Jurnal Akuntansi Riset,  Prodi Akuntansi UPI
PENGARI]II  DEBT TO EQUITY  RATIO,  RETURN ON ESUITY, E,/IRNINGS  PER  SHARE, PRIU EARNINGS,R,{ZODAN  MARNET TO BOOK RATIO TERIIADAP RETURN SAIAM
Oleh: Acip Sutardi (Dosen Jurusan Aktmtsnsi Fakultas  Ekonomi  Universitas Winaya Mubi)

## Abstrak
Penelitian ini dilakukan dengan tujuan  untuk mengetahui  pengaruh Debt to Equity Ratio (DER),  Return on Equity  (ROE), Earnings  per Share (EPS),  Price Earnings  Ratio (PlE Ratio),  dan Market/Book  Ratio (M/B) Ratio terhadap return saham baik secara parsial maupun  secara  simultan. Jenis penelitian ini adalah  deskriptif-verifikatif dan menggunakan  metode  event  study. Penelitian ini dilakukan pada emiten manufaktur yang terdaftar  di Bursa Efek Jakarta tahun 2001. Penelitian dilakukan dengan menggunakan  50 sampel  berdasarkan  metode Purposive  Sampling. Metode analisis yang digunakan adalah regresi  berganda (multiple regretion). Hasil penelitian  menunjukkan bahwa terdapat pengaruh secara simultan DER,  ROE,  EPS,  P/E  Ratio,dan MIB Ratio  terhadap return saham dengan Koefisien  Determinasi  (R2) sebesar 47,\yo sedangkan sisanya dipengaruhi oleh faktor-faktor lain. Secara parsial  dari  lima variabel  rasio keuangan, terdapat empat variabel (ROE,  EPS, P/E Ratio  dan M/B Ratio)  yang signifikan berpengaruh  terhadap return saham, dengan Koefisien Determinasi  (r2) masing-masing sebesar 9,24yo,8,58yo, 16,0070  dan24,6l%o.
Kata Kunci:  DE& ROE, EPS, P/E Ratiodan WB Ratio,  Event Study, Return Saham, Rata-rata Kumulatif I bnormal Rentrn

## LatarBelakang
Pasar Modal memiliki peran  besar bagi perekonomian suatu  negara karena  pasar modal  menjalankan  dua fungsi  sekaligus,  fungsi  ekonomi  dan fungsi  keuangan. Pasar modal dikatakan memiliki  fungsi ekonomi  karena pasar menyediakan fasilitas yang mempertemukan pihak yang memiliki kelebihan dana (investor) dan pihak yang memerlukan dana (issuer). Dengan adanya  pasar modal, invstor dapat  menginvestasikan dananya  dengan  harapan memperoleh  imbalan (retwn) sedangkan pihak isszer dapat memanfaatkan dana  tersebut untuk kepentingan investasi tanpa harus menunggu tersedianya dana dari operasi  perusahaan.  Pasar modal dikatakan memiliki fungsi keuangan, karena pasar modal memberikan  kemungkinan  dan kesempatan memperoleh imbalan  (retarn) bagi pemilik dana, sesuai  dengan karakteristik investasi yang dipilih Harga saham  merupakan cerminan ekspektasi investor dalam memproleh keuntungan. Ada dua keuntungan (return) yang diharapkan investor  dari  investasi saham yaitu dividen dan capital gain. Dividen merupakan pembagian  keuntungan perusahaan kepada para pemegang  saham,  sedangkan capital gain merupakan selisih positif antara harga jual dengan harga beli suatu saham. Dalam kenyataan harga saham selalu berfluktuasi.  Investor biasanya akan melakukan analisis untuk  memprediksi harga  saham. Ada dua jenis  infonnasi  penting yang dibutuhkan  oleh investor dalam melalflrkan analisis saham yaitu  infrrmasi kinerja keuangan  perusahaan seperti laba dan arus kas serta informasi  ekonomi makro seperti tingkat suku bungq inflasi, kondisi politik dgn lain-lain.
Pengumuman laporan  (suangan  erqiten di pasar modal diduga  mempunyai kandungan informasi  bagi investor  karena berisikan informasi tentang kinerja keuangan perusahaan.
Beberapa  penelitian  terdahulu telah memperoleh hasil yang berbeda tentang manfaat informasi  akuntansi  dalam  bentuk  rasio  keuangan untuk memprediksi harga saham. O'Connor (1973).  Menemukan bahwa rasio keuangan terpilih  memiliki  predictor yang bagus untuk memprediksi  return saham di masa yang akan datang.  Berbeda  dengan penelitian Ou dan Panman (1989), informasi  akuntansi mengandung  informasi fundamental yang tidak tercermin dalam  harga saham. Sedangkan Askam (2001), menememukan bahwa  pada perusahaan manufaktur,  informasi  akuntansi  dalam  bentuk rasio keuangan tidak bermanfaat  dalam memprediksi retum saham untuk periode satu tahun ke depan. Sedangkan untuk dua  tahun  ke depan,  rasio  keuangan tertentu  bermanfaat dalam memprediksi return saham. Penelitian ini berbeda  dengan penelitian sebelumnya dalam beberapa hal. Pertama,  Periode pengamatannya adalah uhun 2001- dipilihnya periode ini karena kondisi  ekonimi makro Indonesia sudah mulai membaik  setelah tahun 1998  dilanda krisis. Sample  penelitian  menggunakan  emiten  manufaktur, karena jenis industri ini diyakini lebih memiliki  tingkat  risiko usaha yang lebih tinggi dibandingkan dengan jenis industri lainnya  (Miswanto  dan Husnan,  1999). Dalam penelitian ini koreksi  beta  (9) menggunakan metode Fowler  dan Rorke,  karena metode Fowler dan Rorke merupakan metode yang  paling mampu mengurangi bias beta  sekuritas baik untuk data return yang berdistribusi  normal  maupun data return yang tidak berdistribusi  normal  (Jogiyanto, 2003:337). Kedua,  dalam penelitian ini rasio keuangan yang dipilih, langsung  berkaitan dengan  sekuritas  atau efek saham, yakfi Debt to Equity Ratio (DER),  Return  on Equity (ROE), Eartings  per Share (EPS), Price  Earnings Ratio (P/E)  Ratio, dan Marld to Book (.ilB) Rotio.

## Rumusan Masalah
Berdasarkan  latar  belakang penelitian yang telah diuraikan di atas,  maka masalah yang diteliti dapat diidentifikasikan sebagai berikut: 1. Bagaimana Debt to Equity Ratio, Return on Equity, Earnings per Share, Price Earnings  Ratio dan Markzt to Book Ratio dan return saham yang dicapai oleh  emiten manufaktur di Bursa Efek Jakarta.
2. Apakah rata-rata abnormal return saham tujuh hari sebelum tanggal pengumumaq berbeda dibandingkan  dengan tujuh hari setelah tanggal pengumuman laporan
keuangan-
3. Seberapa besar pengaruh dari Debt to Equity Ratio,  Return  on Equity, Earnings per Shore, Price Earnings  Ratio dan Morket to Book Ratio bar/r. secara simultan maupun secara  parsial  terhadap return saham emiten manufaktur  di di Bursa Efek Jakarta.
Kerangka Pemikiran Pengertian  saham  menurut  Rose (2000:65) "stocks is ownership shares in a corporation, giving the holder claim to any dividends from currettt earningl'. Burton dan Lombra (2000:106) menyatakan "Stock are equity  claims represent@  ownership of the net  income and ossets of corporation"-Harga saham menurut Jones (1992;40): "The price of shue  of stock  is fonnatly determined by the interaction of demand and supply". Menurut  Weston dan Brigham (7993:255): "Market price is the price at which a stock sells in the market " - Ada dua keuntungan (return)  yang diharapkan investor  dari investasi saham yaitu dividen dan capital gain- Dividen  merupakan  pembagian  laba perusahaan kepada para
Jurnal Akuntansi  Rise!  Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.1 258
Acip Sutardi
pemegang  saham, sedangkan capital gain merupakan selisih positif antara harga jual dengan harga beli saham.
Jones (2002:30), mengemukakan "Return is the motivatingforce  in the irnestment process. It is rewardfor undertaking the investment. Rehrns from investing are crucial  to investors, they at whot the game of investment is all about". Sharpe et.al (1999:3); "Retttrn is the percentage  change in a ltypothetical  investor's wealthfrom the beginning until the end of the year". Jones (2002:8)." realized refiffr, is actual retwn  on qn investment for some previous period of time". Sedangkan menuut Jogiyanto  (2000:416), "returrt sesungguhnya merupakan return  yang  terjadi pada waktu  ke-t yang merupakan selisih harga  sekarang relative terhadap  harga sebelumnya". Actual  retarn dapat dihitung
dengan rumus sebagai berikut:  R,, = Li!4 fn.
dimana: &,  : Return saham i pada hari t P;t  : Harga  penutupan  pada  hari t Pl-r : Harga  penutupan  saham i pada hari t-l
Dalam stiap  even study terdapat dua periode waktu yang pnting yaitu periode estimasi (estimdion period)  umumnya merupakan periode sebelum periode peristiwa dan periode peristiwa (event period) disebut juga dengan periode pengamatan  atau jendela peristiwa (event windoew). Peiode  estimasi diperlukan untuk menghifing ecpected return, sedangkan peiode peristiwa  diperlukan  untuk menangkap  pengaruh dari publikasi laporan keuangan  tersebut.
Perhitungan return ekspektasi dilakukan dengnn menggunakan model pasar (market model), Model ekspektasi  dibentuk denqan menggunakan teknik regresi OLS (Ordinary Least Squoe) dengan  pers:rmairn  sebagai berikut: Rj=cti+B;.Ryi+ei dimana:
& : Return realisasi  saham ke-i pada  periode periode  estimasi ke-j o.i  : Intercept  unfuk saham ke i
0r  : Koefisien slope yang merupakan  Beta  saham ke-i R",  : Rettra indeks  pasar pada periode  estimasi ke-j
% = Kesalahan  residu  saham ke-i pada periode  estimasi ke-j
Return  indeks pasar  pada periode estimasi ke-j (RM, dihitung dengan menggunakan  Indeks  Harga  Pasar  Gabungarr (IHSG) harian di Bursa Efek Jakarta dengan formula: R^, = IHSG, - IHSG,_I
IHSG,_l
dimana: Rr,at  : Return indeks  pasar  saham  pada hari ke t IHSG. : IHSG harian  pada hari ke t IHSGT-r : IHSG harian  pada hari ke t-l
Abnormal Return  merupakan selisih antara actuol refirn dengan  expected retwn dengan formula:
AR t: &, + E[&,r
dimana:
AR;1 : Abnormal return sekuritas ke-i pada periode peristiwa  ke-t
&, : Actual return yang terjadi  untuk sekuritas ke-i pada periode peristiwa ke-t
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  [JPI, Vol. 2, No.l 259
EtR{,1 : Return ekspektasi  sekuritas ke-i untuk periode peristiwa  ke-t
Rata-rata abnormal  return Return  (AAR) digunakan  untuk  melihat  efek rrtz-rata dari suatu even. Rata-rata abnormal return dihitung  dengan formula sebagai berikut:
k
Z,qn,
AAR. : i=t 'k
dimana: AA&  : Rata-rata abnormal return pada hari  ke t
AR : abnormal  return  untuk skuritas ke-i pada hari ke t k : Jumlah  skuritas  yang terpengaruh  oleh  p€ngumuman peristiwa
Cumulotive Abnormal Rehm rnerupakan  penjulahan abnormal return hziri sebelumnya di dalam *nY" peristiwa untuk  masing-masing  sekuritas dengan formula sebagai berikut:  CARi., =LAR,." a=17 dimana: CA&.,  = Akumulasi abnormal  return saham ke-i  pada hari ke-t,  yang dihitung mulai dari awal periode jendela sampai dengan akhir periode jendela. A&" Abnormal rettrn saham ke-i pada hari  ke -a, yaitu  mulai t -7 samapi hari  ke-t+7.
Beta (P) merupakan pengukur risiko sistematis dari suatu  saham atau portofolio relatif terhadap resiko. Volatilitas adalah fluktuasi dari  return-return suatu  sekuritas  atau portofolio  dalam  suatu periode  tertentu. Jika fluktuasi return-return  sekuritas atau portofolio secara statistik mengikuti  fluktuasi dari return-return  pasar, maka Beta dari sekuritas  atau portofolio tersebut dikatakan bemilai satu (Jogiyanto,2003:266).  Fluktuasi ini menunjukkan risiko sistematis dari saham atau fortofolio tersebut,  semakin besar return  suatu saham berfluktuasi terhadap return pM, maka resiko  sistematisnya akan semakin  besar. (Hartono dan Surianto, 1999).
Menurut  Hartono dan Surianto (1999)  dalam (koam  dan Indra, 2000:833) perdagangan pada Bursa Efek Jakarta masih tipis. Oleh karena itu dalam  menghitung retum ekspektasi  hams dilakukan  koreksi  untuk  memperoleh nilai Beta yang mendekati nilai Beta yang  sebenarnya- Metode Fowler dan Rorke (1983) digunakan  dalam penelitian ini karena  metode in paling m{rmpu mengurangi  bias yang terjadi, baik untuk data return yang  berdistribusi tidak normal  maupun  untuk  data  return  yang  berdistribusi normal. (Jogiyanto, 2003 :337).
Ikatan Akuntan Indonesia dalam Standar Akuntansi Keuangan (2002:2  paragraf 7) menyatakan: "Laporan keuangan  merupakan bagian dari proses  pelaporan  keuangan.  Laporan yang lengkap biasanya meliputi neraca,  laporan laba rug| laporan perubahan posisi  keuangan (yang dapat disajikan  dalam berbagai  cara misalnya, sebagai laporan  arus kas, atau laporan arus dana),  catatan dan  laporan  lain serta materi penjelasan yang merupakan  bagian yang integral dari laporan  keuangan".
Tujuan laporan  keuangan adalah menyediakan informasi  yang menyangkut posisi keuangan, kinerja serta  perubahan posisi keuangan suatu perusahaan yang bermanfaat bagi sejumlah besar pemakai dalam  pengambilan keputusan ekonomi. Pemakai laporan keuangan meliputi investor sekarang dan investor  potensial,  karyawan, pemberi
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UP[, Vol. 2, No.I 260
pinjaman,  pemasok dan kreditor usaha lainnya pelanggan, pemerintah,  serta lembaga- lembaganya  dan  masyarakat.
Menurut  Ikatan  Akuntan  Indonesia dalam Standar Akuntansi Keuangan  {2A02:2, paragaph 9).Laporan keuangan  perusahaan terdiri  dari Neraca (Balance Sheet), Laporan Rugi  Laba (Income  Statement), Laporan Laba Ditahan  (Retained Earning Statement)", Laporan Arus Kas (Cash Flow Statement) serta catatan-catatan atas laporan keuangan yang merupakan  bagian  yang tidak terpisah dari laporan  keuangan. Kieso (2002:6) mengemukakan  beberapa tujuan pelaporan  keuangan sebagai berikut Pertama,  menyediakan infonnasi yang berguna bagi  investor serta keditor saat ini atau potensial dan para pemakai  lainnya  untuk membuat keputusan  investasi, kredig dan keputusan  serupa  secara rasional. Kedua,  membantu investor serta kreditor-kreditor saat ini atau potensial dan para pemakai lainnya dalam menilai jumlah, penetapan waktu, dan  ketidakpastian  penerimaan  kas prospektif dari dividen atau bunga dan hasil dari pnjualan, penebusan atau jatuh tempo  skuritas atau pinjaman. Karena arus kas investor dan kreditor berhubungan  dengan arus kas  perusahaan, maka pelaporan keuangan  harus menyediakan  informasi  yang  dapat membantu  investor,  kreditor serta pemakai  lainnya menilai jumlah, penetapan waktu  dan ketidakpastian  arus  kas masuk  bersih prospektif pada perusahaan terkait.  Tujuan tersebut dimaksudkan untuk memberikan  informasi mengenai hasil dan risiko atas investasi yang akan dilalrukan. Ketiga, menyediakan informasi tentang  sumber  daya ekonomi dari sebuah perusahaan, klaim terhadap  sumber daya tersebut (kewajiban perusahaan untuk mentransfer sumber daya ke entitas lainnya dan  ekuitas pemilik), dan pengaruh dari teransaksi, kejadian serta situasi yang mengubah sumber  daya perusahaan  dan klaim pihak  lain terhadap  sumber daya  tersebut. Informasi akuntansi dalam bentuk laporan keuangan banyak memberikan manfaat bagi pengguna apabila laporan tersebut dianalisis lebih lanjut sebelum dimanfaatkan sebagai alat bantu  pembuatan  keputusan. kv dan Thiagarajan  (1993) seperti yang  dikutip  oleh Askam  (2000) menyatakan, dari laporan  keuangan dapat diperoleh informasi tentang kinerja  (performance),  aliran kas  perusahaan, dan informasi lain yang  berkaitan dengan laporan keuangan, oleh  karena itu, Iaporan keuangan  sangat diperlukan  untuk memahami informasi keuangan. Salah satu ahernative untuk mengetahui  apakah informasi keuangan dapat bermanfaat untuk  memprediksi harga  saham  atau retum saham di pasar modal, termasuk kondisi keuangan  perusahaan di masa  depan  adalah melakukan  analisis  rasio keuangan. Seperangkat laporan  keuangan utama dalam bentuk neraca, laporan  laba-rugi, laporan perubahan  modal, dan laporan  arus kas belum dapat memberi  manfaat  maksimal  bagi pemakai sebelum pemakai  menganalisis  laporan  keuangan tersebut lebih  lanjut dalam bentuk  analisis  rasio  keuangan  Penman (1991). Analisis laporan keuangan berusaha mengidentifikasi aspek-aspek yang  relevan  bagr pengambilan  kepufusan investasi (Ou&Penm  an, 1989 :297). Analisis laporan keuangan dilakukan dengan  cara mempelajari hubungan dari sekumpulan laporan  keuangan dalam satu titik waktu tertentu atau kecenderungannya dalam suatu kurun waktu  tertentu (Foster, 1986:58). Laporan keuangan tidak akan  nampak  bermakna bila tidak dilakukan  analisis  yang tepat. Cara menganalisis  laporan  keuangan, dapat dilakukan  dengaa  dua teknik yaitu dengan  (1) cross sectional methd dan(2) time series  method (Foster,  1986:175-2ll).
Metode Penelitian Objek penelitian ini adalah rasio-rasio keuangan  emiten manufaktur ymg go public di Bursa Efek Jakarta tahun  2001 yang terdiri at:s Debt to Equity  Rotio (DER), Return on Equity  (ROE), Earnings per Share (EPS), Price Eonings  Ratio {P/E)  Ratio, dan Morket/Book  Ratio (Iu{/B) Rotio sr;fta informasi harga  saham harian dan  indeks h*gt
Jurnal Akuntansi Rise!  Prodi Akuntansi  UPI, Vol.2, No.l 261
Acip Sutardi
saham  gabungan selama periode  estimasi  (estimation period) dan periode peristiwa (event perid). Periode  estimasi yang digunakan dalam penelitian ini adalah 100 hari ftari ke -7 sampai hari ke -100], dan periodejendela adalah 7 hari sebelum den  7 hari setelah  tanggal peristiwa ftari ke -7 sampai hari  ke +71, (Askam,20AL770).
Adapun  Operasionalisasi variabel dalam  penelitian ini dapat dilihat pada  Tabel 3.1 dibawah ini
abel 3.1 Variabel Independen( x) Rasio Keuangan
Debt to Equrty Ratio (X1) Mengukur perbandingan antara dana yang
disediakan oleh pemilik
perusahaan dengan  dana
yang berasal dari kreditur (Gitman, 2003:59) Total Liabilities
Stockholders Equtty Rasio Refurn  on Equrty (Xz) Mengukur tingkat penghasilan'bersih  yang diperoleh oleh pemilik perusahaan atas modal yang diinvestasikannya (Gitman,  2003:65) Earnings Available for Common
Stockholders Rasio
Common Stock Equity
Earnings per Shaare (X:) Mengukur jumlah pendapatan per lembar saham biasa (Gitman, 2003:65) Earnings Available for Common Stockholders
Number of Share of Common Stock Outstanding
Rasio
Price/Earn ings Ratio (&) Mengukur jumlah rupiah yang harus dibayar oleh investor untuk setiap rupiah laba periode berjalan (Gitman.  2003:66) Market Price  per Share of Common Stock Rasio Earnings  per  Share Market/Bo ok Ratio (x5) Mengukur pandangan bagaimana investor
memandang ferformance suatu perusahan (Gitrnan, 2003:66) Market Price  per Share of Common
Stock
Book Value per Share of Common
Stock
Rasio
Dependen (n Return Sahan Cummulat ive Abnormal Return (cAR) Merupakan  penjumlahan return tidak  normal  hari sebelumnya di dalam periode peristiwa  untuk masing-masing sekuritas
(Josivanto.  2003:450) : CAR,,, :ZAR,."
Interva I Jurnal Akuntansi Riset,  Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l
Populasi  dalam  penelitian ini adalah emiten  manufaktur  yang  terdaftar di BEJ. Penarikan  sampel dilakukan  dengan menggunakan metode purposive sampling- Berdasarkan kriteria  yang telah ditetapkan, terpilih sebanyak 50 emiten  manufaktur sebagai  sampel.  Penelitian ini menggunakan data sekunder berupa laporan keuangan tahunan emiten manufaktur go public periode  tahun  2001.  Data  laporan  keuangan  emiten manufaktur  diperoleh dari Pusat  Referensi  Pasar Modal  (PRPIO,  dan melalui situs: http:/rfuwwisx-co.id.  dilengkapi dad. Indonesian  Capitol Muket Directory, Data  tanggal pengumuman  laporan keuangan tahun 2001 diperoleh dari arsip monitoring laporan keuangan  emiten di BAPEPAM. Tanggal  pengumuman yang dipilih adalah tanggal tercepat  antara  penyampaian ke BAPEPAM dengan pengumuman di surat kabar. Berdasarkan  tanggal  tersebut dikumpulkan dataharga  saham  selama periode pengamatan dari database  Pusat Referensi Pasar Modal di Gedung Bursa Efek Jakaaa, dan melalui situs:  http:llwwwjsxcq-id.  Dalam penelitian ini digunakan model analisis regresi berganda (multiple regression  analysis)  dengan  metode ordinary  least square. yang diformulasikan sebagai berikut: CAR  = cr1 + pIDER  + B2ROE + B3EPS + pnP/ERatio + pjtuI/BRatio + e dimana:
CAR DER ROE
EPS t C umul at iv e A b normal Re turn Debt to Equity Ratio
Return  on Equity
Earnings  per Share F, - F, Faktor  galat (error) P/E Ratio : Price  Earnings Ratio M/B Ratio : Market  Book  Ratio
ct : Konstanta/intercept
: Koefisien Regresi
Sebelum menggunakan model regresi  bergand4 data harus telah memenuhi uji asumsi klasik. Uji asumsi klasik  dilakukan dengan tujuan agar nilai parameter  penduga sahih  dan tidak bias, Ufr Normalitas  dengan  menggunakan uji Kotmogorov-Smirnov (Kolmogorov-SmirnovTest), Uji Multikolinearitas dengan melihat nilai toleransi (tolerance value)  atau nilai voriance inflation factor (VIF), Uji Heteroskedastisitas dengan menggunakan uji koefisien  Rank Spearman (Rank Spearman  Test Dalam  penelitian ini diajukan 7 (tujuh)  buah hipotesis. Hipotesis pertama menyatakan  rata-rata abnormal return 7 hari sebelum  tanggal  pengumuman berbeda dengan rata-rata abnonnal return 7 hari setelah tanggal pengumuman laporan keuangan yang diuji dengan uji perbedaan untuk data berpasangan menggunakan uji-t. Hipotesis kedua menyatakan  adanya pengaruh secara bersama-sama variabel independen  terhadap variabel dependen yang diuji dengan menggunakan uji-F. Sedangkan hipotesis  ketiga, keempat,  kelima,  keenam  dan ketujuh  menyatakan adanya pengaruh secara individual masing'masing  variabel independen terhadap variabel yang diuji dengan menggunakan uji-t.
Hasil Penelitian
A. Uji Perbedaan Rata-rata Abnormal return 7 Har. Sebelum dtn 7 Hari Setelah Tanggal Pengumuman Laporan Keuangan Tahun 2fi)1
Hipotesis pertama menyatakan  bahwa rata-rata abnormal  return 7 hari sebelum tanggal pengumumao  berbeda dengan rata-rata  abnormal  return 7 hari setelah tanggal pengumuman laporan  keuangan tahun 2001. Untuk membuktikan  hipotesis tersebut dilakukan uji perbedaan untuk data berpasangan  menggunakan uji-t. Hasil pengujian disajikan pada  tabel  4.1 berikut.
Jurnal Akuntansi Riseg Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l 263
ISSN: 2A86-2563
Tabel4.l
Pengujian prbedaan rata-rata abnormal  returnT hari sebelum dan sesudah tanggal
Dari hasil pengujian  menunjukkan bahwa rata-rata abnormal return 7 hart sebelum tanggal  pengumuman berbeda nyata dengan rutfl-ratz abnormal return 7 hafl setelah tanggal  p€ngumuman laporan keuangan tahrm 2001,  dimana  rata-rata abnormal return 7 hari setelah  pengumuman laporan keuangan tahun 2001 lebih besar dibanding rata-rata abnormal return 7 hari sebelum pengumuman  laporan  keuangan  tahun  2001- Hipotesis pasar modal yang efisien mengatakan bahwa pasar yang efisien bereaksi  dengan cepat  terhadap informasi yang  relevan. Informasi baru tersebut kemudian akan masuk ke dalam dan membentuk  harga sekuritas. Dalam pasar yang  efisien, harga cepat mencerminkan informasi yang relevan,  sedemikian rupa sehingga tidak akan diperoleh  abnormol rettrn- Hasil penelitian ini semakin memperkuat bukti bahwa pasar modal kita belum  efisien karena masih adanya perolehan abnormal return.  Hasil penelitian ini konsisten dengan penelitian Husnan et.al (1996)  tetapi berlawanan dengan hasil penelitian Abdul Rohman  (2001).
B. Uji Asumsi Klasik
Hasil pengujian asurrsi klasik menunjukan terpenuhi semua asumsi klasik ) Uji Normalitas Uji normalitas  dengan menggunakan Uji Kolmogorov Smirnov. Hasil perhitungan yang diperoleh adalah sebagai berikut : Tabel4.2 Hasil Uji Normalitas
o're-Sanlple Kohogotovsmirnov Test Unsiandardized Residual Nmal Pammters ab Mean Std. Devistion MGt E)dreru Absdute Dift{rcs po$tive llesstire Kolmogo{ov-Srnk$ov Z Asil/mD- Slr. (2eiled) 50 3.772E-10 .149 .106
.106 --056 .749 AT Test dstibrnion i5 Nofind.
Calculat€{,  Aom  data-
Dari tabel  4.2 diatas  dapat ditihat bahwa nilai D66, :0,106, sedangkan nilai D dari  tabel Kolmogorov  untuk o:0.05 dan n:50 adalah 0,192. Karena nilai  D1x,*  < Do*r maka hipotesis  yang mengatakan bahwa  data  berasal dari populasi yang berdistribusi normal  diterima.
) UjiMultikolinieritas
Hasil uji multikolinierias dapat dilihat pada Tabel 4.3 di bawah ini:
a. b.
uman
tahun  200
t-hituns Df t-tabel Keteransan* $ a*-t : -0.002045
-2-54907 49 2,010 ll tpt+t: 0.0A4276 D : -0-006321 dlsrmpull(:In terdapat perb€daan yang nyata
(signifikan)
SDr:0.017534 o dikatakan berbeda  iika t-hituns I > t-tabel
Jurnal Akuntansi Riset Prodi Akuntansi  UPI,  Vol. 2, No.1
Tabel4.3
Nilai VIF Uji Multikolinieritas
Coefficients a Model
Collinea ritv Statistics Tolerance VIF L,Et( ROE EPS P/ERatio i/UBRatio .982 .640
.608 .511 .537 't.018 1.562 1.645
1.957 1.861
a. Dependent  Variabte: CAR
Dari  hasil perhitungan  dalam tabel 4-3 di atas terlihat nilai VIF lebih kecil dari 10 sehingga dapat disimpulkan  tidak  terjadi  kolinearitas  yang tinggi antara variabel bebas dalam  persamarm  regresi yang diperoleh.
) Ujilfeteroskedastisitas
Hasil uji heteroskedastisitas  dapat dilihat pada Tabel 3.4 di bawah ini:
Tabr,l4.4 U.t i H"t"-rk"drstirit". Variabel Bebas R p-value KeDutusan DER ROE EPS P/E Itatio MIB Ratio -0.02t 0.028 0.196 0.033 -0.008 0.887 Tidak signifikan
0.845 Tidak  signifikan 0.172 Tidak signifikan 0.818 Tidak signifikan 0.956 Tidak simifrkan
Dari hasil yang diperoleh  pada tzbol 4.4, karena hasil pengujian untuk s€mua korelasi  variabel bebas  dengan harga mutlak  dari residual (error) tidak signifikan (p-value lebih besar dari o: 0,05) dapat disimpulkan bahwa residual  (error) yang  muncul dalam p€rsamaan  regresi  mempunyai  varians yang sama (homoskedastisitas).

## C. Model  Regresi  Berganda
Untuk  melihat pengaruh rasio keuangan yang terdiri dari DER,  ROE,  EPS, P/E Ratio dan M/B Ratio terhadap Return Saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta digunakan analisis verifikatif dengan metode  regresi  sebagai berikut: . Tabel4.5 Hasil Analisis Model Regresi Berganda Dan Uji Signifikansi Yariabol bebas  Koefisien  trituoe  tt"u Sig. Konstanta -0.035768 -0.8403 . 2.015 0.4053 DER -0.003012 -0.2234  2.015 A.8243 ROE 0.001062 2.trs7  2.015 0.0401 EPS 0.000054 2.A357 2.015 A.0478 P/ERatio 0.006583 2.8964  2.A15 0.00s9 M/BRatio -0.038907 -3.7904 2.A15 0.0005
Variabel Terikat:
Return Saham (Y)
Jurnal Akuntansi Rise!  Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l 265
Dari Tabel 4.5 9i atas selanjutnya  dapat dibentuk suatu  persamaan  regresi  dengan model taksiran sebagai berikut: r  : 0,03576g - 0,003012 DER + 0,001062 RoE + 0,000054 Eps + 0,0065g3 P/ERatio  - 0,038907 M/BRatio Berdasarkan persamaan regresi yang terbentuk maka lebih lanjut dapa diterjemahkan sebagai berikut:
l' Nilai konstanta  sebesar - 0,035768  menunjukan rata-rata return saham  Emiten Manufaktur di _Bursa Efek  Jakarta pada saat nilai rasio keuaugan yang terdiri dari DER,  RoE, EPS,  P/ERatio  dan M/BRatio tidak ada atau  sama dengan nJ
2' Dengan  asumsi  variabel independen lain dianggap  konstan,  koefisien regresi  DER sebesar - 0,003012 menunjukan peningkatan bp'R sebesar satu kali akan diikuti penurunan nilai return  saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta sebesar
0,003012
3' Dengan asumsi variabel independen lain dianggap konstan, koefisien regresi ROE sebesar 0,001062  memrnjukan peningkatan nOg .ebes* satu kali akan diikuti peningkatan nilai return  saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta sebesar
0,001062
4' Dengan  asumsi_variabel ind'ependen lain dianggap  konstan,  koefisien  regresi EpS sebesar  0,000054  menunjukan  peningkatan giS r"b"ru. safu kali akan diikuti peningkatan nilai return saham Emiten  Manufaktur di Bursa Efek  Jakarta sebesar 0,000054.
5. Dengan asumsi variabel independen lain dianggap konstaa  koefisien regresi P/ERatio sebesar  0,006583 menunjukan peningkatilplpR"tio sebesar  satu kali akan diikuti peningkatan nilai return  saham Emiten  Manufaktur di Bursa Efek Jakarta sebesar 0,006583.
6' Dengan asumsi variabel independen, lain dianggap konstan, koefisien regresi M/BRatio sebesar - 0,038907  menunjukan peningtitan  M/BRatio sebesar satu kali akan diikuti peningkatan nilai  return saham'Emitei  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta sebesar  0,038907.
- Setelah diperoleh model persamaan taksiran maka langkah  setaqiutnya adalah rytat$an pengujian signifikansi  koefisien regresi s@ara bersama-sama (Testing The Overall Significance of Regression) maupun secaftr parsial  (Testing  Inaiiiauat Regression Coeffrcient).
) uii simultan Pengaruh  Rasio Keuangan (DE&  RoE, Eps,  p/E Ratio dan M/B Ratio)  terhadap Return Saham Emiten Manufali(ur Di Bursa Efek Jakarta
Uji simultan  ditujukan  untuk melihat pengaruh secara bersama-sama rasio keuangan DE&  RoE, EPS, P/E Ratio dan I,/g RatiJterhadap  return saham. pengujian ini menggunakan uji F yTe dihitung  melalui tabel  Anova. nasif statistik Uji F dengan menggunakan  bantuan  software spss diperoleh hasil sebagai berikut :

## ISSN:2086-2563
Tabel4.6 Anova Db Rataan jumlah F hitung Sig. kuadrat 5 0.161 8.070 0.000 44 0.020 49 Sumber variasi Regressi Residual Total Jumlah kuadrat 0.806 4.879 1.686
Jurnal Akuntansi Rise! prodi  Akuntansi  UpI, Vol. 2, No.l 266
Berdasarkan tabel Anova di atas diperoleh nilai F66o,  sebesar 8,070  dan nilai signifikansi sebesar 0,000. Nilai Fu*r, dengan derajat  bebas (5; 44) dan nilai pluang 0,05 sebesar 2,427. Nilai F hitung  > F tabel sehingga .lapat diambil keputusan  bahwa Menolak FIo dan Menerima H1. Hal ini berarti  rasio keuangan yang terdiri dari DER, ROE, EPS, P/E Ratio dan M/B Ratio secara simultan  mempunyai pengaruh yang signifftan terhadap Return Saham Emiten Manufaktur di BEJ. Selanjutnya adalah mencari koefisien determinasi (F). sebagai berikut:
Tabr,l 4.7 Hasil Perhitungan Koefisien Determinasi Model Summa4f Model R R Square Adjusted R Square Std. Enorof the Estimate 1 .6924 .478 .419 '1414 a. Predictors: (Constant), i#BRatio, EPS, DER,  PlERatio, ROt b- Dependent Variable: CAR
Pada tabel 4.7 terhhat nilai koefisien determinasi sebesar 0,478  artinya 47,8o/o variasi  Return  Saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek laka*a dipengaruhi secara bersama sama  oleh rasio keuangan yaitu  DER, ROE,  EPS,  P/ERatio dan M/BRatio. Sedangkan  52,2yo merupakan  pengamh  dari variabel lain  yang tidak  diamati  oleh peneliti. Hal ini mengindikasikan bahwa kondisi fundamental perusahaan masih dipertimbangkan oleh investor dalam  pengambilan  keputusan  investasi  saham. Pada periode  tertentu keragaman harga saham mencerminkan kinerja keuangan perusahaan- Tetapi hal ini tidak selalu  berjalan seperti  yang  diharapkan.  Adakalanya perubahan harga saham pada periode  tertentu tidak begitu mencerminkan  fundamental perusahaan.  Dengan  perkataan lain pada saat itu harga  saham lebih  mereflesikan  perilaku determinan yang lain diluar  kinerja keuangan. Kondisi  ekonomi  makro, suasana politilq kebiiakan pemerintah dalam industri dan dunia usaha merupakan variabel-variabel determinan  diluar  kinerja keuangan  perusahaan yang  bisa ikut memicu arah pergerakan kurs saham CYogo Putnomo,  1998:37).  Penelitian ini signifikan dan  mendukung  hasil penelitian yang dilakukan  oleh Syahib  Natarsyah (2000) dan Yogo Purnomo (1998)
) Uji Parsial Pengaruh Rasio Keuangan (DE& ROE, EPS, P/E Ratio dan M/B Ratio) terhadap Return Saham Emiten Manufaktur Di Bursa  Efek Jakarta
Setelah diketahui  bahwa terdapat variabel bebas yang berpengaruh secara signifikan terhadap variabel tidak bebas, maka dilakukan  penyelidikan  lebih lanjut untuk mengetahui  secara spesifik variabel independen  manakah yang berperan  secara signifikan terhadap variakl dependen. Untuk keperluan itu dilakukan  pengujian koefisien regresi secara individual dengan menggunakan statistik uji t sebagai berikut
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l 267
Tabel4.8
Output uji t Veriabel 'il;-' Koefsien hit "g t "t.r Sig. Konstanta -0.035768 -0.840  2.015 0.405 DER -0.003012 -A.223  2.015 0.824 ROE 0.001062 2.116 2.A$ 0.040 EPS 0.000054 7.036 2.415 0.048 P/ERatio 0.006583 2.896 2.015 0.006 M/BRatio  -0.03E907 -3.794  2.015 0.000 Variabel Terikat: Return Saham (Y)
Berdasarkan  tabel  4.8 dapat diambil kesimpulan  sebagai berikut :
Korelasi parsial -0.034 0.304 0.293 0.400 -o.496
(a) Pengaruh DER  terhadap  Return Saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jaksrta Untuk melihat ada  atau  tidaknya pengaruh DEI? terhadap Return Saham dilakukan  pengujian dengan uji t. Dari hasil perhitungan pada tabel 4.8 diperoleh nilai t- hitung  untuk  DER sebesar -0.223 dan dari  tabel t-student dengan ct : 0.05 dan  derajat bebas (db) : 44 untuk pengujian dua sisi diperoleh nilai t-tabel : 2,015. Dengan kriteria pengujian  duai pihak diperoleh -t{aber : -2,015 < t+;n-e -0,572  S t1"5"r : 2,015 maka  pada tingkat signifikansi 5o/oHLo diterimg dan disimpulkan bahwa  dengan tingkat kepercayaan 95% tidak terdapat  pengaruh yang  signifikan dari variabel DEft terhadap return saham Emiten  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta. Out put program SPSS menunjukkan  koefisien korelasi parsial (r) antara DEn dengan return saham adalah sebesar -0.086. Dengan mengkuadratkan nilai koefisien korelasi  parsial tersebut diperoleh nilai koefisien determinasi (l) antara DER dengan return saham  sebesar sebesar A,74yo. Nilai ini mempunyai arti bahwa 0,74yo  variasi yang terjadi pada return saham emiten  dapat dijelaskan  oleh variabel DErt dengan asumsi nilai variabel independen lainnya  tetap dengan  arah  pengaruh yang negatif, dimana semakin tinggi DER akan  menurunkan return saham pada emiten  manufaktur di Bursa  Efek Jakarta. Demikian sebaliknya setiap terjadi penuruan DER oleh emiten maka akan menyebabkan terjadinya  peningkatan  return  saham emiten  manufaktur di Bursa Efek Jakarta- Pengujian hipotesis ketiga  membuktikan  bahwa secara individual  tidak terdapat pengaruh  yang signifikan  dari variabel DER terhadap return saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta. Oleh karena i:at DER tidak bisa dijadikan pertimbangan satu-satunya bagi pemodal untuk memproyeksikan return saham di masa depan . tanpa mempertimbangkan kinerja keuangan yang lainnya. Hasil penelitian ini sejalan dengan penelitian Yogo Purnomo (1998), tetapi kontradiktif dengan hasil penetitian Syahib Natarsyah  (2000).
(b) Pengaruh  ROE terhadap Return Saham Emiten Manufaktur di Buma Efek Jakarta Untuk melihat ada atau tidaknya pengaruh  IROE terhadap Return Saham dilakukan  pengujian dengan uji t. Dari hasil perhitungan pada tab€l 4.8 diperoleh nilai t- hitung  untuk ,ROE sebesar 2,892 dan dari tabel Gstudent dengan o = 0.05 dan derajat bebas (db) : 44 untuk  pengujian dua sisi diperoleh nilai t-tabel :2,015. Dengan kriteria Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l 268
pengujian duai  pihak diperoleh t5;,*, : 2,892 > tr,*r : 2,015  maka pada tingkat signifikansi 5Yo Ho ditolalq dan disimpulkan bahwa dengan tingkat kepercayaan 95olo terdapat  pengaruh yang  signifrkan dari variabel ROE terhadap return saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta. Out put program SPSS menunjukan koefisien  korelasi parsial G) antara ROE dengan return saham adalah sebesar 0,400. Dengan mengkuadratkan nilai koefisien  korelasi  parsial tersebut diperoleh nilai koefisien determinasi 1l; antara ROE dengm return saham sebesar  16,00  yo. Nilai ini mempunyai arti bahwa 16,00 o/o variasi  yang terjadi pada return  saham  emiten dapat dijelaskan oleh variabel ROE dengan asumsi nilai variabel independen lainnya tetap dengan arah pengaruh  yang positif, di mana semakin tinggi ROE akan meningkatkan return saham pada emiten  manufakfur di Bursa Efek Jakarta. Demikian sebaliknya setiap terjadi penunrnan ROE maka  akan  menyebabkan terjadinya  penunman rehrn saham emiten tersebut di Bursa Efek Jakarta. Pengujian hipotesis keempat membuktikan bahwa  secara individual ,ROf mempunyai  pengaruh yang signifikan terhadap return saham emiten manufaktur di Bursa Efek Jakarta. Return on Equity (ROE) merupakan  suatu pengukuran dari penghasilan  (income) yang tersedia bagi para pemilik perusahaan  atas modal yang mereka  investasikan.  Secara umum  tentu saja semakin tinggi return atau penghasilan yang diperoleh semakin  baik kedudukan pemilik perusahaan (Gitrnan, 2003:65)- Oleh karena  ihr ROE yang tinggi akan mempengaruhi  ekspektasi  para investor untuk memperoleh  pembagian  laba dalam bentuk dividen.
Suad Husnan (2AM317) menyatakan  bahwa kalau kemampuan  suatu perusahaan untuk menghasilkan laba meningkat,  harga  saham akan meningkat.  Dengan  kata  lain variabel .l?OE bisa memberikan  rekomendasi  secara parsial bagi pemodal untuk memprediksi  retum saham pada  masa  mendatang. Hasil  penelitian ini konsisten dengan penelitian Yogo Purnomo  (1998),  Syahib Natarsyah  (2000), Teguh  (2000), Hekinus & Deswin  (2001), dan Askam (2001).
(c) Pengaruh  EPS  terhadap Return Saham Emiten  Manufalctur di Bursa  Efek Jakarta Untuk melihat ada atau tidaknya pengaruh EPS terhadap Return Saham, dilakukan  pengujian dengan uji t. Dari hasil perhitungan pada tabel 4.8 diperoleh nilai t- hitung  untuk EP^S sebesar 0,253  dan  dari tabel  t-student dengan  cr : 0.05 dan derajat bebas (db):44 untuk  pengujian dua sisi diperoleh nilai t-tabel :2,015. Dengan kriteria pengujian duai pihak  diperoleh -Lt b.l : 2,015 < Lhi *s - 0,253 < Lt*"r = 2,015 maka  pada tingkat  signifrkansi 5Ya Ho diterimq dan disimpulkan bahwa  dengan tingkat kepereayaan 95% tidak terdapat pengaruh yang signifikan  dari  variabel EP^9 terhadap return saham Emiten  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta Out put program SPSS menunjukkan  koefisien korelasi parsial (r) antara EPS dengan return saham adalah sebesar 0,038.  Dengan  mengkuadra&an nilai koefisien korelasi parsial tersebut  diperoleh nilai koefisien  determinasi (l) antara  EP,9 dengan return saham  sebesar sebesar 0,15 %;o. Nilai ini mempunyai  arti bahwa 0,15 yo variasi yang terjadi pada return saham  emiten dapat dijelaskan oleh variabel EPS  dengan asumsi nilai variabel indepnden lainnya  tetap  dengan arah pengaruh yang posffi dimana semakin tinggr EPS akan meningkatkan return saham pada emiten  manufaktur di Bursa  Efek lakarta-  Demikian  sebaliknya  setiap terjadi penurunan  EPS maka akan menyebabkan terjadinya  penurunan rettrn saham emiten tersebut di Bursa Efek Jakarta.  Pengujian hipotesis  kelima  membu*tikan  bahwa secara individual  tidak terdapat  pengaruh  yang signifikan dari  variabel  EPS terhadap return saham Emiten  Manufaktur di Bursa Efek Jakarta
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UPI, Vol- 2, No.1 269
Acip Sutardi
Eamings  per Share (EPS), menggambarkan jumlah rupih yang  diperoleh  untuk setiap lembar saham biasa- Pada umunmya manajemen perusahaaq pernegang  saham biasa dan calon pemegang  saham  sangat tertarik akan Earnings per Shre yang besar
karena hal ini merupakan  salah satu indikator  keberhasilan  suatu peruahaan (Gifrnan, 2003:64). Berdasarkan  hasil  analisis  rasio  keuangan  periode  tatrun 2001,  hanya l0 emiten yang mencapai EPS di atas ratz-rat4 sisanya 40 emiten  masih memiliki .8P.9 dibawah rata-rata. Hal ini dapat dikatakan  bahwa tingkat keberhasilan  emiten  manufalctur di Bursa Efek Jakarta periode  tahun 2001 masih kurang baik. Oleh karena itu mungkin ini merupakan salah satu faktor penyebab  pengaruh EP,S terhadap return saham  tidak signifikan. Hasil penelitian ini konsisten  dengan penelitian Teguh  (2000), tetapi kontradiksidengan penelitian Yogo Purnomo  (1998)  dan Hekinus & Deswin (2001)'
(d) Pengaruh PiE Ratio  terhedap Return Sahem  Emiten Manufektur di Bursa Efek Jakrrta Untuk melihat  ada atau tidaknya pengaruh P/E Ratio terhadap Return Saham, dilakukan  pengujian dengan uji t. Dari hasil perhitungan  pada  tabel  4.11 diperoleh nilai t- hitung arfiuk P/E  Ratio sebesar 0,116 dan  dari  tabel t-student  dengan cr = 0.05 dan derajat bebas (db) : 44 untuk pengujian  dua sisi diperoleh  nilai  t-tabel = 2,015. Dengan kriteria pengujian duai pihak  diperoleh -tr,nr:2,015 < t-ui*e :0,116 < tt"ur:2,015 maka parla tingkat  signifikansi 5Yo Ho diterima" dan disimpulkan  bahwa dengan tingkat kepercayaan 95% tidak terdapat pengaruh yang  signifikan  dari  variabel P/E Ratio terhadap return saham Emiten Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta Out put prog:lm SPSS menunjukkan  koefisien korelasi  parsial (r) antara P/E Ratio dengan return saham  adalah  sebesar  0,017.  Dengan  mengkuadratkan nilai  koefisien korelasi parsial  tersebut diperoleh nilai  koefisien determinasi 1l; antara P/E Raio dengan retum saham  sebesar  sebesar 0,03 yo. Nilai ini mempunyai arti bahwa 0,03 yo variasi yang terjadi pada return saham emiten  dapat dijelaskan oleh variabel P/E  Ratio dengan asumsi nilai variabel independen lainnya tetap dengan arah  pengaruh yang positif, dimana semakin tinggi P/E  Ratio akan meningkatkan  return saham  pada emiten  manufaktur di Bursa  Efek  Jakarta. Demikian  sebaliknya setiap terjadi penurunan P/E Ratio  maka akan menyebabkan terjadinya penurunan return saham emiten tersebut di Bursa Efek Jakarta. Pengujian hipotesis keenam  membuktikan bahwa secara individual tidak terdapat pengaruh yang  signifikan dari variabel P/E Rario terhadap return saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta.
Price Earning Ratio (P/E) Ratio,  menunjukkan seberapa banyak investor bersedia membayar per dollar laba yang dilaporkan. P/E  Ratio  adalah lebih tinggi untuk perusahaan yang memiliki prospek  pernrmbuhan yang kua! sementara hal-hal  lainnya konstan dan lebih rendah untuk perusahaan yang lebih berisiko (Brigham et.al, 2002:228). Berdasarkan hasil analisis rasio keuangan periode tahun 2001, hanya 14 emiten yang  mencapai P/E Ratio  di atas rata-rata,  sisanya 36 emiten masih memilikr  P/E Rotio dibawah rata-rata. Hal ini menunjukkan  bahwa secara  rata-rata emiten  manufaktur di Bursa Efek Jakarta memiliki tingkat  risiko  yang relatif tinggi atau memiliki prospek pertumbuhan yang lebih  buruk.  Oleh  karena itu mungkin hal ini merupakan salah  satu faktor penyebab  pengaruh P/E Rdio terhadap return saham tidak signifika Hasil penelitian ini konsisten dengan  penelitian Utama&Dwiyani (1999) tetapi kontradiksi dengan penelitian Yogo Furnomo (1998),  Askam (2001)
(e) Pengaruh M/B Ratio terhadap Return Saham Emiten Manufaliitur di Bursa EfekJakarta
270
Jurnal Akuntansi Riset,  Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.i
Untuk  melihat ada atau tidaknya pengaruh nI/B Rcttio terhadap Return Saham, dilakukan  pengujian dengan uji t. Dari  hasil perhitungan  pada tabel 4.11 diperoleh nilai t- hitung unfiik lutr/B Ratio sebesar  -2,241  dan dari tabel  t-student  dengan cr : 0.05 dan derajat bebas (db) :44 untuk  pengujian dua sisi diperoleh nilai  t-tabel :2,015. Dengan kriteria pengujian duai pihak diperoleh thit*e : -2,241< Lt"*r : -2,015 maka  pada tingkat signifikansi 5Yo Ho ditolalq dan disimpulkan bahwa dengan tingkat kepercayaan 95Yo terdapat  pengaruh yang signifikan dari variabel WB Ratio terhadap return saham Emiten Manufaktur di Bursa Efek Jakarta Out put program SPSS menunjukkan  koefisien korelasi  parsial (r) an1era lu{/B Ratio dengan return saham adalah sebesar -A320. Dengan  mengkuadratkan  nilai koefisien  korelasi parsial tersebut diperoleh nilai koefisien determinasi (r2) antara WB Ratio dengan return saham  sebesar  sebesar  10,25  yo. Nilai ini mempunyai arti bahwa 10,25 yo variasi yang  terjadi pada return saham emiten  dapat dijelaskan  oleh variabel tu{/B Raio dengan  asumsi nilai variabel independen lainnya tetap  dengan  arah  pengaruh yang negatit dimana semakin tinggi tI/B Raio akan menumnkan  return saham  pada emiten  manufaktur di Bursa Efek Jakarta. Demikian sebaliknya setiap terjadi penurunan MB Ratio maka  akan menyebabkan terjadinya peningkatan return saham emiten tersebut di Bursa Efek Jakarta. Pengujian hipotesis keenam membuktikan bahwa secara individual ld/B Rotio mempunyai pengaruh yang signifikan terhadap rettrn saham emiten manufaktur  di Bursa Efek Jakafia. Hasil penelitian ini konsisten dengan penelitian Sidharta et.al (1998), juga konsisten dengan hasil penelitian Fama  dan Frenc (1992)  yang menemukan  bahwa  rata- rata imbal hasil saham dari perusahaan-perusahaan di Ameriak  Serikat mempunyai hubungan  yang  negative  dengan  Iu{/B Ratio.

## Simpulan
Dari hasil penelitian terhadap  50 emiten manufaktur di Bursa Efek Jakarta selama periode  tahun  2001  maka  dapat ditarik kesimpulan sebagai berikut:
l. Debt  to Equity  Ratio, Return  on Equity, Earnings per Share, Price Esrnings Ratio dan Market to Book Ratio dicapai oleh emiten  manufaktur di Bursa Efek Jakarta sangat bervariasi dan sebagian besar masih berada di bawah rata-rata induski, sedangkan refirn saham emiten  manufaktur selama periode pengamatan  bervariasi dan sangat  rendah-
2. Rata-rata Abnormal return saham 7 hari sebelum tanggal  p€ngumuman laporan keuangan  berbeda  secara signifikan dibandingkan dengan 7 hari setelah tanggal pengumuman  laporan  keuangna.
3. Secara simultan DE& ROE, EPS, P/E Ratio dan M/B Ratio  berpengaruh signifikan terhadap Retum Saham Emiten  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta 4. Secara parsial tidak tendapat pengaruh yang signifikan dari variabel DER terhadap return saham Emiten  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta 5. Secara parsial .&OE mempunyai pengaruh  yang signifikan terhadap return saham emiten manufaktur  di Bursa Efek Jakarta.
6. Secara parsial  terdapat pengaruh yang signifikan  dari variabel  EPS terhadap return saham Emiten Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta 7. Secara parsial  terdapat  pengaruh yang  signifrkan dari variabel P/E  Ratio terhadap return saham Emiten  Manufaktur  di Bursa Efek Jakarta- 8. Secara  parsial luI/B Ratio mempunyai pngaruh  yang signifrkan  terhadap return
saham emiten manufaktur  di Bursa Efek Jakarta.
Jurnal Akuntansi Riseg Prodi Akuntansi tlPI, Vol- 2, No.l 271
Daftar Pustaka Askam  Tuasikal.  20Al- Manfaa Informasi  Ahmtonsi  dalam Memprediksi  Return Sahom Simposium Nasional Akuntansi IV. Bandung. Hal. 762-778. Barlev,  Banzion., dan  Joshua Livnat- 1982. The Informaation Content  of Fmds Statement rQalas. Journal of Accounting  Auditing & Finance.  pp. 41433. Ball, Ray dan P.Brown. 1968. An Empirical  Evaluation of Accotmting  Income Number.
Jumal of Accounting Research, Vol.6,  Autumn,  pp 159-178 Brealey,  Richard A.; Stewart C. Myers dan Alan J. Markus. 1999. Fundomental of Corporate Finsnce. Second  EditiorU Mc Graw-Hill,  USA. Burton, Maureen dan Ray Lombra. 2000. The Financial System and The Economy, Principles of Money ond Banking.  Western  College  Publishing,  Cincinnati, Ohio.
Damdar N. Gujarati, 2AO3. Basic Econometrics. fourth edition  McGraw-Hill, New York Eugene&Huston. 2001. Manajemen  Keuangan,  Terjemahan Dodo Suharto&Herman Wibowo. Penerbit  Erlangga,  Jakarta.
Eduardus Tandelilin. 2001. Analisis  Investasi dan Manajemen Portofolio, Edisi I, Penerbit BPFE,UGM, Yoryakarta Eltorl Edwin  J. dan Martin  J. Gruber. 2001. Modern Portfolio  Iheory And Investment Analysis, Fifth Edition, John Wiley & Sons Inc.,  Canada. Famq E.F. dan French, K.R. 1992. The Cross Section of Expecteed Stock Returns. Journal ofFinance, June, pp. 427-456. Fabozzi, Frank,. J. 7999., Investment Managemenr, Second Edition, Prentice Hall Inc.,New Jersey.
Financial Accounting Standard  Boand,  1978,  Statement of Financial Accounting  Concept No. I - The Objectives of Financial  Stdement,  Connecticut:  FASB  Publication. Foster,  George (1986). Financial Statement Analysis. Second  F.ditiorl,  Prentice-Hall International, New Jersey Gujarati, Damodar (i999), Ekonometrika Dasar, Terjemahan  Sumarno Zain Penerbit Erlangga,  Jakarta. Gitrnan, I-awrence J 2A$. Principles of Managerial  Finance. Tenth Edition, Addison Wesley Publishing Company, New  York. Hekinus  Manao dan Deswin Nur. 2001. Asosiasi  Rasio Keuangan dengan Return Safuim: Pertimbangan {Jhran Perusahaan Serta  Pengaruh Krisis Ekonomi  di
Indonesia Simposium Nasional  Akuntansi IV. Bandung. Hal. 923-93E. Ilya Avianti. 2002.  Banlo'upcy Prediction Models for Componies Liste at The Jakarta Stock Exchange  Using Financial  Indicators., Economic  Journal FE-Unpad. Vol- XV[. pp.60-85. Ikatan Akuntan lndonesia. 2002- Standar Akuntawi Keuangan, Penerbit Salemba Empat
Jakarta.
Jogiyanto H.M. 2003.  Teori Portofolio don Analisis Investasi, Edisi  Ketiga. Cetakan Pertam4 BPFE - Yogyakarta.
Kieso, Weygandq dan Warfield- 2A02. Alomtmsi  Intermediate,  Terjemahan Emil Salim, Edisi 10, Jilid 1, Erlangg4 Jakarta- L,ev, Baruch., dan Ramu Thiagarajan,1993. Fwdamental  Information Anolysis. Joumal of Accounting Research, No. 2. Autumn.  pp. 19G213. Mas'ud Machfoedz.  7994. Financial  Rotio Analysis ond The Prediction of Earnings Changes in Indonesia. KELOLA. No. 7/trI.  Hal. 114 - 137.
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UP[, Vol. 2, No.l 272
Mas'ud  Machfoedz. 1999. Profil  Kinerja Financial Perusahaan-Perusahaon yong  Go- Public di Posar Modol ASF.AN. Jurnal Ekonomi dan Bisnis lndonesia Vol. 14, No3. Hal. 56-72. O' Connor, Melvin, C. 1973. On The Usefulness of Financial Rotio to Investor inCommon  Stock. The Accounting  Review. April. Hal.339-352. Ou, J.A., dan  S.H.  Penman. 1989. Financial Statement Analysis ond The Prediction of Stock Return Journal of Accounting and Economic, V.II (November). pp-295- 330. Penman, S.H. 1992. Financial Stotemtnt Information  and The Pricing of Earnings Changes. The Accounting  Review.  July. Hal. 563-577 . Reilly, Frank K.dan Keith C. Brown. 2003. Invesment Analysis and Portfolio Managemenr. Seventh Edition, The Dryden Press, Florida. Rose, Peter S. 2000.  Money  and Capital Msrkets:  Financial Institutions and Invesment in a Global  Market Place. Seventh Editiorl The McGraw-Hill Companies, lnc, New York.
Raymond H. Myers, 1990. Classical And Modern Regression With Aplications. second edition  PWS-KENT  Publishing Company,  Boston  Massachusetts.
Schweitzer 1989. How  Do Stock Return to Special Event. Business Review:  July-August, pp.l7-29
Syahib  Natarsyah  2000. Analisis  Pengaruh  Beberapa Fabor Fundamental dan Risiko Sistematik Terhadap Harga Sahotn. Jumal  Ekonomi dan Bisnis Indonesia. Vol. 15. No. 3. Hal. 294-312.
Suad  Husnan. 2001 . Dasar-dasr Teori Portofolio dan Anolisis Sehtritas, {IPP  AMP YKPN,  Edisi Ketiga Cetakan  Kedua Maret , Yoryakarta, Sharpe, William F., Gordon J. Alexander dan Jeffery V. Bailey. 1999.Iwestment. Sixfrt Edition,  Prentice-Hall [nc., New Jersey
Sunariyah. 2A00. Pengantar Pengetahu(m posor Mdal. Edisi Kedua Unit Penerbitan Dan  Percetakan AMP-YKPN,  Yoryakarta.
S. Munawir. 1993. Analisa Laporan Keuangan, Edisi Keempa! Liberty, Yoryakarta.
Sritua Arief. 1993.  Metodologi  Penelition  Ekonomi, [I[ Press, Jakarta.
Titik Aryanti dan Hekinus Manao. 2000. Rosio Keuanrgan Sebagai Predibor Bank Bermasalah di Indonesia  Simposiun  Nasional  Akuntansi Itr. Depok. Hal.27- 44.
Teguh Prasetya.  20A0. Anallisis Rasio Keuangan  dan Nilai Kapitalisasi  Pasor  Sebagai Prediksi Harga Saham di BEI pada Periode  Bullish  dan Beorish. Simposium Nasional  Akuntansi III. Depok. HaL652-695. Weston, J.F dan Brigham E.F. 1993. Essensiol of Manogerial  Finonce. Tenth klitioq The Dryden Press, USA. V/ayne W. Daniel, 1990- Applied Nonparametriq second edition PWS-KENT Publishing Company,  Boston  Massachusetts
Yogo Pumomo. 1998. Keterkaitsn Kinerja  Keuangan  Dengon Harga Saham. Usihawan No. 12. Th. XXV[, Desember. Hal.33-38.
7+inuddin dan  Jogianto Hartono. 1999. Manfaat  Rasio Keuanrgan dalarn  Memprediksi Pertumbuhon Loba. Jurnal Riset Akuntansi  lndonesi4 IAI, Kompartemen Akuntan  Pendidik Vol. 2. Januari. Hal.66-90.
Jurnal Akuntansi Riset, Prodi Akuntansi  UPI, Vol. 2, No.l 273