## EFEKTIFITAS KEBIJAKAN SUKU BUNGA DALAM  MENCAPAI  KESEIMBANGAN  NILAI  TUKAR
Ghozali  Maski Yulreni  Endah  W idyastuti Fakultas Ekonomi Universitas Brawyaya

## Abstraksi
Menjelang akhir dekade 1990-an, persisnya pada bulan Juli 1997, perekonomian Indonesia  mengalami  krisis  moneter yang  berlanjut menjadi krisis ekonomi sehingga ekonomi negeri ini mengalami depresi Indikator  dari  situasi  ini  adalah  melemahnya  nilai  tukar  rupiah terhadap dottar Amerika Serikat (US $). Dampak yang dikhawatirkan dari fenomena ini,  yakni pengaruhnya  terhadap  inflasi yang pada akhimya akan mempengaruhi (menurunkan) daya beli masyarakat. Lebih  lanjut,  untuk  mengatasi persoalan sebagaimana  disebutkan terakhir,  otoritas  moneter  menerapkan  kebijakan penetapan  suku bunga, yang kebijakan ini bagaikan sebilah pisau bermata dua, yakni satu sisi menguntungkan tetapi pada sisi yang lain dapat merugikan. Sementara itu, dampak langsung dari diberlakukannya kebijakan suku bunga ini berpengaruh pada kegiatan investasi Tujuan dari penulisan artikel ini adalah untuk mengevaluasi apakah suku bunga yang tinggi telah berhasil mencapai sasarannya,  yaitu memperkuat  nilai  tukar rupiah  dan  meredam  inflasi  yang  terjadi Dengan demikian pengorbanan  disektor riil yang  disebabkan oleh tingginya suku bunga memang secara ekonomis dapat dibenarkan. Metode analisis dari penelitian ini adalah Model Linier Dinamik (MLD) dengan  spesifikasi  Error  Corection  Model  (ECM)  pendekatan kointegrasl  Hasil  estimasi  (regresi  kointegrasi)  dapat  dinyatakan bahwa variabel  tingkat bunga dan nilai tukar tidak berkointegrasi, ja d i  tidak  dapat  dilihat  hubungannya.  Sedangkan  dengan menggunakan ECM, dalam jangka pendek kebijakan suku bunga tidak mempengaruhi nilai tukar, sedangkan dalam jangka panjang kebijakan suku  bunga  berpengaruh  positif terhadap  nilai  tukar  walaupun pengaruhnya sangat kecil sekali.
Berdasarkan kepada hasil analisis dan pembahasan, dapat disusun suatu kesimpulan bahwa kebijakan suku bunga tidak efektif apabila diterapkan  pada  saat  sekarang  ini,  karena  hubungan  statistik menunjukkan  bahwa fluktuasi  nilai  tukar  rupiah  lebih  banyak dipengaruhi oleh f  aktor non-ekonomi daripada f  aktor ekonomi  Oleh karena itu pemulihan kepercayaan para investor asing ke Indonesia merupakan salah satu s aran utama untuk menstabilkan nilai tukar
rupiah,  misalnya  dengan  memperbaiki  kondisi  sosial,  politik  dan keamanan di negara kita.
Kata kuncv Depresiasi Rupiah, Suku Bunga, dan Keseimbangan nilai tukar

## I. Pendahuluan
Secara  teoritis,  pada  dasamya  tujuan  dari  kebijakan  moneter  seperti kebijakan ekonomi pada umumnya yaitu tercapainya suatu keseimbangan internal dan  keseimbangan  eksternal.  Keseimbangan  internal  diwujudkan  dengan terciptanya kesempatan keija yang tinggi,  stabilitas nilai tukar, dan tercapainya laju pertumbuhan ekonomi yang tinggi serta laju inflasi yang rendah (wajar).  Di sisi  lain  keseimbangan  eksternal  ditujukan  untuk  keseimbangan  neraca pembayaran intemasional  [Balance OJPayment).  Kedua keseimbangan tersebut tidaklah berdiri  sendiri,  tetapi  saling berkaitan  satu  sama  lain.  Dengan  sistem perekonomian terbuka  seperti  Indonesia,  keterkaitan  dua target keseimbangan ekonomi  tersebut memerlukan  penyelesaian  secara simultan  (Insukindro  1995: 208).
Berdasarkan tujuan dari kebijakan moneter di atas, kita ingat kejadian 4 tahun  yang lalu  yaitu  pada pertengahan  tahun  1997.  Nilai  tukar  rupiah  yang relatif stabil dan bahkan cenderung mengalami apresiasi sebalum Juli 1997, telah mendorong  Capital Inflow yang  cukup  besar  ke  Indonesia.  Fenomena  tersebut merupakan hal yang logis bagi suatu negara yang menganut sistem devisa bebas dan perekonomian yang terbuka, karena arus modal akan selalu mengikuti retum investasi yang terbesar dan resiko yang seminimal mungkin. Namun sejak krisis melanda Thailand dan menyebar ke negara-negara lainnya pada pertengahan Juli 1997,  capilal inflow tersebut telah menjadi bumerang karena telah berubah menjadi arus balikyang membahayakan baik terhadap nilai tukar rupiah maupun terhadap perekonomian  nasional.  Nilai  tukar  rupiah  dalam  periode  singkat  mengalami tekanan  yang  cukup  berat  karena  besamya  capital  outjlow  akibat  hilangnya kepercayaan investor asing terhadap prospek perekonomian Indonesia. Tekanan terhadap nilai tukar rupiah tersebut diperberat dengan semakin maraknya kegiatan speculative buble, sehingga sejak krisis berlangsung, nilai tukar rupiah mengalami depresiasi hingga mencapai 75%.
Krisis  nilai  tukar yang telah berkembang menjadi  krisis  ekonomi,  telah mempengaruhi  kineija  perekonomian  nasional.  Laju  pertumbuhan  ekonomi mengalami perlambatan bahkan telah memasuki masa resesi yang cukup dalam, inflasi meningkat pesat baik karena gangguan produksi maupun imported inflation, tingkat pengangguran  semakin meningkat dan  penduduk yang hidup di bawah garis  kemiskinan  semakin  banyak,  serta  permasalahan-permasalahan  yang lainnya.
Disadari bahwa fluktuasi nilai tukar rupiah hanya merupakan muara dari akumulasi permasalahan ekonomi yang selama ini terpendam baik yang dialami sektor moneter, perbankan dan sektor riil. Dengan memperhatikan kondisi tersebut serta  permasalahan  dan  karakteristik  perekonomian  nasional,  permasalahan selanjutnya adalah bagaimana mempertahankkan  atau  mempercepat stabilitas nilai tukar rupiah untuk mempercepat usaha pemulihan perekonomian nasional (Goeltom dan Zulverdi  1998: 69).

## 16
Salah satu instrumen kebijakan moneter untuk mempercepat kestabilan nilai  tukar  rupiah adalah  tingkat suku bunga.  Perubahan tingkat  suku bunga akan  mendorong  perubahan  dalam  nilai  kurs.  Kenaikan  tingkat  suku  bunga domestik akan mengurangi aliran modal keluar (Capital outjlow)  dan menarik ke dalam negeri modal masuk (capital inflow). Hal ini bisa digunakan untuk membiayai defisit neraca pembayaran dan menyebabkan kurs domestik terapresiasi terhadap mata uang asing.
Namun  akibat  dari  peningkatan  tingkat  suku  bunga  domestik  di  atas, sektor  riil  akan  semakin  sekarat  karena  tidak  dapat  mengakses  kredit  untuk investasi. Investasi secara eksternal merupakan fungsi dari tingkat bunga, dimana jika tingkat suku bunga naik maka akan menurunkan investasi masyarakat pada sektor riil atau sektor barang dan jasa.
Penelitian  ini  bertujuan  untuk  mengevaluasi  apakah  suku  bunga  yang tinggi  telah  berhasil  mencapai  sasarannya,  yaitu  memperkuat  nilai  tukar  dan meredam inflasi yang terjadi.  Dengan demikian, pengorbanan di sektor riil yang disebabkan oleh tingginya suku bunga merupakan biaya yang harus dipikul oleh perekonomian dapat diterima.
Dengan  mengkaji  kembali  efektivitas  kebijakan  suku  bunga  dalam mencapai keseimbangan nilai tukar diharapkan dapat diperoleh formula kebijakan lebih efektif untuk dapat mencapai sasaran yang dikehendaki dan sekaligus dapat dihindarkan ekses negatif dari kebijakan tersebut.

## n. Kerangka Teoritis

## Dampak Suku Bunga Tinggi terhadap Perekonomian.
Sektor perbankan telah terbukti mengalami sejumlah kelemahan struktural semenjak sebelum terjadinya krisis diantaranya berupa besamya potensi kredit macet  pada  sejumlah  besar  bank  di  Indonesia.  Dengan  terjadinya  krisis  yang menyebabkan pemerintah mengambil  kebijakan uang ketat. Selain itu, serbuan rush  berulang-ulang,  sektor  perbankan  menjadi  semakin  terpuruk  karena disintermidasi  perbankan  sudah  terjadi  sejak  akhir  1997  dan  kualitas  aktiva produktif juga semakin memburuk akibat spread negatif dan lebih dari  100  bank melanggar GWM dalam triwulan pertama  1998 (IMF Juli  1998 :13 dalam Goeltom dan Zulverdi  1998).
Berdasarkan teori,  suku bunga berhubungan negatif  dengan harga saham karena  peningkatan  suku  bunga  akan  mengakibatkan  pemilik  dana  untuk mengalihkan  penanamannya  dari  saham  ke  deposito.  Sejak  otoritas  moneter meningkatkan  suku  bunga  (serta  faktor-faktor  lain),  IHSG  terus  merosot. Penurunan sangat drastis pernah terjadi  pada waktu tingkat bunga SBI mencapai tingkat tertinggi (Arifin  1998 :  7).
Krisis  ekonomi yang  diawali  dengan  depresiasi  nilai  tukar rupiah  pada bulan  Juli  1997  merupakan  krisis  terburuk  sejak  pemerintahan  Orde  Baru. Perekonomian saat itu, ditandai dengan hiperinflasi (sekitar 80%), pertumbuhan ekonomi  mengalami  kontraksi  yang  sangat  besar  (15%)  yang  menyebabkan peningkatan jumlah  pengangguran,  bertambahnya  tingkat  kemiskinan  dan pendapatan perkapita yang merosot  yaitu dari  $  1055,4 menjadi $449,2 tahun 1998.  Dalam  perkembangan  selanjutnya,  krisis  berkembang  meluas  menjadi krisis  sosial  dan  politik  yang disertai  dengan  hilangnya  kepercayaan  terhadap perekonomian Indonesia.

## Ghozali, Efektifttas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
Suku bunga yang sangat tinggi dan berlangsung cukup lama serta situasl politik dan keamanan yang mewarnai perekonomian Indonesia,  mengakibatkan perekonomian Indonesia mengalami kontraksi yang sangat tajam. Selama krisis, kontraksi terbesar dialami  oleh tiga sektor  , yaitu  :
a.  Sektor industri pengolahan, h   Sektor perdagangan,  hotel dan restoran
c.  Sektor keuangan,  persewaan dan jasa perusahaan.
Di  sektor industri  pengolahan,  selain  disebabkan  oleh  tingginya tingkat bunga  bank,  kontraksi juga  disebabkan  oleh  besamya  pinjaman  dalam  valas, sementara penerimaan mengandalkan pasar domestik,  merosotnya permintaan dalam  negeri  berakibat  beberapa  industri  m engurangi  bahkan  sampai menghentikan  produksinya.  Sektor  pertanian  mengalami  kontraksi  kecil karena dukungan subsektor perkebunan (terutama  kelapa sawit)  dan sub-sektor perikanan yang masih mampu untuk tumbuh (Arifin  1998:7-8).

## Penentuan Nilai Tukar
Terdapat  beberapa  faktor  yang  mempengaruhi  pergerakan  nilai  tukar, yaitu faktor fundamental, faktor teknis dan sentimen pasar (Madura  1993 dalam Samiun  1998).  Faktor  fundamental  berkaitan  dengan  indikator-indikator ekonomi seperti inflasi, suku bunga, perbedaan relatif pendapatan antar negara, ekspektasi  pasar  dan  intervensi  Bank  Sentral.  Faktor  teknis  berkaitan  dengan kondisi penawaran dan permintaan devisa pada saat-saat tertentu.

## Gambar 1.
Keterkaitan antara Uang, Suku Bunga,  Harga  dan Lonjakan Kurs
Penawaran  uang  Amerika Serikat,  M M2., Waktu Kurs  Dollar/DM,  E ,
Jangka  waktu  variabe 1-varibel  ekonomi  Amerika  Serikal  setelah  kenaikan  permanen  penawaran  uang
di amerika Sumber: Krugman dan Obstfeld  1992:113
18

## TEMA, Volume IV, Nomor 1, Maret 2003
Apabila  ada  kelebihan  permintaan,  sementara  penawaran  tetap,  maka  harga valas  akan  naik  dan  begitu  pula  sebaliknya.  Sentimen  pasar  lebih  banyak disebabkan  oleh  rumor  atau  berita-berita  politik yang  bersifat  insidentil,  yang dapat mendorong harga valas naik atau turun secara tajam dalam jangka pendek. Apabila rumor atau berita-berita sudah berlalu,  maka nilai tukar akan kembali normal (Arifin  1998:  5)
Lonjakan kurs merupakan konsekuensi langsung dari kenaikan tingkat harga. Secara hipótesis, tingkat harga dapat segera menyesuaikan menuju posisi jangka panjangnya setelah terjadinya kenaikan  penawaran  uang.  Hanya dalam kondisi  seperti  inilah,  suku  bunga  dollar  tidak  merosot  karena  tingkat  harga dapat  segera  menyesuaikan  diri  dan  mencegah  kenaikan  penawaran  uang  riil. Seandainya dalam kenyataan yang sesungguhnya hal itu terwujud,  maka tidak akan  ada  lonjakan  kurs  demi  mempertahankan  keseimbangan  pasar  valuta asing. Namun karena kondisi seperti ini tidak ada, maka kurs harus mengalami lonjakan menuju posisi jangka panjangnya yang baru agar keseimbangan tetap terjaga (Krugman dan Obstfeld 1992:113).

## Tingkat Bunga dan Nilai Tukar
Kebijakan  m oneter  ju ga   digunakan  untuk  m encapai  tujuan keseimbangan pada neraca pembayaran intemasional (NPI)  dan stabilisasi nilai tukar suatu  negara.  Untuk negara yang mempunyai kelebihan  (surplus)  dalam NPI nya akan menurunkan tingkat bunga domestiknya. Sedangkan untuk negara yang mengalami kekurangan  (defrsit)  pada  NPI  nya,  maka  dilakukan  kebijakan menaikkan  suku  bunga yang  ditujukan  untuk  merangsang  masuknya  kapital dan valas (Iswardono 1989:128-129)
Gambar 2.

## Keseimbangan Neraca Pembayaran Melalui Perubahan Tingkat Bunga

## Sumber: Soediyono  1995:153
Proses  penyeimbangan  neraca  pembayaran  melalui  perubahan  tingkat  bunga yang  bekerjanya  melalui  perubahan  pada  neraca  modal  (capital  account)  pada neraca pembayaran yang merupakan transaksi otonom.  Dengan naiknya bunga dari ro ke r l  pada gambar 2, menyebabkan terjadinya capital inflow, yang dalam neraca  pembayaran  akan  mengarah  kembali  dari  keadaan  defisit  ke  dalam keadaan seimbang (Soediyono  1995:152-154).
Pada  sistem  kurs  mengambang  (floated  exchange  rate),  di  mana  sistem nilai  kurs  berfluktuasi  bebas  yang  merupakan  reaksi  perubahan  permintaan
Ghozali, Efektifitas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
dan penawaran valas. Penyesuaian neraca pembayaran terutama terjadi melalui perubahan kurs dan tingkat bunga, dan tidak terjadi perubahan pada cadangan Intemasional  emas  dan valas.
Salah satu instrumen dalam mempertahankan stabilitas nilai kurs adalah tingkat suku bunga. Perubahan tingkat suku bunga akan mendorong pembahan pada  nilai  kurs.  Kenaikan  tingkat  suku  bunga  dalam  negeri  akan  mengurangi aliran modal keluar dan meningkatkan aliran modal masuk. Hal ini bisa digunakan untuk  membiayai  defisit  dalam  neraca  pembayaran  dan  menyebabkan  kurs terapresiasi atau paling tidak terhindar dari depresiasi.
Spekulasi dapat memperbesar volatilitas nilai kurs dan mendorong kurs lebih jauh dari titik keseimbangan. Spekulasi pada dasamya bersifat jangka pendek dan hanya dapat dilaksanakan selama spekulan siap menghadapi pengurangan valuta.  Pengurangan  valuta  dalam  kasus  ini  disebabkan  oleh  kekuatan  pasar yang  mendorong  kurs  ke  atas  titik  keseimbangan  pasar  dan  mendorong  kurs menjauh dari tingkat kurs yang dianggap ideal oleh spekulan.
Permintaan uang untuk tujuan spekulasi dipengaruhi oleh tingkat suku bunga.  Permintaan  uang  dengan  motif  spekulasi  berbanding  terbalik  dengan tingkat  suku  bunga.  Tingkat  suku  bunga  yang  tinggi  akan  menyebabkan pengurangan dalam permintaan uang dengan motif spekulasi. Sedangkan tingkat suku bunga yang rendah akan menambah permintaan uang untuk motif spekulasi. Penyelesaian dari proses spekulasi dapat menerangkan keterkaitan antara pasar uang domestik dengan pasar uang valuta asing dimana pada pasar uang domestik dengan  tingkat  bunganya  dapat  mempengaruhi  tingkat  kurs  seperti  yang diterangkan pada kurva di bawah ini.

## Gambar 3.
Keseimbangan Pasar Uang dan Pasar Valas.
Pada  kurva  di  atas  diperlihatkan  terjadinya  keseimbangan  pada  pasar uang dan pasar valas. Sumbu horisontal menunjukkan tingkat suku bunga rupiah
dan  sumbu  vertikal  menunjukkan  penawaran  uang  riil  dollar.  Keseimbangan teijadi  pada  tingkat  dimana  suku  bunga  rupiah  mendorong  permintaan  akan uang  riil  rupiah  sama  dengan  penawaran  uang  riil.  Garis  lengkung  ke  bawah menunjukkan  ekspektasi  imbalan  dollar  dari  simpanan  rupiah,  dimana perubahan kurs sekarang akan mempengaruhi ekspektasi akan depresiasi pada masa  mendatang  sehingga  membuat  simpanan  rupiah  lebih  menarik  bagi spekulan asing (Paul Krugman,  1992 : 233-235)

## Paritas Tingkat Bunga.
Jika suatu negara menganut sistem perekonomian terbuka, maka adanya hubungan  ekonomi  dengan  luar negeri  akan  menyebabkan  tingkat bunga luar negeri mempunyai pengaruh terhadap tingkat bunga domestik. Teori paritas tingkat bunga  adalah  salah satu  teori yang penting mengenai  penetuan  tingkat bunga dalam sistem devisa bebas.  Pada prinsipnya teori ini mengatakan bahwa dalam sistem devisa bebas, tingkat bunga di negara satu akan cenderung sama dengan tingkat bunga di negara lain, setelah memperhitungkan perkiraan mengenai laju depresiasi  mata  uang  negara  satu  dengan  mata  uang  negara  lain,  yang  dapat dirumuskan sebagai berikut:
Rd = Rf + E*
Di mana
:  Rd adalah tingkat bunga nominal dalam negeri.
Rf adalah tingkat bunga nominal luar negeri.
E* adalah laju depresiasi mata uang dalam negeri terhadap mata uang luar negeri yang diperkirakan akan teijadi.
Bentuk persamaan di atas dapat dijabarkan untuk memperoleh nilai kurs antara dua negara yaitu:
E* = Rd -  Rf
Sementara itu  Krugman dan Obstfeld  (1992)  menyatakan bahwa  selisih antara  suku  bunga yang  ditawarkan  oleh  simpanan  dalam  bentuk  mata  uang domestik dan luar negeri akan sama dengan selissih antara tingkat inflasi yang diperkirakan  akan  teijadi  di  dalam  negeri  dan  di  luar  negeri  pada  suatu  saat tertentu.  Sehingga  dari  teori  di  atas  dapat  diperoleh  sebuah  persamaan  yang menunjukkan bahwa selisih suku bunga intemasional sama dengan selisih antara perkiraan tingkat inflasi dari dua negara.
Rd -  Rf = ped - pcf
E*  = P V P Ef pFd  = pef+ E*
Dari bentuk persamaan di atas kita dapat melihat bahwa  besamya tingkat inflasi  dalam  negeri cenderung sama dengan  tingkat inflasi  luar negeri dengan memperhitungkan  laju  depresiasi  atau  apresiasi  nilai  tukar  mata  uang  suatu negara dengan negara lain.

## Hipotesa.
Hipótesis  yang  diajukan  dalam  penelitian  ini  adalah,  bahwa  Kebijakan  suku bunga signtfikan dan  posittf pengaruhnya terhadap keseimbangan nilai tukar rupiah.

## HI. Metode Penelitian
Penelitian yang mengamati  hubungan  antara  suku bunga dengan nilai kurs  di Indonesia akan menggunakan data bulanan  dari laporan mingguan dan statistik  keuangan  ekonomi  yang  diterbitkan  oleh  Bank  Indonesia,  yaitu  dari bulan  Maret  1997  sampai  April  2001.  Dengan  menggunakan  data  bulanan, diharapkan hasil penelitian ini dapat memberikan hasil yang lebih meyakinkan dan akurat. Penelitian dilaksanakan dalam jangka waktu tersebut di atas karena pada  saat  tersebut  nilau  tukar  rupiah  sangat  berfluktuasi  sehingga  efektifitas kebijakan  suku bunga lebih mudah diteliti dan  diketahui.
Penelitian  ini  mengunakan  satu  model,  yaitu  Model  untuk  menguji efektifitas kebijakan suku bunga dalam mencapai keseimbangan nilai tukar.
KURS = f (SBI).
(1)
Data yang digunakan dalam penelitian ini ada 2, yaitu data tingkat suku bunga SBI  dan data nilai  tukar rupiah  terhadap dollar yang diambil dari  Bank Indonesia.

## Metode Análisis.
Dalam menganalisis data dari penelitian, penulis mencoba menggunakan spesifikasi model linier dinamik  (MLD). Hal ini dikarenakan sebagian besar analisis ekonomi  berkaitan  dengan  analisis  runtut  waktu  (time  series)  yang  sering diwujudkan  oleh  hubungan  antara  perubahan  suatu  besaran  ekonomi  dan kebijakan ekonomi di suatu saat dan pengaruhnya terhadap gejala dan perilaku ekonomi di saat yang lain.
Pada dasamya spesifikasi  Model  Linier Dinamik (MLD)  lebih ditekankan pada struktur dinamis hubungan jangka pendek (short run)  antara variabel tak bebas dengan variabel bebas.  Selain itu pula, teori ekonomi tidak terlalu banyak bercerita tentang model dinamik (jangka pendek), tetapi lebih memusatkan pada perilaku  variabel  dalam  keseimbangan  atau  dalam  hubungan jangka  panjang. Hal  ini  karena sebenarnya  perilaku jangka  panjang  (long  run) dari  suatu  model akan lebih penting, karena teori eonomi selalu berbicara dalam konteks tersebut dan juga karena hasil pengujian  teori  akan  selalu berfokus kepada  sifat jangka panjang. Metode analisa yang digunakan dalam penelitian ini adalah dengan model ECM biasa dan pendekatan kointegrasi dengan ECM, agar analisis yang dihasilkan dapat lebih akurat dan dapat dilihat apakah analisa yang dihasilkan sesuai dengan teori yang ada.

## ECM (Error Correction Model).
Secara umum dapat dikatakan bahwa ECM sering dipandang sebagai sal ah satu  model  dinamik yang  sangat  terkenal  dan  banyak  diterapkan  dalam  studi empiris, terutama sejak kegagalan model PAM tahun  1970-an.  Keunggulan ECM antara lain  terletak  pada  kemampuan yang  dimiliki  ECM  dalam  meliputi  lebih banyak variabel dalam menganalisis fenomena ekonomi jangka pendek dan jangka panjang dan mengkaji konsisten tidaknya model empiris dengan teori ekonomika, serta  dalam  mencari  pemecahan  terhadap  persoalan  time  series  yang  tidak stasioner dan regresi lancung dalam analisis ekonometrika.
Dalam analisis ekonomika,  ECM dapat pula dipakai untuk menjelaskan mengapa  perilaku  ekonomi  menghadapi  ketidakseimbangan,  dalam  konteks
bahwa fenomena yang diinginkan tidak sesuai dengan kenyataan yang ada dan perlunya  yang  bersangkutan  melakukan  penyesuaian  sebagai  akibat  adanya perbedaan fenomena aktual yang dihadapi antar waktu.  Dalam  kaitan ini agen ekonomi  perlu  melakukan  analisis  optimasi  guna  tercapainya  keseimbangan dengan  meminimumkan  biaya  ketidakseimbangan  yang  diturunkan  oleh  ECM itu  sendiri.  Selanjutnya  dengan  ECM,  dapat pula dianalisis  secara teoritis  dan empiris  apakah  model  yang  dihasilkan  sesuai  dengan  teori  atau  tidak.  Hal terakhir  ini  menjadi  sangat  penting  terutama  bila  akan  dilakukan  pemilihan model empiris. Namun demikian, seperti halnya model dinamik pada umumnya, ECM juga  memiliki  beberapa  permasalahan  seperti  perumusan  fungsi  biaya ketidakseimbangan dan penyesuaian, masalah otoregresi dan arti statistika serta koefisien  regresi.
Secara umum,  bentuk model koreksi kesalahan nilai tukar di Indonesia dapat ditulis sebagai berikut:
Seperti halnya model autoregresif distributed lag, maka ECM juga memiliki ciri khas yang tidak dimiliki oleh model yang lain, yaitu dalam ECM dimasukkan adanya  koefisien  ECT.  Apabila  koefisien  ECT  signifikan  secara  statistik  dan mempunyai tanda positif, maka spesifikasi model yang digunakan dalam penelitian tersebut  adalah  sahih  atau  valid.  Nilai  ECT  terletak  antara  0  <  c3  <  1.  Untuk memperoleh  besaran  koefisien  regresi jangka  panjang  dengan  menggunakan model ECM,  maka akan digunakan rumus sebagai berikut:
Konstanta = c0 / c3 LX, = (c2 + c3)  / c3

## Pendekatan Kointegrasi

## Uji Akar Unit.
Langkah  pertama  untuk  melakukan  pendekatan  kointegrasi  adalah dengan  melakukan  uji  akar  unit.  Uji  akar  unit  dapat  dipandang  sebagai  uji stasioneritas,  karena  pada  prinsipnya  uji  tersebut  dimaksudkan  untuk mengamati  apakah  koefisien  tertentu  dari  model  otoregresif yang  ditaksir mempunyai nilai satu atau tidak. Namun demikian model otoregresif mempunyai distribusi yang tidak baku,  maka  uji  statistik yang baku  seperti  uji  t dan  uji F tidak  cukup  layak  dipakai  guna  menguji  hipotesa yang  diajukan.  Oleh  karena itu dalam penelitian ini akan megunakan dua uji yang dikembangkan oleh Dickey dan Fuller (1979,  1981) dengan penaksiran otoregresif berikut ini (Alliman, 2000
DLYt = c0 + c, DLXt + c2 LXt , + c3 ECT DLY = LY -  LY(-l) ECT = LX(-1) -  LY(-l) ( 2 ) Di mana : (3) (4) :  112)
k
DXt = Oo + ajBXt +  ^   biB'DXt.
(5) »=i k
DXt = Co + c jT +  c2BXt + ]T d ' B' DXt
( 6 )
i = i i = i di mana:

## Ghozali, EJektifitas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
Dari persamaan (5) dan (6) di atas, kemudian dihitung nilai statistik DF dan ADF.  Nilai  DF dan ADF untuk hipotesa bahwa  a^O  dan  c2=0  ditunjukkan oleh  nisbah  t  pada  koefisien  regresi  BXt.  Selanjutnya  nisbah  t  tersebut dibandingkan dengan nilai kritis statistik DF dan ADF tabel untuk mengetahui ada atau tidaknya akar-akar unit. Dari Fuller (1976) dapat diketahui bahwa nilai kritis  DF  dan  ADF  pada  derajat  keyakinan  5%  untuk  hipotesa  terkait  dengan N=50 dan N=100 besamya masing-masing adalah -2.93 dan -2.89 untuk DF serta -3.50 dan -3.45 untuk ADF.
Kemudian nilai DF statistik dibandingkan dengan nilai kritisnya dengan ketentuan  sebagai  berikut  :
DF (ADF)  statistik > DF(ADF) kritis,  maka H0 diterima, non stasioner. DF(ADF)  statistik < DF(ADF) kritis,  maka H0 ditolak, stasioner.

## Uji Derajat Integrasi.
Uji  derajat integrasi dilakukan apabila pada  uji akar-akar unit  (langkah pertama  di  atas)  data  yang  diamati  ternyata  tidak  stasioner.  Uji  ini  untuk mengetahui pada derajat ke berapa data yang diamati akan stasioner. Selain itu pula, uji ini merupakan perluasan dari uji akar-akar unit, sehingga untuk dapat menerapkan  uji  ini,  perlu  dilakukan  uji  model  otoregresif berikut ini  :
k D2Xt = e0  +  ejBDXt +  £ JBiD2Xt (7) i=i k D2Xt = gQ + giT + g2BDXt +  £   hiB‘D2Xt (8) i=i
di mana : D2Xt = DXt -DXt ,
BDX, = DXtl T = trend waktu
Xt = variabel yang diamati pada periode t
B = backward lag operator
k = N ,/3 di mana N adalah jumlah observasi.
Nilai statistik DF dan ADF untuk mengetahui pada derajat keberapa suatu data akan stasioner dapat dilihat pada nisbah t pada koefisien regresi BXt pada persamaan  (7)  dan  (8).  Jika  ej dan  g2  sama  dengan  satu,  maka  variabel  Xt dikatakan stasioner pada diferensi pertama  atau berintegrasi pada derajat satu atau /= (1). Sebaliknya bila e, dan g2 sama dengan nol, maka variabel X dikatakan belum  stasioner  pada  diferensi  pertama.  Bila  hal  ini  teijadi,  maka  uji  derajat integrasi perlu dilanjutkan sehingga diperoleh data yang stasioner (Alliman, 2000 : 120 ).

## Uji Kointegrasi.
Syarat  utama  yang  harus  dipenuhi  untuk  melakukan  uji  kointegrasi harus diyakini terlebih dahulu bahwa variabel-variabel terkait dalam pendekatan ini  memiliki  derajat  integrasi  yang  sama atau  tidak.  Berkaitan  dengan  itu,  uji akar-akar unit dan  uji  derajat integrasi  perlu  dilakukan  terlebih dahulu.
Untuk  mendapatkan  gambaran  mengenai  pendekatan  kointegrasi, anggaplah kita memiliki satu himpunan variabel runtun waktu X.  Komponen X dikatakan berkointegrasi pada derajat d,  b atau ditulis  ~ (d,  b) bila:
1. Setiap komponen dari X  berkointegrasi pada derajat d atau I(d).
2. Terdapat suatu vektor a yang tidak sama dengan nol (a  1  0),  sehingga
Zt = 3 l ' X ~ I  (d,  b), di mana b>0 dan a adalah vektor kointegrasi.
Implikasi penting dari ilustrasi dan definisi di atas adalah bahwa jika dua variabel  atau lebih mempunyai derajat integrasi yang berbeda,  katakanlah X  = 1(1)  dan  Y  =  1(2),maka  kedua  variabel  tersebut  tidak  dapat  berkointegrasi  . Selanjutnya bersamaan dengan uji kointegrasi,  Engle dan Granger berpendapat bahwa  dari  uji  statistik yang diketengahkan  untuk  menguji hipotesis  nol  tidak adanya kointegrasi, ternyata uji CRDW, DF dan ADF merupakan uji statistik yang paling  disukai.  Oleh  karena itu,  dalam  studi  ini juga  hanya  dibahas  ketiga  uji tersebut.
Untuk  menghitung  statistik  CRDW,  DF dan ADF  ditaksir  dengan  regresi kointegrasi  dengan metode kuadrat terkecil  (OLS).  Dari estimasi  nilai  CRDW,  DF dan  ADF,  kemudian  dibandingkan  dengan  nilai  kritis  untuk  ketiga  uji  tersebut sebagaimana disajikan dalam tabel 3  sampai  5.  Selanjutnya apabila suatu model lolos dari  uji kointegrasi,  maka  model koreksi kesalahan  dari  Engle-Granger dan dua langkah  model koreksi kesalahan dari Insukindro dapat diaplikasikan dalam model empiris yang digunakan dalam penelitian.
Untuk menghitung nilai statistik CRDW, DF dan ADF ditaksir dengan regresi kointegrasi berikut dengan OLS :
Yt = M0 + M,Xj t+ M ^ ,  + ...... + M X nt + Et
(9)
Di mana Yt adalah variabel dependen,  X t, X^,  dan Xn  merupakan variabel independen dan Et merupakan variabel gangguan. Dalam kasus ini variabel-variabel tersebut dianggap mempunyai derajat inyegrasi yang sama.
Kamudian regresi berikut ini ditaksir dengan  menggunakan metode  OLS:
DEt = Pi BE t (10) k DEt = q i BE t + W i B 1 DEt (11)
/=i
Nilai statistik CRDW ditunjukkan oleh  nilai statistik DW pada persamaan regresi model empiris yang diuji dan  DF statistik ditunjukkan oleh nisbah t pada koefisien BEt pada persamaan (10) dan nilai ADF statistik ditunjukkan oleh nisbah t pada koefisien BEt pada persamaan (11)
Ketentuan  penerimaan  dan  penolakan  hipotesa  di  atas  adalah  sebagai berikut: DF(ADF) statistik > DF(ADF) kritis, maka dapat dikatakan bahwa variabel- variabel pada model kointegrasi berkointegrasi, atau random erromya stasioner. DF(ADF) statistik < DF(ADF) kritis, maka dapat dikatakan bahwa variabel-variabel pada model tidak berkointegrasi, atau random erromya tidak stasioner.

## Pendekatan Kointegrasi dan ECM.
Sebagaimana telah disinggung di atas, tujuan utama dari uji kointegrasi adalah untuk mengkaji apakah residual regresi kointegrasi stasioner atau tidak. Pengujian  ini  sangat  pening  bila  ingin  dikembangkan  suatu  model  dinamis, khususnya model koreksi kesalahan (ECM), yang mencakup variabel-variabel kunci pada regresi kointegrasi terkait.
Pada  prinsipnya,  model  koreksi  kesalahan terdapat keseimbangan yang tetap  dalam jangka  panjang  antara  variabel-variabel  ekonomi.  Apabila  dalam
Ghozali, Efekttfitas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
jangka  pendek  terdapat  ketidakseimbangan  pada  satu  periode,  maka  model koreksi  kesalahan  akan  mengoreksinya  pada  periode  berikutnya.  Mekanisme koreksi  kesalahan  dapat  diartikan  sebagai  penyelaras  perilaku jangka  pendek dan jangka panjang.  Dengan mekanisme ini pula masalah regresi lancung dapat dihindarkan melalui penggunaan variabel perbedaan yang tetap di dalam model, namun  tanpa  menghilangkan  informasi jangka  panjang yang diakibatkan  oleh penggunaan data perbedaan semata.  Dengan demikian,  dapat dikatakan bahwa model  koreksi  kesalahan  konsisten  dengan  konsep  kointegrasi  atau  dikenal dengan Granger Representation Theorem.
Teorema Representasi Granger menekankan bahwa bila variabel-variabel yang  diamati  membentuk  suatu  himpunan  yang  berkointegrasi  maka  model dinamis yang sahih atau valid adalah model koreksi kesalahan.  Demikian halnya jika model koreksi kesalahan merupakan model yang sahih, maka variabel-variabel yang  digunakan  akan  merupakan  himpunan  variabel  yang  berkointegrasi. Sebaliknya, bila variabel yang digunakan tidak berkointegrasi, maka residual dari model koreksi kesalahan tidak stasioner dan kondisi tersebut memberikan indikasi bahwa spesifikasi model yang diamati tidak sahih.
Selain  konsisten  dengan  konsep  kointegrasi,  model  koreksi  kesalahan ternyata lebih mampu menjelaskan hubungan kausalitas daripada uji kausalitas Granger (1969),  di  mana model kausalitas Granger  (1969)  yang baku  diperluas dengan membentuk model koreksi kesalahan sehingga model kausalitas dengan menggunakan  model  koreksi  kesalahan  tersebut  dapat  digunakan  untuk menjelaskan hubungan kausalitas  dari variabel yang sedang di  uji,  baik dalam jangka pendek maupun dalam jangka panjang.
DY, = r,DX„ + rJDX* + r3BX„ + ■‘„BX,, + r5(BX„ +  BX* -  BY,)
(12)
Dengan mengikuti teori yang dikembangkan oleh Engle dan Granger (1987), bila  Ut = I(0) maka BU, dapat menggantikan variabel BYt  BXlt dan BX^ pada ruas kanan persamaan (13),  sehingga diperoleh persamaan :
DYt = s,DXlt + s^DX* + s 3BU, (13) di mana :Yt = variabel tak bebas (nilai tukar) Xt = variabel bebas (tingkat bunga SBI) BUt =  nilai  yang  diestimasi  dari  residual  kointegrasi  dalam periode sebelumnya.
Dari persamaan (13) dapat diketahui bahwa semua variabel yang dipakai dalam  model  tersebut  adalah  stasioner  atau  1(0).  Langkah-langkah  tersebut  di atas  selanjutnya  dikenal  dengan  dua  langkah  model  dari  Engle  dan  Granger. Variabel  DXlt  dan  DX^  menggambarkan  koefisien jangka  pendek  dari  variabel yang  bersangkutan,  sementara  variabel  BUt  menggambarkan  unsur  gangguan dengan tanda koefisien yang diharapkan adalah negatif

## Analisis dan Pembahasan
1. Pendekatan Kointegrasi
1.1 Uji Akar Unit.
Berdasarkan  tabel uji akar unit di atas,  dapat dinyatakan bahwa semua variabel yang sedang diamati (LY dan LX) belum stasioner pada derajat nol, karena nilai DF dan ADF statistik > nilai DF dan ADF tabel.  Meskipun nilai DF statistik

## 26
variabel LY = -2,9470 < nilai DF tabel yaitu -2.9271,  tetapi nilai ADF-nya belum memenuhi sehingga dianggap belum stasioner, sehingga perlu dilanjutlan dengan uji  selanjutnya yaitu uji  derajat integrasi  satu.
Tabel  1
Hasil Uji Akar Unit VARIABEL UJI AKAR UNIT DF ADF X -1.7645 -2.3417 Y -2.1999 -2.1212 LX -1.7233 -2.5287 LY -2.9470 -2.6641

## 1.2 Uji Derajat Integrasi I.
Uji derajat integrasi dilakukan apabila pada uji akar-akar unit, data yang diamati ternyata belum stasioner. Pengujian ini dimaksudkan untuk mengetahui pada derajat dan order keberapa data yang diamati stasioner. Uji derajat integrasi merupakan perluasan dari uji akar unit.

## Tabel 2 Hasil Uji Derajat Integrasi I
VARIABEL UJI DERAJAT INTEGRASI  I DF ADF X -2.8779 -2.9335 Y -2.7035 -2.7035 LX -2.9286 -2.3540 LY -2.2415 -2.3375
Dari hasil perhitungan uji derajat integrasi, di dapat bahwa semua variabel baik x maupun y belum stasioner pada derajat I, sehingga perlu dilakukan lagi uji derajat integrasi pada derajat II agar dapat diperoleh data yang stasioner.

## 1.3 Uji Derajat Integrasi n.
Karena  data  yang  digunakan  belum  stasioner  pada  derajat  I,  maka diteruskan  dengan  uji  derajat integrasi  pada derajat II  untuk  memperoleh data yang stasioner.

## Tabel 3
Hasil Uji Derajat Integrasi n VARIABEL UJI  DERAJAT INTEGRASI  II DF ADF X -4.4854 -4.4487 Y -5.0700 -5.0032 LX -5.6762 -5.7559 LY -5.0537 -4.9893

## Ghozali, Efektifitas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
Dari tampilan yang ada dapat disimpulkan bahwa data yang digunakan sudah  stasioner  pada  derajat  II  atau  1(2).  Karena  semua  variabel  mempunyai nilai  D F  dan ADF  statistik  <  dari  nilai  DF  dan  ADF  tabel,  sehingga  data  yang digunakan sudah dianggap stasioner pada derajat II.

## 2.  Uji Kointegrasi.
Seperti  yang  telah  disinggung  di  muka,  untuk  dapat  melakukan  uji kointegrasi harus diyakini terlebih dahulu bahwa variabel-variabel yang terkait dalam pendekatan ini memiliki derajat integrasi yang sama atau tidak. Berkaitan dengan hal tersebut uji akar unit dan derajat integrasi perlu dilakukan terlebih dahulu.
Seperti  yang  telah  dikemukakan  sebelumnya,  uji  kointegrasi  yang digunakan mencakup tiga jenis. Yaitu uji CRDW, DF dan ADF. Untuk menghitung CRDW, DF  dan ADF ditaksir dengan regresi kointegrasi dengan metode kuadrat terkecil (OLS).
Persamaan yang digunakan pada regresi kointegrasi adalah sebagai berikut
LYt = Co + C j LX j + Et (14)
Hasil  Regresi Kointegrasi  Persamaan  14.
LYt = 7.8847 + 0.3263 LXt (25.43)  (3.2187) R2 = 0.1775 S E of Reg  =-28.4327 Adj R2 = 0.1604 F -  Stat =  10.36 DF = -1.8685 DW-Stat =0.152001 ADF = -1.8762
Angka dalam  kurung adalah t-statistik
Dari hasil estimasi menunjukkan bahwa  tingkat bunga SBI  mempunyai hubungan yang seperti diharapkan dengan teori yaitu mempunyai pengaruh positif terhadap  nilai  tukar.  Hal  ini  ditunjukkan  dengan  tanda  positif pada  variabel penjelas.  Dengan  demikian  dalam jangka  panjang  apabila  suku  bunga  SBI dinaikan,  maka akan menyebabkan kenaikan nilai tukar mata uang (apresiasi), walaupun dengan prosentase yang sangat kecil.
Nilai  CRDW  dari  persamaan  menunjukkan  nilai  0,152001  yang mengisyaratkan tidak terjadinya kointegrasi antara kedua variabel.  Hasil serupa juga ditunjukkan oleh nilai statistik DF dan ADF yang ternyata lebih kecil dari DF dan ADF tabel pada derajat signifikansi 5%.  Sehingga dapat ditarik kesimpulan bahwa dari kedua variabel tidak ada kointegrasi.  Oleh karena itu hasil estimasi ECM diharapkan akan mampu memberikan gambaran yang lebih jelas mengenai hubungan jangka pendek dan jangka panjang antara tingkat bunga SBI dan nilai tukar.  Seperti yang pernah diungkapkan oleh Fry (1991),  kemungkinan adanya regresi kointegrasi  tidak lolos dari uji CRDW, DF dan ADF disebabkan oleh periode sampel pengamatan yang terlalu  pendek.  Hal ini juga teijadi pada penelitian ini yang sudah menggunakan data sebanyak 50 data dan pengamatan selama 4 tahun, dengan  demikian  tidak cukup  layak  untuk  dipakai  sebagai  uji  perilaku jangka panjang.

## 28

## TEMA, Volume IV, Nomor 1, Maret 2003
Karena  model  yang  digunakan  tidak  lolos  uji  kointegrasi,  maka  model pendekatan  kointegrasi  dengan  ECM  tidak  dapat  diterapkan  dalam  penelitian ini. Sebagai gantinya untuk melihat hubungan jangka pendek dan jangka panjang dari model yang digunakan maka model dapat dianalisa dengan ECM biasa.

## Error Correction Model (ECM)
Secara umum bentuk model koreksi kesalahan pengaruh tingkat bunga SBI terhadap nilai tukar dapat ditulis sebagai berikut.
DLYt = Co + C,DLXt + C2DLXt.,  +C3ECT
(15) Di mana : Y = adalah nilai mata uang (kurs) (variabel dependen) X = adalah tingkat bunga SBI (variabel Independen)
C = adalah konstanta ECT  = adalah Error Correction Term.
Berdasarkan  persamaan  di  atas,  maka  dilakukan  estimasi  maka  akan diperoleh koefisien ECT. Apabila lkoefisisen  ECT signifikan secara statistik dan mempunyai tanda positif, dan terletak antara 0 < C3 <  1, maka spesifikasi model yang digunakan dalam penelitian tersebut adalah sahih atau valid.
Hasil  Estimasi  ECM  Persamaan  15.
DLY = 0.9265 + 0.07 D LX - 0.0995 LX(-1)  + 0.1019 ECT (2.0916)  (0.4645) (-1.895) (1.8712) R2 =0.092348 D W Stat =1.823 Adj  R2 = 0.032 F Stat =  1.526
S E o f Reg  = 0.16 Angka dalam  kurung adalah t-statistik
Dari hasil estimasi ECM dapat dilihat bahwa koefisien ECT sebesar 0.1019, sesuai dengan pernyataan di atas maka model yang digunakan dalam penelitian adalah sahih atau valid. Dari hasil estimasi juga dapat dilihat bahwa nilai t-statistik pada ECT yaitu  1.8712  signifikan  secara statistik pada derajat signifikansi  5%. Ini  berarti  bahwa  spesifikasi  model  dapat  dibenarkan  dan  memberi  indikasi mengenai kemungkinan hubungan jangka pendek dan jangka panjang pada kedua variabel yang diamati.
Lebih lanjut berkaitan dengan nilai R2 yang ditemukan dari hasil estimasi di  atas yaitu  sebesar 0.092348  tidak  usah  dirisaukan,  karena  merupakan  hal yang  sangat  wajar  bila  dalam  suatu  regresi  yang  menggunakan  variabel Jirst dijjerence mempunyai nilai R2 yang kecil. Nilai R2 menunjukkan bahwa sebanyak 9.2% dari variabel nilai tukar dapat dijelaskan variabel bebasnya.
Selanjutnya  terlihat  bahwa  variabel  DLX  tidak  signifikan,  hal  ini menunjukkan  bahwa  dalam jangka  pendek  variabel  tingkat  bunga  SBI  tidak mampu menjelaskan variasi atau fluktuasi nilai tukar di Indonesia.
Dengan mengganggap bahwa hasil estimasi model ECM di atas dihasilkan transformasi  Koyck,  maka  dapat  dikemukakan  bahwa  besamya  nilai  tingkat penurunan  (rate  o f decline),  C3  =  0.101871  dan  mean  lag  adalah  C3/(l-C 3) =0.1018781/(1-0.1018781) = 0.1134, ini berarti bahwa 10% dari gap akan tetutup dalam  satu  periode,  dan  kecepatan  LYt  dalam  merespon  perubahan  LX( adalah 0.1134 bulan.

## Ghozali, Efektijitas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
Untuk  menghitung  besaran  (nilai)  koefisien  dari  model  autoregresif distributed lag,  akan digunakan rumus sebagai berikut :
Konstanta = C0/C3 = 0.9264975/0.1018781 = 9.094177257
LXj = (C2 + C3)  / C3 = (-0.0995326 + 0.1018781) / 0.1018871 = 0.023022612
Berdasarkan hasil perhitungan koefisien jangka panjang dari ECM di atas, maka  dapat  dikatakan  bahwa  koefisien  jangka  panjang  model  ECM  yang dihasilkan  konsisten  dengan  model jangka  panjang  (persamaan  kointegrasi).
Lebih  lanjut  berdasarkan  hasil  persamaan  di  atas  dapat  dikemukakan bahwa  dalam jangka  panjang  tingkat  bunga  SBI  berpengaruh  terhadap  nilai tukar.Ini  berarti  bahwa  apabila  dalam  jangka  panjang  tingkat  bunga  SBI meningkat  1%,  maka  akan  menyebabkan  apresiasi  nilai  tukar  sebesar 0.02%.
Hasil  uji  empiris  menunjukkan  pengaruh  dari  tingkat  bunga  SBI sangatlah kecil, jadi dapat dikatakan bahwa kebijakan tingkat suku bunga tidak efektif apabila  diterapkan  pada  saat-saat  sekarang  ini,  karena  fluktuasi  nilai tukar  sebagian  besar  dipengaruh  oleh  kondisi  perekonomian  yang  kurang kondusif,  politik  yang  belum  stabil  dan  keamanan  yang  kurang  menjamin, sehingga  banyak  modal  yang  keluar  dan  tidak  ada  modal  yang  masuk  karena para  investor  asing  merasa  kurang  yakin  dengan  kondisi  Indonesia  sekarang ini dan mengurungkan niatnya untuk menanamkan modalnya di Indonesia, dan pada  akhirnya  rupiah  semakin  terdepresiasi.  Jadi  faktor  non  ekonomi  lebih mempengaruhi  fluktuasi  nilai  tukar  daripada  faktor  ekonomi.

## IV. Kesimpulan
Hubungan  teoritis  antara  tingkat  bunga  dan  nilai  tukar  menyatakan bahwa  apabila  tingkat  bunga  dinaikkan,  maka  nilai  tukar  akan  mengalami apresiasi. Hal itu dapat dijelaskan sebagai berikut; apabila tingkat bunga domestik lebih  tinggi  dari  tingkat  bunga  luar  negeri,  maka  orang  akan  berlomba-lomba untuk  mendapatkan  rupiah,  sehingga  permintaan  rupiah  lebih  besar  dari penawarannya  sehingga  nilai  tukar  rupiah  akan  mengalami  apresiasi. Berdasarkan  teori  di  atas  maka  BI  menerapkan  kebijakan  suku  bunga  untuk menekan  laju  depresiasi  rupiah  yang  makin  parah  semenjak  krisis  melanda negara kita pada pertengahan tahun  1997.
Berdasarkan penelitian dan evaluasi yang telah dilakukan terhadap data empiris antara bulan Maret 1997 -  bulan April 2001 maka dapat dinyatakan bahwa kebijakan suku bunga tidak efektif apabila dilaksanakan pada periode tersebut. Hal  ini  karena  fluktuasi  nilai  tukar  rupiah  terhadap  dollar  lebih  banyak dipengaruhi  oleh  faktor-faktor  non-ekonomi  daripada  faktor  ekonomi.  Kondisi sosial, politik dan keamanan sangat berpengaruh terhadap penguatan nilai tukar rupiah. Jadi walaupun tingkat bunga dipertahankan tinggi, tetapi kondisi sosial, politik  dan  keamanan  belum  stabil,  maka  nilai  tukar  rupiah  masih  terus terdepresiasi  terhadap dollar karena para investor asing tidak berani  menanamkan modalnya di  Indonesia melihat kondisi sosial,  politik dan keamanan yang tidak menjamin, mereka tidak mau mengambil resiko yang besar dengan menanamkan modalnya  di  Indonesia.  Sementara  para  investor  domestik juga  mengalami hambatan  untuk  melakukan  ekspansi  karena  suku  bunga  pinjaman juga  ikut 30
naik  sebagai  dampak  kebijakan  suku  bunga  yang  diterapkan  oleh  BI. Melemahnya  nilai  tukar  rupiah juga  dipengaruhi  ekspektasi  masyarakat  yang menganggap nilai tukar rupiah di masa yang akan datang akan terus mengalami depresiasi  selama  kondisi  sosial  politik  dan  keamanan  belum  stabil,  sehingga mereka  lebih  memilih  memegang dollar  daripada  rupiah.
Kurang  efektifnya  kebijakan  suku  bunga juga  dapat  dilihat  dari  hasil analisis  uji  regresi  kointegrasi  yang  menunjukkan  bahwa variabel  yang  diteliti tidak  dapat  berkointegrasi  yang  ditunjukkan  dengan  residual  hasil  regresi kointegrasi yang tidak stasioner. Hal ini kemungkinan disebabkan oleh pendeknya periode  pengamatan.  Sementara  hasil  estimasi  dengan  menggunakan  ECM menunjukkan bahwa dalam jangka pendek perubahan tingkat bunga SBI  tidak berpengaruh  terhadap  nilai  tukar,  hal  tersebut  dapat  dilihat  dari  tidak signifikannya variabel DLX. Sedangkan dalam jangka panjang perubahan tingkat bunga SBI berpengaruh positif terhadap nilai tukar.  Besarnya pengaruh jangka panjang tersebut  adalah  0.02  yang berarti  bahwa  kenaikan  tingkat bunga  SBI sebesar  1% akan menyebabkan apresiasi nilai tukar rupiah sebesar 0.02%.

## Daftar Pustaka
Ahmad Jamli,  1996.Keuangan Intemasional,  BPFE, Yogyakarta. Aliman, 2000.Modul Ekonometrika Terapan, PAU-studi ekonomi UGM, Yogyakarta. Anonimous,  (dalam beberapa terbitan),  Weekly Report,  Publikasi  Bank Indonesia,
Jakarta. ________ ,(dalam beberapa terbitan). Laporan Tahunan,  Publikasi Bank Indonesia,
Jakarta.
_________ ,  (dalam  beberapa  terbitan).Statistik  Ekonomi  Keuangan  Indonesia, Publikasi Bank Indonesia, Jakarta.
A.Tony  Prasetiantono,  1997.Agenda Ekonomi Indonesia,  PT.  Gramedia  Pustaka Utama, Jakarta.
Copeland,  Laurence.  S,  1995.Exchcmge Rate and International Finance, Addison-
Wesley Publising Company,  England.
Francisco L,  Rivera Batis,  1994, International Finance and Open Macroeconomics , second edition,  Mac Millian Publising Company,  USA. Gujarati,  Damodar,  1995.Basic Econometric, Fourth Edition, Mc Graw Hill, USA Insukindro,  1993.Ekonomi  Uang  dan  Bank  Teori  dan  Pengalaman  di Indonesia,
Edisi Pertama, BPFE, Yogyakarta.
Iswardono,  1989. Uang dan Bank ,Edisi Ketiga, BPFE, Yogyakarta. Levi,  Maurice.  D,  1996.Manajemen Keuangan Intemasional,  Edisi  Pertama,  Mc- Graw Hill-Andi, Yogyakarta.
Miranda S Goeltom, dan Doddy Zulverdi,  1998, Manajemen Nilai Tukar di Indonesia dan  Permasalahannya  :  Buletin Ekonomi Moneter dan  Perbankan,  Vol. 1, No.2: 69-70 Muchammad  Farchan,  1993,  Analisis  Hubungan  Jumlah  Uang  Beredar  Dan Tingkat Harga di Indonesia : Jumal Ekonomi dan Industri,  1  (1 ): 24-37 Paul  Sutopo,  dan  C.  Harinowo,  1993,  Kebijakan  Moneter  di  Indonesia  :  Jumal Ekonomi dan Industri,  1(1): 55-65

## Ghozali, Efektifltas Kebijakan Suku Bunga dalam Mencapai Keseimbangan
Peter H. Lindert, dan Charles P. Kindleberger,  1993.  Ekonomi Intemasional, Edisi Kedelapan,  PT.  Gelora Aksara Pratama, Jakarta. Rasmo  Samiun,  1998,  Evaluasi  Program  Intervensi  dalam  Rangka  Stabilisasi Nilai Tukar : Buletin Ekonomi Moneter dan Perbankan,  Vol 1, No:3 :27-43 Salvatore,  Dominick,  1997, Ekonomi Intemasional Jilid 2,  Erlangga, Jakarta Sjamsul Arifin,  1998, Efektifitas Kebijakan Suku Bunga Dalam Rangka Stabilisasi Rupiah  Di  Masa  Krisis,  Buletin  Ekonomi Moneter dan  Perbankan,  Vol. 1, No.3:  1-23 Soediyono,  1995.Ekonomi Intemasional Edisi Kedua,  Liberty, Jakarta. Sritua Arief,  1993.Metodologi Penelitian Ekonomi, UI-Press, Jakarta.