## DINAM IKA NILAI TUKAR DAN INFLASI SERTA DAMPAKNYA TERHADAP KESTABILAN  M ONETER

## Tauhid Ahm ad
L e m b a g a  P e n e litia n  P e n d id ik a n  d a n P e n e ra n g a n  E k o n o m i d a n  S o s ia l (L P 3 E S ) J a k a rta

## Abstrak
A rtikel  ini  memaparkan  p engaruh  nilai  tu kar  dan  inflasi  pa da kestabilan moneter. Fluktuasi nilai tukar yang besar mengharuskan bank sentral untuk lebihfleksibel dalam menetapkan target inflasi. K estabilan  kondisi  m oneter  ditujukan  untuk  dapat  mem bantu m em buat  p roy ek si  usaha  sehingga  kepastian  usahanya  lebih terjamin.  Studi ini menggunakan perm odelan yang dikembangkan olehJoseph et.  al.  (1999) dan  analisis ekonometrika untuk mencari p e n g a ru h   tim b a l  b a lik   a n ta ra   n ila i  tu k a r  dan  in fla s i  s erta m e n e n tu k a n   f a k t o r - f a k t o r   m a n a   y a n g   p a lin g   d o m in a n m em pengaruhi  keduanya.  H asil  studi  ini  menujukkan  bahwa peubah nilai tukar, ju m lah  uang beredar,  inflasi di luar negeri,  dan harga  beras  berpengaruh p o s itif dengan  inflasi  di  dalam  negeri. Selain  itu  pem ilihan  rezim  nilai  tukar fre e  floatin g  akan  sangat berdampak pada semakin terbukanya gejolak nilai tukar terhadap kekuatan pasar yang  lebih  besar sehingga  Bank Indonesia  perlu menyiapkan instrumen pengendalian m oneter yang lebih kuat dan sebelumnya,  misalnya  operasi pa sar terbuka pada  valuta asing. K ata Kunci: nilai tukar,  inflasi,  kestabilan  moneter.

## I.  Pendahuluan
Sejak terjadinya gejolak nilai tukar pada bulan Juli  1997 membuat kondisi perekonom ian  nasional  bertam bah  buruk. Apalagi  hal  ini  berdam pak  pada m eningkatnya inflasi yang mencapai 77 % pada tahun  1998,  seperti terlihat pada Grafik  2.  Keadaan  tersebut  seperti  perulangan  kejadian  pada  tahun  1960-an yang  berakibat  m elem ahnya  daya  beli  m asyarakat  serta  berbagai  perubahan struktur  ekonomi  secara  keseluruhan.
Saat  ini,  perubahan  struktur  perekon om ian   tersebut  tercerm in  dari diberlakukannya  Undang-undang  Bank  Sentral  No.  23  tahun  1999  yang  baru tentang  Bank  Indonesia,  dimana  BI  memiliki  independensi  dalam  menetapkan target-target  yang  akan  dicapai  dan  kebebasan  dalam  menggunakan  berbagai instrumen kebijakan dalam mencapai target tersebut (Iljas 2000).  Hal ini dilakukan dalam rangka memelihara kestabilan moneter yang tercermin dari tingkat inflasi dan  nilai  tukar  (Cavanese  1982).
Pemilihan inflasi sebagai sasaran akhir sejalan pula dengan kecenderungan perkembangan terakhir bank-bank sentral  di dunia, dimana banyak bank sentral
yang  telah  beralih  lebih  memfokuskan  diri  pada  upaya  mempengaruhi  tingkat inflasi (Argamaya 2000), (Cavanese  1982). Ada beberapa alasan yang mendasarinya, p erta m a ,  bukti-bukti  em piris  m en u n ju kkan   bahw a  dalam   ja n g k a   panjang, kebijakan moneter hanya dapat mempengaruhi tingkat inflasi.  Kedua,  pencapaian inflasi  rendah  merupakan  prasyarat  bagi  tercapainya  sasaran  m akroekonomi lainnya,  seperti  pertumbuhan  pada  tingkat  kapasitas  penuh  (full  em ploym ent) dan  penyediaan  lapangan  kerja  yang  seluas-luasnya.  K etiga,  yang  terpenting, penetapan  tingkat  inflasi  rendah  sebagai  tujuan  akhir  kebijakan  m oneter  akan menjadi  nominal anchor berbagai  kegiatan  ekonom i1.
<o 2 2 ra '5. 3 K
Pengaruh  adanya  fluktuasi  nilai  tukar  yang  besar  mengharuskan  bank sentral  untuk lebih  fleksibel dalam m enetapkan  target inflasi.  Namun  demikian, penetapan  target  inflasi  yang  terlalu  fleksibel  dikhawatirkan  dapat  berdampak negatif terhadap reputasi bank sentral dalam menjaga inflasi.  Di lain pihak semakin tinggi deviasi keberhasilan kebijakan disinflationary policy pemerintah dari inflasi ya n g  d ita rgetk a n   akan  b era k ib a t  sem a k in   tin gg i  e k sp ek ta si  m a sya rak at. Harapannya  adalah  dengan  kestabilan  kondisi  moneter  maka  paling  tidak  bagi m asyarakat  dapat  m em bantu  m em buat  proyeksi  usaha  sehingga  kepastian usahanya lebih terjamin.  Kemudian juga dengan kestabilan tersebut maka alokasi sumber-sumber  modal  secara  efesien  dapat  dicapai  lebih  mudah.
Kestabilan  nilai  rupiah  dapat  diukur  dari  nilai  rupiah  terhadap  barang- barang  dalam  negeri  dan  luar  negeri.  Kestabilan  nilai  rupiah  terhadap  barang- barang di dalam  negeri tercermin  dari  tingkat inflasi,  sementara kestabilan  nilai rupiah  luar negeri  tercermin  dari  nilai  tukar rupiah  (kurs)  terhadap uang negara lain  (Iljas  2000).
1 Indrawati, Sri Mulyani, Budi Hikmat, Mokh Ikhsan, T. Arief Macmud dan Sahminan, Inflasi di Indonesia  : Fenomena Sisi Penawaran atau Permintaan atau Keduanya, Laporan Studi Proyek (tidak diterbitkan),  Lembaga Penyelidikan Ekonomi dan Masyarakat Fakultas Ekonomi Universitas Indonesia, Jakarta,  1996.
Gr af i k  1 . P e r k e m b a n g a n   N i l a i T u k a r R u p i a h T e r h a d a p   Do l l a r   AS  T a h u n   1  983- 1  9 9 9
9 0 0 0
8 0 0 0
7 0 0 0 6 0 0 0 5 0 0 0 4 0 0 0 3 0 0 0
2 0 0 0 1 0 0 0 0
T a h u n
8 0

## Tahun
S ecara  ringkas,  tu lisan  in i  m em p u n yai  tu ju an   u n tu k  m en gan alisis dinamika  perkembangan  nilai  tukar  dan  inflasi  sebagai  fundamental  stabilitas perekonomian  Indonesia.  Disamping itu  untuk  m engkaji  pengaruh  timbal balik antara nilai tukar terhadap inflasi  sebagai indikator kestabilan  moneter.  Tujuan lainnya  adalah  mengetahui  faktor-faktor  yang  m em pengaruhi  nilai  tukar  dan inflasi.
Metode  yang digunakan  dalam  studi  ini  menggunakan  permodelan yang dikembangakan  oleh  Joseph  et.  al.  (1999).  Analisis  selanjutnya  menggunakan ekonometrika untuk mencari pengaruh tim bal balik antara nilai tukar dan inflasi serta  m enentukan  faktor-faktor  m ana  ya n g  p alin g  dom inan  m em pengaruhi keduanya.
Bagian selanjutnya akan dijelaskan secara ringkas metode yang digunakan, baik model ekonomi,  cara menganalisa datanya,  serta uji-uji yang penting dalam menggunakan  metode ekonometrika.  Pada bagian akhir akan dikemukakan  hail perhitungan  yang  disertai  beberapa  kesim pulan  serta  rekomendasi  yang  bisa diberikan.

## II.  Metode  Penelitian
Model yang digunakan menggunakan model yang dikembangkan oleh Jo­ seph et.  a.l.  (1999).  Namun demikian model tersebut disederhanakan lagi dengan asumsi yang dipakai oleh Isard  (1995).  Akhirnya model tersebut disederhanakan menjadi  2  persam aan  perilaku, yaitu  :
NE = a 0 + CC\T + a 2Y + a^R + a 4P
P  = j30+ f t Y  + J32N E + p ,M + ¡5,P 1  +J35  B
Dalam  persamaan  tersebut,  simbol-simbol  dapat  dituliskan  sebagai  berikut  : NE =
Nilai tukar nominal M = Jum lah  uang beredar Y = Pendapatan  nasional R = Tingkat suku  bunga P = Inflasi dalam negeri P f = Inflasi yang diimpor T = Terms o f  Trade (nilai ekspor dibagi impor) B = Harga beras dalam negeri
Persam aan  pertam a  ingin  menjelaskan  bahwa  nilai  tukar  merupakan fungsi  dari  terms  o f  trade,  pendapatan  nasional,  tingkat  suku  bunga dan  inflasi dalam negeri.  Persamaan kedua bahwa inflasi merupakan fungsi dari jum lah uang beredar,  pendapatan  nasional,  nilai  tukar  dan  inflasi  luar  negeri  (imported  infia­ tion)  serta perubahan  harga beras  dalam  negeri.
Sampel yang digunakan adalah nilai-nilai dari varibel exogenous-nya yaitu Y,  M,  R,  P f ,  T   dan  B  dan  peubah  endogenusnya yaitu  NE  dan  P.  Studi  tentang hubungan  nilai  tukar  dan  inflasi  m enggunakan  data  sekunder  dari  berbagai publikasi  yang  diterbitkan  oleh  Biro  Pusat  Statistik  (BPS),  Bank  Indonesia  (BI), International Financial Statistic  (IFS)  yang diterbitkan oleh  International Monetery Fund (IMF) dan Badan Usaha Logistik (BULOG).  Observasinya dimulai pada tahun 1983:1  sampai  tahun  1999:1  atau  selama  17  tahun  dengan  periode  kuartalan yaitu  sebanyak 65  observasi.
Peubah  NE,  M,  Y,  R,  P,  Pf,  B,  T   dihitung  dengan  mempergunakan  harga konstan  1993.  Selam a  kurun  waktu  penelitian,  data  untuk  peubah-peubah tersebut telah dihitung dengan harga konstan  1983 dan  1993.  Untuk kepentingan studi  ini  semua data  telah  dikonversikan  menjadi  harga  konstan  1993.
Analisis data pada paper ini menggunakan peralatan ekonometrik.  Model yang  digunakan  adalah  model  regresi  persamaan  simultan  untuk  mengetahui berbagai pengaruh peubah-peubah exogen dan peubah-peubah endogen terhadap nilai tukar dan inflasi.  Regresi dilakukan terhadap  17 tahun dengan 65 observasi.
Setelah  dilakukan  spesifikasi  model  yang  telah  dibahas  pada  bagian sebelum nya  m aka  langkah  selanjutnya  adalah  m en giden tifikasi  persam aan sim ultan  tersebut.  Kem udian  dilanjutkan  dengan  m en gestim asi  persam aan simultan  tersebut.
Cara yang dipergunakan untuk dalam proses identifikasi persamaan adalah dengan menggunakan persyaratan orde sebagai syarat perlu dan persyaratan rank sebagai  syarat  cukup  untuk  identifikasi.  Syarat  perlu  agar  suatu  persamaan teridentifikasi  adalah jum lah  peubah  yang  ada  dalam  sistem  akan  tetapi  tidak ada  dalam  persamaan  tersebut  (peubah  dengan  pembatasan  nilai  koefisien  nol) harus lebih  besar atau  sama dengan jum lah  peubah  endogen dalam  sistem yang ada  dikurangi  dengan  satu.
Jika J adalah jum lah peubah dalam sistem dengan nilai koefisien nol dalam suatu  persamaan  dan  M adalah jum lah  peubah  endogen dalam  sistem yang ada, maka  kriteria  untuk  menyatakan  suatu  persamaan  adalah  underidentified,  ju s t identified,  maupun  overidentified adalah:
J  <  M  -   1
under identified
J  =  M -   1 ju s t identified J  >  M -   1 ouer identified
Setelah  dilakukan  analisis  terhadap  persamaan  tersebut  maka  diperoleh hasil bahwa kedua persamaan tersebut o v e r identified. Artinya persamaan tersebut bisa diidentifikasi  sebagai  persamaan  simultan.
P e r s a m a a n J M - l K etera n g a n Persam aan  1 3 1 Overidentified Persam aan 2 2 1 Overidentified

## TEMA,  Volume III, Nomor 1, Maret 2002
Proses  identifikasi  berikutnya  adalah  dengan  melihat  persyaratan  rank (syarat  cukup).  Persyaratan  rank  ini  menyaratkan  bahwa  peubah-peubah  yang dikeluarkan  dalam  suatu  persamaan  yang  dikeluarkan  nampak  di  setiap  M -l persamaan-persamaan yang lain  sehingga tidak ada  persamaan  atau  kombinasi lin ea r  persam aan   y a n g   lain  terk en a  p em b atasan   tersebut.  K rite ria   un tuk persyaratan  rank adalah  sebagai  berikut:
Underidentified jik a   rank  (R.)  <  M -   1 rank  (R.  r )  <  M -   1 Just identified jik a   rank  (R.)  =  M -   1 rank  (R.  r )  =  M -   1 Over identified jik a   rank  (R )  =  M -   1 rank  (R.  r )  >  M -   1
di mana M adalah jum lah peubah endogen dalam sistem persamaan dan R| adalah matriks pembatasan dan  r  menyatakan matriks transpose koefisien semua peubah endogen dan  eksogen yang dibentuk  berdasarkan  sistem  persamaan  struktural. Setelah  dilakukan  analisis  terhadap  persamaan  tersebut  maka  diperoleh  hasil bahwa  kedua  persamaan  tersebut  overidentified.  Artinya  persamaan  tersebut bisa  diidentifikasi  sebagai  persamaan  simultan.
Persamaan Ri R iK M - l K etera n ga n Persamaan  1 3 1 1 Overidentified Persamaan  2 2 1 1 Overidentified
Langkah  selanjutnya untuk mengestimasi persamaan  simulatan  tersebut adalah  dengan  menggunakan  Indirect Least  Square  (ILS),  Two  Stage Least  Square (TSLS) dan  Three-Stage  Least  Square  (3SLS)  (Syafaat  1996).  Program  yang  akan digunakan  untuk  mengolah  data  ini  adalah  Eviews  version  3.0 dan  SPSS version 9.0.
Metode  ILS  hanya dapat diterapkan  dalam  suatu  model yang persamaan- persam aannya  tepat  teridentifikasi  [just  identified!).  Persamaan-persamaan  yang d ih a silk a n   oleh   m etod e  T S LS ,  m e n g h a s ilk a n   p a ra m e te r-p a ra m e te r  ya n g menunjukkan hubungan  antara peubah-peubah yang terdapat di dalamnya.  Pa­ rameter tersebut kemudian akan diuji secara statistik untuk melihat apakah suatu hipotesis  (nl)  bisa  diterima  atau  ditolak.  Cara  pengujian  yang  dapat  dilakukan adalah  dengan  uji  nilai  t,  uji  nilai  F dan  adjusted R-squared.
Setiap estimasi ekonometri harus dibersihkan dari penyimpangan terhadap asumsi  dasar yang  diharapkan  (Greene  1997).  Ada  tiga  masalah yang  seringkali m uncul  yang  dapat  m engakibatkan  tidak  terpenuhinya  asum si  dasar  yaitu, h etero s k ed a s tis ita s   ( h e te ro s k e d a s ticity ),  o to k o rela si  (a u to  co rrela tion )  dan kolinearitas berganda (m ulticollinearity).  Dalam  studi ini,  ketiga masalah tersebut akan  dideteksi  untuk  setiap  persamaan.
Setelah diestimasi maka dilakukan uji kolinieritas berganda.  Kolinearitas berganda adalah  adanya  hubungan  linear yang  signifikan  antara  beberapa  atau sem ua  peubah  independen  dalam   m odel  regresi.  Untuk  m endeteksi  adanya masalah dengan kolinearitas berganda ini akan digunakan program SPSS, terhadap masing-masing persam aan perilaku dengan jum lah independen peubah lebih dari satu.  Cara yang digunakan adalah dengan menerapkan TSLS pada masing-masing
persam aan  perilaku  tersebut.
Untuk melihat adanya masalah kolinearitas berganda, maka hal-hal yang per lu diperhatikan dari hasil analisis  ini adalah:
1.  B esarn ya  cond ition   in d ex  d ari  proses  C ollin ea rity  Index,  di  m an a  akan dipergunakan pedoman bahwa condition index >  30 m engindikasikan adanya masalah  multikolinearitas.
2.  Matriks koefisien korelasi antara m asing-masing peubah bebas.  Kaidah yang biasa digunakan  adalah  apabila koefisien  korelasi  antara dua  peubah  bebas lebih besar dari 0,8 atau 0,9 maka kolinearitas berganda merupakan masalah ya n g  serius.  Namun  dem ikian  korelasi  pasangan  ini,  tidak  m em berikan inform asi yang lebih dalam untuk hubungan yang lebih rumit an tar tiga atau lebih  peubah.
Karena adanya keterbatasan sistem yang digunakan m aka dalam penelitian ini akan digunakan pendekatan kedua, yaitu dengan cara melihat koefisien korelasi antara  masing-masing peubah  bebas.
S e te la h   d ila k u k a n   u ji  k o lin e r ita s   b e rg a n d a   m a k a   d ila k u k a n   u ji heteroskedastisitas.  Asumsi yang dipakai dalam penerapan model regresi linear adalah varians dari  setiap gangguan adalah konstan.  Heteroskedastisitas adalah keadaan  di  m ana  asum si  terseb u t  di  atas  tidak  tercapai.  D am pak  adanya heteroskedastisitas  adalah  tidak  efisiennya  proses  estim asi,  sem entara  hasil estim asinya  sendiri  tetap  konsisten  dan  tidak  bias.  Dengan  adanya  masalah heteroskedastisitas  akan  mengakibatkan  hasil  uji  t  dan  F  dapat  menjadi  tidak berguna  (misleading).
Pada  studi  ini,  uji  heteroskedastisitas  diterapkan  dengan  menggunakan white heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance yang tersedia pada program   Eview s  version  3.0.  Uji  ini  d iterap kan   pada  h asil  regresi  den gan m enggunakan  prosedur  equation s  dan  m etode  TSLS  untuk  m asin g-m asin g persamaan  perilaku  dalam  persamaan  simultan.  Hasil  yang  perlu  diperhatikan dari  hasil  uji  ini  adalah  nilai  F  dan  Obs*R-squared,  dengan  hipótesis  sebagai berikut:
Ho = Homoskedastisitas H 1 = Heteroskedastisitas
Dengan perkataan lain, uji heteroskedastisitas ini diterapkan pada saat dilakukan regresi  simultan  terhadap  masing-m asing persamaan  perilaku.
Langkah selanjutnya adalah melakukan uju otokorelasi.  Uji ini dilakukan dengan satu asumsi dasar dari penerapan metode regresi dengan kuadrat terkecil adalah  tidak  adanya korelasi  antar gangguan,  atau  E(ei.ej)  =  0.  Adanya masalah otokorelasi  ini  akan  m enghasilkan  hasil  estimasi  koefisien  yang  konsisten  dan tidak  bias  tetapi  dengan  varian  yang  besar,  atau  dengan  perkataan  lain  hasil p en afsiran   tidak  efisien.  V arian s  estim asi  param eter  ya n g  tidak  efisien   ini menyebabkan  nilai  t  hitung  cenderung  kecil  dan  hasil  pengujian  cenderung menerim a hipótesis  nol  (Ho).
Cara yang paling sering digunakan untuk  m endeteksi adanya otokorelasi adalah  dengan  uji  Durbin  W atson.  Uji  ini  dilakukan  dengan  m embandingkan nilai  statistik  DW  yang  dihitung  dengan  nilai  batas  atas  (DWJ  d a n ‘nilai  batas bawah  (DW,)  dari tabel Durbin W atson,  dengan memperhatikan jum lah  observasi dan jum lah peubah bebas (tanpa nilai konstanta). Selang kepercayaan yang didapat dari  hasil  pengujian  mencakup  5  daerah yaitu;  (1)  Kurang  dari  DWt ;  (2)  Antara

## TEMA,  Volume III, Nomor 1, Maret 2002
D W, dan  DWu;  (3)  antara DWu dan 4 -  DW  ;  (4)  antara 4 -  DW  dan 4 -  D W ;  dan (5)  lebih  dari 4 -  DW,. u 1
Jika DW hitung terletak pada interval  1  atau 5 maka m odel menunjukkan adanya masalah otokorelasi. Sedangkan apbaila nilai DW hasil perhitungan terletak pada interval 3  maka dalam model tidak terdapat masalah otokorelasi.  Bila hasil perhitungan  statistik  DW  terletak  pada  interval  2  atau  4  m aka  hasil  pengujian tidak dapat disimpulkan  apakah  ada atau  tidaknya  masalah  otokorelasi.
Selain  dengan  menggunakan  perhitungan  diatas,  maka  salah  satu  cara yang lain adalah dengan melihat grafik correlogram o f  residual dalam  Software E- Views. Apabila tidak ada diagram batang yang melebihi batas kiri dan batas kanan otokorelasi maka  pendugaan  tersebut  tidak menyebabkan  otokorelasi.
III.  H asil  dan  Pem bahasan
Berdasarkan hasil pengolahan data dengan metode  Two-Stage Least Square dan  menggunakan  program  Euiews  version  3.0  (print-out  dari  hasil  pengolahan data  ini  bisa  dilihat  pada  Lampiran),  model  nilai  tukar  dan  inflasi  dapat  dilihat sebagai  berikut:
Persam aan  1  (N ilai Tukar)  :
NE =  - 228 87 ,15   + 3 0 ,6 7 1 4 1 *T  -  0 ,0 0 0 3 2 1 *Y  +  10,20725*R D  +  2 ,6 5 4 0 3 7 *P
Peubah K oefisien Probability C -22887,15 0,0002 T 30,67141 0,3855 Y -0,000321 0,5574 RD 10,20725 0,0006 P 2,654037 0,0000 Adjusted R-squared 0,764760 Prob(F-statistic) 0,000000 Durbm-Watson  Stat 1,326841 White Het^i'skedasticity  : Obs*R-squared  (probablity) 0,047199* Cumulative Colinearity 11,518
Dari  tabel  diatas  dapat  diambil  beberapa  hasil  analisa,  yaitu  persamaan n ila i  tu k a r  d a ri  h a s il  p e n g o la h a n   d a ta   ta h u n   1983:1  s a m p a i  1999:1 memperlihatkan  adanya  beberapa  persamaan  serta  perbedaan  dengan  tinjauan tecri  maupun  hipotesa yang  telah  dibahas  pada  bab  sebelumnya.  Peubah  terms o f  trade  dan  inflasi  ternyata  sesuai  dengan  hipotesa  bahwa  peubah  tersebut berpengaruh positif semakin meningkatnya nilai tukar nominal atau dengan kata lain  peningkatan  terms  o f  trade  dan  inflasi  akan  membuat  nilai  tukar  semakin terdepresiasi.  Dari  nilai  probabilitas  kedua  peubah  tersebut,  hanya  inflasi  saja yang mempunyai  hubungan yang  signifikan  (0,000)  dalam  persam aan  tersebut.
Sedangkan  untuk  peubah  terms  o f  trade  tidak  berpengaruh  secara  signifikan terhadap  nilai  tukar  dalam  persamaan  tersebut.  Hal  ini  dikarenakan  peubah terms o f  trade mempunyai nilai probabilitas yang diatas standar (5 %) yaitu sebesar 0,3855.
Kemudian,  untuk  peubah  pendapatan  ternyata  berbeda  dengan  hipotesa sebelumnya  dim ana  pada  hipotesa  sebelumnya  bahwa  dengan  semakin  besar pendapatan  maka  impor  akan  semakin  meningkat  yang  pada  akhirnya  rupiah a k a n   t e r d e p r e s ia s i.  N a m u n   k e n y a ta a n n y a ,  m u n g k in   d e n g a n   s e m a k in m eningkatnya pendapatan  tidak  diimbangi  dengan  peningkatan  im por  sehingga sangat  relevan  bahwa  pendapatan  mempunyai  hubungan  yang  negatif  dengan nilai tukar. Apalagi peubah pendapatan mempunyai tingkat signikansi yang rendah dalam persamaan yaitu sebesar 0,5575 sehingga mungkin saja peubah pendapatan dikeluarkan  dalam   persamaan.  Pada  peubah  suku  bunga  dom estik  ternyata berhubungan  posistif dengan  nilai  tukar.  Kemungkinannya  hal  ini  disebabkan dengan kenaikan suku bunga tidak otomatis terjadi penurunan perm intaan uang yang pada akhirnya membuat nilai tukar rupiah tidak terapresiasi.  Namun peubah suku bunga ini  sangat siginifikan mempengaruhi nilai tukar dengan nilai sebesar 0,0006.
Pada persamaan nilai tukar diatas mempunyai nilai adjusted R-squared  yang cukup  tinggi  yaitu  sebesar  0,764760,  yang  m enunjukkan  bahwa  variasi  dari peubah terikat pada persamaan nilai tukar tersebut dapat dijelaskan dengan baik oleh peubah-peubah yang dipakai pada persamaan tersebut.  Apalagi bila dilihat dari  nilai  probability  F-statistic  sebesar  0,00000  yang  m engindikasikan  bahwa semua  peubah-peubah  bebas  m em pengaruhi  secara  bersam a-sam a  terhadap peubah  terikat  (nilai  tukar).
Hasil  uji  heteroskedastisitas  yang  dihasilkan  tidak  mencerminkan  adanya m asalah  heteroskedastisitas  pada  persam aan  model  nilai  tukar  diatas.  Nilai p ro b a b ilita s   dari  O b s*R -squ a red   m en ya ta k a n   b ah w a  h ip ó te s is   nol  (Ho  = homoskedastisitas)  diterima  pada  tingkat  keyakinan  pada  0,  01  dimana  pada persamaan  diatas  nilai  probabilitasnya  sebesar  0,47199.
Hasil  uji  otokorelasi  berdasarkan  gam bar  correlogram   o f  residual  yang terdapat pada lampiran menunjukkan bahwa persamaan nilai tukar tidak terjadi otokorelasi.  Hal  ini dilihat dari batang-batang  nilai-nilai  tersebut  tidak melewati batas  kiri dan  batas  kanan  dari  diagram  tersebut.
Hasil  uji  kolinearitas  berganda  yang  mempergunakan  program  SPSS  ver­ sión  9.0  dengan  melihat  matrik  koefisien  korelasi  antara  peubah  bebas  yang diterapkan  pada  persamaan  nilai  tukar  tersebut  mengindikasikan  tidak  adanya m asalah  dengan  kolinearitas  berganda.  Hal  ini  ditunjukkan  pada  nilai  cumula­ tive collenearity sebesar  11,518  yang  lebih  kecil  dari  ukuran  adanya kolinearitas berganda yaitu  <  30.
Persam aan 2  (Inflasi)  :
P = 4013,616 - 0,000140*Y + 0,101609*NE + 0,000504*M + 0,034711*PF + 0,035745*B
Peubah Koefisien Probability C 4013,616 0,0000 Y -0,000140 0,1549 NE 0,101609 0,0000 M 0,000504 0,0012 PF 0,034711 0,6716 B 0,035745 0,0000 Adjusted R-squared 0,852117 Prob(F-statistic) 0,000000 Durbin-Watson Stat 1,211009 White Heteroskedasticity : Obs*R-squared (probablity) 0,047041* Cumulative Colinearity 8,137
Dari  hasil  pengolahan  data  diatas,  m em perlihatkan  adanya  beberapa persamaan  serta  perbedaan  pada  persamaan  inflasi  tersebut  dengan  tinjauan teori  maupun  hipotesa yang  telah  dibahas  pada  bab  sebelumnya. Peubah  nilai tukar, jum lah uang beredar, inflasi di luar negeri, dan harga beras ternyata sesuai dengan hipotesa bahwa peubah-peubah tersebut berpengaruh positif dengan inflasi atau  dengan  kata lain peningkatan  nilai tukar, jum lah  uang beredar,  inflasi luar negeri, dan harga beras akan  membuat inflasi di dalam negeri semakin meningkat. Dari nilai probabilitas peubah-peubah  tersebut,  peubah  nilai tukar, jum lah uang beredar  dan  harga  beras  mempunyai  hubungan  yang  signifikan  (<  0,05)  dalam persamaan  inflasi  tersebut.  Sedangkan  untuk  peubah  inflasi  luar  negeri  tidak berpengaruh  secara  signifikan  terhadap  nilai  tukar  dalam  persamaan  tersebut. Hal ini dikarenakan peubah inflasi luar negeri mempunyai nilai probabilitas yang diatas  standar  (5  %)  yaitu  sebesar  0,6716.
Kemudian,  untuk  peubah  pendapatan  ternyata  berbeda  dengan  hipotesa sebelumnya  dimana  pada  hipotesa  sebelumnya  bahwa  dengan  semakin  besar pendapatan maka konsumsi akan semakin meningkat yang pada akhirnya inflasi akan  meningkat  (demand fu ll inflation).  Namun  kenyataannya,  mungkin  dengan semakin meningkatnya pendapatan tidak diimbangi dengan peningkatan konsumsi sehingga  sangat  relevan  bahwa  pendapatan  mempunyai  hubungan  yang  negatif dengan  inflasi.  Apalagi  peubah  pendapatan  mempunyai  tingkat  siginikansi yang rendah  dalam  persamaan yaitu  sebesar  0,1549,  sehingga  mungkin  saja  peubah pendapatan  dikeluarkan  dalam  persamaan.
Pada persamaan nilai tukar diatas mempunyai nilai adjusted R-squared yang cukup  tinggi  yaitu  sebesar  0,852117,  yang  m enunjukkan  bahwa  variasi  dari peubah  terikat  pada  persamaan  inflasi  tersebut  dapat  dijelaskan  dengan  baik oleh  peubah-peubah  bebas yang dipakai  pada persam aan  tersebut.  Apalagi  bila dilihat  dari  nilai  probability  F-statistic  sebesar  0,00000  yang  mengindikasikan b ahw a  sem ua  peu bah-peubah  bebas  m em p en garu h i  secara  bersam a-sam a terhadap  peubah  terikat  (inflasi).
Hasil  uji  heteroskedastisitas  yang  dihasilkan  tidak  mencerminkan  adanya m asalah  heteroskedastisitas  pada  persam aan  m odel  nilai  tukar  diatas.  Nilai p ro b a b ilita s   d a ri  O b s*R -squ a red   m e n ya ta k a n   b a h w a   h ip o tes is   n ol  (Ho  = homoskedastisitas)  diterim a  pada  tingkat  keyakinan  pada  0,  01  dimana  pada
persam aan  diatas  nilai  probabilitasnya  sebesar  0,047041.
H asil  uji  otokorelasi  berdasarkan  gam bar  correlogram   o f  residual  yan g terdapat  pada  lam piran  menunjukkan  bahwa  persam aan  inflasi  tidak  terjadi otokorelasi.  Hal ini dilihat dari batang-batang nilai-nilai tersebut tidak melewati batas kiri dan  batas kanan  dari diagram  tersebut.
Hasil  Uji  kolinearitas  berganda  dengan  melihat  m atrik  koefisien  korelasi antara  peubah  bebas  yang  diterapkan  pada  persam aan  nilai  tukar  tersebut mengindikasikan  tidak  adanya  masalah  dengan  kolinearitas  berganda.  Hal  ini ditunjukkan pada nilai cumulative collenearity sebesar 8,317 yang lebih kecil dari ukuran  adanya kolinearitas  berganda yaitu  <  30.

## IV.  Kesim pulan
D ari  p em b a h a sa n   pada  bab  s e b e lu m n y a   d a p a t  d ia m b il  b eb era p a kesimpulan,  yaitu:
>  Baik  nilai  tukar  maupun  inflasi  selam a  periode  objek  studi  (1983-1999) menunjukkan  terjadinya  gejolak,  khususnya  sejak  adanya  krisis  moneter. Namun  untuk  nilai  tukar  rupiah  sejak  tahun  1980-an  menunjukan  kondisi trend yang terus melemah terhadap dollar AS.  Sedangkan untuk inflasi secara agregat berada pada kisaran  10 %, kecuali hanya pada kondisi krisis moneter kemarin yang  mencapai  77  %.
> Pada persamaan nilai tukar,  peubah yang sangat signifikan berpengaruh dan sesuai  tinjaun  teoritis  serta  hipotesa  semula  adalah  peubah  inflasi.  Hal  ini sesuai  dengan  pendekatan  kestabilan  moneter luar negeri dan  teori purchas- ingpow erparity.  Peubah yang berpengaruh positif terhadap nilai tukar adalah terms o f  trade walaupun tidak signifikan, namun secara teori tetap berpengaruh terhadap nilai tukar.  Peubah pendapatan dan suku bunga tidak sejalan dengan te o r i  d an   h ip o te s a   y a n g   d ik e m u k a k a n   s e b e lu m n y a   s e h in g g a   p e rlu dipertim bangkan tentang keberadaan peubah tersebut dalam persamaan nilai tukar  dengan  melihat  substansi  teori yang ada. > Peubah  nilai  tukar,  jum lah  uang  beredar,  inflasi  di  luar  negeri,  dan  harga b eras  tern yata  sesuai  dengan  hipotesa  bahw a  peu bah-peubah  tersebut berpengaruh  positif  dengan  inflasi  di  dalam  negeri.  Dari  nilai  probabilitas peubah-peubah tersebut,  peubah nilai tukar, jum lah uang beredar dan harga beras mempunyai hubungan yang signifikan (< 0,05) dalam persamaan inflasi tersebut.  Sedangkan untuk peubah inflasi luar negeri tidak berpengaruh secara signifikan  terhadap  nilai  tukar dalam  persam aan  tersebut  dalam  persamaan inflasi  tersebut  hanya  pendapatan  saja  yang  tidak  sesuai  dengan  hipotesa semula.
> Kedua  persam aan  tersebut  tidak  m en galam i  p elanggaran   asum si  dasar berdasarkan  uji  heteroskedastisitas,  otokorelasi  maupun  multikoninearitas.
>  Baik  nilai  tukar  maupun  inflasi  saling  mem pengaruhi  secara  timbal  balik sehingga dalam  strategi  perencanaan  operasional  kebijakan  moneter  melalui t r a n s m is i  su k u   b u n g a   p e n tin g   m e m p e r h a tik a n   fa k t o r - fa k t o r   y a n g mempengaruhi  kedua peubah  tersebut.

## Rekom endasi
> Kebijakan  pemerintah  dalam  m enstabilkan  kondisi  m oneter  yang  tercermin dari  nilai  tukar  dan  inflasi  selayaknya  m em perhatikan  faktor-faktor  yang
mempengaruhinya secara langsung, baik itu inflasi dari luar negeri, kenaikan jum lah uang beredar,  maupun  kenaikan  harga beras.
>  Pemilihan rezim nilai tukar freefloa tin g akan sangat berdampak pada semakin terbukanya  gejolak  nilai  tukar  terhadap  kekuatan  pasar  yang  lebih  besar sehingga Bank Indonesia  perlu menyiapkan instrum en pengendalian moneter yang lebih kuat dari sebelumnya, misalnya operasi pasar terbuka pada valuta asing.
>  S ta b ilitas  n ilai  tu kar  akan  m en gh ilan gk an   su m b er  k etidakp astian   dan kestabilan  harga  yan g  terus  m enerus  sehingga  m asyarakat  m iskin  yang pendapatannya  rentan  terhadap  gejolak  nilai  tukar  maupun  harga  (inflasi) memiliki  kepastian  atas  tingkat pendapatannya.
K eterb atasan   Stu di
^  P en d ek atan   n ila i  tu k a r  dan  in fla s i  te rs e b u t  te rla lu   sed erh a n a   un tuk menjelaskan  berbagai  perubahan  dalam  fundam ental  ekonomi  yang  dapat mempengaruhi nilai tukar dan inflasi tersebut.  Misalnya peubah harga minyak y a n g  seb en a rn ya  m em p en ga ru h i  in fla si,  belum   d im asu k k a n   ke  dalam persamaan  tersebut.  Hal  ini  mengingat  keterbatasan  data  kuartalan  harga minyak yang tersedia dalam  kurun waktu  tersebut.
> Perubahan perubahan dalam situasi non ekonomi, seperti kondisi sosial politik dan keamanan belum dimasukkan dalam kedua persam aan tersebut sebagai peubah  dummy karena keterbatasan  informasi yang dimiliki  penulis.

## D aftar Pustaka
Argamaya,  2000. Analisis Dampak Kebijakan Rezim Nilai Tukar Rupiah Atas Harga dan  Dinam ika  M oneter  di  Indonesia,  Thesis  Pasca  Sarjana  UI  (tidak dipublikasikan).
Arif,  Sritua,  1993.  Metodologi Penelitian Ekonomi,  Penerbit  Universitas  Indone­ sia,  UI-Press.
Blanchard,  O.J.  and  Stanley  Fisher,  1989.  Lectures  on  Macroeconomics,  Third Edition  Printing,  Cambridge,  Mass  :  MIT Press.
Boediono,  1990.  Pengantar Rmu Ekonomi No.2  : Ekonomi Makro,  BPFE, Yogyakarta
Cetakan  Ke VII. ’
Cavanese, A. J,  1982.  The Structuralist Explanation in the Theory o f  Inflation, World Develompent,  No. 10.
Clark,  Peter,  Leonardo Bartoloni, Tamim Bayoumi,  dan  Stevan  Symansky,  1994.
Exchange Rates  and  Economic Fundamentals  :  A  Fram ework f o r   Analy­ sis,  IMF Occasional Paper, Washington DC : International M oneteiy Fund. Ghozali,  Abbas,  2000.  Bahan Kuliah Ekonometrika,  Pasca  Sarjana  Ilmu  Ekonomi Fakultas  Ekonomi Universitas  Indonesia.
Greene,  W illiam  H.  1997.  Econometric Analysis,  Third  Edition,  International  Edi­ tion,  Printice-Hall International,  Inc.
Hinkle,  Lawrence  E  dan  Peter J.  Montiel,  1999.  Exchange  Rate  M isalignment  :
Concept And Measurement F or Developing  Countries,  A  W orld  Bank  Re­ search  Publication.  Oxford University Press,  hal 405 -  464.
Iljas,  Achjar,  2000.  Dinamika  Perkembangan  Nilai  Tukar,  Makalah  disampaikan pada SEPIBANK Angkatan XXIV,  Bank Indonesia.
Indraw ati,  Sri  M ulyani,  Budi  Hikm at,  M okh  Ikhsan,  T.  A r ie f  M acm ud  dan Sahminan,  1996.  Inflasi  di  Indonesia  :  Fenomena  Sisi  Penaw aran  atau Permintaan  atau  Keduanya,  Laporan  Studi  Proyek  (tidak  diterbitkan),
Lembaga Penyelidikan Ekonomi dan Masyarakat Fakultas Ekonomi Uni­ versitas Indonesia,  Jakarta.
Isard,  Peter,  1995.  Exchange Rate Economics.  Cambridge  University  Press,  USA, hal  57-  131.
Iswara,  Glen  A.  dan  Nopirin,  1986.  Ringkasan Bacaan Pilihan Ekonom i Moneter, BPFE Yogyakarta.
Joseph,  Charles  PR,  A rief  Hartawan  dan  Firman  Mochtar,  1999.  Kondisi  dan
R espon  K ebijakan  E konom i  M akro  Selam a  K risis  Ekonom i,  B u lletin Ekonomi Moneter dan Perbankan- Bank Indonesia Valoume 2,  Nomor 2, September,  hal 97 -   130.
Kurniati, Yati dan A.V.  Hardiyanto,  1999.  Perilaku Nilai Tukar Rupiah dan A ltem a tif Perhitungan  Nilai  Tukar  R iil  Keseimbangan.  Bulletin  Ekonomi  Moneter dan  Perbankan-  Bank  Indonesia  Valoume  2,  Nomor  2,  September,  hal 43 -  76.
Syafaat,  Nizwar,  1996.  Pendugaan  Param eter Persaman  Simultan  dengan  Metode Pendugaan  OLS,  2SLS,  LIM L dan  3SLS,  LPEM-UI,  Jurnal  Ekonomi dan Keuangan  Indonesia Volum e XLIV  Nomor 4. Williamson,  John. 1994.  Estim ating  Equilibirium  Exchange  Rates,  Institute  for International  Economics.  W ashington  DC,  hal  173-278.