pada parameter Nilai  Tukar Nominal (NER) -0.011735 ***) (0.001773) [- 6.617515] 0.575557 ***) (0.092580) [6.216885] 0.008004 **) (0.003520) [2.273992] -0.156664 ***) (0.018472) [- 8.481291] SP,  NER, JUB dan PDB  tidak stabil  pada parameter Jumlah  uang beredar 0.021266 **) (0.010773) [1.974137] 1.804673 *) (1.017676) [1.773327] -0.040747 (0.035359) [- 1.152365] -0.007881 ***) (0.002423) [- 3.253084] SP,  NER, JUB dan PDB  tidak stabil  pada parameter PDB 0.215802 (0.133303) [1.618882] 15.23979 (9.784223) [1.557588] 9.741277 (8.866038) [1.098718] -0.212467 ***) (0.051264) [- 4.144540] SP,  NER, JUB dan PDB  tidak stabil  pada parameter
Catatan:  *)  signifikan  pada  tingkat  keyakinan  10  persen;  **)  signifikan  pada  tingkat  keyakinan  lima persen; ***) signifikan pada tingkat keyakinan satu persen.
Angka-angka dalam tanda kurung adalah nilai standar error; Angka-angka dalam kurung siku adalah nilai t-hitung;
Nilai tukar nominal dan jumlah uang beredar adalah dalam logaritma; Sumber: Hasil Penelitian, (2018).
Kedua, estimasi model ARDL dilakukan terhadap variabel nilai tukar nominal di Indonesia. Dalam  jangka  panjang,  seluruh  regressor,  yaitu  harga  saham,  jumlah  uang  beredar  dan  PDB memiliki hubungan yang secara statistik signifikan dengan nilai tukar nominal. Jika harga saham naik,  maka  nilai  tukar  nominal  akan  terapresiasi.  Koefisien  yang  diestimasi  sebesar  -0.011735, menunjukkan  jika  harga  saham  naik  sebesar  satu  satuan,  nilai  tukar  nominal  akan  terapresiasi sebesar -0,011735 satuan.
Variabel  jumlah  uang  beredar  memiliki  hubungan  positif  dan  signifikan  dengan  nilai  tukar nominal pada tingkat  keyakinan  satu persen. Koefisien diestimasi sebesar  0 . 575557yang berarti jika  jumlah  uang  beredar  bertambah  satu  satuan,  maka  nilai  tukar  nominal  akan  naik  sebesar 0.575557ceteris  paribus.  Hal  ini  dapat  dijelaskan  dengan  penjelasan  bahwa  semakin  banyak jumlah  uang  beredar,  maka  semakin  banyak  rupiah  di  pasar  uang,  Akibatnya,  jika  jumlah  uang beredar semakin banyak maka nilai tukar nominal rupiah semakin terapresiasi.
Hal  yang  sama  dapat  diobservasi  pada  variabel  PDB.  Variabel  PDB  memiliki  koefisien positif  dan  secara  statistik  signifikan  dengan  nilai  tukar  nominal  pada  tingkat  keyakinan  lima
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
persen.  Nilai  koefisien  yang  diestimasi  adalah  0.008004yang  berarti  jika  PDB  bertambah  satu satuan,  maka  nilai  tukar  nominal  akan  naik  sebesar  0.008004,  ceteris  paribus.  Hal  ini  dapat dijelaskan  bahwa  semakin  meningkatnya  output  Indonesia,  maka  semakin  banyak  ekspor, permintaan  ekspor  yang  meningkat  diikuti  dengan  meningkatnya  permintaan  mata  uang domestik yang mengakibatkan nilai tukar nominal menguat atau terdepresiasi.
Dalam  jangka  panjang,  harga  saham,  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang  beredar  dan  PDB terkointegrasi.  Hal  tersebut  ditandai  dengan  nilai  koefisien  ECT  yang  negatif.  Nilai  koefisien diestimasi  sebesar  -0.156664,  yang  berarti  bahwa  kecepatan  kembali  ke  titik  keseimbangan adalah  sebesar  15,6664  persen  perbulannya.  Secara  statistik,  kointegrasi  jangka  panjang signifikan pada tingkat keyakinan satu persen.
Ketiga,  estimasi  model  ARDL  dilakukan  terhadap  variabel  jumlah  uang  beredar  di Indonesia. Dalam jangka panjang, kecuali PDB, seluruh regressor lainnya, yaitu harga saham dan nilai  tukar  nominal  memiliki  hubungan  yang  secara  statistik  signifikan  dengan  jumlah  uang beredar.  Jika  harga  saham  naik,  maka  jumlah  uang  beredar  akan  terekspansi.  Koefisien  yang diestimasi  sebesar  0.021266,  menunjukkan  jika  harga  saham  naik  sebesar  satu  satuan,  jumlah uang beredar akan terekspansi sebesar 0.021266 satuan.
Variabel  nilai tukar nominal memiliki  hubungan  positif dan signifikan dengan  jumlah uang beredar  pada  tingkat  keyakinan  sepuluh  persen.  Koefisien  diestimasi  sebesar  1 . 804673yang berarti  jika  nilai  tukar  nominal  bertambah  satu  satuan,  maka  jumlah  uang  beredar  akan  naik sebesar  1 . 804673ceteris  paribus.  Hal  ini  dapat  dijelaskan  dengan  penjelasan  bahwa  semakin rupiah  terapresiasi  atau  menguat  maka  semakiban  banyak  rupiah  yang  beredar  di  pasar  uang, Akibatnya,  jika  nilai tukar rupiah terapresiasi atau menguat maka semakin banyak  jumlah uang rupiah yang beredar di pasar uang.
Hal  yang  sama  dapat  diobservasi  pada  variabel  PDB.  Variabel  PDB  memiliki  koefisien negatif namun secara statistik tidak signifikan dengan jumlah uang beredar. Nilai koefisien yang diestimasi  adalah  -0.040747  yang  berarti  jika  PDB  bertambah  satu  satuan,  maka  jumlah  uang beredar akan turun sebesar -0.040747, ceteris paribus .
Dalam  jangka  panjang,  harga  saham,  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang  beredar  dan  PDB terkointegrasi. Hal tersebut  ditandai  dengan  nilai  koefisien ECT  yang  negatif. Nilai  koefisien  diestimasi sebesar  -0.007881,  yang  berarti  bahwa  kecepatan  kembali  ke  titik  keseimbangan  adalah  sebesar  0,7881 persen  perbulannya.  Secara  statistik,  kointegrasi  jangka  panjang  signifikan  pada  tingkat  keyakinan  satu persen.
Keempat,  estimasi  model  ARDL  dilakukan  terhadap  variabel  jumlah  PDB  di  Indonesia.  Dalam jangka panjang, seluruh regressor, yaitu harga saham, nilai tukar nominal dan Jumlah uang beredar, tidak ada satupun yang memiliki hubungan yang secara statistik signifikan dengan PDB.
Dalam  jangka  panjang,  harga  saham,  nilai  tukar  nominal,  jumlah  uang  beredar  dan  PDB terkointegrasi. Hal tersebut  ditandai  dengan  nilai  koefisien ECT  yang  negatif. Nilai  koefisien  diestimasi sebesar  -0.212467, yang  berarti  bahwa kecepatan  kembali ke titik keseimbangan  adalah sebesar  21.2467 persen  perbulannya.  Secara  statistik,  kointegrasi  jangka  panjang  signifikan  pada  tingkat  keyakinan  satu persen.

## 5. Kesimpulan dan Saran

## Kesimpulan
Berdasarkan analisis telah dilakukan mengenai hubungan nilai tukar terhadap harga saham di Indonesia dalam penelitian ini, dapat disimpulkan bahwa:
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
1. Uji Estimasi Model ARDL yang dilakukan dalam penelitian ini menunjukkan bahwa terdapat hubungan  dua  arah  antar  variabel  nilai  tukar  dan  harga  saham,  variabel  MS  dan  SP,  namun hanya  terdapat  hubungan  satu  arah  yang  diperoleh  dari  hasil  penelitian  antara  variabel  PDB dan SP.
2. Variabel nilai tukar terhadap variabel harga saham berpengaruh negatif namun signifikan. Hal ini  konsisten  dengan  teori Balance Sheet Effect , di  mana  saat  terjadi  depresiasi  mata  uang, perusahaan  domestik  akan  mengalami  perubahaan  neraca,  di  mana  liabilitas  (kewajiban perusahaan) meningkat  akibat depresiasi mata uang. Karena peningkatan  liabilitas tersebut, expected  return dari  perusahaan  akan  turun,  dan  proses  ini  akan  menurunkan  harga  saham perusahaan  secara  individual,  dan  pada  akhirnya  akan  menurunkan  harga  saham  secara keseluruhan.
3. Variabel  jumlah  uang  beredar  terhadap  variabel  harga  saham  berpengaruh  positif  dan signifikan.  Hal  ini dapat dijelaskan dengan penjelasan bahwa semakin banyak  jumlah uang beredar,  masyarakat  akan  memiliki  jumlah  uang  yang  lebih  banyak  untuk  keperluan spekulasi,  termasuk  membeli  saham.  Akibatnya,  harga  saham  akan  meningkat,  akibat meningkatnya permintaan saham.
4. Variabel  PDB  terhadap  harga  saham  berpengaruh  positif  dan  signifikan.  Hal  ini  dapat dijelaskan  bahwa  semakin  meningkatnya  output  Indonesia,  maka  masyarakat  memiliki tingkat  pendapatan  yang  lebih  tinggi.  Dengan  demikian,  masyarakat  akan  memiliki kemampuan  untuk  berinvestasi  dan  salah  satu  pilihan  investasi  adalah  membeli  saham. Peningkatan permintaan saham tersebut meningkatkan harga saham.

## Saran
Penelitian  yang  dilakukan  oleh  penulis  masih  jauh  dari  kata  sempurna,  berdasarkan kesimpulan yang dijelaskan di atas, maka saran yang diajukan dalam penelitian ini adalah sebagai berikut:
1. Diharapkan  Bank  Indonesia  sebagai  otoritas  moneter  dan  OJK  sebagai  badan  pengatur pasar  modal  mampu  berkoordinasi  dan  bekerjasama  dalam  menentukan  strategi  dan mengevaluasi  penetapan  kebijakan  saat  terjadi  goncangan  ekonomi  dari  faktor  luar negeri agar perekonomian Indonesia tidak semakin terpuruk.
2. Untuk  penelitian  selanjutnya  di  harapkan  agar  menambahkan  variabel  lainnya  yang mempengaruhi harga saham.

## Daftar Pustaka
Abdalla,  I.S.,  &  Murinde,  V.  (1997).  Exchange  rate  and  stock  price  interaction  in  emerging financial markets: evidence on India, Korea, Pakistan and the Philippines. Applied financial economics , 7(1), 25-35.
Aggarwal,  R.,  1981.  Exchange  rates  and  stock  prices:  a  study  of  the  US  capital  markets  under floating exchange rates. Akron Business Econ. Rev . 12, 7–12.
Ajayi,  Richard  A.  Et  Al.  “On  The  Relationship  Between  Stock  Returns  And  Exchange  Rates:
Tests Of Granger Causality”. Global Finance Jurnal 9 (1998): 241-51.
Arifin, Immamul, dan Gina Hadi W. 2009. Membuka Cakrawala Ekonomi . Grafindo. Bandung.
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
Babajide,  Fowowe  (2014).  “The  Relationship  Between  Stock  Prices  And  Exchange  Rates  In South  Africa  And  Nigeria:  Structural  Breaks  Analysis” International  Review  Of  Applied Economics. University Of Ibadan, Ibadan, Nigeria.
Bahmani-Oskooee, M., & Sohrabian, A. (1992). Stock prices and the effective exchange rate of the dollar. Applied economics , 24(4), 459-464.
Bartov,  E.,  Bodnar,  G.M.,  1994.  Firm  valuation,  earnings  expectations,  and  the  exchange-rate exposure effect. J. Finance 49, 1755–1785.
Bekhet, H.A. dan Matar, A. (2013). Co-intregation and Causality analysis Between Stock Market Prices And Determeninates in Jordan”, Economic Modelling.
Bonomo, M., Martins, B., & Pinto, R. (2003). Debt composition and exchange rate balance sheet effect in Brazil: a firm level analysis. Emerging Markets Review , 4(4), 368-396.
Branson,  W.H.,  1983.  Macroeconomic  determinants  of  real  exchange  risk.  In:  Herring,  R.J.
(Ed.), Managing Foreign Exchange Risk. Cambridge University, Cambridge.
Brigham,  E,F  dan  Weston,  J,F.  (2001). Dasar-Dasar  Manajemen  Keuangan .  Jakarta:  Salemba Empat.
Céspedes, L. F., Chang, R., & Velasco, A. (2004). Balance sheets and exchange rate policy. American Economic Review , 94 (4), 1183-1193.
Chiang, T.C., Yang, S.-Y., 2003. Foreign exchange risk premiums and time-varying equity market risks. Int. J. Risk Assess. Manage . 4 (4), 310–331.
Dahlan, Siamat, (2017), “ Manajemen Lembaga Keuangan ” (Jakarta: LP FEUI, 2001), h.
Darmadji  T.  dan  Hendy  M.  Fakhruddin.  2001. Pasar  Modal  Di  Indonesia. Jakarta:  Salemba Empat.
Dornbusch, R., Fischer, S., 1980. Exchange rates and the current account. Am. Econ. Rev . 70 (5), 960–971.
Donnelly,  R.,  Sheehy,  E.,  1996.  The  share  price  reaction  of  U.K.  exporters  to  exchange  rate movements: an empirical study. J. Int. Business Stud . 27, 157–165.
Frankel, J.A., 1983. Monetary and portfolio-balance models of exchange rate determination. In: Bhandari, J.S., Putnam, B.H. (Eds.), Economic Interdependence and Flexible Exchange Rates. MIT, Cambridge.
Ginting, Suriani, dan Sartoso, R. A. (2013). “Analisis Faktor-Faktor Yang Mempengaruhi Harga Saham  Pada  Perusahaan  Manufaktur  Di  Bursa  Efek  Indonesia”.  . Jurnal  Wira  Ekonomi
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229
Mikroskil. Yogyakarta.
Gavin,  M.,  1989.  The  stock  market  and  exchange  rate  dynamics. J.  Int. Money  Finance 8  (2), 181–200
Granger,  C.W.J.,  Bwo-Nung,  H.,  Yang,  C.W.,  2000, “ A  Bivariate  Causality  Between  Stock Prices  and  Exchange  Rates:  Evidence  from  Recent  Asia  Flu ”  The  Quarterly  Review  of Economics and Finance, 40, 337-54.
Griffin,  J.M.,  Stulz,  R.,  2001.  International  competition  and  exchange  rate  shocks:  a  cross- country industry analysis of stock returns. Rev. Financial Stud . 14, 215–241.
Issam S.A. Abdalla & Victor Murinde (2013). “Exchange Rate And Stock Price Interactions In Emerging Financial Markets: Evidence On India, Korea, Pakistan And The Philippines”, Financial Economics. East Carolina University.
Jorion, P., 1990. The exchange rate exposure of U.S. multinationals. J. Business 63, 331–345.
Kewal, S. S. (2012). Pengaruh inflasi, suku bunga, kurs, dan pertumbuhan PDB terhadap indeks harga saham gabungan. Jurnal Economia , 8 (1), 53-64.
Krugman  (1999).  “Balance  Sheets,  the  Transfer  Problem,  and  Financial  Crises”, International Finance and Financial Crises , MIT, Department of Economics, Cambridge, MA 02139
Mansor  H.  Ibrahim  (2000).  “cointegration  and  granger  causality  tests  of  stock  price  and exchange rate interactions in Malaysia”, ASEAN Economic Bulletin. PP. 36-47.
Muhammad Yafiz (2008). “Saham dan Pasar Modal Syariah: Konsep, Sejarah dan perkembangannya”. MIQOT. Fakultas Syariah IAIN, Sumatera Utara.
Pan, M., Fok, R.C., Liu, Y.A., 2007. Dynamic linkages between exchange rates and stock prices: evidence from east Asian markets. Int. Rev. Econ. Finance 16, 503–520.
Qiao, Y. (1996). Stock prices and exchange rates: experiences in leading East Asian financial centres-Tokyo, Hong Kong and Singapore.
Ramasamy, B., Yeung, M., 2002. The relationship between exchange rates and stock price: implications for capital controls. Asia Pacific J. Econ. Business 6 (2), 46–60.
R. Smyth & M. Nandha (2014). “Bivariate Causality Between Echange rates and Stock Prices In South Asia”, Department of Economics, Monash University , 3800, Victoria, Australia.
Sangeeta,  Pratapa , Lobotoa,  IIgnacio, dan  Somuanob  Alejandro  (2003).  “Debt  composition  and balance  sheet  effects  of  exchange  rate  volatility  in  Mexico:  a  firm  level  analysis”. MexicoSociedad  Hipotecaria  Federal,  Mexico  S.  Pratap  et  al.  /  Emerging  Markets. a Department of Economics and Centro de Investigacio ́n Econo ́mica, ITAM, Av. Camino Sta.
Muhammad Ilhamsyah Siregar, Taufiq Carnegie Dawood, Fakhruddin, Cut Zakia Rizki, Fitriyani, M. Ridha Siregar, Wahyu Hidayat / Jurnal Ekonomi dan Kebijakan Publik Indonesia 6 (2) 2019 216-229

## Teresa 930, Mexico, D.F 10700.
Soenen,  L.,  Hennigar,  E.,  1988.  An  analysis  of  exchange  rates  and  stock  prices:  the  US experience between 1980 and 1986. Akron Business Econ. Rev . 19, 7–16.
Tsai,  I.C.  (2012).  “The  relationship  Between  Stock  Price  Index  and  Exhange  rate  in  Asia Markets:  A  Quantile  regression  approach” Journal  of  international  financial  markets, institutions & Money . National University of Koohsiung, Taiwan, ROC.
Widayanti, R, Fredella Colline. “Pengaruh Rasio Keuangan Terhadap  Harga Saham Perusahaan LQ  45  Periode  2011-2015 ”,  Program  Studi  Manajemen,  Fakultas  Ekonomi ,  Universitas Kristen Krida Wacana.
William  Theo,  Ratna  Juwita  (2008-2012).  “Pengaruh  Suku  Bunga,  Inflasi,  Dan  Pendapatan Nasional Terhadap Nilai Tukar Rupiah Tahun”, Jurnal Manajemen. STIE MDP.
Wu,  Y., 2000.  Stock  prices  and  exchange  rates in  a  VEC model—the  case  of  Singapore  in  the 1990s. J. Econ. Finance 24, 260–274
Yau, H.Y., Nieh, C.C., 2009. Testing for cointegration with threshold effect between stock prices and exchange rates in Japan and Taiwan. Jpn. World Econ . 21, 292–300.
Yulfita, U., (2009-201). “Penilaian Harga Saham Sektor Manufaktur Yang Terdaftar Di Bursa Efek Indonesia”, Fakultas Ekonomi Dan Bisnis, Jurusan Manajemen Universitas Sam Ratulangi
Zainal,  A,  Stevanus,  A.  (2012).  “Balance  Sheet  Effect  Sebagai  Penentu  Determinan  Struktur Modal  Enam  Bursa  Efek  Pada  Negara-Negara  Asean. Media  Riset  Akuntansi,  Auditing  & Informasi.
Zheng,  Yang,  dan  Yong,  Zeng  (2014).  “Dynamic  Linkages  Between  Asian  Stock  Prices  And exchange rates: New Evidance From Causality in Quantil