PENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUH DAN · PDF filepengalaman maupun keakhlian dalam penilaian surat ... ditunjukkan oleh Kramer and Hyclak (1989). ... METODE PENELITIAN

ISSN 0853-1269 - Akreditasi No. 118/DIKTI/Kep/2001 Rp7.500,-

PENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUH DAN EFISIENSI PASAR SAHAMDI INDONESIA

Dr. Djoko Susanto, MSA., Akuntan.

MEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETER INDONESIA DANPENERAPAN INFLATION TARGETING

A. Ika Rahutami.

ANALISIS FUNGSI PRODUKSI COBB-DOUGLAS TERHADAPPRODUK DOMESTIK REGIONAL BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,

PROPINSI DIY, TAHUN 2001Dra. Astuti Purnamawati, M.Si., dan Drs. Rudy Badrudin, M.Si.

ARAH KAUSALITAS: ANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KASDrs. Baldric Siregar, MBA., Akuntan.

DO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOME MORE THAN U.S. FIRMS?Dr. Indra Wijaya Kusuma, MBA., Akuntan.

ANALISIS FAKTOR-FAKTOR YANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPAN SUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNAN PERUSAHAAN-PERUSAHAAN

DI INDONESIA.Kasmadi, SE., M.Si., dan Dr. Djoko Susanto, MSA., Akuntan.

DE 4

S 00E 2M RBE

Editorial Staff Jurnal Akuntansi Manajemen (JAM)

Editor in ChiefDjoko Susanto

STIE YKPN Yogyakarta

Managing EditorSinta Sudarini


Editors

Al. Haryono Jusup Indra Wijaya KusumaUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Arief Ramelan Karseno Jogiyanto H.MUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Arief Suadi MardiasmoUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Basu Swastha Dharmmesta SoeratnoUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Djoko Susanto Su’ad HusnanSTIE YKPN Yogyakarta Universitas Gadjah Mada

Enny Pudjiastuti SuwardjonoSTIE YKPN Yogyakarta Universitas Gadjah Mada

Gudono Tandelilin EduardusUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Harsono Zaki BaridwanUniversitas Gadjah Mada Universitas Gadjah Mada

Editorial SecretaryRudy Badrudin


Editorial OfficePusat Penelitian STIE YKPN Yogyakarta

Jalan Seturan Yogyakarta 55281Telpon (0274) 486160, 486321 Fax. (0274) 486081

(http://v2.stieykpn.ac.id/jurnal)

1

Jam STIE YKPN - Djoko Susanto Pengumuman Perselisihan ......

ABSTRACT

Small businesses in Indonesia have already provedthat

ANALISIS PENGARUH TEKANAN KETAATANTERHADAP JUDGMENT AUDITOR

Hansiadi Yuli Hartanto1)

Indra Wijaya Kusuma2)

PENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUHPENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUHPENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUHPENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUHPENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUHDAN EFISIENSI PASAR SAHAM DI INDONESIADAN EFISIENSI PASAR SAHAM DI INDONESIADAN EFISIENSI PASAR SAHAM DI INDONESIADAN EFISIENSI PASAR SAHAM DI INDONESIADAN EFISIENSI PASAR SAHAM DI INDONESIA

Djoko Susanto *)

*) Dr. Djoko Susanto, MSA., Akuntan adalah Dosen Tetap STIE YKPN Yogyakarta.

PENDAHULUAN

Salah satu faktor yang membedakan antara pasar modaldi negara maju dan negara berkembang adalah efisiensipasar. Pasar modal di negara maju cenderung memilikibentuk efisiensi semi-strong (semi-strong form effi-cient) yang lebih baik dibandingkan dengan pasarmodal di negara berkembang. Dalam pasar yang memilikiweak form efficient, semua informasi yang terdapatdalam pergerakan harga saham di masa lampauterrefleksi secara penuh dalam harga saham sekarang.Dalam pasar yang memiliki semi-strong form efficient,harga saham merefleksikan secara penuh semuainformasi yang tersedia kepada publik. Sedangkandalam suatu pasar yang memiliki strong form efficient,semua informasi dalam pasar, baik publik maupun pri-vate, terrefleksikan dalam harga saham.

Salah satu informasi penting yang dapatmempengaruhi harga saham adalah pengumumanperselisihan buruh (announcement of labor strikes).Foegen (1967) menunjukkan bahwa perselisihan buruhdapat menjadi investasi yang berguna bagi serikatburuh, tetapi merupakan investasi yang buruk bagi in-vestor atau perusahaaan. Perselisihan buruhmemberikan konsekuensi negatif kepada pihak-pihakyang berkepentingan terhadap perusahaan, seperti

buruh, pemasok, konsumen, manajemen, danmasyarakat pada umumnya. Apabila perselisihan buruhmerupakan investasi yang negatif bagi perusahaan,maka suatu pengumumnan perselisihan buruh akanmenimbulkan akibat negatif kepada nilai perusahaan(firm value) dan karenanya akan mempengaruhi hargasaham. Analisis pengaruh pengumuman perselisihanburuh terhadap return saham perusahaan di Indone-sia memungkinkan seseorang mengevaluasi apakahpasar saham Indonesia merupakan pasar yang semi-strong form efficent atau strong form efficient.

Studi ini meneliti sejauh mana pasar saham diIndonesia bersifat semi-strong form efficent atau strongform efficient dengan mengamati return saham di sekitarpengumuman perselisihan buruh. Secara khusus, studiini menganalisis pengaruh pengumuman perselisihanburuh terhadap return saham perusahaan yangterdaftar pada Bursa Efek Jakarta. Pengaruhpengumuman perselisihan buruh diukur denganperubahan abnormal stock returns selama periode duapuluh hari sebelum dan sesudah tanggal pengumuman.Metodologi event study yang digunakan olehMacKinlay (1997) diterapkan kepada sampelpengumuman perselisihan buruh yang terjadi di antaraperusahaan publik di Indonesia dalam periode waktu1996 sampai dengan 2002.

2


Studi ini menunjukkan bahwa pasar modal diIndonesia konsisten dengan bentuk efisiensi strongdan semi-strong. Pengaruh negatif yang diukur denganrata rata abnormal returns yang lebih rendah terjadimulai dari periode sebelum sampai saat pengumumanperselisihan buruh. Rata-rata harian abnormal returnuntuk dua puluh hari sebelum pengumumanperselisihan buruh adalah .0933%, sedangkan rata-rataabnormal return untuk dua puluh hari sesudahpengumuman perselisihan buruh adalah 0.2703%.Selanjutnya, negative abnormal return harian danpenurunan yang tajam pada abnormal return harianterjadi pada hari pengumuman perselisihan buruh. Rata-rata abnormal return harian menurun samapai -1.5032%atau sebesar 200.43 % pada tanggal perselisihan buruh.Setelah tanggal peristiwa, tidak dijumpai pola tertentuyang menunjukkan adanya penyimpangan terhadapefisiensi semi-strong form.

Beberapa penelitian telah dilakukan di masa lalludengan menitik beratkan kepada evaluasi pengaruhperselisihan buruh terhadap ekuitas pemegang sahamdan nilai perusahaan (Greer, Martin, and Reusser, 1980;Becker and Olson, 1983; Davidson, Worrell, and Garri-son, 1988). Greer, Martin, dan Reusser menunjukkanbahwa return pemegang saham menurun sebelum dansesudah terjadinya persellisihan buruh. Becker danOlson menyatakan bahwa perselisihan buruhmemberikan pengaruh besar terhadap ekuitaspemegang saham yang diukur dengan harga saham.Selanjutnya, Davidson, Worrell, dan Garrisonmenunjukkan bahwa pasar modal memandangperistiwa perselihan buruh sebagai suatu peristiwanegatif. Studi ini memperluas penelitian penelitianterdahulu dengan meneliti aktivitas perselisihan buruhdan return saham menggunakan data dari pasar sahamdi Indonesia.

TINJAUAN PUSTAKA

Fama (1970) merumuskan konsep efisiensi pasarsebagai suatu pasar di mana harga saham secara penuhmerefleksikan semua informasi yang tersedia. Harga-harga saham di setiap waktu akan merefleksikan semuainformasi yang tersedia dalam suatu pasar yang efisien.Apabila harga saham secara cepat menyesuaikan diriterhadap tersedianya setiap informasi baru yangtersedia, maka perubahan dalam harga saham akan

merefleksikan arus informasi di pasar saham Ball andBrown (1968). Fama (1970) menyatakan bahwa dalamsuatu pasar yang semi-strong form efficient, hargasaham secara efisien akan menyesuaikan diri kepadainformasi lain yang tersedia kepada publik, sepertipengumuman merger dan akuisisi, earnings tahunan,stock splits, perubahan manajemen, dan lainsebagainya. Selanjutnya, Fama (1970) menyatakanbahwa strong form market efficiency berkenaan denganapakah investor atau kelompok tertentu memiliki aksesmonopoly terhadap setiap informasi yang relevan untukpenentuan harga saham. Dalam pasar dengan efisiensistrong form, harga pasar saham mereflesikan semuainformasi yang relevan baik yang tersedian kepadapublik maupun tidak (Besley and Brigham, 2003).

Dalam pasar modal yang sedang berkembang,pengalaman maupun keakhlian dalam penilaian suratberharga masih lemah (Sulyok and Pap, 1990). Murphyand Sabov (1992) menemukan sedikit sekali buktistatistik mengenai hubungan antara harga sahamdengan faktor-faktor penting yang menentukan.Selanjutnya, inefisiensi dalam penilaian surat berhargadalam suatu negara berkembang tidak menggambarkankesempatan trading yang menguntungkan bagi inves-tor yang lebih berpengalaman.

Kebanyakan pasar saham di Asia adalahinefisien, sebagai akibat sedikitnya saham yangdiperdagangkan dan diskontinuitas yang disebabkanadanya perubahan regim Los (1998). Los mengujiefisiensi enam pasar saham di Asia, termasuk HongKong, Indonesia, Malaysia, Singapore, Taiwan, danThailand, dengan menggunakan indeks harga sahammingguan. Pengujian Los menunjukkan bahwa effi-cient market hypothesis ditolak untuk enam pasarsaham Asia ini. Los menemukan bahwa atas dasarperubahan harga saham mingguan, semua enam pasarsaham Asia tersebut adalah inefisien dan tidakmenggambarkan pola random walk. Dari ke enam pasarsaham Asia tersebut, pasar saham di Indonesia beradadi urutan ke tiga dalam hal kualitas efisiensi pasar.

Literatur mengenai perselisihan buruhmencakup tiga studi yang membahas pengaruhperselisihan buruh terhadap return saham dan tiga studiyang menitik-beratkan kepada saat atau timing daripengaruh-pengaruh ini. Di antara kelompok studi yangpertama, Foegen (1967) menunjukkan bahwaperselisihan buruh sangat mempengaruhi perusahaan

3


terkait, meskipun akibat dari masing-masingperselisihan buruh mungkin tidak mempengaruhiperekonomian secara keseluruhan. Becker and Olson(1986) menunjukkan bahwa perselisihan buruh,khususnya labor strike, mempengaruhi ekuitaspemegang saham secara substantial. Secara spesifik,perubahan dalam harga saham yang disebabkan olehstrike merefleksikan tingkat strike costs dan timing ofstrike costs. Perselisihan buruh merupakan investasiburuk bagi perusahaan ditunjukkan oleh Davidon,Worrel, and Garrison (1986). Oleh karena itu, apabilaperselisihan buruh adalah investasi negatifperusahaan, return saham negatif akan terrefleksikanselama periode terjadinya perselisihan buruh.Davidson, Worrel, and Garrison (1986) menyatakanbahwa pasar saham memandang pengumumanperselisihan buruh sebagai suatu peristiwa negartif, dimana awal perselisihan berkaitan dengan negativeabnormal returns. Selanjutnya, pasar akan memberikanreaksi yang lebih besar terhadap perselisihan buruhyang panjang. Pada perusahaan yang mengalamipersellisihan buruh dengan durasi pendek, returnpemegang saham berada di bawah rata-rata pasar danmenurun baik pada awal terjadinya perselisihan buruhmaupun sesudahnya Greer, Martin, and Reusser (1980).

Secara umum, pasar saham cenderungmemberikan reaksi negatif kepada pengumuman awalperselisihan buruh dan positif kepada pengumumanpenyelesaian perselisihan buruh. Setelah terjadiperselisihan butuh, return pemegang saham menurundan manajer memiliki insentif untuk menghindariperselisihan buruh yang berdurasi panjang. Pasar tidakmenyukai perselisihan buruh, semakin lama durasiperselisihan, semakin besar reaksi negatif dari pasar.

Di antara kelompok studi kedua, Kushner,Martinello, and Masse (1997) menunjukkan bahwapasar saham bereaksi negatif kepada perselisihan buruhdengan reduksi dalam nilai pasar ekuitas sampaiberakhirnya perselisihan buruh. Hubungan antaramanajemen dan buruh mempengaruhi produktivitas danbiaya perusahaan. Dalam iklim perusahaan yang positif(tidak ada perselisihan buruh) produktivitas suatuperusahaan meningkat, sedangkan iklim perusahaanyang negatif (terjadi persellisihan buruh) mempengaruhiproduktivitas secara negatif.

. Imberman (1979) mengelompokkan bebanperselisihan buruh ke dalam tiga cara. Beban pertamaadalah pre-strike costs, yang mencakup hilangnyaproduktivitas yang disebabkan kemarahan buruh danhilangnya pendapatan akibat ketidak puasankonsumen. Kelompok kedua dari beban perselisihanburuh mencakup hilangnya laba yang diakibatkanmenurunnya pendapatan dan hilangnya waktueksekutif yang harus mengoperasikan perusahaansecara langsung. Kelompok terakhir mencakup bebanjangka panjang, yang berupa kerugian permanen akibathilangnya konsumen, karyawan dan lembur setelahperselisihan buruh.

Impak dari perselisihan buruh difokuskan kedalam dua periode waktu yang berbeda, seperti yangditunjukkan oleh Kramer and Hyclak (1989). Periodepertama adalah periode langsung sekitar pengumumanperselisihan buruh (the announcement effect). Periodekedua adalah hari-hari setelah penyelesaian (intervaleffects). Kramer and Hyclak (1989) menunjukkan adanyabukti statisktik yang signifikan mengenai pengaruhnegatif pengumuman perselisihan buruh terhadap hargasaham pada perusahaan yang mengalami perselisihanburuh. Hal ini merupakan bukti bahwa investormemandang mulainya suatu perselisihan buruh sebagaisuatu berita penting.

Hyphotesis utama dalam studi ini adalah bahwapengumuman persellisihan buruh dalam media Indo-nesia akan memberikan pengaruh negatif kepada re-turns saham perusahaan yang mengalami perseilishanburuh. Apabila abnormal returns menunjukkanperubahan signifikan sebelum tanggal pengumumanperselisihan buruh, di mana insiders lebih dahulumengetahui terjadinya persellisihan buruh, memberikanpetunjuk bahwa pasar memiliki strong form efficiency.Apabila abnormal returns menunjukkan perubahansignifikan pada tanggal pengumuman perselisihanburuh, atau hanya seketika sesudah tanggal peritiwa,maka memberikan petunjuk bahwa pasar mengalamisemi-strong form efficiency (lihat Grafik 1: Panel A danB). Apabila perubahan abnormal returns terjadi padasuatu tanggal kemudian setelah tanggal peristiwa, makapasar tidak menunjukkan semi-strong form efficiency.

4


Grafik 1

Positive publicly Available Information Effect

Negative publicly Available Information Effect

Positive Inside Information Effect

Negative Inside Information Effect

DailyStockReturn

-20 0 +20Days

Panel B: Semi-Strong Form Efficiency

Panel A: Strong Form Efficiency

Positive Inside Information Effect

Negative Inside Information Effect

DailyStockReturn

-20 0 +20Days

5


METODE PENELITIAN

Prosedur Pemilihan Sampel

Sampel dalam studi ini terdiri atas 29 pengumumanperselisihan buruh di Indonesia yang terjadi antaratahun 1996 sampai dengan 2002. Pengumumanperselisihan buruh diperoleh dari publikasi perselisihanburuh dalam media, seperti Jakarta Post dan BeritaLiputan 6 serta berita yang diumumkan oleh Bursa EfekJakarta. Untuk dapat dimasukkan ke dalam sampel,perselisihan buruh harus terjadi pada perusahaanpublik, yang sahamnya diperdagangkan di Bursa EfekJakarta. Setiap pengumuman perselisihan buruhdianggap sebagai suatu peristiwa tersendiri. Olehkarena itu, beberapa perusahaan dalam sampel dapatsaja memiliki beberapa peristiwa perselisihan buruhselama peridoe pengujian. Untuk perusahaan-perusahaan yang memiliki beberapa peristiwaperselisihan buruh, setiap pengumuman perselisihanburuh dianggap sebagai peristiwa independen. Untuksetiap peristiwa dilakukan dokumentasi tanggalpengumuman perselisihan buruh maupun tanggalsesungguhnya perselisihan buruh terjadi.

Daftar perusahaan sampel, tanggal peristiwa,dan sebab terjadinya perselisihan buruh disajikan padaTabel 1. Perusahaan yang termasuk di dalam sampelberasal dari berbagai industri seperti tekstil, rokok,logam, dan lain sebagainya. Perusahaan yang

mengalami peristiwa perselisihan buruh paling banyakselama periode sampel adalah Gudang Garam,perusahaan rokok terbesar di Indonesia. Isu yang pal-ing banyak sebagai penyebab perselisihan buruhadalah permintaan akan kenaikan upah dan bonus.

Metodolgi Penelitian

Studi ini menggunakan metodologi event study sepertiyang digunakan oleh MacKinlay (1997)untuk mengukurperubahan abnormal dalam harga saham dariperusahaan yang sahamnya diperdagangkan secarapublik. Abnormal stock returns dan cumulative ab-normal stock returns merefleksikan reaksi pasar sahamterhadap informasi baru di sekitar tanggal pengumumanperistiwa. Metodologi event study mendeteksi apakahpasar saham di Indonesia memberikan reaksi positifatau negatif terhadap informasi baru.

Langkah pertama adalah menentukan peristiwadan periode yang relevan untuk mengevaluasi returnsaham. Peristiwa dalam studi ini adalah pengumumanatau publikasi perselisihan buruh yang terjadi padaperusahaan tertentu yang terdaftar pada Bursa EfekJakarta. Tanggal peristiwa adalah tanggal terjadinyapengumuman perselisihan buruh. Periode waktu untukcumulative abnormal stock returns meliputi dua puluhhari sebelum tanggal pengumuman, hari pengumuman,dan dua puluh hari setelah tanggal pengumuman (lihatGrafik 2).

6


Langkah berikut dalam metodologi ini adalahmenentukan perusahaan yang dipengaruhi olehperistiwa. Dalam studi ini, perusahaan yangdipengaruhi oleh peristiwa secara spesifik diidentifikasioleh pengumuman berita. Pengukuran terhadap impakdari peristiwa memerlukan pengukuran abnormal re-turns (AR). Abnormal return dirumuskan sebagai re-turn sesungguhnya dari saham dikurangi dengan nor-mal (expected) rate of return. Abnormal return adalahbagian dari return yang tidak terprediksikan. Olehkarena itu, ia merupakan suatu taksiran perubahandalam nilai pasar saham pada hari terjadinya peristiwa,dan dihitung sebagai berikut:

(1) Abnormal Return it = ARit = Rit - E(Rit)

Di mana ARit adalah unexpected atau abnormal re-turn, Rit adalah realized/actual rate of return danE(Rit) adalah expected return dari saham i untukperiode t.

Normal atau expected return (E(R it)) dihitungdengan menggunakan Market Model, seperti yangdiillustrasikan dalam MacKinlay (1997). Market modelmenghubungkan return dari suatu saham dengan re-turn dari portfolio pasar. Untuk suatu saham i, marketmodel dinyatakan sebagai berikut:

(2) Rit = αααααi + βββββ i Rmt + eit

with E(eit) = 0 and Var (eit)= σσσσσ22222ειειειειει

di mana Rit adalah returns saham i untuk period-t, Rmtadalah market portfolio, eit adalah zero mean distur-bance term, and ái and âi adalah parameter dari marketmodel untuk saham i dalam periode t.

Indeks saham gabungan digunakan untuk mar-ket portfolio. Return prediksian untuk suatuperusahaan untuk suatu hari dalam periode event

adalah return yang diberikan oleh market model padahari tertentu, di mana:

(3) Rit = ái + âi Rmt,

dan abnormal return dihitung sebagai:

(4) ARit = Rit - E(Rit), dan

(5) ARit = Rit - ái - â i Rmt,

di mana ARit adalah unexpected atau abnormal re-turn, Rit adalah realized/actual rate of return,E(Rit) adalah expected return, Rmt adalah market port-folio, dan ái and âi adalah parameter dari market modeluntuk saham i dalam periode t.

Setelah perhitungan abnormal returns, cumu-lative abnormal returns (CARs) dapat ditentukan.CARs merupakan rata-rata harian abnormal returns (themean daily abnormal returns) dari seluruh perusahaandalam sample.

Untuk semua perusahaan sampel, tanggalperistiwa adalah tanggal pengumuman perselisihanburuh. Tanggal pengumuman akan berbeda untuk tiapperusahaan dalam sampel. Pertama, studi inimenghitung abnormal return harian untuk setiapperusahaan dalam sampel untuk setiap tanggalperistiwa. Dengan menghitung rata-rata abnormal re-turns semua perusahaan pada tanggal peristiwa, rata-rata abnormal return (average residual) diestimasikan.Studi ini juga menghitung rata-rata abnormal returnuntuk semua perusahaan setiap hari dalam event win-dow (20 hari sebelum dan 20 hari sesudah tanggalperistiwa). Setelah menghitung rata-rata abnormal re-turns, studi ini menentukan rata-rata dari rata-rata harianabnormal returns untuk 20 hari sebelum dan 20 harisesudah tanggal peristiwa. Prosedur ini menghasilkantiga pengukuran, sebagai berikut:

-20 0 +20

Grafik 2Event Window

7


a. Rata-rata abnormal return untuk semuaperusahaan dalam sampel untuk dua puluh harisebelum tanggal peristiwa (MAR b).

b. Rata-rata abnormal return untuk semuaperusahaan dalam sampel untuk tanggal peristiwa(MAR e)

c. Rata-rata abnormal return untuk semuaperusahaan dalam sampel untuk dua puluh harisesudah tanggal peristiwa (MAR a)

Untuk tujuan perbandingan, penelitian ini jugamengumpulkan abnormal returns dari suatu controlgroup perusahaan. Rata-rata abnormal returns darisemua perusahaan dalam sampel dikumpulkan untukperiode 80 hari sampai dengan 40 hari sebelum tanggalperistiwa (MAR co). Periode ini dianggap bersih(clean) atau bebas dari informasi yang berkaitan denganperistiwa yang diumumkan (lihat Grafik 3)

Grafik 3Event Window dengan Control Group

-30 -40 -20 +20 20

Clean t Pre - event window Event window Post Event Window

Analisis Data

Periode sebelum tanggal peristiwa menunjukkan rata-rata abnormal return yang lebih rendah daripada

periode sesudah pengumuman perselisihan buruh.Grafik 4 menyajikan rata-rata abnormal returns untukperiode sebelum dan sesudah tanggal pengumumanperselisihan buruh.

Grafik 4Rata-rata Harian Abnormal Return untuk Event Window

-1.60%

-1.40%

-1.20%

-1.00%

-0.80%

-0.60%

-0.40%

-0.20%

0.00%

0.20%

0.40%

Pre-Announcement Period Event Date Post-Announcement Period

Abn

orm

al R

etur

n (-

20,+

20)

Event Date

8


Rata-rata abnormal return untuk dua puluh harisebelum tanggal pengumuman perselisihan buruhadalah .0933%, sedangkan rata-rata abnormal returnuntuk dua puluh hari sesudah tanggal pengumumanperselisihan buruh adalah 0.2703%. Selanjutnya, rata-

rata abnormal return untuk perusahaan sampel adalahnegatif (-1.5032%) pada tanggal peristiwa. Rata-rataabnormal returns, median abnormal returns, danstandar deviasi returns disajikan pada Tabel 2 berikutini.

Time Period Mean Abnormal Return Median Abnormal Return Standard Deviation (-20 to -1) 0.0933% -0.0220% 6.8334% (-1 to 0) -0.0033% -0.0790% 5.9262% 0 (Event Date) -1.5032% -0.1260% 4.6870% (0,+1) -0.1656% -0.0895% 7.8765% (+1 to +20) 0.2703% -0.0740% 6.3544%

Tabel 2Mean, Median, dan Standar Deviasi Abnormal Returns

Panel A dari Grafik 5 menyajikan rata-rata harianabnormal returns sepanjang event window (-20 s/d+20) dan Panel B dari Grafik 5 menyajikan median harianabnormal returns sepanjang event window (-20 s/d+20). Rata-rata harian abnormal returns dan medianharian abnormal returns juga disajikan pada Tabel 3.Dalam periode waktu sebelum pengumumanperselisihan buruh, pada awalnya terjadi negative ab-normal returns, di mana dua belas dari dua puluh harimenunjukkan negative abnormal returns. Denganadanya negative abnormal returns dan rata-rata ab-normal returns yang lebih rendah selama periodesebelum pengumuman menunjukkan bukti yangkonsisten dengan strong form market efficiency, yaituterdapat atau tersedianya negative inside informationyang mempengaruhi tingkah laku perdagangan saham.Grafik 6 menyajikan grafik rata-rata harian abnormalreturns dan median harian abnormal returns untukperiode yang tidak dipengaruhi oleh pengumumnanperselisihan buruh. Grafik ini menunjukkan bahwapasar menyajikan abnormal returns harian yang vola-tile untuk perusahaan sampel selama periode kontrol.

Pada tanggal peristiwa, rata-rata harian abnor-mal returns menurun secara signifikan. Pada harisebelum pengumuman perselisihan buruh, rata-rataharian abnormal returns adalah 1.4967%. Rata-rataharian abnormal returns menurun menjadi -1.5032%

pada tanggal peristiwa, suatu penurunan sebesar200.43%. Penurunan tajam dari rata-rata harian abnor-mal returns pada tanggal peristiwa memberikan buktikonsisten adanya semi-strong form market efficiency.Penurunan yang menghasilkan abnormal returnsharian negatif untuk perusahaan sampel terjadi padahari yang sama dengan pengumuman peristiwaperselisihan buruh. Penurunan rata-rata harian abnor-mal returns dan juga median harian abnormal returnspada tanggal peristiwa disajikan pada Grafik 7.

Suatu penyimpangan dari semi-strong formmarket efficiency akan menunjukkan penurunan dariabnormal returns harian pada hari kemudian sesudahtanggal pengumuman publik, yang tidak terjadi padadata yang dikumpulkan. Menurut data, tidak terdapatpola yang jelas dalam pergerakan sesudah tanggalpengumuman peristiwa perselisihan buruh.Dibandingkan dengan periode sebelum pengumuman,periode sesudah pengumuman menyajikan rata-rataabnormal return yang lebih tinggi, 0.2703% (suatukenaikan sebesar 189.71%). Bukti ini konsisten denganresolusi dari ketidak pastian. Periode sesudahpengumuman diikuti dengan kenaikan rata-rata harianabnormal returns untuk perusahaan sampel.Berdasarkan faktor-faktor ini, tidak terdapat bukti yangcukup mengenai adanya penyimpangan dari semi-strong form market efficiency.

9


Panel B: Median Harian Abnormal Returns selama Event Window

-0.6%

-0.4%

-0.2%

0.0%

0.2%

0.4%

0.6%

-25 -20 -15 -10 -5 0 5 10

Days

Dai

ly A

bnor

mal

Retu

rn

Grafik 5

Panel A: Rata-rata Harian Abnormal Returns selama Event Window

-2.0%

-1.0%

0.0%

1.0%

2.0%

3.0%

4.0%

5.0%

-25 -20 -15 -10 -5 0 5 10

Days

Dai

ly A

bnor

mal

Retu

rn

10


Grafik 6

Panel A: Rata-rata Harian Abnormal Returns selama Control Period dan Event Window

Panel B: Median Harian Abnormal Returns selama Control Period dan Event Window

11


Grafik 7

Panel A: Rata-rata Harian Abnormal Returns untuk Period -1, 0, +1

Panel B: Median Harian Abnormal Returns untuk Period -1, 0, +1

12


Berdasarkan grafik pada Grafik 5, baik periodesebelum pengumuman maupun sesudah pengumumantidak menunjukkan penurunan atau kenaikan yangteratur (steady) pada rata-rata abnormal returns. Rata-rata abnormal returns tidak mengikuti perubahan yangdiprediksikan dalam rata-rata harian abnormal returnssepanjang event window (Grafik 1). Akibatnya, terdapatdua penjelasan alternatif terhadap penemuan ini. Faktaperselisihan buruh mungkin bukan merupakaninformasi yang material bagi investor di pasar modal.Alternatifnya adalah bahwa periode sampel yang diujimengandung noise yang disebabkan oleh krisiskeuangan dan ekonomi yang diderita oleh Indonesiasejak tahun 1997.

PENUTUP

Pengaruh negatif dari pengumuman perselisihan buruhsangat jelas selama periode sebelum pengumuman. Halini dibuktikan dengan rata-rata abnormal returns yanglebih rendah pada periode sebelum pengumuman,konsisten dengan strong form market efficiency.Berdasarkan data yang dikumpulkan, tanggal peristiwamenyajikan abnormal returns harian negatif danpenurunan tajam dalam abnormal returns harian darihari sebelumnya, konsisten dengan semi-strong formmarket efficiency. Karena efek negatif daripengumuman perselisihan buruh adalah cukup jelaspada tanggal peristiwa dan tidak pada waktu periodesesudah pengumuman, merupakan bukti lanjut dalamstudi ini yang konsisten dengan semi-strong form mar-ket efficiency pada pasar modal di Indonesia. Akhirnya,karena tidak terdapat pola yang jelas dalam pergerakansesudah tanggal pengumuman peristiwa, studi inimenunjukkan bukti yang kecil atau tidak kuat terhadappenyimpangan semi-strong form market efficiency dipasar modal Indonesia.

Terdapat dua penjelasan alternatif terhadappenemuan ini. Pertama, pengumuman perselisihanburuh mungkin tidak cukup material mempengaruhitingkah laku investasi di pasar modal Indonesia. Kedua,periode waktu sampel yang dipilih mengandung noisysebagai akibat terjadinya krisis keuangan dan ekonomiyang diderita oleh Indonesia sejak tahun 1997. Secarakeseluruhan, kemungkinan di atas membukakemungkinan untuk penelitian lebih lanjut sepanjangdata tersedia.

DAFTAR PUSTAKA

Ball, Ray J., and Philip Brown, 1968, “An Em-pirical Evaluation of Accounting IncomeNumbers,” Journal of Accounting Re-search 6 (Autumn), pp. 159-17.

Becker, Brian, and Craig Olson, 1983, “The Im-pact of Strikes on Shareholder Equity,”Industrial and Labor Relations Review,Vol. 39, Issue 3, pp. 425-439.

Besley, Scott, and Eugene Brigham, 2003, Prin-ciples of Finance, Thompson Learning.

Davidson III, Wallace, Dan Worrell, and SharonGarrison, 1988, “Effect of Strike Activ-ity on Firm Value,” Academy of Man-agement Journal, Vol 32, Issue 2, pp.387-394.

Fama, Eugene F., 1970, “Efficient Capital Mar-kets: A Review of Theory and EmpiricalWork,” Journal of Finance 25, (May),pp. 383-417.

Foegen, J. H., 1967, “A Qualified right to Strike-In the Public Interest,” Labor Law Jour-nal. Vol 18, Issue 2, pp. 90-102.

Greer, Charles R., Stanley Martin, and TedReusser, 1980, “The Effect of Strikes onShareholder Returns,” Journal of La-bor Research. Vol 1, Issue 2, pp. 217-230.

Hanrahan, Robert, et. Al., 1997, “The Effect ofWork Stoppages on the Value of Firmsin Canada.,” Vol 6, Issue 2, pp. 151-167.

Imberman, Woodruff, 1979, “Strikes Cost Morethan You Think,” Harvard Business Re-view, Vol 57, Issue 3, pp. 133-139.

13


Kramer, Jonathan, and Thomas Hyclak, 2002,“Why Strikes Occur: Evidence from theCapital Markets,” Industrial Relations,Vol 41, Issue 1, pp. 80-93.

Los, Cornelis A., 1998, “Nonparametric Effi-ciency Testing of Asian Stock MarketsUsing Weekly Data,” Yale School ofManagement’s Economics ResearchNetwork, pp.1-30.

MacKinlay, Craig, 1997, “Event studies in Eco-nomics and Finance,” Journal of Eco-nomic Litarature, Vol. 35. pp. 13-39

Murphy, A, and Z. Sabov, 1992, “EmpiricalAnalysis of Pricing Efficiency in theHungarian Capital Markets,” AppliedFinancial Economics, Vol 2, Issue 2. pp.63-79.

Robinson, Thomas, Pail Munter, and Julia Grant,2004,. Financial Statement Analysis,Pearson Prentice Hall.

14


Tabel 1Daftar Perusahaan Sampel

15


Tabel 3Data Abnormal Returns Harian

16


17

Jam STIE YKPN - A. Ika Rahutami Mekanisme Transmisi ......

ABSTRACT





MEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETERMEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETERMEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETERMEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETERMEKANISME TRANSMISI KEBIJAKAN MONETERINDONESIA DAN PENERAPANINDONESIA DAN PENERAPANINDONESIA DAN PENERAPANINDONESIA DAN PENERAPANINDONESIA DAN PENERAPAN

INFLATION TARGETING INFLATION TARGETING INFLATION TARGETING INFLATION TARGETING INFLATION TARGETING *)*)*)*)*)

A. Ika Rahutami **)

*) Makalah telah dipresentasikan dalam Seminar Akademik Tahunan Ekonomi I, UI-ISEI, di Jakarta, tanggal 8-9Desember 2004.

**) A. Ika Rahutami adalah Dosen Tetap FE Universitas Katholik Soegijapranata Semarang, sedang studi lanjut diProgram Pascasarjana Program Doktor Ilmu Ekonomi UGM.

ABSTRACT

The adoption of inflation target for Indonesia is a de-sirable option of monetary policy. This decision is in-duced by new system of exchange rate that is used ofIndonesia since August 1997. The economics and in-stitutional pre-condition is required for the successfuladoption of inflation targeting. The paper focuses ontwo issues. First, how is transmission mechanism ofmonetary policy? Second, is the dominant channel oftransmission mechanism will support the inflation tar-geting adoption? Are the economics and institutionalconditions ready for inflation targeting adoption?The quarterly Indonesia data for the 1981.1 – 2004.2periods dan the Vector Autoregressions is used as dataand method for transmission mechanism model. Theempirical results show that real exchange rate is a domi-nant channel of transmission mechanism. The shocksof real exchange rate will influence output and inflationimmediately. The domestic interest rate shocks will af-fect the output and inflation weaker and slower thenreal exchange rate shocks. The application of inflationtargeting in Indonesia still needs institutional and pub-

lic commitment to improve the structural economy con-dition, policy coordination and some other technicalissues.

Keywords: inflation targeting, transmission mecha-nism, monetary policy, Vector Autoregression, Indo-nesia

PENDAHULUAN

Kebijakan ekonomi makro secara garis besar dapatdibedakan menjadi kebijakan fiskal dan kebijakanmoneter. Kaum monetaris menyatakan bahwa kebijakanmoneter lebih disukai dibandingkan kebijakan fiskal,karena dipandang lebih efektif dalam mencapaistabilitas harga dan tidak menimbulkan crowding outterhadap investasi swasta. Meskipun kebijakanmoneter dipandang lebih efektif, namun penerapankebijakan moneter perlu mempertimbangkan strategiyang akan digunakan. Strategi kebijakan monetermemiliki karakteristik sesuai dengan indikator nominalyang digunakan sebagai anchor (dasar acuan) atausemacam sasaran antara dalam mencapai tujuan akhir.

18


Pemilihan strategi kebijakan moneter secarakomprehensif juga perlu dilakukan oleh penentukebijakan di Indonesia. Kebijakan moneter di Indone-sia saat ini memiliki dua tujuan utama yaitu mendorongterjadinya pertumbuhan ekonomi dan mengendalikanlaju inflasi yang cukup rendah untuk memberikankondisi yang kondusif bagi pengembangan sektor riil.Dalam memilih strategi kebijakan moneter, salah satuhal yang harus diperhatikan adalah indikator ekonomi

makro Indonesia. Pengetahuan mengenai kondisi fun-damental ekonomi makro menjadi penting, karenastrategi kebijakan moneter yang digunakan oleh suatunegara sangat tergantung pada kondisi fundamentalekonomi negara tersebut serta kesiapan instrumen daninstitusi pelaksana kebijakan. Tabel 1. berikut berisikanindikator ekonomi makro Indonesia pada tahun 1999-2004.

Berdasarkan data tabel 1. terlihat bahwapertumbuhan ekonomi Indonesia sejak tahun 2000mengalami kenaikan yang cukup baik dibandingkansebelumnya. Pada tahun 2003, PDB mengalami kenaikansebesar 4,1% dan diperkirakan masih akan mengalamikenaikan sebesar 4,32% sampai dengan Agustus 2004.Indikator yang mendukung pertumbuhan ekonomi In-donesia adalah terjadinya Surplus NPI dan jumlahcadangan devisa yang cukup besar. Cadangan devisayang meningkat dari tahun ke tahun telah memperbaikikeseimbangan permintaan dan penawaran di pasarvaluta asing dan meningkatkan kepercayaan terhadaprupiah sehingga memungkinkan berlanjutnyapenguatan nilai tukar rupiah selama 2003, walaupun

pada tahun 2004 nilai tukar rupiah melemah menjadiRp 9.370/USD (Agustus 2004). Melemahnya nilai tukarrupiah tersebut lebih disebabkan oleh tingginyapermintaan valuta asing untuk memenuhi kebutuhanimpor. Meskipun nilai tukar rupiah melemah pada tahun2004, namun tidak diikuti oleh volatilitas nilai tukar yangtinggi, sehingga secara umum nilai tukar rupiah relatifstabil.

Penguatan rupiah menjadi salah satu faktoryang secara fundamental mendorong penurunan lajuinflasi selama tahun 2003. Secara lebih rinci fluktuasiinflasi bulanan Indonesia dapat dilihat dalam gambar1. berikut.

Tabel 1Indikator Ekonomi Makro Indonesia 2001-2004

Indikator 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Pertumbuhan PDB (%) 0,8 4,9 3,5 3,7 4,1 4,32* Pertumbuhan M1 (rerata) 23,2 30,1 19,76 9,85 12,41 12,91 Suku bunga SBI (%) 12,5 14,5 17,62 12,93 8,31 7,37 Inflasi (%) 2,01 9,4 12,55 10,03 5,06 6,67 Cadangan devisa (Miliar USD) 27,054 29,39 28,02 32,04 36,25 23,75 Nilai tukar (Rp/USD, rerata) 7.855 8.422 10.256 9.316 8.572 9.370

Sumber: Laporan Tahunan Bank Indonesia, www.bi.go.idKeterangan: data 2004 sampai dengan Agustus,

* kuartal II 2004

19


Inflasi IHK tertinggi di Indonesia terjadi pada bulanOktober 1998 sebesar 80,37%. Hal ini terjadi karenaadanya krisis ekonomi Indonesia dan Asia pada tahun1997-1998. Berdasarkan kondisi ini maka pemerintahIndonesia mengadakan serangkaian kebijakan moneteryang ketat1 dengan tujuan untuk menekan inflasisehingga secara perlahan inflasi Indonesia mengalamipenurunan. Kenaikan inflasi pada tahun 2004 dipicuoleh pelemahan nilai tukar rupiah. Penurunan inflasitelah memberikan peluang bagi Bank Indonesia untukmenurunkan suku bunga SBI yang kemudianmendorong perbankan untuk menurunkan suku bungasimpanan dan kreditnya, dan selanjutnya menciptakaniklim yang kondusif bagi sektor riil, baik untuk konsumsimaupun investasi.

Berdasarkan indikator ekonomi makro tersebutdapat disimpulkan tiga hal penting yaitu (i) terjadinyapertumbuhan ekonomi, (ii) penurunan inflasi yangdiikuti oleh penurunan suku bunga, dan (iii) fluktuasiinflasi yang cenderung menurun dan pergerakannyadipengaruhi oleh perubahan nilai tukar rupiah.Kesimpulan tersebut memunculkan pertanyaan yaituapakah indikator ekonomi makro Indonesia cukupmemberikan bukti terjadinya perbaikan ekonomi sebagaiakibat dari kebijakan moneter? Pertanyaan ini munculkarena berdasarkan beberapa penelitian empiris dapatdisimpulkan bahwa perilaku ekonomi memilikikecenderungan sebagai berikut (Golinelli dan Rovelli,2001):

-10

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

Jan. 97

Jul. Jan. 98

Jul. Jan.99

Jul. Jan.00

Jul. Jan.01

Jul. Jan.02

Jul.

Gambar 1Pergerakan Inflasi Di Indonesia Januari 1997 – Agustus 2004

1) Kebijakan ini sejalan dengan pandangan dari Paul Krugman, Hubert Neiss, dan Philip Browning, yang mendesakBI untuk menjalankan kebijakan moneter ketat untuk pemulihan ekonomi. Namun McNelis et al (2001) denganmenggunakan model general ekuilibrium dinamik untuk Indonesia menemukan bahwa inflasi yang moderatlebih baik daripada inflasi yang terlalu rendah yang justru akan merestriksi pemulihan ekonomi.

20


a) Hubungan antara uang dengan pertumbuhanekonomi, dan juga besaran moneter pada umumnyamemiliki perilaku yang tidak dapat diprediksi denganpasti.

b) Indeks harga tidak dapat dipercaya (unreliable) danpada dasarnya merupakan respon atas tekananbiaya domestik, dimana tekanan atau distorsi biayadomestik menjadi besar karena adanya adminis-tered price.

c) Perubahan suku bunga tidak memberikan pengaruhyang signifikan kepada permintaan domestik, tetapimungkin akan mendorong terjadinya apresiasi nilaitukar yang tidak diinginkan dan akhirnya justru akanmendorong terjadinya inflasi melalui kenaikan aliranmasuk mata uang asing atau melalui efekkesejahteraan dan tekanan permintaan agregat.

Temuan Golinelli dan Rovelli (2001) memberikanmotivasi untuk mempertanyakan apakah kondisiekonomi Indonesia yang tampak mulai tumbuh danmengalami penurunan inflasi disebabkan karenaberjalannya mekanisme transmisi dari kebijakanmoneter atau lebih disebabkan oleh faktor-faktor non-fundamental seperti meningkatnya pasokan bahanpangan, serta penundaan kenaikan harga BBM, tariftelepon dan tarif listrik? Untuk dapat menjawabpertanyaan tersebut maka perlu dilakukan analisisterhadap kebijakan moneter dan mekanisme transmisidi Indonesia.

Dalam 5 tahun terakhir ini, kebijakan moneterIndonesia mengalami perubahan yang mendasarwalaupun dilakukan secara bertahap. Perubahan inidipicu oleh adanya perubahan sistem nilai tukar yangditandai dengan penghapusan batas intervensi rupiahpada 14 Agustus 1997, sehingga dirasa perlu untukmencari nominal anchor yang baru bagi kebijakanmoneter. Salah satu bentuk baru yang banyakmendapat sambutan dari ekonom dan pembuatkebijakan adalah mengarah ke sasaran inflasi yangeksplisit atau strategi kebijakan moneter berupa infla-tion targeting. Dalam inflation targeting sasaran akhirdari kebijakan moneter diarahkan untuk mencapaitingkat inflasi yang relatif rendah dan stabil.

Secara resmi, BI telah menempatkan inflasisebagai anchor baru dari kebijakan moneternya dalampasal 7 UU No. 23 tahun 1999. Sampai saat ini inflationtargeting belum dilakukan secara penuh oleh BI dan

akan dilakukan secara bertahap sebagai suatu prosespembelajaran. Meskipun belum dilakukan secara penuh,namun pada tahun 2000 BI telah menetapkan targetinflasinya sebesar 3%-5%, tahun 2001 sebesar 4%-6%,tahun 2003 sebesar 9% (±1%), dan tahun 2004 sebesar5,5% (±1%).

Penggunaan inflation targeting sebagai an-chor baru, dalam operasionalisasinya perlumemperhatikan hal-hal berikut (Warjiyo, 2002):a) Target operasional apa yang dipergunakan? (uang

primer atau suku bunga jangka pendek).b) Target antara atau variabel informasi kebijakan apa

yang harus dimonitor? (misalnya besaran moneter,suku bunga jangka menengah, kredit, atau nilaitukar).

c) Bagaimana mekanisme transmisi kebijakan monetertersebut dalam mempengaruhi harga dan output riil?

Pendapat Warjiyo dikuatkan oleh beberapatemuan lain yang mengungkapkan bahwa padadasarnya inflation targeting tidak dapat diadopsibegitu saja, karena terdapat beberapa kondisi awal yangdibutuhkan (Bernanke et al. (1999), Blejer et al. (2000),Amato dan Gerlach, 2001, dalam Golinelli, Rovelli, 2001,serta Siklos and Abel (2002), Hu (2003)) yaitu:a) Bank sentral harus bersifat independen, termasuk

di dalamnya terdapat independensi instrumen dandilakukannya pemilihan instrumen kebijakanmoneter yang efektif .

b) Struktur dan kondisi ekonomi yang menunjukkankinerja perekonomian suatu negara, termasuk didalamnya sistem nilai tukar yang dianut.

c) Sistem finansial yang baik dan adanya dukunganpublik.

d) Penggunaan indeks harga yang tepat, pilihanterhadap lebar dan rentang, simetri atau nilai tengahtarget inflasi yang tepat.

e) Pengetahuan yang cukup mengenai mekanismetransmisi kebijakan moneter.

Benang merah yang dapat ditarik dalampenerapan kebijakan moneter adalah bagaimanamekanisme transmisi kebijakan moneter tersebutberjalan. Berdasarkan kondisi ekonomi makro Indone-sia, perilaku data yang rentan terhadap goncangan,pentingnya pengetahuan mengenaik mekanismetransmisi kebijakan moneter, serta dimulainyapenggunaan anchor baru dalam kebijakan moneter di

21


Indonesia, maka artikel ini bertujuan untuk melihatmekanisme transmisi moneter dengan menggunakansuku bunga dan nilai tukar sebagai pusat analisis2.Tujuan kedua berkaitan dengan perubahan anchorkebijakan moneter Indonesia yang sedikit banyak akanmenimbulkan kesenjangan pada transparansi dan jugadiseminasi informasi. Melalui mekanisme transmisidapat dilihat, faktor apa yang memiliki peran dominandalam pencapaian target kebijakan. Berdasarkan hasilmekanisme transmisi disertai dengan indikator kualitatiflain maka akan didiskusikan kesiapan Indonesia dalammengadopsi inflation targeting sebagai anchor barukebijakan moneter.

KEBIJAKAN MONETER DAN MEKANISMETRANSMISI

Kebijakan moneter merupakan kebijakan otoritasmoneter atau bank sentral dalam bentuk pengendalianbesaran moneter untuk mencapai perkembangankegiatan perekonomian yang diinginkan. Kebijakanmoneter merupakan bagian integral dari kebijakanekonomi makro, yang pada umumnya dilakukan denganmempertimbangkan siklus kegiatan ekonomi, sifatperekonomian suatu negara serta faktor-faktor funda-mental lain. Dengan demikian, kebijakan moneterbiasanya diterapkan sejalan dengan business cycle.

Kebijakan moneter dapat dibedakan menjadi (i)counter-cyclical monetary policy yaitu kebijakanmoneter yang secara aktif bersifat memperlunakperkembangan kegiatan ekonomi yang cenderungmenuju titik balik ekstrim. Kebijakan ini biasanyaditerapkan agar perekonomian terhindar dari gejolakstruktural (shocks), dan (ii) pro-cyclical monetarypolicy atau accomodative monetary policy yaitukebijakan yang mengakomodasi fluktuasi ekonomi(Warjiyo dan Solikhin).

Penerapan kebijakan moneter tidak dapatdilepaskan dari yang disebut sebagai mekanismetransmisi. Mekanisme transmisi kebijakan moneteradalah proses melalui kebijakan moneter untukmengubah GDP riil dan inflasi. Terdapat lima jalurmekanisme transmisi (Martinez, Sanchez, Werner (1997),Kuttner and Mosser (2002) yaitu:a) Jalur suku bunga. Pengaruh perubahan suku bunga

jangka pendek ditransmisikan pada suku bungajangka menengah/panjang melalui mekanismepenyeimbangan sisi permintaan dan penawaran dipasar uang.

b) Jalur nilai tukar yang menekankan bahwa pergerakannilai tukar dapat mempengaruhi harga relatif impor,kemudian mempengaruhi perkembangan penawarandan permintaan agregat sehingga akhirnya outputdan harga.

c) Jalur harga aset yang menekankan kebijakanmoneter berpengaruh pada perubahan harga asetdan kekayaan masyarakat yang selanjutnyamempengaruhi investasi atau konsumsi.

d) Jalur kredit. Terdapat dua jalur yaitu bank lendingchannel dan balance sheet channel (jalur neracaperusahaan).

e) Jalur ekspektasi yang menekankan bahwa kebijakanmoneter dapat diarahkan untuk mempengaruhipembentukan ekspektasi inflasi dan kegiatanekonomi.

INFLATION TARGETING: STRATEGI DALAMKEBIJAKAN MONETER

Kebijakan moneter dapat dilakukan melalui 4 buahstrategi pelaksanaan kebijakan moneter yaitu (i)penargetan nilai tukar, (ii) penargetan besaran moneter,(iii) penargetan inflasi, dan (iv) strategi kebijakanmoneter tanpa jangkar yang tegas. Pada saat ini setelah

2) Salah satu alasan penggunaan suku bunga dan nilai tukar disebabkan semakin melemahnya hubungan antarabesaran moneter dengan tingkat inflasi sejak terjadinya perkembangan pesat di sektor keuangan, sehinggaakhirnya menurunkan efektivitas besaran moneter sebagai target antara dalam kebijakan moneter (Affandi,2002). Alasan lain adalah karena adanya perubahan sistem nilai tukar di Indonesia sejak 1997, dan jugaberdasarkan penelitian Chowdury dan Siregar (2004), diperoleh bahwa faktor yang mempengaruhi output riiljangka pendek di Indonesia adalah suku bunga dan nilai tukar.

22


10 tahun penerapan inflation targeting di NewZealand, Chili, Australia, dan Kanada, inflation tar-geting menjadi kebijakan moneter yang lebih disukaidi perekonomian sedang berkembang dan negaraindustri (Hebbel, and Tapia, 2002). Berkembangnyainflation targeting merupakan reaksi atas melemahnyahubungan antara besaran moneter dan sasaran akhirkebijakan moneter. Inflation targeting dilakukandengan cara mengumumkan kepada publik mengenaitarget inflasi jangka menengah dan komitmen BankSentral untuk mencapai stabilitas harga sebagai tujuanjangka panjang. Dengan menargetkan inflasi, BankSentral menjadi lebih kredibel dan fokus dalam mencapaikestabilan harga sebagai tujuan akhir. Salah satukeunggulan inflation targeting dibanding strategikebijakan moneter lain adalah pada sisi komunikatif.

Secara luas terdapat kesepakatan mengenaikerangka utama dalam pengaktegorian suatu negaradianggap menggunakan inflation targeting sebagaianchor (Hebbel dan Tapia (2002), Truman (2003) dalamHu (2003)) yaitu apabila:a) Mengartikulasikan target numerik yang eksplisit

atau rangkaian target.b) Dominasi target inflasi dibandingkan target nomi-

nal lain, atau tidak adanya target yang lain, sertatidak adanya kebijakan fiskal yang lebih dominandibandingkan dengan kebijakan moneter.

c) Independensi otoritas moneter dalam menetapkantarget sebagai tujuan.

d) Transparansi dan akuntabilitas moneter yang tinggidalam menjalankan kebijakan moneter dan mencapaitarget.

e) Menetapkan rentang waktu tertentu untuk mencapaitarget.

f) Menciptakan sistem evaluasi untuk me-reviewapakah target dapat dicapai atau tidak.

Secara teoritis penetapan inflation targetingsebagai anchor baru kebijakan moneter memberikanmanfaat antara lain (Susianto, (2002), Gavin, (2003)):a) Mudah dipahami masyarakat karena masyarakat

hanya akan melihat ukuran keberhasilannya padapencapaian laju inflasi.

b) Dapat menciptakan ekspektasi yang rendahterhadap inflasi sehingga pada akhirnya dapatmenghasilkan tingkat inflasi aktual (actual infla-tion) sesuai yang diinginkan.

c) Dapat menghindari kemungkinan munculnyakebijakan-kebijakan yang dapat menimbulkandeviasi terhadap pencapaian target inflasi (discre-tionary policy).

d) Mengurangi resiko deflasi, menurunkanketidakpastian panjang inflasi, dan ketidakstabilanekonomi.

Meskipun manfaat inflation targeting secarateoritis telah dikemukakan, namun berdasarkanbeberapa penelitian empiris diperoleh hasil yangambigu dalam manfaat yang muncul akibat penggunaaninflation targeting. Hasil yang positif diperoleh daripenelitian Hu (2003), Neumann dan Von Hagen (2002)menunjukkan bahwa inflation targeting memperbaikikinerja inflasi dan output, menurunkan tingkat danvariabilitas inflasi, juga mengurangi volatilitas inflasi,output dan suku bunga.

Di lain pihak, beberapa penelitian empirismenyatakan bahwa manfaat inflation targeting tidakjelas (meskipun temuan tersebut tidak memberikanargumentasi yang kuat). Misalnya Ball dan Sheridan(2003) melakukan penelitian pada 7 negara yangmenggunakan inflation targeting dan 13 yang tidakmenggunakan, ternyata tidak diperoleh hasil yangsignifikan mengenai perbedaan kinerja antarnegara.Cecchetti dan Ehrmann (1999) menggunakan 23 negarasampel dimana 9 negara melakukan inflation targetingantara 1984-1997 hanya menunjukkan perbedaan kinerjayang kecil antara keduanya. Argumen lain yangmelawan inflation targeting dikemukakan dalampenelitian Festi (2003) yang menunjukkan bahwa in-flation targeting tidak cocok untuk perekonomian yangmenghadapi transisi ekonomi, karena tidak adanyainfrastruktur untuk inflation targeting serta shocksyang mempengaruhi inflasi tidak dapat dihindarkan.Kondisi ini tidak memungkinkan untuk dilakukan in-flation targeting karena inflation targeting dapatdilakukan hanya jika sektor riil bersifat stabil.

MEKANISME TRANSMISI DI INDONESIA

Untuk mendiskusikan kesiapan Indonesia dalammenggunakan inflation targeting, maka terlebih dahuluharus diketahui pola mekanisme transmisi di Indone-sia. Analisis mekanisme transmisi kebijakan moneter diIndonesia digunakan untuk menjawab tujuan penelitianyang pertama.

23


Spesifikasi Model

Mekanisme transmisi berkaitan berkaitan denganproses yang dilalui oleh kebijakan moneter untukmempengaruhi output dan harga (inflasi). Sepertidikemukakan dalam tujuan penelitian, mekanismetransmisi akan ditelusuri melalui jalur suku bunga dannilai tukar. Model yang digunakan dalam penelitian iniadalah model diadopsi dari penelitian Martines, Sanchezdan Werner (1997) dan Svensson (2000) denganmelakukan modifikasi pada beberapa variabel untuklebih mendekati kondisi di Indonesia. Modelmenggunakan sistem untuk perekonomian terbuka yangterdiri dari 4 buah persamaan. Empat buah persamaantersebut menunjukkan Agregat Supply (AS) yangdiproksi dengan tingkat inflasi, Agregat Demand (AD)yang diproksi dengan kesenjangan output, kebijakanrule yang diwakili oleh suku bunga dalam negeri danuncovered interest parity yang diproksi dengan realexchange rate.

Persamaan (1) merupakan model dari kurvaPhillips, yang menunjukkan hubungan inflasi terhadapkesenjangan output, suku bunga dan perubahan nilaitukar riil

πππππ t = ααααα0 + ααααα1πππππt –i + ααααα2(y-yp)t-i + ααααα3ΔΔΔΔΔRERt-i+ ααααα4rt-i + εεεεεπππππ

t

Persamaan (2) merupakan fungsi darikesenjangan output yang tergantung pada suku bungariil dan perubahan nilai tukar riil. Berdasarkan penelitian-penelitian sebeelumnya efek dari variabel ini munculdengan setidaknya satu lag. Error term dari persamaan(2) dapat diinterpretasikan sebagai goncangankebijakan fiskal.

(y-yp)t = βββββ0 + βββββ1(y-yp)t-i + βββββ2rt-i + βββββ3ΔΔΔΔΔRERt-i+ βββββ4πππππt-i + εεεεεy

t

Persamaan (3) menunjukkan proses determinasisuku bunga, yang dapat diinterpretasikan sebagaifungsi reaksi dari pasar dan bank sentral.

rt = γγγγγ0 + γγγγγ1rt-i +γγγγγ2(y-yp)t-i + γγγγγ3πππππt-i+ γγγγγ4ΔΔΔΔΔRERt-i + εεεεεr

t

Persamaan terakhir (4) menunjukkan persamaanperubahan nilai tukar riil.

ΔΔΔΔΔRERt = δδδδδ0+δδδδδ1ΔΔΔΔΔRERt-i + δδδδδ2(y-yp)t-i + δδδδδ3πππππt-i+ δδδδδ4rt-i + εεεεεrer

t

Berdasarkan empat persamaan dalam modelmaka variabel yang digunakan dalam penelitian iniadalah:1. RER merupakan perubahan real exchange rate

yang diperoleh dari nilai depresiasi/apresiasi nilaitukar dikurangi dengan tingkat inflasi. Dalampenelitian ini nilai RER ditransformasi dalam bentuklogaritma natural sehingga diperoleh perubahandalam bentuk persentase.

2. (y-yp) merupakan kesenjangan output. Dalampenelitian ini output diproksi dengan PDBberdasarkan lapangan usaha. Dengan demikian (y-yp) merupakan persentase kesenjangan antara nilaiaktual PDB dengan trend PDB. Trend PDBdikalkulasi berdasarkan Hodrick-Prescott Filter3.

3. p merupakan inflasi (dalam %). Proksi yangdigunakan dalam penelitian ini adalah inflasi IHK4.Kelemahan penggunaan inflasi IHK sebagai proksiadalah banyaknya item di dalam inflasi IHK yangtidak dapat dikontrol oleh kebijakan moneter.

4. r merupakan suku bunga pasar uang (dalam %).

(1)

3) Merupakan metode smoothing yang digunakan secara luas dalam ekonomi makro untuk mendapatkan estimasiyang halus dari series yang memiliki trend jangka panjang. Metode ini digunakan pertama kali dalam workingpaper yang dipublikasikan apda tahun 1997 oleh Hodrick and Prescott untuk menganalisis siklus bisnis. Secarateknis HP filter menghaluskan series y dengan meminimisasi varian y.

4) Secara teoritis inflasi yang dikontrol pemerintah adalah inflasi inti. Namun inflasi inti kurang populer dimasyarakat, maka banyak Bank Sentral yang menggunakan inflasi IHK sebagai target akhir kebijakanmoneternya. Negara yang menggunakan inflasi IHK sebagai target akhir antara lain Brazil, Chili, Israel, NewZealand, dan Swedia (Aisyah, 2002).

(2)

(3)

(4)

24


Data yang digunakan merupakan datatriwulanan dengan periode waktu 1981.1 sampai dengan2004.2. Sumber data yang digunakan adalah Interna-tional Financial Statistics, Laporan tahunan Bank In-donesia, dan Statistik Ekonomi Keuangan Indonesiayang diperoleh dari www.bi.go.id.

Metode Estimasi Model

Penelitian akan menggunakan pendekatan VectorAutoregression (VAR) sebagai model untuk data runtutwaktu, dimana setiap variabel endogen dijelaskan olehnilai lag-nya dan lag variabel endogen lain. Sims, 1980dalam Gujarati (2003) memperkenalkan unrestrictedVAR untuk makro-ekonometrik. Tidak seperti modelpersamaan simultan, model VAR merupakan modelyang a-teori, karena menggunakan informasi yang lebihsedikit. Menurut Sims, jika terdapat simultanitas yangbenar antarsatu set variabel, maka mereka harusdiperlakukan secara sama. Jadi dalam model VAR tidakdilakukan pembedaan antara variabel endogen daneksogen. Tujuan dari VAR adalah untukmenginvestigasi respon dinamik dari suatu sistemterhadap adanya goncangan tanpa tergantung pada“restriksi identifikasi” yang melekat dalam modelstruktural atau “restriksi kontroversial” dari teoriekonomi.

Koefisien individual dalam model VAR yangdiestimasi sering sulit untuk diinterpretasikan. Dengandemikian, digunakan Impulse Response Function (IRF).IRF menunjukkan respon dari variabel dependen dalamsistem VAR terhadap goncangan dalam bentuk errorterm untuk beberapa periode ke depan. IRF digunakanuntuk melihat respon seluruh variabel terhadapgoncangan satu variabel atau sebaliknya melihatrespon satu variabel terhadap goncangan seluruhvariabel. IRF merupakan pusat analisis dari VAR.

Analisis berikutnya didasarkan pada VarianceDecomposition (VD) yang menunjukkan proporsipergerakan dalam suatu rangkaian “own shocks”dibandingkan dengan goncangan variabel lain. Bilaantargoncangan tidak berkorelasi, maka IRF dapatdiinterpretasikan secara langsung, yaitu merupakanshock pada masing-masing variabel dependennya.Sedangkan pada umumnya antargoncangan terjadikorelasi sehingga tidak dapat dihubungan denganvariabel yang spesifik.VD berguna untuk meramalkankemungkinan yang akan datang. Semakin panjangrentang waktu maka VD akan menjadi konvergen.

Analisis Model Mekanisme Transmisi

Langkah pertama dalam estimasi VAR adalah melakukanpengujian stasioneritas data5. Pengujian stasioneritasdata dilakukan dengan menggunakan uji akar-akar unitmelalui Dickey-Fuller dan Augmented Dickey-Fuller.

5) Bila data tidak bersifat stasioner maka model VAR tidak dapat digunakan, dan harus diubah dengan menggunakanmodel Vector Error Correction (Pindyck and Rubinfeld, 1991).

Uji Integrasi Derajat 1 Variabel DF ADF

RER -5.920177* -5.888688* Output -5.551489* -5.559980* Inflasi -7.215890* -7.175564* Suku bunga -4.522612* -4.505293*

Tabel 2Uji Akar Unit DF dan ADF

Sumber: IFS, BI data yang diolah.Keterangan: * signifikan pada a = 5%

25


Berdasarkan hasil pengujian akar unit yangdisarikan pada tabel 2, tidak seluruh data stasioner padalevelnya. Maka dilakukan pengujian integrasi derajat 1yang menunjukkan seluruh data stasioner pada I(1).Selanjutnya diperlukan pengujian kointegrasi agardapat diketahui metode penelitian yang digunakan VARmodel atau VEC model. Dengan menggunakanJohansen test diperoleh bahwa hipotesis nol: non-cointergration, ditolak pada a = 5%. Dengan demikianestimasi dapat menggunakan model VAR

Dua pusat pembahasan berupa Impulse Re-sponse Function (IRF) dan Variance Decomposition(VD) sangat sensitif terhadap pengurutan variabel.Pengurutan variabel dilakukan dengan melihat strukturmatriks kovarinas residual dan menghasilkan urutansebagai berikut: RER, (y-yp), inflasi dan suku bunga.

Analisis Impulse Reaction Function

IRF menunjukkan seberapa besar pengaruh yang terjadipada variabel-variabel endogen bila ada goncangan

(shocks) sebesar satu standar deviasi pada satu periodewaktu. Baris dalam gambar 2. menunjukkan reaksimasing-masing variabel endogen terhadap goncangan(shocks) struktural yang terjadi dalam kolom. Kolompertama dalam gambar 2 menunjukkan goncangan RERsebesar 1 standar deviasi akan mengakibatkankesenjangan output mengalami kenaikan sebesar 0,74%pada satu periode ke depan, dan kemudian mengalamipenurunan mulai periode ke-3 sampai dengan ke-8.Goncangan RER memberikan pengaruh yang signifikanhanya pada satu dan dua periode ke depan. Di lainpihak, goncangan RER akan menimbulkan reaksiterbesar pada inflasi. Hal ini ditunjukkan pada kenaikaninflasi sebesar 2,17% dan kemudian naik menjadi 2,20%pada periode ke-2. Respon inflasi akan menunjukkanpenurunan mulai periode ke-3. meskipun respon inflasimenunjukkan penurunan, namum goncangan RERmasih memberikan pengaruh yang signifikan bagi inflasisampai dengan 6 periode setelah terjadinya goncangan.Reaksi suku bunga atas goncangan RER hanyasignifikan pada satu periode ke depan.

26


Gambar 2Impulse Reaction Function

- 0 . 0 5

0 . 0 0

0 . 0 5

0 . 1 0

0 . 1 5

0 . 2 0

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

RER

- 0 . 0 5

0 . 0 0

0 . 0 5

0 . 1 0

0 . 1 5

0 . 2 0

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

YGAP

- 0. 0 5

0 . 0 0

0 . 0 5

0 . 1 0

0 . 1 5

0 . 2 0

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

INFL ASI

- 0. 0 5

0 . 0 0

0 . 0 5

0 . 1 0

0 . 1 5

0 . 2 0

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

SUKU BUNGA

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

YGAP

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

RER

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

INFL

ASI

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

- 1

0

1

2

3

4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

0

2

4

6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

SUKU

BUN

GA

- 2

0

2

4

6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

0

2

4

6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

- 2

0

2

4

6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 1 2

Goncangan kesenjangan output dapatdihubungkan dengan kebijakan ekspansi fiskal. Reaksiterhadap goncangan kebijakan fiskal ini tercermin darikenaikan baik RER, inflasi maupun suku bunga.Perbedaan yang terjadi adalah reaksi RER tidak terjadipada periode pertama sesudah terjadinya goncangankebijakan fiskal. Sedangkan bagi inflasi, adanyagoncangan kebijakan fiskal akan menaikkan inflasisecara signifikan mulai pada periode pertama sebesar0,30% dan masih akan meningkat di periode ke-2sebesar 1,07%. Dengan demikian, ekspansi fiskal akancenderung mendorong meningkatnya inflasi.

Kolom 3 dalam gambar 2 menunjukkan adanyagoncangan inflasi sebesar 1 standar deviasi.Goncangan inflasi memberikan pengaruh yanglangsung pada suku bunga dengan kenaikan sukubunga sebesar 1,98% dan masih signifikan sampai 3periode sesudahnya walaupun kenaikannya semakinkecil. Sedangkan reaksi RER dan output gap terhadapgoncangan inflasi baru akan terjadi sesudah periodeke-2. Reaksi terhadap goncangan inflasi akan mengecilsesudah periode ke-5.

Goncangan suku bunga akan direspon olehkenaikan kesejangan output, inflasi dan RER sesudah

27


periode ke-2. RER akan mengalami kenaikan sebesar0,023%, kesenjangan output akan naik sebesar 1,11%sesudah periode 3, dan inflasi akan naik mulai periode2 sebesar 1,05% dan masih akan berlanjut sampai keperiode 5.

Analisis Variance Decomposition

VD memberikan informasi mengenai kepentingan relatifatau besarnya proporsi inovasi setiap variabel terhadapvariabel endogen dalam sistem VAR. Dalam penelitianini digunakan rentang waktu selama 12 periode.

Berdasarkan estimasi VD dalam tabel 3. secaraumum terlihat bahwa proporsi terbesar yangmempengaruhi masing-masing variabel adalah inovasivariabel itu sendiri. 63,76% peramalan perubahanvarians error pada RER disebabkan oleh inovasi RERitu sendiri. Sedangkan sisanya ditentukan oleh variasikesenjangan output (13,69%), inflasi (11,64%) dan sukubunga (10,90%). Sedangkan 73,86% peramalanperubahan varians error pada kesenjangan outputdisebabkan oleh inovasi kesenjangan output itu sendiri.Variabel lain memberikan proporsi variasi yang relatifkecil.

Proporsi variasi inovasi dalam variabel inflasicukup merata, meskipun yang paling dominan adalahinovasi inflasi itu sendiri (34,53%). Variabel lain yangmemberikan pengaruh besar adalah RER (30,68%) dansuku bunga (24.55%). Yang terakhir adalah inovasisuku bunga memiliki proporsi sebesar 65,82% terhadapperamalan perubahan varians error pada suku bunga,sehingga variabel lain memberikan sumbangan yangrelatif kecil.

Inovasi RER (y-yp) Inflasi Suku bunga Total

RER 63,77 13,69 11,64 10,90 100,00 (y-yp) 7,38 73,86 5,85 12,91 100,00 Inflasi 30,69 10,23 34,53 24,55 100,00 Suku bunga 11,79 5,44 16,94 65,82 100,00

Tabel 3Variance Decomposition

Sumber: IFS, BI data yang diolah

MEKANISME TRANSMISI DAN INFLATION TAR-GETING: SUATU DISKUSI

Bagian lima ditujukan untuk menjawab tujuan penelitiankedua dan merupakan suatu upaya awal untuk melihatatau mendiskusikan apakah kondisi Indonesia telahcukup mendukung untuk mengadopsi inflation tar-geting secara penuh6. Dalam tinjauan literatur yangtelah dikemukakan dalam penjelasan sebelumnya,terlihat ada 2 kelompok besar persyaratan dalammengadopsi inflation targeting. Kelompok pertamaadalah kesiapan indikator ekonomi dan kelompok yangkedua adalah kesiapan institusional. Kesiapan ekonomiakan didiskusikan dengan menggunakan hasil estimasidari mekanisme transmisi. Sedangkan kesiapaninstitusional akan didiskusikan dengan menelusurikondisi institusional secara kualitatif.

Mekanisme transmisi menjadi poin pentingdalam penerapan inflation targeting. Apabilamekanisme transmisi berjalan dengan baik, prosesinflasi dapat berjalan dengan baik dan dapat dikontrol

6) Bagian ini dikatakan sebagai diskusi awal, karena banyak limitasi yang dihadapi dalam menelusuri kesiapansecara komprehensif. Sehingga diskusi awal ini masih perlu ditindaklanjuti dengan penelitian yang memfokuskanpada masalah inflation targeting di Indonesia.

28


melalui penetapan suku bunga maka kondisi inimemberikan dukungan terhadap adopsi inflation tar-geting. Penentuan suku bunga sebagai target antaradalam beberapa penelitian empiris lebih dianjurkan daripada nilai tukar, karena memiliki mekanisme yang lebihlangsung. Dengan demikian, dari sisi kesiapanekonomi, inflation targeting dapat diadopsi denganlebih baik, bila mekanisme transmisi melalui jalur sukubunga memberikan efek yang lebih dominan dalammencapai target akhir kebijakan moneter. Berdasarkanhasil estimasi mekanisme transmisi, terlihat RERmerupakan jalur mekanisme transmisi yang lebih kuatdan cepat dibandingkan dengan suku bunga. Hal inidapat disimpulkan sebagai berikut:a) Salah satu syarat dilakukannya inflation targeting

adalah adanya sistem nilai tukar yang mengambangbebas. Indonesia telah menganut sistem tersebutsejak 1997. Permasalahannya adalah goncanganRER menimbulkan reaksi yang lebih instan padainflasi dibandingkan dengan goncangan sukubunga yang menghasilkan lag cukup panjang. Dilain pihak, goncangan RER memiliki proporsipengaruh terhadap inflasi yang lebih besar (30,63%)dibandingkan dengan goncangan suku bunga(24,55%). Hasil empiris ini menunjukkan bahwauntuk melakukan disinflasi atau menjaga stabilisasiinflasi, maka sebaiknya RER berada dalam kondisiyang relatif stabil sehingga tidak memicu terjadinyainflasi. Bank sentral perlu merespon pergerakan nilaitukar bila pergerakannya akan mempengaruhipencapaian target inflasi. Kondisi yang dilematismuncul karena dalam sistem nilai tukarmengambang, pemerintah tidak memiliki otoritas lagidalam mengintervensi RER, padahal RER memilikipengaruh yang dominan dalam stabilisasi inflasi.Dengan demikian pemerintah diharapkan mampumenjaga stabilitas kursnya bukan melalui intervensitetapi melalui penguatan indikator ekonomieksternal misalnya penguatan cadangan valutaasing

b) Berdasarkan sisi output, meskipun RER memilikiproporsi yang lebih besar dalam variasi output,namun terlihat bahwa goncangan RER akan secaralangsung memberikan dampak pada semakinlebarnya kesenjangan output aktual dengan targetoutput. Goncangan RER ini masih akan

mempengaruhi kesenjangan output sampai duaperiode ke depan, sedangkan goncangan sukubunga tidak akan secara langsung direspon olehkesenjangan output dan memiliki lag sampai tigaperiode ke depan. Dengan demikian, apabilapemerintah melakukan pengelolaan suku bunga,dampaknya tidak akan langsung pada perbaikankesenjangan output. Reaksi mekanisme suku bungapun terlihat tidak optimal, karena berdasarkan data,penurunan suku bunga SBI tidak langsung diresponoleh penurunan suku bunga kredit, sehingga sektorriil pun tidak bereaksi dengan segera.

Berdasarkan sisi kesiapan institusional,terdapat beberapa indikator yang perlu dilihat yaitu:a) Independensi bank sentral dan independensi dalam

penetapan instrumen. Bank sentral perludibebaskan untuk mencapai tujuan inflasi yangspesifik. Secara institusional Bank Indonesia telahmemiliki independensi. Namun denganditandatanganinya MoU antara Gubernur BI danpemerintah yang diwakili oleh DepartemenKeuangan No. 3 tahun 2004, dimana target inflasiakan ditentukan oleh pemerintah setelah melaluiproses koordinasi dengan BI, menunjukkan adanyasatu keragu-raguan dalam pemberian wewenangpenuh bagi BI dalam melaksanakan inflation tar-geting.

b) Penyampaian (disclosure) yang memadai. Banksentral diharapkan menyampaikan target inflasisecara jelas dan sering baik ke pemerintah, pasardan publik. Selama ini BI telah menyampaikan tar-get inflasinya melalui berbagai publikasi. Sehinggadari sisi disclosure telah dilakukan dengan memadai,namun mungkin yang perlu dilihat adalah rentangsebaran informasi yang masih relatif terbatas.

c) Pemilihan indeks inflasi yang tepat. Dalam MoU,telah disepakati target inflasi dilakukan dalam duabentuk yaitu inflasi IHK dan inflasi inti. Hal ini cukupmemadai karena, ukuran inflasi yang memiliki presisilebih baik adalah inflasi inti, namun ukuran ini kurangdikenal oleh masyarakat, sehingga inflasi IHKdipandang dapat lebih komunikatif bagi masyarakat.Kondisi ini menunjukkan bahwa telah dilakukanpemilihan indeks inflasi dengan baik.

Berdasarkan hasil kesiapan ekonomi daninstitusional, dapat diambil kesimpulan bahwa

29


pelaksanaa inflation targeting di Indonesia secarapenuh masih membutuhkan komitmen dan justifikasiyang lebih kuat baik dari pemerintah maupunmasyarakat pada umumnya. Hal ini berkaitan denganmasalah struktural ekonomi domestik yang masihsangat rentan terhadap goncangan nilai tukar. Kondisilain juga menunjukkan bahwa mekanisme transmisimelalui suku bunga belum berjalan dengan optimal,sehingga dikawatirkan juga akan mempengaruhi kinerjainflation targeting. Berdasarkan sisi institusionalmasih terlihat ada tarikan kepentingan antarapemerintah dan BI, yang apabila tidak dibicarakan akancenderung mendistorsi independensi BI dalammenentukan target inflasi dan juga instrumennya.Dengan demikian, keputusan BI untuk melakukan in-flation targeting secara learning process merupakansuatu langkah yang tepat, terutama bila disertai denganpenguatan struktur ekonomi domestik dan kesiapaninstitusional.

KETERBATASAN PENELITIAN

Penelitian ini memiliki beberapa keterbatasan yangmenyebabkan hasil penelitian tidak optimal dan masihperlu ditindaklanjuti dengan penelitian berikutnya.Dalam pemodelan mekanisme transmisi, keterbatasanmuncul dalam penggunaan data. Model yang idealdalam mekanisme transmisi dan terutama bila dikaitkandengan inflation targeting adalah memasukkan unsurekspektasi suku bunga, dan ekspektasi inflasi didalamnya. Apabila variabel ekspektasi digunakan dalammodel maka keuntungan yang bisa diperoleh adalahdapat dilakukan simulasi untuk melihat kesenjanganantara inflasi aktual dan target yang ingin dicapai. Dalammodel VAR pada dasarnya juga dimungkinkanmemasukkan goncangan eksogen lain yang tidak beradadalam sistem. Variabel yang dapat digunakan sebagaishock misalnya perkembangan pasar surat berharga,jalur mekanisme kredit, dan harga aset. Keterbatasan

yang ada dalam kajian kesiapan adalah kajian hanyabersifat deskriptif. Analisis ini akan menjadi lebih tajambila dilakukan pula pemodelan kuantitatif, danpenelusuran aktivitas institusi dalam rangka inflationtargeting secara lebih komprehensif. Denganketerbatasan ini, pada dasarnya penelitian ini masihmemungkinkan untuk dikembangkan lebih lanjut.

SIMPULAN

Berdasarkan hasil penelitian terlihat bahwa penerapanatau adopsi inflation targeting di Indonesia tidaksemudah yang dibayangkan hanya yaitu berupapenggantian anchor kebijakan moneter. Banyak halyang harus disiapkan untuk dapat mengadopsi infla-tion targeting dan menjadikan strategi tersebutmenghasilkan kinerja yang lebih optimal. Berdasarkanhasil kajian mengenai mekanisme transmisi, dapatdisimpulkan bahwa nilai tukar merupakan jalurmekanisme transmisi yang lebih kuat dan cepat dalammempengaruhi output dan inflasi. Adanya goncangandi dalam nilai tukar berupa depresiasi akanmempengaruhi kestabilan output dan inflasi. Di sisi lain,jalur suku bunga masih mengalami hambatan, sehinggapengelolaan suku bunga tidak akan memberikanpengaruh yang kuat dan langsung pada output daninflasi. Hasil mekasnisme transmisi ini, apabila dikaitkandengan kesiapan Indonesia dalam menjalan inflationtargeting secara penuh, merupakan suatu kelemahanyang harus dikelola. Besarnya dominasi ketidakstabilannilai tukar terhadap stabilisasi ekonomi secara luas,merupakan hambatan dalam penerapan inflation tar-geting secara penuh. Berdasarkan sisi institusional, BItelah menunjukkan langkah-langkah yang cukup untukmempersiapkan adopsi inflation targeting secarapenuh, namun masih terdapat benturan kepentingan,terutama dalam masalah independensi penetapan tar-get. Hal ini juga harus menjadi suatu koreksi bagipemerintah dan BI dalam operasionalisasi inflationtargeting secara penuh.

30


LAMPIRAN 1: Impulse Reaction Function

Response of D(LRER): Period

D(LRER) D(YGAP1) D(INFL) D(I)

1 0.135105 0.000000 0.000000 0.000000 (0.01001) (0.00000) (0.00000) (0.00000)

2 0.017743 0.044396 0.055665 0.023240 (0.01525) (0.01525) (0.01282) (0.01383)

3 0.002613 0.037037 0.015948 0.026253 (0.01530) (0.01684) (0.01235) (0.01493)

4 -0.003665 -0.012394 0.005432 0.041674 (0.01170) (0.01288) (0.01065) (0.01143)

5 -0.017871 -0.010223 0.004649 0.010188 (0.00873) (0.00967) (0.00857) (0.00960)

6 -0.008534 -0.019894 -0.005111 -0.006034 (0.00741) (0.00809) (0.00663) (0.00839)

7 -0.002659 -0.007131 -0.003364 -0.004850 (0.00558) (0.00567) (0.00557) (0.00705)

8 0.001279 -0.002327 -0.004730 -0.010100 (0.00466) (0.00524) (0.00413) (0.00568)

9 0.001313 0.002671 -0.001431 -0.002867 (0.00359) (0.00410) (0.00332) (0.00448)

10 0.001813 0.003374 -0.000948 -0.002290 (0.00272) (0.00338) (0.00266) (0.00377)

11 0.000981 0.002025 0.000605 0.001035 (0.00194) (0.00244) (0.00190) (0.00298)

12 0.000416 0.001454 0.000811 0.000957 (0.00146) (0.00198) (0.00149) (0.00236)

Response of D(YGAP1): Period


1 0.747022 3.199796 0.000000 0.000000 (0.33997) (0.23718) (0.00000) (0.00000)

2 0.654314 -0.559287 -0.055123 0.258086 (0.32653) (0.33170) (0.29046) (0.33417)

3 -0.353355 1.084811 0.882030 1.115615 (0.36745) (0.38460) (0.28042) (0.33553)

4 0.199224 -0.536017 -0.136873 -0.192690 (0.25051) (0.28654) (0.21371) (0.28690)

5 -0.214626 -0.050359 0.357294 0.759119 (0.21753) (0.29952) (0.21245) (0.26994)

6 -0.050235 -0.197629 -0.143999 -0.345792 (0.14498) (0.22112) (0.13593) (0.21862)

7 -0.094212 -0.193031 0.008691 0.164968 (0.11530) (0.18347) (0.13176) (0.19032)

31


Response of D(INFL): Period


1 2.177571 0.308832 2.514403 0.000000 (0.31077) (0.26457) (0.18638) (0.00000)

2 2.205684 1.072275 2.097858 1.059281 (0.45110) (0.42210) (0.35063) (0.34815)

3 0.770658 0.901172 1.330017 2.177285 (0.53118) (0.59465) (0.47125) (0.47841)

4 -0.481020 -0.053543 0.496846 1.521960 (0.44293) (0.51015) (0.45017) (0.43807)

5 -0.834285 -0.814118 0.001812 0.679820 (0.38260) (0.43213) (0.38325) (0.38545)

6 -0.562074 -0.858378 -0.255411 -0.153127 (0.31133) (0.32772) (0.30975) (0.33936)

7 -0.192966 -0.533116 -0.294369 -0.492175 (0.25768) (0.28124) (0.25733) (0.31446)

8 0.038640 -0.090966 -0.217805 -0.462609 (0.21928) (0.23624) (0.20858) (0.26008)

9 0.126541 0.136141 -0.120733 -0.275118 (0.18370) (0.20359) (0.17290) (0.21143)

10 0.107320 0.203069 -0.019372 -0.070490 (0.14132) (0.16608) (0.13652) (0.17734)

11 0.065540 0.146884 0.031440 0.035121 (0.10308) (0.12606) (0.10671) (0.15251)

12 0.024309 0.068761 0.051696 0.082808 (0.07796) (0.09591) (0.07884) (0.12111)

8 -0.024111 0.021896 -0.085702 -0.199761 (0.08538) (0.14170) (0.08249) (0.14549)

9 0.010811 -0.074816 -0.047972 -0.043294 (0.05926) (0.10108) (0.07790) (0.12049)

10 0.007085 0.083729 -0.004787 -0.040374 (0.04373) (0.07872) (0.05060) (0.09327)

11 0.031779 -0.001916 -0.018407 -0.032755 (0.03270) (0.05113) (0.04341) (0.07104)

12 0.004552 0.045695 0.023377 0.033357 (0.02379) (0.04310) (0.02870) (0.05358)

32


Response of D(I): Period


1 1.854734 0.788850 1.987243 4.456002 (0.53604) (0.51479) (0.48979) (0.33030)

2 0.371859 -0.562225 1.018184 -0.184230 (0.52372) (0.53952) (0.47107) (0.53617)

3 -0.523615 -0.159257 0.909567 1.742758 (0.54190) (0.60352) (0.44290) (0.52623)

4 -0.195630 -0.560945 -0.253383 0.045331 (0.31946) (0.38485) (0.30716) (0.37930)

5 -0.467244 -0.705011 -0.097384 0.204407 (0.26709) (0.39496) (0.28516) (0.35316)

6 -0.247147 -0.196354 -0.264881 -0.498484 (0.18550) (0.25740) (0.19710) (0.27761)

7 0.027259 -0.237809 -0.226467 -0.314083 (0.15064) (0.20880) (0.18448) (0.24709)

8 0.059125 0.168825 -0.062656 -0.203322 (0.13180) (0.17362) (0.12542) (0.18854)

9 0.109326 0.094958 -0.050619 -0.133147 (0.10509) (0.12814) (0.11827) (0.15428)

10 0.050888 0.149404 0.049974 0.069755 (0.07487) (0.10576) (0.08263) (0.12492)

11 0.034664 0.056031 0.025057 0.027182 (0.05602) (0.07488) (0.06880) (0.10103)

12 -0.004397 0.013054 0.044241 0.085061 (0.04520) (0.06396) (0.04772) (0.07648)

Ordering: D(LRER) D(YGAP1) D(INFL) D(I)

33


Variance Decomposition of D(LRER): Period

S.E. D(LRER) D(YGAP1) D(INFL) D(I)

1 0.135105 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.155493 76.79803 8.152092 12.81596 2.233912 3 0.162789 70.09405 12.61420 12.65273 4.639021 4 0.168622 65.37544 12.29677 11.89623 10.43155 5 0.170243 65.23837 12.42431 11.74533 10.59198 6 0.171796 64.31109 13.54170 11.62248 10.52472 7 0.172066 64.13348 13.67103 11.62430 10.57119 8 0.172447 63.85551 13.62882 11.64815 10.86752 9 0.172502 63.82026 13.64404 11.64755 10.88815 10 0.172563 63.78669 13.67274 11.64242 10.89815 11 0.172582 63.77600 13.68353 11.64111 10.89936 12 0.172593 63.76832 13.68885 11.64181 10.90103

Variance Decomposition of D(YGAP1): Period


1 3.285839 5.168619 94.83138 0.000000 0.000000 2 3.406950 8.496102 90.90387 0.026178 0.573848 3 3.864138 7.440806 78.54712 5.230639 8.781437 4 3.913365 7.513950 78.45951 5.222201 8.804344 5 4.008360 7.448723 74.80051 5.772156 11.97861 6 4.030985 7.380873 74.20357 5.835155 12.58040 7 4.040082 7.402049 74.09804 5.809368 12.69054 8 4.046057 7.383757 73.88230 5.837091 12.89685 9 4.047279 7.380012 73.87187 5.847615 12.90051 10 4.048355 7.376395 73.87537 5.844646 12.90359 11 4.048655 7.381464 73.86446 5.845849 12.90823 12 4.049120 7.379894 73.86022 5.847838 12.91205

Variance Decomposition of D(INFL): Period


1 3.340571 42.49163 0.854678 56.65370 0.000000 2 4.764170 42.32597 5.485898 47.24448 4.943649 3 5.532888 33.32186 6.720256 40.80695 19.15092 4 5.780166 31.22435 6.166146 38.12903 24.48048 5 5.935596 31.58608 7.728690 36.15829 24.52695 6 6.030980 31.46345 9.511883 35.20294 23.82172 7 6.084657 31.01135 10.11246 34.81863 24.05756 8 6.106903 30.78983 10.06111 34.69262 24.45644 9 6.117114 30.72992 10.07708 34.61586 24.57714 10 6.121861 30.71301 10.17149 34.56319 24.55230 11 6.124155 30.70146 10.22140 34.53994 24.53720 12 6.125367 30.69088 10.22996 34.53340 24.54576

LAMPIRAN 2: Variance Decomposition

34


Variance Decomposition of D(I): Period


1 5.278959 12.34431 2.233020 14.17116 71.25151 2 5.421478 12.17428 3.192597 16.96299 67.67013 3 5.792795 11.48061 2.872007 17.32347 68.32391 4 5.828865 11.45161 3.762705 17.29870 67.48698 5 5.894259 11.82731 5.110328 16.94429 66.11808 6 5.929635 11.86033 5.159187 16.94226 66.03823 7 5.947084 11.79293 5.288857 16.98800 65.93021 8 5.953576 11.77709 5.357740 16.96204 65.90313 9 5.957040 11.79708 5.376920 16.94954 65.87646 10 5.959749 11.79365 5.434880 16.94117 65.83030 11 5.960227 11.79514 5.442844 16.94022 65.82180 12 5.961014 11.79208 5.441886 16.94125 65.82478

Ordering: D(LRER) D(YGAP1) D(INFL) D(I)

DAFTAR PUSTAKA

____________, Laporan Tahunan Bank Indo-nesia, berbagai edisi, www.bi.go.id

____________, Statistik Ekonomi KeuanganIndonesia, berbagai edisi, www.bi.go.id

____________, International Financial Statis-tics, berbagai edisi, International Mon-etary Fund

Affandi, Yoga (2002), The Optimal MonetaryPolicy Instruments: The Case Of Indo-nesia, Buletin Ekonomi Moneter DanPerbankan, Vol. 5, No. 3, Desember

Aisyah, Siti (2002), Overview: Inflation Target-ing Dan Penerapan Otonomi Daerah,Buletin Ekonomi Moneter DanPerbankan, Vol. 5, No. 2, September

Ball, Laurence , dan Niamh Sheridan (2003),Does Inflation Targeting Matter?, NBERWorking Paper,

Cecchetti, Stephen G, and Michael Ehrmann(1999), Does Inflation Targeting IncreaseOutout Volitality?, NBER Working Pa-per, No. 7426

Chowdhury, Anis, and Hermanto Siregar (2004),Indonesia’s Monetary Policy Dilemma–Constraints Of Inflation Targeting, TheJournal Of Developing Areas, Volume 37Number 2 Spring

Festi, Mejra (2003), Inflation Targeting ForSlovenia?, Eastern European Econom-ics, Vol 41, No. 1., January – February :79-98

Gavin, William T. (2003), Inflation Targeting:Why It Works And How To Make ItWork Better, Federal Reserve Bank OfSt. Louis Working Paper 027b

Golinelli, Roberto, and Ricardo Rovelli (2001),Monetary Policy Transmission, InterestRate Rules And Inflation Targeting InThree Transition Countries,www.dse.unibo.it

35


Gujarati, Damodar (2003), Basic Econometrics,4th ed., McGraw-Hill International Edi-tion, New York

Hebbel, Klaus Schmidt, and Mat´Ýas Tapia(2002), Inflation Targeting In Chile, NorthAmerican Journal Of Economics AndFinance, Vol. 13 : 125–146

Hu, Yifan (2003), Empirical Investigations Of In-flation Targeting, Working Paper 03-6.

Kuttner, Kenneth N, and Patricia C Mosser(2002), The Monetary TransmissionMechanism: Some Answer And FurtherQuestion, Federal Reserve Bank NewYork Economic Policy Review

Martinez, Lorenza, Oscar Sanchez, AlejandroWerner (1997), Monetary Policy AndThe Transmission Mechanism InMexico, BIS papers No.8

Neumann, Manfred JM, and Jurgen von Hagen(2002), Does Inflation Targeting Matter?,Federal Reserve Bank of St Louis Re-view , 84 (4):127-148

Pindyck, Robert S., and Daniel L. Rubinfeld(1991), Econometric Models and Eco-nomic Forecasts, 3rd ed., McGraw-HillInternational Edition, New York

Siklos, Pierre L., and István Ábel (2002), Is Hun-gary Ready For Inflation Targeting?,Economic Systems, Vol. 26: 309–333

Susianto, Edi (2002), Menyipkapi Inflation Tar-geting Dalam Proses PemulihanEkonomi, Suatu Tinjauan Teori, BuletinEkonomi Moneter Dan Perbankan, Vol.5, No. 2, September

Svensson, LEO (2000), Open-economy InflationTargeting, Journal of International Eco-nomics, 50:150-183

Warjiyo, Perry dan Solikin, Kebijakan Moneter,dalam buku Bank Indonesia, BankSentral RI : Tinjauan Kelembagaan,Kebijakan Dan Organisasi, PusatPendidikan dan Studi Kebanksentralan.

Warjiyo, Perry (2002), Overview: KebijakanMoneter Dan Aktivitas Ekonomi, BuletinEkonomi Moneter Dan Perbankan, Vol.5, No. 3, Desember

36


37

Jam STIE YKPN -Astuti Purnamawati dan Rudy Badrudin Analisis Fungsi Produksi ......

ABSTRACT





ANALISIS FUNGSI PRODUKSI ANALISIS FUNGSI PRODUKSI ANALISIS FUNGSI PRODUKSI ANALISIS FUNGSI PRODUKSI ANALISIS FUNGSI PRODUKSI COBB-DOUGLASCOBB-DOUGLASCOBB-DOUGLASCOBB-DOUGLASCOBB-DOUGLASTERHADAP PRODUK DOMESTIK REGIONALTERHADAP PRODUK DOMESTIK REGIONALTERHADAP PRODUK DOMESTIK REGIONALTERHADAP PRODUK DOMESTIK REGIONALTERHADAP PRODUK DOMESTIK REGIONAL

BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,BRUTO (PDRB) KABUPATEN SLEMAN,PROPINSI DIY, TAHUN 2001PROPINSI DIY, TAHUN 2001PROPINSI DIY, TAHUN 2001PROPINSI DIY, TAHUN 2001PROPINSI DIY, TAHUN 2001

Astuti Purnamawati *)

Rudy Badrudin **)

*) Dra. Astuti Purnamawati, M.Si., dan **) Drs. Rudy Badrudin, M.Si., adalah Dosen Tetap STIE YKPN Yogyakarta.

ABSTRACT

This research analysis Gross Regional Domestic Prod-uct in Sleman with Cobb-Douglas production func-tion in 2001. This study reveals that production scaleis increasing return to scale. It means, if technology isassumed constant, one percent increasing in labor andcapital will increase the output more than one percent.According to the regression analysis, researcher con-cludes that the labour doesn’t affect significantly tothe Gross Regional Domestic Product in Sleman andonly the capital input that affects significantly to theGross Regional Domestic Product in Sleman.

Keywords: Gross Regional Domestic Product andCobb-Douglas

PENDAHULUAN

Pemberlakuan dua undang-undang tentang OtonomiDa-erah per 1 Januari 2001, yaitu Undang-UndangNomor 22 tentang Pemerintah Daerah tahun 1999 danUndang-Undang Nomor 25 tentang PerimbanganKeuangan antara Pemerintah Pusat dan Daerah telahmemberikan peran yang lebih besar kepada pemerintah,

instansi, dan para pelaku ekonomi daerah untukmenangani pembangunan di daerah. Kedua undang-undang tentang otonomi daerah tersebut munculkarena proses pembangunan di Indonesia selama OrdeLama dan Orde Baru telah mengakibatkan terjadinyakesenjangan pembangunan antarwilayah-IndonesiaBarat dan Indonesia Timur. Kesenjangan tersebutterjadi karena adanya ketidakmerataan dalam alokasiinvestasi antarwilayah yang ternyata sangatberpengaruh dalam memicu dan memacu pertumbuhanregional. Oleh karena itu, sekaranglah waktunya untukmemberi peran yang lebih besar kepada pemerintah,instansi, dan para pelaku ekonomi daerah untukmenangani pembangunan di daerah.

Pemerataan pembangunan wilayah denganpemerataan alokasi investasi antarwilayah perlumemperhatikan masalah dan potensi yang ada diwilayah sehingga diharapkan akan terjadi spesialisasidalam proses pembangunan dengan keunggulankomparatif yang dimiliki masing-masing wilayah.Demikian pula dengan pengembangan wilayah melaluipembangunan di daerah antara pusat pemerintahandaerah propinsi dengan kota/kabupaten dan antaradaerah kota/kabupaten dengan kecamatan, danseterusnya harus pula memperhatikan masalah danpotensi yang ada.

38

Jam STIE YKPN - Astuti Purnamawati dan Rudy Badrudin Analisis Fungsi Produksi ......

Menurut UU Nomor 22 tahun 1999, RepublikIndonesia menganut asas desentralisasi, asasdekonsentrasi, dan tugas pembantuan dalampenyelenggaraan pemerintahan dengan memberikesempatan dan keleluasaan kepada daerah untukmenyelenggarakan otonomi daerah (UU Nomor 22tahun 1999 tentang Pemerintahan Daerah, 1999, 60-64).Hal itu disebutkan dalam penjelasan Pasal 18 UUD 1945.Oleh karena itu, Pasal 18 UUD 1945 menjadi landasanyang kuat bagi TAP MPR Republik Indonesia NomorXV/MPR/1998 tentang Penyelenggaraan OtonomiDaerah; Pengaturan, Pembagian dan PemanfataanSumber Daya Nasional yang Berkeadilan; sertaPer-imbangan Keuangan Pusat dan Daerah DalamKerangka Negara Kesatuan Republik Indonesia sebagailandasan yang kuat untuk menyelenggarakan otonomidaerah.

Otonomi daerah dilaksanakan denganmemberikan kewenangan yang luas, nyata, danbertanggungjawab kepada daerah secara proporsionalyang diwujudkan dengan pengaturan, pembagian, danpemanfaatan sumberdaya nasional yang berkeadilanserta perimbangan keuangan pusat dan daerah. Disamping itu, penyelenggaraan otonomi daerah jugadilaksanakan dengan prinsip-prinsip demokrasi,partisipasi masyarakat, pemerataan, dan keadilan, sertamemperhatikan potensi dan keanekaragaman daerah.Daerah propinsi merupakan daerah otonom dansekaligus wilayah administrasi sebagai pelaksanakewenangan pemerintah pusat yang didelegasikankepada gubernur. Daerah propinsi bukan merupakanpemerintah atasan dari daerah kabupaten atau daerahkota.

Kewenangan otonomi luas adalah keleluasaandaerah untuk menyelenggarakan peme-rin-tahan yangmencakup kewenangan semua bidang pemerintahan¾ perencanaan, pengawasan, pengendalian, danevaluasi ¾ kecuali di bidang luar negeri, pertahanankeamanan, peradilan, moneter dan fiskal, agama, sertakewenangan lainnya yang akan dengan ditetapkandengan Pemerintahan Peme-rintah. Kewenanganotonomi nyata adalah keleluasaan daerah untukmenyelenggarakan kewenangan daerah dalam bidangtertentu yang secara nyata ada dan diperlukan sertatumbuh, hidup, dan berkembang di daerah.Kewe-nangan otonomi yang bertanggungjawab adalahperwujudan pertangungjawaban sebagai konsekuensi

pemberian hak dan kewajiban kepada daerah dalammencapai tujuan pemberian otonomi. Untukmenyelenggarakan otonomi daerah tersebut makadaerah diberi kewenangan untuk menggali sumberkeuangan daerah sendiri yang didukung olehperimbangan keuangan antara pemerintah pusat dandaerah serta antara propinsi dan kabupaten/ kotasebagai prasyarat dalam sistem Pemerintahan Daerah.

Menurut UU Nomor 25 tahun 1999, dalampenyelenggaraan otonomi daerah diperlukanpengaturan, pembagian, dan pemanfaatan sumberdayanasional yang berkeadilan serta perimbangan keuanganpemerintah pusat dan daerah (UU Nomor 25 tahun 1999ten-tang Perimbangan Keuangan antara PemerintahPusat dan Daerah, 1999, 120-123). Sumber pembiayaanpelaksanan desentralisasi terdiri dari pendapatan aslidaerah, dana perimbangan, pinjaman daerah, dan lain-lain penerimaan yang sah. Berdasarkan sumberpembiayaan daerah tersebut, maka pelaksanaanpembangunan di daerah menjadi lebih lancar dengantidak mengabaikan distribusi pendapatan antarwilayahyang timpang seperti yang terjadi pada masa lalu. Hasilpembangunan yang ditunjukkan pada nilai ProdukDomestik Regional Bruto (PDRB) dapat dianalisisdengan memperhitungkan faktor-faktor yangmempengaruhi nilai PDRB tersebut. Analisis yangdilakukan tersebut dapat dilakukan denganmenggunakan teori pertumbuhan dan pembangunanekonomi yang dikemukakan oleh mashab historis danmashab analitis.

TEORI PERTUMBUNAN DAN PEMBANGUNANEKONOMI

Usaha-usaha pembangunan yang dilakukan berbagainegara, baik negara maju maupun negara sedangberkembang secara teoritis dapat dipelajari dengan teoripertumbuhan ekonomi. Ada dua pengelompokkan teoripertumbunan dan pembangunan ekonomi, yaitukelompok mashab historis dan mashab analitis (LincolinArsyad, hal. 45-69, 1999). Mashab historis adalah suatupandangan tentang teori pembangunan ekonomi yangmelihat pembangunan ekonomi berdasarkan suatu polapendekatan yang berpangkal pada perspektif sejarah.Metode kajian mashab ini bersifat induktif empiris.Dalam alam pikiran mashab ini fenomena ekonomiadalah produk perkembangan menyeluruh dan dalam

39


tahap tertentu dalam perjalanan sejarah. Beberapa teoripembangunan ekonomi historis antara lain adalah teoriyang dikemukakan oleh Friedrich List, BrunoHilderbrand, Karl Bucher, dan Walt Whitman Rostow.Mashab analitis adalah suatu pandangan tentang teoripembangunan ekonomi yang mengungkapkan prosespertumbuhan ekonomi secara logis dan konsisten,tetapi sering bersifat abstrak dan kurang menekankankepada aspek empiris. Metode kajian mashab ini bersifatdeduksi teoritis. Beberapa teori pertumbuhan ekonomianalitis antara lain adalah Adam Smith, David Ricardo,Robert Solow dan Trevor Swan (Solow-Swan), Sir RoyF. Harrod dan Evsey Domar (Harrod-Domar), NicholasKaldor, Arthur Lewis, dan Ranis-Fei.

Salah satu teori pertumbuhan ekonomi yangberkembang sejak tahun 1950-an adalah teoripertumbuhan ekonomi Neo-Klasik yang dikemukakanoleh Solow-Swan Menurut teori pertumbuhan ekonomiSolow-Swan, pertumbuhan ekonomi tergantungkepada pertambahan penyediaan faktor-faktorproduksi (penduduk, tenaga kerja, dan akumulasimodal) dan tingkat kemajuan teknologi. Berdasarkanpenelitian Solow (1957), dikemukakan bahwa peran darikemajuan teknologi di dalam pertumbuhan ekonomisangat tinggi. Pandangan ini didasarkan kepadaanggapan yang mendasari analisis Klasik, yaituperekonomian akan tetap mengalami tingkat pengerjaanpenuh dan kapasitas perlatan modal akan tetapsepenuhnya digunakan sepanjang waktu. Dengandemikian, seberapa perkembangan perekonomian akantergantung pada pertambahan penduduk, akumulasikapital, dan kemajuan teknologi. Teori pertumbuhanNeo-Klasik ini didasarkan kepada fungsi produksi yangdikembangkan oleh Charles Cobb dan Paul Douglas(fungsi produksi Cobb-Douglas) yang diformulasikansebagai berikut:

Q = T La Kb (persamaan 1)

keterangan:Q = tingkat output pada tahun tertentuT = tingkat teknologi pada tahun tertentuL = jumlah tenaga kerja pada tahun tertentuK = jumlah stok barang modal pada tahun tertentua = persentase perubahan output yang diciptakan

oleh perubahan 1% tenaga kerja

b = persentase perubahan output yang diciptakanoleh perubahan 1% modalAnalisis terhadap hubungan antara input dan

output dengan menggunakan fungsi produksi Cobb-Douglass dapat memberikan banyak informasimengenai karakteristik proses produksi yang dianalisis.Karakteristik peoses produksi yang dapat diketahui daripersamaan Q = T La Kb adalah sebagai berikut (Algifari,149-150, 2003):a. Nilai konstanta T, a, dan b dapat membedakan antara

proses produksi satu dengan proses produksi yanglain.

b. Nilai konstanta T menunjukkan tingkat teknologiyang digunakan dalam proses produksi waktutertentu.

c. Nilai a menunjukkan elastisitas input L. Jikateknologi dan jumlah input L yang digunakan dalamproses produksi tidak berubah, maka a menunjukkanbesarnya persentase perubahan jumlah outputsetiap perubahan 1% jumlah input L yangdigunakan dalam proses produksi.

d. Nilai b menunjukkan elastisitas input K. Jikateknologi dan jumlah input K yang digunakandalam proses produksi tidak berubah, maka bmenunjukkan besarnya persentase perubahanjumlah output setiap perubahan 1% jumlah input Kyang digunakan dalam proses produksi.

e. Jumlah nilai a dan b menunjukkan skala produksisuatu proses produksi. Jika a+b > 1, maka skalaproduksi tersebut adalah increasing return to scale.Proses produksi yang memiliki karakteristik increas-ing return to scale berarti jika teknologi tidakberubah sedangkan input L dan input K masing-masing ditambah 1% maka output akan meningkatlebih daripada 1%. Jika a+b = 1, maka skala produksitersebut adalah constant return to scale. Prosesproduksi yang memiliki karakteristik constant re-turn to scale berarti jika teknologi tidak berubahsedangkan input L dan input K masing-masingditambah 1% maka output akan meningkat sebesar1% pula. Jika a+b < 1, maka skala produksi tersebutadalah decreasing return to scale. Proses produksiyang memiliki karakteristik decreasing return toscale berarti jika teknologi tidak berubah sedangkaninput L dan input K masing-masing ditambah 1%maka output akan meningkat kurang daripada 1%.

40


f. Hasil bagi nilai a dan b menunjukkan intensitaspenggunaan input dalam proses produksi. Jika padasuatu proses produksi di mana hasil bagi a denganb lebih besar daripada 1 maka proses produksitersebut lebih banyak menggunakan input L ataulabor intensive (padat karya). Jika pada suatuproses produksi di mana hasil bagi a dengan b lebihkecil daripada 1 maka proses produksi tersebut lebihbanyak menggunakan input K atau capital intenive(padat modal).

ANALISIS FUNGSI PRODUKSI COBB-DOUGLASTERHADAP PDRB KABUPATEN SLEMAN TAHUN2001

Analisis fungsi produksi Cobb-Douglas terhadap PDRBKabupaten Sleman tahun 2001 dilakukan denganmenggunakan data cross section 17 kecamatan di

Kabupaten Sleman yang meliputi data PDRBharga berlaku, jumlah tenaga kerja, dan jumlahmodal pada tahun 2001. Data tersebut ditunjukkanpada lampiran 1. Data pada lampiran 1 tersebutkemudian dilogaritmanaturalkan (ln) denganmenggunakan program komputer statistik microstatyang hasilnya ditunjukkan pada lampiran 2. Selanjutnyadata pada lampiran 2 diolah dengan program komputerstatistik micostat option regression analysis denganmenentukan variabel PDRB (output atau Q) sebagaivariabel dependen dan jumlah input tenaga kerja (L)dan input modal (K) sebagai variabel independen. Hasilolah data analisis regresi ditunjukkan pada lampiran 3dan 4.

Berdasarkan data pada lampiran 3, dapatdilakukan analisis terhadap bentuk fungsi produksiCobb-Douglass Kabupaten Sleman sebagai berikut:

ln Q = ln 2,7210 + 0,0171 ln L + 1,0427 ln K persamaan (2)(0,239) (11,371)

Persamaan 2 (persamaan regresi) kemudiandiubah menjadi bentuk fungsi produksi Cobb-Douglasseperti yang ditunjukkan pada persamaan 3 sebagaiberikut:

Q = 2,7120 . L0,0171 . K1,0427 (persamaan 3)

Hasil analisis terhadap fungsi produksi Cobb-Douglas(persamaan 3) tersebut dapat disimpulkan sebagaiberikut:1. Skala produksi di Kabupaten Sleman adalah in-

creasing return to scale karena jumlah nilai a + b =0,0171+1,0427 = 1,0598 > 1. Hal ini berarti jikateknologi tidak berubah sedangkan input tenagakerja L dan input modal K masing-masing ditambah1%, maka output akan meningkat lebih besardaripada 1%. Dengan demikian, tidak adanyaperubahan teknologi tetapi adanya penambahaninput tenaga kerja L dan input modal K masing-masing sebesar 1% akan meningkatkan PDRBKabupaten Sleman lebih besar daripada 1%.

2. Intensitas penggunaan input dalam kegiatanekonomi di Kabupaten Sleman lebih banyakmenggunakan input modal K daripada input tenagakerja L atau bersifat padat modal (capital inten-sive) karena a/b = 0,0171/1,0427 = 0,4005 < 1, atauditunjukkan oleh hasil bagi antara elastisitas inputtenaga kerja L (yaitu a = 0,0171) dengan elastisitasinput modal K (yaitu b = 1,0427) yang lebih kecildaripada 1 (0,4005).

3. Uji statistik terhadap koefisien regresi persamaan 2(dengan uji statistik 2 sisi dan tingkat signifikansi5%), nampak bahwa nilai t hitung variabel L (0,239)berada di daerah penerimaan H0, karena nilai thitung tersebut di antara –2,145 dan 2,145 atau diantara dua t tabel (0,025;14) = ± 2,145. Hal ini berartiH0 yang menyatakan bahwa nilai koefisien regresivariabel L adalah nol diterima. Dengan demikian,nilai koefisien regresi 0,0171 tidak signifikan ataudapat dianggap sama dengan nol pada tingkatsiginifikan 5%. Nilai t hitung variabel K (11,371)berada di daerah penolakan H0, karena nilai t hitung

41


tersebut lebih besar daripada 2,145 (t tabel (0,025;14)= 2,145). Hal ini berarti H0 yang menyatakan bahwanilai koefisien regresi variabel K adalah nol ditolak.Dengan demikian, nilai koefisien regresi 11,371signifikan atau dapat dianggap tidak sama dengannol pada tingkat siginifikan 5%. Berdasarkan hasiluji statistik tersebut maka disimpulkan bahwa nilaiPDRB Kabupaten Sleman tahun 2001 secarasignifikan hanya dipengaruhi oleh variabel modal.

SIMPULAN

Penelitian ini menganalisis fungsi produksi Cobb-Dou-glas terhadap PDRB Sleman pada tahun 2001. Hasilpenelitian menunjukkan bahwa skala produksi bersifatincreasing return to scale. Hal ini berarti apabilapenggunaan teknologi tetap, maka penambahan inputtenaga kerja dan input modal sebesar 1% akanmengakibatkan penambahan output lebih besardaripada 1%. Berdasarkan hasil regresi dapatdisimpulkan dari dua input yang dianalisis yaitu tenagakerja dan modal, hanya input modal yang berpengaruhsecara signifikan terhadap PDRB Sleman tahun 2001.

DAFTAR PUSTAKA

Algifari. Teori Ekonomi Mikro. BagianPenerbitan STIE YKPN Yogyakarta.Yogyakarta.2003.

Lincolin Arsyad. Ekonomi Pembangunan. Edisi4. Bagian Penerbitan STIE YKPNYogyakarta. Yogyakarta. 1999.

Sekretariat Negara Republik Indonesia.Undang-Undang Otonomi Daerah1999. Penerbit Kuraiko Pratama.Bandung. 1999.

42


LAMPIRAN 1PDRB (Q), Jumlah Tenaga Kerja (L), dan Jumlah Modal (K)

Per Kecamatan di Kabupaten Sleman

Nomor Kecamatan PDRB

(Rp000.000) (Q)

Tenaga Kerja (orang)

(L) Modal (Rp000)

(K)

1 Berbah 135,213,702 2,243 3,785,363 2 Cangkringan 105,026,331 783 2,940,255 3 Depok 884,354,674 4,290 24,757,871 4 Gamping 270,993,068 3,410 7,586,562 5 Godean 218,820,482 5,904 6,125,969 6 Kalasan 187,558,320 2,387 5,250,772 7 Minggir 113,527,914 3,360 3,178,260 8 Mlati 325,517,319 5,194 9,112,990 9 Moyudan 143,348,632 6,296 4,013,104 10 Ngaglik 330,524,859 2,394 9,253,179 11 Ngemplak 185,311,379 1,116 5,187,868 12 Pakem 133,309,708 671 3,732,060 13 Prambanan 194,043,299 1,562 5,432,322 14 Seyegan 124,533,675 4,307 3,486,372 15 Sleman 471,775,225 5,284 13,207,540 16 Tempel 135,550,652 1,650 3,794,796 17 Turi 138,351,901 924 3,873,218

Sumber: Kecamatan Dalam Angka se Kabupaten Sleman Tahun 2001, BPSKabupaten Sleman.

43


HEADER DATA FOR:A:LNEPEEL LABEL:DATA 17 PEREK.KECAMATAN DI KAB.SLEMAN NUMBER OF CASES:17 NUMBER OF VARIABLES:3 LN Q LN L LN K 1 18.72 7.72 15.15 2 18.47 6.66 14.89 3 20.60 8.36 17.02 4 19.42 8.13 15.84 5 19.20 8.68 15.63 6 19.05 7.78 15.47 7 18.55 8.12 14.97 8 19.60 8.56 16.03 9 18.78 8.75 15.21 10 19.62 7.78 16.04 11 19.04 7.02 15.46 12 18.71 6.51 15.13 13 19.08 7.35 15.51 14 18.64 8.37 15.06 15 19.97 8.57 16.40 16 18.00 7.41 15.15 17 18.75 6.83 15.17

LAMPIRAN 2

LAMPIRAN 3

---------------------------- REGRESSION ANALYSIS --------------------------- HEADER DATA FOR: A:LNEPEEL LABEL: DATA 17 PEREK. KECAMATAN DI KAB. SLEMAN NUMBER OF CASES: 17 NUMBER OF VARIABLES: 3 ---------------------------------------------------------------- INDEX NAME MEAN STD.DEV. 1 LN L 7.8000 .7321 2 LN K 15.5373 .5713 DEP. VAR.: LN Q 19.0702 .6267 ---------------------------------------------------------------- DEPENDENT VARIABLE: LNPDRB VAR. REGRESSION COEFFICIENT STD. ERROR T(DF= 14) PROB. PARTIAL r^2 LN L .0171 .0716 .239 .81445 .0041 LN K 1.0437 .0918 11.371 .00000 .9023 CONSTANT 2.7210 STD. ERROR OF EST. = .1851 ADJUSTED R SQUARED = .9128 R SQUARED = .9237 MULTIPLE R = .9611

44


ANALYSIS OF VARIANCE TABLE SOURCE SUM OF SQUARES D.F. MEAN SQUARE F RATIO PROB. REGRESSION 5.8040 2 2.9020 84.712 1.509E-08 RESIDUAL .4796 14 .0343 TOTAL 6.2836 16 STANDARDIZED RESIDUALS OBSERVED CALCULATED RESIDUAL -2.0 0 2.0 1 18.722 18.661 .0612 | | * | 2 18.470 18.379 .0903 | | * | 3 20.600 20.632 -.0319 | * | | 4 19.418 19.394 .0237 | |* | 5 19.204 19.180 .0236 | |* | 6 19.050 19.004 .0459 | | * | 7 18.548 18.486 .0619 | | * | 8 19.601 19.592 .0085 | * | 9 18.781 18.740 .0410 | | * | 10 19.616 19.595 .0211 | |* | 11 19.038 18.978 .0594 | | * | 12 18.708 18.626 .0825 | | * | 13 19.084 19.032 .0517 | | * | 14 18.640 18.586 .0537 | | * | 15 19.972 19.980 -.0080 | * | 16 17.998 18.658 -.6601*< | | 17 18.745 18.670 .0754 | | * | DURBIN-WATSON TEST = 2.0788

LAMPIRAN 4

45

Jam STIE YKPN - Baldric Siregar Arah Kausalitas ......

ABSTRACT





ARAH KAUSALITAS:ARAH KAUSALITAS:ARAH KAUSALITAS:ARAH KAUSALITAS:ARAH KAUSALITAS:ANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KASANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KASANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KASANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KASANTARA INVESTASI, UTANG, DAN ARUS KAS

Baldric Siregar *)

*) Drs. Baldric Siregar, MBA., Akuntan adalah Dosen Tetap STIE YKPN Yogyakarta, sedang melanjutkan studilanjut di Program Pascasarjana Program Doktor Akuntansi UGM.

ABSTRACT

Myers and Majluf (1984) provide a theoretical explana-tion for pecking order hypothesis. They argue that inthe presence of asymmetric information, managers relyfirst on internally generated funds; next they use debt;and as last resort, they issue equity. The pecking orderhypothesis implies that under asymmetric information,investment, and debt are caused by cash flow and debtis a residual of cash flow in any time; which in turnsuggests that cash flow and debt are negatively re-lated. This paper employs two techniques of time se-ries analysis known as cointegration and the error cor-rection model (ECM) to test causal relationship amonginvestment, debt, and cash flow. The causality testsindicate that investment is positively caused by bothcash flow and debt; and debt is negatively caused bycash flow, implying that debt is a residual of cash flow.In general, this results support the pecking order hy-pothesis.

Keywords: ECM, invesment, debt, and cah cow.

PENDAHULUAN

Temuan empiris secara konsisten menunjukkan peranarus kas terhadap pendanaan investasi, namun alasanyang menyebabkan hal tersebut terjadi masihdiperdebatkan (Kholdy dan Sohrabian, 2001). Salahsatu landasan yang digunakan untuk menjelaskan peranarus kas terhadap pendanaan investasi adalah peck-ing order hypothesis (hipotesis PO) yang dikenalkanoleh Myer dan Majluf (1984). Berdasarkan hipotesisPO, hirarki pendanaan perusahaan adalah dana inter-nal, utang, dan emisi saham. Apabila dana eksternaldibutuhkan, maka perusahaan mengutamakanperolehan dana eksternal melalui utang daripada melaluiemisi saham baru. Emisi saham baru merupakan prioritaspendanaan terakhir karena pasar menganggap emisisaham baru sebagai berita buruk karena adanya asimetriinformasi. Asquith dan Mullins, 1986; Masulis danKorwar, 1986; serta Mikkelson dan Partch, 1986menemukan bukti empiris bahwa emisi saham barumenyebabkan harga saham turun tajam. Selain karenaasimetri informasi, biaya transaksi emisi utang lebihmurah daripada biaya transaksi emisi saham (Baskin,1989).

46


Berbagai penelitian (misalnya Watson dan Wil-son, 2002; Botempi, 2002; Benito, 2003; dan Tong danGreen, 2004) menemukan bukti empiris bahwa investasisensitif terhadap pendanaan internal.Wiwattanakantang (1999), Fama dan French (2002),Huang dan Song (2002), Chirinko dan Singha (2000),dan Green et. al. (2003) menemukan bahwa utangberhubungan positif dengan investasi danberhubungan negatif dengan profitabilitas. Secaraumum dapat dikatakan bahwa riset-riset tersebut di atasmenemukan bahwa perilaku pendanaan perusahaanmengikuti pola seperti yang diprediksi hipotesis PO.

Walaupun temuannya belum konklusif, berbagaipenelitian berusaha untuk menguji kausalitas antaraarus kas dengan investasi. Berdasarkan temuan Kholdyet. al. (1993), terdapat kausalitas antara investasi denganarus kas. Sedangkan berdasarkan temuan Bond et. al.(1995), kausalitas antara arus kas dengan investasiterdapat di Inggeris, tetapi tidak terdapat di Perancis,Jerman, dan Belgia. Demikian juga temuan Hall et. al.(1998) bahwa kausalitas antara arus kas dan investasiterdapat di Amerika Serikat, tetapi tidak terdapat diPerancis dan Jepang. Terakhir, Kholdy dan Sohrabian(2001) menemukan bahwa hubungan kausalitas duaarah antara arus kas dan investasi terdapat bagiperusahaan kecil, namun tidak berlaku bagi perusahaanmenengah dan besar.

Riset-riset di atas umumnya tidak menggunakanmodel dinamis. Kalaupun ada yang menggunakanmodel dinamis dan menguji hubungan kausal, utang(sebagai determinan pokok investasi) tidak dimasukkandalam model kausalitas. Karena itu, riset ini bertujuanuntuk menguji kembali hipotesis PO denganmenggunakan ECM (error correction model) Engle-Granger (1987). Penggunaan ECM Engle-Grangerditujukan untuk mengetahui ada-tidaknya hubungankausalitas antara investasi, arus kas, dan utang sertauntuk menganalisis dinamika jangka pendek dan jangkapanjang antar-variabel tersebut. Sebelum melakukanpengujian dengan ECM, peneliti juga akan melakukanuji kointegrasi untuk menentukan hubungankeseimbangan jangka panjang antarvariabel. Kombinasiantara uji kointegrasi dengan ECM dapat digunakansebagai uji kausalitas.

KAJIAN LITERATUR DAN FORMULASIHIPOTESIS

Salah satu dasar yang dapat digunakan untukmenjelaskan peran arus kas dalam pendanaan investasiadalah pecking order hypothesis (hipotesis PO) yangdikenalkan oleh Myer dan Majluf (1984). Berdasarkanhipotesis PO, pendanaan internal merupakan pilihanpertama perusahaan dalam melakukan investasi.Kecukupan dana internal dapat dilihat dari besarnyalaba, laba ditahan, atau arus kas. Apabila dana eksternaldibutuhkan, maka perusahaan mengutamakanperolehan dana eksternal melalui utang daripada melaluiemisi saham baru. Ide dasar hipotesis PO sangatsederhana, yaitu perusahaan membutuhkan danaeksternal hanya apabila dana internal tidak cukup dansumber dana eksternal yang lebih diutamakan adalahutang daripada emisi saham.

Alasan yang mendasari emisi saham barusebagai sumber pendanaan eksternal prioritas terakhiradalah karena adanya asimetri informasi. Akerlof (1970)menyatakan bahwa pasar menderita kerugian denganadanya asimetri informasi antara manajer dengan pasar.Myers dan Majluf (1984) menyatakan bahwa denganadanya asimetri informasi, emisi saham barudiinterpretasikan sebagai berita buruk (bad news)karena manajer termotivasi mengeluarkan saham hanyaapabila saham perusahaan overpriced. Bukti empiristelah menunjukkan bahwa pengumuman emisi sahambaru menyebabkan harga saham turun secara tajam(Asquith dan Mullins, 1986; Masulis dan Korwar, 1986;Mikkelson dan Partch, 1986). Hal di atas menjadipenyebab pokok mengapa perusahaan relatif jarangmelakukan emisi saham baru (Taub, 1975; Marsh, 1982).Karena adanya asimetri informasi, maka utangmerupakan sumber utama pendanaan eksternal apabiladana internal tidak mencukupi. Selain karena asimetriinformasi, perusahaan lebih mengutamakan utangdaripada emisi saham baru karena biaya transaksi emisiutang lebih murah dari biaya transaksi emisi saham(Baskin, 1989).

Fazzari et. al. (1988) menginvestigasi perilakuinvestasi perusahaan manufaktur AS. Merekamenemukan bukti empiris bahwa keputusan investasi

47


dipengaruhi oleh likuiditas dan dana internal. Studi inijuga menemukan bahwa investasi sangat sensitifterhadap fluktuasi arus kas. Sama seperti studi Fazzariet. al. (1988), Hosbi et. al. (1991) juga menguji perilakuinvestasi perusahaan Jepang dan menyimpulkan bahwapengeluaran investasi perusahaan yang bukan anggotaKeiretsu sensitif terhadap arus kas. Kaplan danZingales (1997) tidak setuju bahwa korelasi antara aruskas dan investasi konstan pada setiap karakteristikperusahaan; karena itu mereka menguji hubunganantara arus kas dengan investasi denganmempertimbangkan tinggi rendahnya kendalakeuangan yang dihadapi perusahaan. Merekamenemukan bahwa sensitifitas antara arus kas denganinvestasi lebih tinggi pada perusahaan yangmenghadapi kendala keuangan lebih rendahdibandingkan dengan perusahaan yang menghadapikendala keuangan lebih besar. Identik dengan studiyang dilakukan oleh Kaplan dan Zingales (1997), Cleary(1999) menemukan bahwa sensitifitas pendanaan in-ternal terhadap investasi lebih tinggi pada perusahaanyang kredibilitasnya tinggi daripada perusahaan yangkredibilitasnya rendah.

Watson dan Wilson (2002) menguji hirarkipendanaan perusahaan kecil dan menengah Inggerismelalui survei. Mereka menemukan bukti empiris bahwaasimetri informasi membatasi akses perusahaan untukmendapatkan pendanaan eksternal melalui pengeluaransaham baru. Temuan mereka konsisten denganhipotesis PO, yaitu manajer mengutamakan pendanaaninternal daripada pendanaan eksternal. Apabilapendanaan eksternal dibutuhkan, manajer lebihmengutamakan mengeluarkan utang daripadamengeluarkan saham. Selain itu, hirarki pendanaanperusahaan yang lebih muda dan perusahaan yangpemiliknya sekaligus manajer lebih berperilaku sepertihipotesis PO daripada perusahaan yang lebih tua danperusahaan yang pemiliknya bukan sebagai manajer.

Botempi (2002) menguji hubungan antara aruskas, utang, dan investasi perusahaan Italia denganmenggunakan model dinamis. Mereka menemukanbahwa arus kas berpengaruh secara positif terhadapinvestasi, utang berpengaruh secara positif denganinvestasi, dan arus kas berpengaruh secara negatifterhadap utang. Temuan ini konsisten dengan hipotesisPO. Benito (2003) menguji perilaku pendanaanperusahaan di Spanyol dan Inggeris. Mereka

menemukan bahwa perilaku pendanaan di kedua negaratersebut konsisten dengan hipotesis PO. Hipotesis POberimplikasi bahwa utang perusahaan akan berkurangdengan semakin tingginya ketersediaan dana internalmelalui arus kas dan profitabilitas. Namun pada tingkatarus kas dan profitabilitas tertentu, utang akanmeningkat dengan meningkatnya investasi yangdilakukan oleh perusahaan. Temuan ini konsistendengan hipotesis PO. Dengan meningkatnyakesempatan pertumbuhan, maka meningkat pulapermintaan akan dana, yang berarti bahwa apabila danainternal tidak memadai, maka dana eksternal berupautang menjadi tambahan.

Tong dan Green (2004) menguji hipotesis POdan trade-off hypothesis (hipotesis TO) dalamkeputusan keuangan perusahaan besar China yangterdaftar di bursa Shanghai dan Shenzhen. Merekamengontrol ukuran perusahaan karena pada penelitiansebelumnya sudah terbukti bahwa ukuran perusahaanmerupakan proksi atas asimetri informasi antaraperusahaan dengan pasar; yaitu biaya keagenan lebihkecil dengan semakin besarnya perusahaan. Pengujianmereka lakukan untuk mengetahui determinan utang,hubungan antara utang dan dividen, dan determinaninvestasi perusahaan. Ketersediaan dana internaldiproksikan melalui profitabilitas perusahaan. Merekamenemukan perilaku keputusan investasi yangkonsisten dengan hipotesis PO, yaitu ada korelasinegatif antara utang dan profitabilitas dan terdapatkorelasi positif antara utang sekarang dengan dividenmasa lalu. Selain itu, profitabilitas (yang menggambarkanketersediaan dana internal) berhubungan secara positifdengan investasi. Berdasarkan temuan ini, perusahaanbesar China mendanai investasi baru melalui dana in-ternal, kemudian utang, dan terakhir melalui ekuitas.

Whited (1992) menemukan bahwapermasalahan asimetri informasi menyebabkan pasarutang membentuk perilaku investasi perusahaanmanufaktur AS. Mayer (1990) menemukan bukti tentanghirarki pendanaan, yaitu arus kas merupakan sumberdominan pendanaan dan pinjaman bank merupakansumber pendanaan eksternal dominan apabilaperusahaan tidak memiliki arus kas yang memadai. Famadan French (2002) menemukan bukti bahwa terdapathubungan negatif antara utang dengan profitabilitas.Temuan ini memberikan dasar untuk mendukunghipotesis PO dalam pendanaan. Huang dan Song (2002)

48


menguji keputusan utang perusahaan China danmenemukan bukti empiris bahwa utang berkorelasinegatif dengan profitabilitas. Chirinko dan Singha(2000), Green et. al. (2003), dan Wiwattanakantang (1999)menemukan bahwa utang berkorelasi negatif denganprofitabilitas pada perusahaan sampel yang merekateliti.

Mekanisme yang menyebabkan arus kasberpengaruh secara positif terhadap investasi terjadimelalui adanya asimetri informasi. Adanya asimetriinformasi antara manajer dengan pihak eksternalmenyebabkan biaya pendanaan eksternal tinggi. Biayapendanaan eksternal yang tinggi menyebabkanperusahaan melakukan investasi dengan mengutamakanpendanaan internal (arus kas) daripada pendanaaneksternal. Tersedianya dana internal yang memadaimemungkinkan perusahaan dapat melakukan investasipada proyek yang menguntungkan. Berbagai penelitianyang telah diuraikan di atas menemukan bukti empirishubungan searah antara arus kas dengan investasisesuai dengan hipotesis PO. Walaupun umumnyaliteratur berfokus pada pengaruh arus kas terhadapinvestasi, namun bukan tidak mungkin terdapathubungan kausal dari investasi ke arus kas. Bar-Yosetet. al. (1987) menyatakan bahwa hubungan kausal dapatterjadi antara investasi dengan arus kas karena manajeryang rasional melakukan investasi pada proyek yangmenguntungkan. Manajer yang rasional melakukaninvestasi apabila opportunity revenue lebih besardaripada opportunity cost. Perbedaan positif antaraopportunity revenue dengan opportunity costmenyebabkan profitabilitas meningkat. Salah satuindikasi meningkatnya profitabilitas adalahbertambahnya arus kas. Beberapa peneliti yangmencoba menginvestigasi kemungkinan adanyahubungan kausalitas bidireksional antara arus kasdengan investasi seperti yang dilakukan oleh Kholdyet. al. (1993), Bond et. al. (1995), Hall et. al. (1998), danKholdy dan Sohrabian (2001).

Kholdy et. al. (1993) menguji arah hubungankausalitas antara arus kas dengan investasi denganmenggunakan data kwartalan perusahaan AS untukperiode 1957-1990. Berdasarkan bukti empiris yangditemukan, mereka menyimpulkan bahwa terdapatkausalitas bidireksional antara investasi dengan aruskas. Bond et. al. (1995) melakukan pengujian terhadapkausalitas antara arus kas dengan investasi di empat

negara, yaitu Perancis, Jerman, Belgia, dan Inggeris.Mereka menemukan bukti empiris bahwa hubungankausalias bidireksional antara arus kas denganinvestasi terdapat di Inggeris, namun tidak terdapat diPerancis, Jerman, dan Belgia. Hall et. al. (1998) mengujihubungan kausalitas antara penjualan, arus kas, risetdan pengembangan, dan investasi perusahaan di tiganegara, yaitu Amerika Serikat, Perancis, dan Jepang.Mereka menemukan bahwa hubungan kausalitas duaarah antara arus kas dengan investasi terdapat diAmerika Serikat, tetapi tidak terdapat di Perancis danJepang.

Kholdy dan Sohrabian (2001) menguji apakahperilaku pendanaan perusahaan Amerika Serikat sesuaidengan hipotesis PO. Selain itu, mereka juga mengujiapakah terdapat hubungan kausalitas antara arus kasdan investasi. Mereka menemukan bahwa, untukperusahaan kecil, pendanaan perusahaan mengikutihipotesis PO karena arus kas berhubungan positifdengan investasi, utang berhubungan positif denganinvestasi, dan arus kas berhubungan negatif denganarus kas, serta terdapat hubungan kausalitas dua arahantara arus kas dan investasi. Namun hasil empiris yangmereka temukan tidak mendukung hipotesis PO untukperusahaan menengah dan besar.

Berdasarkan kajian teori di atas, dirumuskanhipotesis sebagai berikut:Hipotesis 1 : Terdapat kausalitas bidireksional (dua

arah) positif dan signifikan antara aruskas dan investasi.

Hipotesis 2 : Terdapat kausalitas unidireksional (satuarah) positif dan signifikan dari utangterhadap investasi.

Hipotesis 3 : Terdapat kausalitas unidireksional (satuarah) negatif dan signifikan dari arus kasterhadap utang.

METODE PENELITIAN

Sampel dan Data

Sampel yang digunakan dalam penelitian ini adalah 30perusahaan manufaktur yang terdaftar di Bursa EfekJakarta (BEJ). Peneliti memilih hanya perusahaanmanufaktur saja sebagai sampel bertujuan untuk

49


menghindari adanya kemungkinan bias yangdisebabkan oleh berbagai ketentuan keuangan yangditerapkan pada industri lain, khususnya investasi,perbankan, dan lembaga keuangan lainnya. Data yangdigunakan untuk penelitian ini adalah investasi padaaktiva tetap, utang, dan arus kas. Data yang digunakandalam penelitian ini diperoleh dari laporan keuangankuartalan untuk periode 12 tahun sejak kuartal 1 tahun1992 sampai dengan kuartal 4 tahun 2003.

Variabel dan Pengukuran

Karena merupakan pengujian kausalitas, peneliti tidakmemerlukan untuk mengidentifikasi kategori variabeldependen dan variabel independen. Suatu variabelpenelitian akan diperlakukan sebagai variabel dependenpada suatu persamaan kausalitas, namun akan menjadivariabel independen pada persamaan kausalitaslainnya. Variabel-variabel penelitian sertapengukurannya meliputi: (1) investasi, merupakanproksi dari besarnya investasi dalam aktiva tetap; (2)utang, merupakan penjumlahan nilai buku utang jangkapendek dan nilai buku utang jangka panjang; serta (3)arus kas, merupakan penjumlahan antara laba operasisebelum unsur ekstraordiner dengan depresiasi aktivatetap.

Uji Akar Unit

Stasioneritas merupakan konsep penting dalamekonometrika. Apabila seorang peneliti menggunakanmodel dinamis ECM Engle-Granger, maka data yangdigunakan harus memenuhi asumsi stasioneritas (Engledan Granger, 1987). Dibutuhkan pengujian statistisuntuk memastikan apakah data yang digunakan dalammodel dinamis bersifat stasioner. Apabila konsepstasioneritas tidak dapat dipenuhi, maka pengujiandengan menggunakan model dinamis akanmenghasilkan regresi lancung. Indikasi regresi lancungadalah memiliki nilai R2 yang tinggi namun nilai statistikDurbin-Watson rendah (Insukindro, 1998). Akibat yangditimbulkan oleh adanya regresi lancung adalahkoefisien regresi yang dihasilkan tidak efisien karenaakan meleset apabila digunakan untuk prediksi.

Pengujian kausalitas dengan ECM Engle-Granger mensyaratkan bahwa data penelitian harusstasioner. Salah satu uji stasioneritas yang mendapat

perhatian luas dan banyak digunakan belakangan iniadalah uji akar unit (unit root test) (Gujarati, 2003). Ujiakar unit dimaksudkan untuk mengamati apakahkoefisien tertentu yang ditaksir bernilai satu atau tidak.Ada berbagai prosedur untuk mendeteksi keberadaanakar unit; dua prosedur yang lazim digunakan adalahDF (Dickey-Fuller) dan ADF (Augmented DickeyFuller). Nilai DF dan ADF ditaksir dengan persamaanOLS berikut ini:

DXt = ao + a1BXt + Σ Σ Σ Σ Σ bi BiDXt (1)

DXt = co + C1T + C2BXt + ΣΣΣΣΣ di BiDXt (2)k

i = 1

k

i = 1

DXt = Xt-Xt-1, BXt = Xt-1, T = tren waktu, dan Xt adalahvariabel yang diamati pada periode t. B adalah operasikelambanan waktu ke hulu (backward lag operator).Besarnya waktu kelambanan k ditentukan denganrumus k = N1/3. Setelah Persamaan 1 dan Persamaan 2 diatas diestimasi, langkah selanjutnya adalah menemukannilai statistik DF dan ADF. Nilai statistik untuk hipotesisnol adalah bahwa a1 = 0 pada Persamaan 1 dan c2 = 0pada Persamaan 2. Apabila berdasarkan hasil estimasidiketahui bahwa a1 = 0 dan c2 = 0, maka hipotesis nolditerima dan berarti bahwa tidak terdapat stasioneritas.Sedangkan apabila a1 ‘“ 0 dan c2 ‘“ 0, maka hipotesisnol ditolak yang berarti bahwa terdapat stasioneritas.

Uji Derajat Integrasi

Selain uji akar unit, uji derajat integrasi (degree of inte-gration test) juga dilakukan untuk menentukan apakahdata bersifat stasioner. Uji derajat integrasi dilakukanapabila hasil uji akar unit menunjukkan bahwa data tidakstasioner pada aras (level). Uji derajat integrasiditujukan untuk mengetahui pada derajat atau orderdiferensi keberapa data yang diamati akan stasioner.Data runtut waktu X dikatakan berintegrasi pada derajatd, atau I(d), apabila data tersebut perlu didiferensisebanyak d kali agar data stasioner, atau I(0). Uji derajatintegrasi merupakan perluasan dari uji akar unit.Apabila uji akar unit digunakan untuk aras, maka ujiderajat integrasi digunakan untuk diferensi. Untukmelakukan uji derajat integrasi, maka persamaan berikutini perlu diestimasi:

50


D2Xt = eo + e1BDXt + Σ Σ Σ Σ Σ fi BiD2Xt (3)

D2Xt = go + g1T + g2BDXt + Σ Σ Σ Σ Σ hiBiD2Xt (4)

ketiga pendekatan tersebut, regresi kointegrasi berikutini perlu ditaksir dengan OLS:

Yt = mo + m1X1t + et (5)

Pada Persamaan 5 di atas, Y adalah variabeldependen, X1 adalah variabel independen, dan e adalahfaktor gangguan. Sebelum melakukan taksiran regresiOLS di atas, peneliti harus terlebih dahulu yakin bahwaY dan X memiliki derajat integrasi yang sama, misalnyaI(0) atau I(1). Setelah Persamaan 5 ditaksir, langkahberikutnya adalah menaksir kedua persamaan berikutini dengan OLS untuk mengetahui nilai DF dan ADF:

DEt = p1BEt (6)

DEt = q1BEt + Σ Σ Σ Σ Σ wiBiDEt (7)

k

i = 1k

i = 1

DXt = Xt-Xt-1, BXt = Xt-1, T = tren waktu, dan Xtadalah variabel yang diamati pada periode t. B adalahoperasi kelambanan waktu ke hulu (backward lag op-erator). Besarnya waktu kelambanan k ditentukandengan rumus k = N1/3. Setelah Persamaan 3 danPersamaan 4 di atas diestimasi, langkah selanjutnyaadalah menemukan nilai statistik DF dan ADF. Apabilakoefisien e1 ‘“ 0 dan g2 ‘“ 0, maka variabel Xt dikatakanstasioner pada diferensi pertama atau berintegrasi padaderajat satu, I(1). Sedangkan apabila e1 = 0 dan g2 = 0,maka variabel Xt dapat dikatakan tidak stasioner padadiferensi pertama. Apabila variabel Xt tidak stasionerpada derajat satu, maka pengujian dapat dilakukanseterusnya, misalnya diferensi dua, diferensi tiga, dandiferensi selanjutnya sampai dengan data stasioner.

Uji Kointegrasi

Selain uji stasioneritas data, penggunaan ECM Engle-Granger mengharuskan bahwa variabel harusberkointegrasi. Uji kointegrasi merupakan kelanjutandari uji akar unit dan uji derajat integrasi. Uji kointegrasidilakukan apabila dalam pengujian derajat integrasidiketahui bahwa variabel penelitian memiliki derajatintegrasi yang sama, misalnya variabel-variabelberintegrasi nol [I(0)] atau satu [I(1)]. Apabila duavariabel memiliki derajat integrasi yang berbeda,misalnya variabel X adalah I(1) dan variabel Y adalahI(2), maka kedua variabel tersebut tidak akan dapatberkointegrasi. Karena itu, perlu ada kepastian apakahvariabel-variabel penelitian memiliki derajat integrasiyang sama agar dimungkinkan variabel-variabeltersebut memiliki kointegrasi.

Menurut Engle dan Granger (1987), ada tigapendekatan yang umum digunakan untuk melakukanuji kointegrasi, yaitu CRDW (Cointegration-RegressionDurbin-Watson), DF (Dickey-Fuller), dan ADF (Aug-mented Dickey-Fuller). Untuk menghitung statistik

k

i = 1

Berdasarkan Persamaan 5 diketahui nilaistatistik CRDW yang ditunjukkan oleh nilai statistikDW. Dari Persamaan 6 dan Persamaan 7 diketahui nilaistatistik DF dan ADF yang ditunjukkan oleh nilai t padakoefisien BEt. Setelah nilai statistik CRDW, DF, danADF, maka ketiga nilai statistik tersebut dibandingkandengan nilai kritis pada tabel CRDW, DF, dan ADF.Hipotesis nol pada uji kointegrasi adalah p1 = 0 dan q1= 0; sedangkan hipotesis alternatifnya adalah p1 ‘“ 0dan q1 ‘“ 0. Apabila hipotesis nol didukung, maka dapatdikatakan bahwa tidak ada kointegrasi antarvariabel;sebaliknya apabila hipotesis nol ditolak, maka dapatdinyatakan bahwa terdapat kointegrasi antarvariabel.

Uji Kausalitas

Penggunaan ECM Engle-Granger untuk mengujihubungan kausalitas antar-variabel menuntutpengujian dua tahap. Pengujian pertama adalah ujikointegrasi untuk mengkaji apakah residual regresikointegrasi stasioner, atau E = I(0). Apabila variabel-variabel penelitian tidak berkointegrasi, maka ujikausalitas tidak dapat dilakukan. Sebaliknya, apabilavariabel-variabel penelitian berkointegrasi, maka ujikausalitas dapat dilakukan. Miller dan Russek (1990)menyatakan bahwa apabila dua variabel berkointegrasi,maka pasti akan terdapat hubungan kausal paling tidak

51


satu arah. ECM adalah alat analisis yang tepat untukmenguji hubungan kausal apabila variabel salingberkointegrasi (Mahdavi et. al., 1994). Setelah hasilpengujian menunjukkan bahwa variabel-variabel

penelitian berkointegrasi, maka pengujian selanjutnyaadalah ECM. Kombinasi antara uji kointegrasi dan EMCdapat digunakan sebagai uji kausalitas. PersamaanECM adalah sebagai berikut:

Persamaan 8 menunjukkan bahwa nilai Ysekarang berkaitan dengan nilai Y sendiri di masa laludan nilai X di masa lalu. Sedangkan Persamaan 9menunjukkan bahwa nilai X sekarang berkaitan dengannilai X sendiri di masa lalu dan nilai Y di masa lalu.Menurut Gujaati (2003), ada empat kemungkinankausalitas yang dapat terjadi:1. Kausalitas unidireksional dari X ke Y terjadi apabila

koefisien X pada Persamaan 8 secara statistissignifikan berbeda dari nol (á ‘“ 0) dan koefisien Ypada Persamaan 9 tidak secara statistis signifikanberbeda dari nol (ä = 0).

2. Kausalitas unidireksional dari Y ke X terjadi apabilakoefisien X pada Persamaan 8 tidak secara statistissignifikan berbeda dari nol (á = 0) dan koefisien Ypada Persamaan 9 secara statistis signifikan berbedadari nol (ä ‘“ 0).

3. Kausalitas bidireksional antara X ke Y apabilakoefisien X pada Persamaan 8 dan Persamaan 9secara statistis signifikan berbeda dari nol (á ‘“ 0dan ë ‘“ 0) dan koefisien Y pada Persamaan 8 danPersamaan 9 secara statistis signifikan berbeda darinol (â ‘“ 0 dan ä ‘“ 0).

4. Tidak terdapat kausalitas antara X dan Y apabilakoefisien X pada Persamaan 8 dan Persamaan 9tidak secara statistis signifikan berbeda dari nol (á= 0 dan ë = 0) dan koefisien Y pada Persamaan 8dan Persamaan 9 tidak secara statistis signifikanberbeda dari nol (â = 0 dan ä = 0).

Salah satu kelemahan uji kausalitas Grangeradalah sensitif terhadap panjangnya lag. Karena itu,dalam penelitian ini akan digunakan FPE (final predic-tion error) untuk menentukan besarnya lag yang opti-

mum. Menurut Hsiao (1981), ada dua tahap untukmenentukan lag yang optimum. Pertama, melakukanestimasi persamaan otoregresif satu dimensi. Dalam halini, variabel tertentu diestimasi sebagai fungsi dari timelag variabel itu sendiri (misalnya variabel investasidiestimasi sebagai fungsi dari time lag variabel investasiitu sendiri). Hasil estimasi digunakan untuk menentukanjumlah lag yang optimal atau FPE(m) dengan rumus:

FPE(m) = [(T+m+1)/(T-m-1)] x (SSR/T) (10)

T adalah jumlah pengamatan, m adalah lag mulaidari 1 sampai dengan m, dan SSR adalah sum square ofresidual. Dalam penelitian ini, m dimulai dari 1 sampaidengan 10 untuk menentukan nilai FPE yang minimaluntuk setiap variabel: investasi, utang, dan arus kas.Nilai FPE yang minimal menunjukkan lag yang opti-mum. Kedua, berdasarkan hasil lag optimal pada tahappertama, dilakukan estimasi suatu variabel sebagaifungsi dari time lag variabel itu sendiri dan variabellainnya (misalnya variabel investasi diestimasi sebagaifungsi dari time lag variabel investasi dan arus kas).Berbeda dari tahap pertama, nilai FPE pada tahap keduaini dihitung dengan rumus:

FPE(m,n) = [(T+m+n+1)/(T-m-n-1)] x (SSR/T) (11)

T adalah jumlah pengamatan, m adalah lag op-timal variabel itu sendiri, n adalah jumlah lag variabellainnya, dan SSR adalah sum square of residual. Dalampenelitian ini, n dimulai dari 1 sampai dengan 10 untukmenentukan nilai FPE yang minimal.

DYt = c1 + ΣΣΣΣΣ α α α α αiDYt - i + Σ Σ Σ Σ Σ β β β β βjDXt - j + ECT1 t - 1 + utt (8)n

i = 1

n

j = 1

DXt = c2 + ΣΣΣΣΣ λ λ λ λ λDYt - i + ΣΣΣΣΣ δ δ δ δ δjDYt - j + ECT2 t - 1 + u2t (9)n

i = 1

n

j = 1

52


HASIL DAN ANALISIS

Peraga 1 menunjukkan statistik deskriptif. Pada peragaini disajikan nilai rerata, median, maksimum, minimum,standar deviasi, dan jumlah pengamatan. Sebagaicontoh, nilai rerata untuk variabel investasi adalah

Rp1.194 trilyun; utang adalah Rp1.312 milyar; serta aruskas adalah Rp24 milyar. Ada sebanyak 48 pengamatanyang menunjukkan perkalian antara jumlah tahun (12tahun) dengan jumlah kuartal dalam setiap tahun (4kuartal).

Peraga 1Statistik Deskriptif

Uji Akar Unit

Uji akar unit bertujuan untuk mengetahui apakah datapenelitian stasioner pada aras (level). Uji akar unitdilakukan terhadap setiap variabel penelitian. Ada duaprosedur uji akar unit yang dilakukan dalam penelitianini, yaitu DF (Dickey-Fuller) dan ADF (AugmentedDickey-Fuller). Berdasarkan DF, hipotesis nol adalaha1 = 0 dan hipotesis alternatif adalah a1 ‘“ 0 dari hasilestimasi Persamaan 1. Apabila hipotesis nol diterima,maka dapat disimpulkan bahwa tidak terdapatstasioneritas; sedangkan apabila hipotesis nol ditolak,maka dapat disimpulkan bahwa terdapat stasioneritas.Berdasarkan prosedur ADF, hipotesis nol adalah c2 = 0

dan hipotesis alternatif adalah c2 ‘“ 0 dari hasil estimasiPersamaan 2. Apabila hipotesis nol diterima, maka dapatdisimpulkan bahwa tidak terdapat stasioneritas;sedangkan apabila hipotesis nol ditolak, maka dapatdisimpulkan bahwa terdapat stasioneritas. SetelahPersamaan 1 dan Persamaan 2 diestimasi, ditemukannilai DF dan ADF untuk setiap variabel penelitianseperti tampak pada Peraga 2. Berdasarkan Peraga 2diketahui bahwa nilai DF dan ADF untuk ketiga variabelpenelitian tidak signifikan pada arasnya. Dengan tidakditolaknya hipotesis nol, maka dapat dikatakan bahwadata variabel investasi, utang, dan arus kas tidakstasioner pada aras.

Keterangan Investasi Utang Arus Kas

Mean 1,194,161,249,330 1,312,393,039,320 24,627,744,452

Median 1,153,754,004,400 1,195,758,214,290 23,394,679,377

Maximum 1,635,393,168,110 2,564,016,038,580 97,640,836,165

Minimum 1,034,902,136,380 506,380,016,338 -26,377,608,998

Std. Dev. 136,737,896,036 181,266,925,160 8,812,705,906

Observations 48 48 48

53


Uji Derajat Integrasi

Uji derajat integrasi dilakukan apabila berdasarkan hasiluji akar unit ditemukan bahwa data tidak stasioner padaarasnya. Seperti sudah diuraikan sebelumnya, hasilpengujian akar unit menunjukkan bahwa data investasi,utang, dan arus kas tidak stasioner pada arasnya. Makalangkah selanjutnya yang perlu dilakukan adalah ujiderajat integrasi terhadap diferensi data (bukan lagiterhadap arasnya). Apabila data tidak stasioner padadiferensi pertama, maka pengujian dilakukan terhadapdiferensi kedua dan seterusnya. Sama seperti uji akarunit, uji derajat integrasi juga dapat menggunakanprosedur DF dan ADF.

Apabila prosedur DF digunakan untuk diferensipertama, maka hipotesis nol adalah apabila e1 = 0 danhipotesis alternatif adalah e1 ‘“ 0 dari hasil estimasiPersamaan 3. Apabila hipotesis nol dapat didukung,maka dapat disimpulkan bahwa data tidak stasioner

pada diferensi pertama; sedangkan apabila hipotesisnol tidak dapat didukung, maka dapat disimpulkanbahwa data stasioner pada diferensi pertama. Denganmenggunakan prosedur ADF untuk diferensi pertama,maka hipotesis nol adalah apabila g2 = 0 dan hipotesisalternatif adalah g2 ‘“ 0 dari estimasi Persamaan 4.Apabila hipotesis nol dapat didukung, maka dapatdisimpulkan bahwa data tidak stasioner pada diferensipertama; sedangkan apabila hipotesis nol tidak dapatdidukung, maka dapat disimpulkan bahwa datastasioner pada diferensi pertama. Hasil estimasiPersamaan 3 dan Persamaan 4 tampak seperti padaPeraga 3. Hasil pengujian derajat integrasi pada Peraga3 menunjukkan bahwa data ketiga variabel stasionerpada derajat pertama atau I(1). Karena data stasionerpada derajat pertama, baik menggunakan DF maupunmenggunakan ADF, maka pengujian kausalitas akanmenggunakan data pada derajat pertama [I(1)].

Peraga 2Uji Akar Unit

Variabel DF ADF

Investasi -1.822806TS -2.199389 TS Utang -2.236175 TS -2.417962 TS Arus Kas -1.771659 TS -1.861553 TS TSTidak signifikan secara statistis (Nilai DF/ADF lebih kecil dari critical value)

DF tik

1iit10t DXB bBXaaDX ∑++=

=

ADF tik

1iit210t DXB dBXcTccDX ∑+++=

=

54


Uji Kointegrasi

Uji kointegrasi ditujukan untuk mengetahui apakah re-sidual regresi kointegrasi stasioner atau E = I(0).Pengujian ini penting sebagai syarat agar pengujiankausalitas dengan ECM dapat digunakan. Sepertitampak pada Peraga 4, setelah persamaan kointegrasi(Persamaan 5) variabel diestimasi, diperoleh nilai CRDW,

Peraga 3Uji Derajat Integrasi

DF, dan ADF yang signifikan secara statistis pada al-pha 5%. Berdasarkan Peraga 4 tersebut dapatdisimpulkan bahwa investasi dan arus kas, investasidan utang, serta utang dan arus kas salingberkointegrasi. Menurut Miller dan Russek (1990),apabila variabel saling berkointegrasi, maka akandidapatkan paling tidak satu arah kausalitas.

Variabel DF ADF

Investasi -6.851524* -6.880325* Utang -6.227227* -6.226666* Arus Kas -5.096190* -5.144929*

*Signifikan secara statistis pada alpha 1% (Nilai DF/ADF lebih besar dari critical value)

DF ∑++==

k

1itiit10t D2XBfBDXeeD2X

ADF ∑+++==

k

1itiit2T0t D2XBhBDXgg1gD2X

Peraga 4Uji Kointegarasi

Variabel CRDW DF ADF

Investasi ↔ Arus Kas

0.995780* 0.596000*

-3.762779* -2.811749*

-2.688066* -2.681136*

Investasi ↔ Utang 0.982620* 0.761160*

-3.366513* -2.221984*

-2.526324* -3.006501*

Utang ↔ Arus Kas 0.647823* 0.762409*

-3.062524* -2.827402*

-2.262805* -2.199389*

*Signifikan secara statistis pada alpha 5%.

AD t1t BEpDE =

ADF ∑+==

k

1itit1t BiDEwBEqDE

55


Uji Kausalitas

Sudah diuraikan di atas bahwa pengujian kausalitasGranger sensitif terhadap panjangnya lag. Karena itu,peneliti melakukan pengujian lag yang optimalberdasarkan prosedur Hsiao (1981). Panjangnya lag

Peraga 5Final Prediction Error

yang optimal, FPE(m), ditentukan berdasarkan nilai FPEyang paling kecil. Penentuan lag optimal pada tahappertama tampak seperti pada Peraga 5. Denganmelakukan trial and error terhadap lag 1 sampaidengan lag 10, ditemukan bahwa variabel investasi,utang, dan arus kas masing-masing optimal pada lag 1.

Pada tahap kedua, pengujian dilakukan denganmengestimasi Persamaan 8 dan Persamaan 9. Hasilestimasi tampak seperti pada Peraga 6. Peraga tersebutmenunjukkan bahwa pengaruh arus kas terhadapinvestasi signifikan secara statistis pada alpha 1%dengan nilai F sebesar 7,176625 dan adjusted R2 sebesar29,17%. Besarnya pengaruh jangka pendek arus kasterhadap investasi adalah 2,389648. Arus kas melakukanpenyesuaian terhadap ekuilibrium jangka panjangsecara negatif dengan tingkat penyesuaian sebesar

0,563321 yang ditunjukkan oleh koefisien ECT. Lebihkecilnya nilai FPE(m,n), sebesar 1,40E+22, daripada nilaiFPE(m), sebesar 1,60E+22, mendukung kesimpulan ini.Dalam peraga tersebut tampak bahwa tidak terdapatpengaruh sebaliknya dari investasi terhadap arus kas.Dengan demikian, dapat disimpulkan bahwa terdapatkausalitas unidireksional positif dari arus kas terhadapinvestasi. Temuan empiris ini tidak mendukunghipotesis 1.

FPE(m) Lag

Investasi Utang Arus Kas

1 1,60E+22* 1,51E+23* 4,75E+20* 2 1,86E+22 2,34E+23 7,38E+20

3 2,04E+22 2,78E+23 9,59E+20

4 2,16E+22 2,79E+23 1,08E+21

5 2,47E+22 3,38E+23 1,19E+21

6 2,53E+22 4,16E+23 1,26E+21

7 2,73E+22 4,56E+23 1,31E+21

8 3,01E+22 5,05E+23 1,42E+21

9 3,24E+22 5,54E+23 1,63E+21

10 3,40E+22 6,11E+23 1,77E+21

*Nilai FPE minimum

56


Peraga 6 juga menunjukkan hasil pengujiankausalitas antara investasi dan utang. Dalam peragatersebut tampak bahwa utang berpengaruh terhadapinvestasi dengan tingkat signifikansi 1%, nilai F sebesar5,867114 dan adjusted R2 sebesar 19,41%. Besarnyapengaruh jangka pendek utang terhadap investasiadalah 0,104086. Utang melakukan penyesuaianterhadap ekuilibrium jangka panjang secara negatifdengan tingkat penyesuaian sebesar 0,274083 yangditunjukkan oleh koefisien ECT. Selain itu, nilai nilaiFPE(m,n), sebesar 1,54E+22, yang lebih kecil daripadanilai FPE(m), sebesar 1,61E+22, mendukung kesimpulanini. Dalam peraga tersebut tampak bahwa tidak terdapatpengaruh sebaliknya dari investasi terhadap utang.Temuan empiris ini mendukung hipotesis 2 yangmenyatakan bahwa terdapat hubungan kausalitasunidireksional positif dari utang terhadap investasi.

Peraga 6Uji Kausalitas

Variabel Variabel FPE(m) FPE(m,n) Koe. Var. Kausal Koe. ECT F Adj.

Dependen Kausal (Lag Optimum) (Nilai t) (Prob) R2

Investasi Arus Kas 1,60E+22 (1)

1,40E+22 (1)

2,389648 (2,263615)*

-0,563321 (-2,838830)*

7,176625 (0,000537) 29,17%

Arus Kas Investasi 4,75E+20 (1)

5,32E20 (1)

5,740005 (0,001741)

-0,111082 (-0,690817)

0,69089 (0,562729) 2,13%

Investasi Utang 1,61E+22 (1)

1,54E+22 (2)

0,104086 (2,197700)*

-0,274083 (-2,604589)*

5,867114 (0,001932) 19,41%

Utang Investasi 1,51E+23 (1)

1,69E+23 (1)

0,029155 (1,122269)

0,064905 (0,406121)

1,104046 (0,358454) 4,22%

Utang Arus Kas 1,51E+23 (1)

1,31E23 (1)

-1,093897 (-2,477818)*

-0,327614 (-2,803859)*

5,732163 (0,002448) 25,72%

Arus Kas Utang 4,75E+20 (1)

4,97E+20 (1)

0,004422 (0,525450)

-0,271150 (-1,649392)

1,631700 (0,197240) 7,01%

*Signifikan secara statistis pada alpha 5%

∑=

+++∑=

+= −−−n

1t1tjtjn

itit1j

uECT1DXβ1i

DYαc1DY

∑=

+++∑=

+= −−−n

2t1tjtjn

itit1j

uECT2DYδ1i

DXλc2DX

Pada Peraga 6 tampak juga bahwa arus kasberpengaruh secara negatif terhadap utang dengantingkat signifikansi 1%, nilai F sebesar 5,732163 danadjusted R2 sebesar 25,72%. Dalam jangka pendek, aruskas berpengaruh secara negatif terhadap utang sebesar1,093897. Sedangkan dalam jangka panjang, arus kasmelakukan penyesuaian terhadap ekuilibrium jangkapanjang secara negatif dengan tingkat penyesuaiansebesar 0,327614. Adanya pengaruh negatif arus kasterhadap utang menunjukkan bahwa utang merupakanresidual dari arus kas. Temuan ini konsisten denganhipotesis 3 yang menyatakan bahwa terhadaphubungan kausalitas unidireksional negatif dari aruskas terhadap utang. Secara umum, temuan empiris risetini mendukung perilaku pendanaan perusahaan sepertiyang diprediksi hipotesis PO. Hal ini tampak daripengaruh positif arus kas dan utang terhadap investasi

57


dan terdukungnya secara empiris bahwa utangmerupakan residual daripada arus kas.

PENUTUP

Temuan empiris riset ini menunjukkan bahwa terdapathubungan kausal unidireksional positif dari arus kasdan utang terhadap investasi serta hubungan kausalunidireksional negatif dari arus kas terhadap utang.Temuan empiris ini sejalan dengan prediksi hipotesisPO. Berdasarkan hipotesis PO, perusahaan melakukanhirarki pendanaan dengan mengutamakan pendanaaninternal daripada pendanaan eksternal. Apabilapendanaan internal tidak memadai, maka perusahaanmengutamakan pendanaan melalui utang daripadaekuitas. Arus kas (sebagai proksi atas pendanaan in-ternal) dan utang (sebagai proksi pendanaan eksternal)sama-sama berpengaruh positif terhadap investasi.Namun demikian, arus kas berpengaruh negatifterhadap utang. Hal ini menunjukkan bahwa

perusahaan melakukan utang hanya apabila pendanaaninternal (arus kas) kurang memadai dalam melakukaninvestasi.

Saran pertama yang diajukan oleh peneliti untukriset selanjutnya tentang topik yang sama adalahmemperpanjang periode penelitian. Karenaketerbatasan sumber, data penelitian ini hanyadiperoleh dari 12 tahun pelaporan keuangan.Pendeknya periode penelitian ini mungkin dapatmengganggu hasil temuan empiris. Karena itu penelitimenyarankan agar penelitian selanjutnyamenggunakan periode data yang jauh lebih panjang.Saran kedua yang dapat dilakukan untuk memperbaikihasil penelitian ini adalah dengan melihat apakahindustri dan ukuran perusahaan berpengaruh terhadapperilaku pendanaan. Penelitian ini tidak mengkajikemungkinan pengaruh industri (hanya menggunakandata perusahaan manufaktur) dan tidakmengelompokkan perusahaan berdasarkan ukurannya.

DAFTAR PUSTAKA

Akerlof, George A. (1970). “The Market for Lem-ons: Quality Uncertainty and the Mar-ket Mechanism.” The Quarterly Jour-nal of Economics. Volume 84: 488-500.

Asquith, F. D. dan Mullins, D. W. (1986). “Eq-uity Issues and Offering Dilution.” Jour-nal of Financial Economics. Volume 15:61-89.

Bar-Yosef, Sasson; Callen, Jeffrey L.; dan Livant,Joshua (1987). “Autoregressive Model-ing of Earnings-Investment Causality.”Journal of Finance. Volume 42: 11-28.

Baskin, Jonathan (1989). “An Empirical Investi-gation of the Pecking Order Hypoth-esis.” Financial Management. Volume18: 26-35.

Bond, Stephen, Elston, Julie Ann; Mairesse,Jacques; dan Mulkay, Benoit (1995). “AComparison of Empirical InvestmentEquations Using Company Panel Datafor France, Germany, Belgium, and theUK.” London: Institute of Fiscal Stud-ies.

Bontempi, Maria Elena (2002). “The DynamicSpecification of the Modified PeckingOrder Theory: Its Relevance to Italy.”Empirical Economics. Volume 27: 1-22.

Benito, Andrew (2003). “The Capital StructureDecisions of Firms: Is There a PeckingOrder?” Working Paper of Banco deEspana.

Chirinko, R.S. dan Singha, A.R. (2000). “Test-ing Static Trade-off against Pecking OrerModels of Capital Structure: A CriticalComment.” Journal of Financial Eco-nomics. Volume 58: 417-425.

58


Cleary, S. (1999). “The Relationship BetweenFirm Investment and Financial Status.”Journal of Finance. Volume 54: 673-692.

Engle, Robert F. dan Granger, C.W.J. (1987). “Co-Integration and Error Correction: Repre-sentation, Estimation, and Testing.”Econometrica. Volume 55, No. 1: 143-159.

Fama, E.F. dan French, K.R. (2002). “TestingTrade-off and Pecking Order Predictionsabout Dividends and Debt.” Review ofFinancial Studies. Volume 15, No. 1: 1-33.

Fazzari, S.M.; Hubbard, R.G.; dan Petersen, B.(1988). “Financing Constraints and Cor-porate Investment.” Brookings Paperson Economic Activity. 141-206.

Green, C.J.; Murinde, V.; dan Suppakitjarak, J.(2003). “Corporate Financial Structuresin India.” South Asian Economic Jour-nal. Volume 4, No. 2: 245-274.

Gujarati, Damodar N. (2003). Basic Economet-rics. Fourth Edition. Singapore: McGraw-Hill.

Hall, Bronwyn H.; Mairesse, Jacques;Branstetter, Lee; dan Crepon, Bruno(1998). “Does Cash Flow Cause Invest-ment and R&D: An Exploration UsingPanel Data for French, Japanese, andUnited States Scientific Firms.” Work-ing Paper of University of California atBerkeley.

Hoshi, T.; Kashyap, A.K.; Scharfstein (1991).“Corporate Structure Liquidity and In-vestment: Evidence from Japanese PanelData.” Quarterly Journal of Econom-ics. Volume 106: 33-60.

Hsiao, C. (1981). “Autoregressive Modellingand Money-Income Causality Detec-tion.” Journal of Monetary Economics.Volume 7: 85-106.

Huang, S.G.H. dan Song, F.M. (2002). “The De-terminants of Capital Structure: Evidencefrom China.” Working Paper of HongKong University.

Insukindro (1998). “Sindrum R2 Dalam AnalisisRegresi Linear Runtun Waktu.” JurnalEkonomi dan Bisnis Indonesia. Volume13, No.4: 1-11.

Kaplan, S.N. dan Zingales, L. (1997). “Do In-vestment-Cash Flow Sensitivities Pro-vide Useful Measures of Financial Con-straints.” Quarterly Journal of Econom-ics. Volume 112: 167-215.

Kholdy, Shady; Sohrabian, Ahmad; danMahdavi, S. (1993). “The Investment-Cash Flow Linkage Revisited: Evidencefrom Aggregate Data and MultivariateGranger-Causality Test.” Quarterly Re-view of Economics. Volume 33: 155-169.

Kholdy, Shady dan Sohrabian, Ahmad (2001).“Internal Finance and Corporate Invest-ment.” The Financial Review. Volume37: 97-113.

Mahdavi, Saeid; Sohrabian, Ahmad; danKholdy, Shady (1994). “Cointegrationand Error Correction Models: The Tem-poral Causality between Investment andCorporate Cash Flow.” Journal of PostKeynesian Economics. Volume 16: 478-498.

Marsh, P. (1982). “The Choice Between Debtand Equity: An Empirical Study.” Jour-nal of Finance. Volume 37: 121-144.

59


Masulis, R. W. dan Korwar, A. N. (1986). “Sea-soned Equity Offerings.” Journal of Fi-nancial Economics. Volume 15: 91-118.

Mayer, C. (1990). “Financial System, CorporateFinance, and Economic Development.”Dalam Asymmetric Information, Corpo-rate Finance, and Investment. Chicago,IL: University of Chicago Press.

Mikkleson, W. H. dan Partch, M. M. (1986).“Valuation Effects of Security Offeringsand the Issuance Process.” Journal ofFinancial Economics. Volume 15: 31-60.

Miller, S.M. dan Russek, F.S. (1990). “Co-Inte-gration and Error Correction Models:The Temporal Causality between Gov-ernment Taxes and Spending.” South-ern Economic Journal. June: 221-229.

Myers, S. C. dan Majluf, N. S. (1984). “CoporateFinancing and Investment Decisionswhen Firms Have Information that In-vestors Do not Have.” Journal of Fi-nancial Economics. Volume 13: 187-221.

Taub, A. (1975). “Determinants of the Firm’sCapital Structure.” Review of Econom-ics and Statistics. October: 410-416.

Tong, Guanqun dan Green, Christopher J. (2004).“Pecking Order or Trade-off Hypoth-esis? Evidence on the Capital Structureof Chiness Companies.” Working Paperof Loughborough University.

Watson, Robert dan Wilson, Nick (2002). “Smalland Medium Size Enterprises Financing:A Note on Some of the Empirical Impli-cations of a Pecking Order.” Journal ofBusiness Finance & Accounting. Vol-ume 29: 557-578.

Whited, T. (1992). “Debt Liquidity Constraints,and Corporate Investment: Evidencefrom Panel Data.” Journal of Finance.Volume 47: 1425-1460.

Wiwattanakantang, Y. (1999). “An EmpiricalStudy on the Determinants of the Capi-tal Structure of Thai Firms.” Pacific-asisFinance Journal. Volume 7: 371-403.

60


61

Jam STIE YKPN -Indra Wijaya Kusuma Do Japanese Firms ......

ABSTRACT





DO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOMEDO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOMEDO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOMEDO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOMEDO JAPANESE FIRMS SMOOTH INCOMEMORE THAN U.S. FIRMS?MORE THAN U.S. FIRMS?MORE THAN U.S. FIRMS?MORE THAN U.S. FIRMS?MORE THAN U.S. FIRMS?

Indra Wijaya Kusuma *)

*) Drs. Indra Wijaya Kusuma, MBA., Akuntan adalah Dosen Tetap Fakultas Ekonomi Universitas Gadjah Mada.

ABSTRACT

This study examines whether the intensity of incomesmoothing differs between Japanese and U.S. firms.Previous literature has documented differences in Japa-nese and U.S. accounting standards and practices. Japa-nese accounting standards allow for firms to have re-serve accounts which could be one way to smoothincome. Also, Mande et al. (2000) show that Japanesefirms could also adjust their R&D to smooth income.Thus, the objective of this study is to show that Japa-nese firms engage in income smoothing practices morethan the U.S. firms.

This study uses 552 U.S. firms and 442 Japa-nese firms from Compustat Global Vantage Database.Income smoothing is identified using an Eckel index.The proportion of firms identified as smoothers andthe income smoothing index are compared using t-test.

The result from comparing the income smooth-ing index and proportion of firms identified assmoothers show that the intensity of Japanese firmspracticing income-smoothing is greater than that ofU.S. firms. This result may have an implication thatJapanese firms smooth their income to increase theirprice.

Key words: income smoothing, Japanese firms, U.S.firms, Eckel index, Global Vantage Database

INTRODUCTION

Accounting standards allow companies to choosemethods that facilitate income smoothing practices bymanagers. Income smoothing is an intentional damp-ening of fluctuations around some level of earningsthat is considered to be normal for a firm (Goodwin,1977). Income smoothing enables companies to stabi-lize earnings and thereby increase earnings predict-ability. Investors are more likely to price higher thestocks of companies that have earnings stability andpredictability.

Luttman and Silhan (1995) find that a stable in-come pattern is consistently related to earnings pre-dictability. Subramanyam (1996) also finds that incomesmoothing improves the persistence and predictabil-ity of reported earnings. In addition, Wang and Will-iams (1994) document that smoothed income numbersare viewed favorably by the markets because firms withsmoother income are perceived as being less risky.These findings suggest that income smoothing can bebeneficial to both existing stockholders and prospec-tive investors.

The extent of firms in one country conductsincome smoothing can vary depending on the flexibil-ity of the accounting standard in that country. In theU.S., income smoothing has been examined widely.However, the intensity of practicing income smooth-

62

Jam STIE YKPN - Indra Wijaya Kusuma Do Japanese Firms ......

ing is predicted not very intense because the markethas a better knowledge of smoothing that is artificial ornatural. The artificial income smoothing may not resultin a positive reaction since market players may knowmanagers’ intention to smooth in relation to the com-pensation.

A Study about Japan with regards to incomesmoothing is very attractive because in Japan, the ac-counting standards provide a framework which is verydifferent with the U.S. For example, Japanese firms areallowed to create and maintain reserve accounts whichthey can use to smooth income inter-periods. Fromthe agency perspective, managers have the best knowl-edge about firms’ future prospect. Therefore, manag-ers may be able to distribute the income over a range ofperiods.

In this study, specifically, the intensity of con-ducting income smoothing is examined through theuse of Eckel model. Even though Nagy and Neal (2001)have provided evidence that Japanese firms conductmyopic behavior more than the U.S., Nagy and Neal(2001) use discretionary accruals to identify the incomesmoothing. This study uses Eckel index to identify thesmoothing behavior, thus, give a more direct evidenceof practicing income smoothing compared to the useof discretionary accruals which may reflect other thanincome smoothing.

INCOME SMOOTHING AND INVESTORS’ PER-CEPTION

Income smoothing practices create a stable incomepattern which minimizes uncertainty in the perceptionof investors (Goodwin, 1977). Stable income patternand reduced earnings variability is consistently relatedto earnings predictability (Luttman and Silhan, 1995).Further, earnings predictability can affect investmentdecisions and stock prices.

Trueman and Titman (1988) attempt to explainwhy smoothing may be observed and how it can resultin an increased stock price. If a manager can choosewhich of two periods to recognize certain income, themanager may prefer the choice that will be expected toresult in a smoother income stream. By smoothingincome the manager may be able to reduce the estimateof various claimants of the firm about the volatility of

its underlying earnings process. This, in turn, will lowerthe assessment of the probability of bankruptcy.

Wang and Williams (1994) examine the relation-ship between accounting income smoothing and stock-holder wealth. Wang and Williams argue that, con-trary to common belief, income smoothing actuallyenhances the informational value of earnings. Com-mon belief is that accounting income smoothing isviewed as cheating, misleading, and immoral on thepart of the firm’s management. The process of incomesmoothing incorporates manager’s private knowledgeregarding the firm’s future prospects. The extent towhich a manager can smooth the firm’s reported in-come reflects the accuracy of the manager’s knowl-edge of firm’s future performance. This revelation ofmanagement private knowledge is valuable to inves-tors. The results of this study indicate that smoothedincome numbers are viewed favorably by the marketsand firms with smoother income series are perceivedas being less risky.

Huberts and Fuller (1995) investigate predict-ability bias in an asset-pricing framework. Firms, whoseearnings are not predictable in the past, have exces-sively optimistic current forecast of earnings. The leastpredictable firms have much larger positive forecasterrors relative to the most predictable firms. Conse-quently, abnormal returns are consistent with the cur-rent forecast errors. Stock of the least predictable firmssubstantially underperforms stocks of the most pre-dictable firms. This predictability bias will make inves-tors favor firms whose earnings are predictable. As aresult, firms tend to smooth their income stream to in-crease the value of their equity shares. Subramanyam(1996) provides evidence that pervasive incomesmoothing improves the persistence and predictabil-ity of reported earnings.

Michelson, Jordan-Wagner, and Wootton (1995)investigate the relationship between income smooth-ing practices and stock returns. Using a sample of 358firms in the S&P 500 index, the study employs modelsof income smoothing utilizing the coefficients of varia-tion of four smoothing variables with respects to thecoefficients of variation of sales. The results showthat smoothing firms have lower betas and higher eq-uity market value compared to firms that do not smoothincome. Firms know that investors hate surprises (Hec-

63


tor, 1989), therefore, smoothing income is one alterna-tive to reduce the surprise effect.

Bitner and Dolan (1996) examine the theoreticalbasis for the relationship between smoothed incomeand equity market valuation. The model yields twohypotheses: (1) equity markets should pay a premiumfor smooth streams of income; and (2) market valua-tion distinguishes earnings streams that are naturallysmooth versus those that are managed [See Eckel (1981)for more discussion on the types of income smoothing(intentionally or naturally)]. The empirical results sup-port both hypotheses.

Sheikholeslami (1994) examines the incomesmoothing practices of Japanese firms listed on for-eign stock exchange with locally listed Japanese firms.This study hypothesizes that Japanese firms’ income-smoothing practices are altered when firms listed theirstocks on foreign stock exchange with more stringentaccounting requirements than their local exchanges.The sample of foreign listed Japanese firms consist often Japanese firms listed in New York, two in London,and twelve in Amsterdam for a total of twenty-fourfirms. A control group of locally listed twenty-fourfirms is used as a comparison. Unfortunately, the re-sults do not support the hypothesis. The results maybe driven by the small number of firms, especially fromthe New York Stock Exchange (10 firms), in the sample.In addition, most of the shares of Japanese firms listedin New York Stock Exchange are in the form of Ameri-can Depository Receipts (ADRs), which do not requirecompliance with SEC’s regulations.

In summary, managers know that investors pre-fer smoothed income numbers for several reasons: (1)smoothed income numbers reduce the estimate of vari-ous claimants of the firm about the volatility of its un-derlying earnings process and thereby reduce the as-sessment of the probability of bankruptcy); (2) incomesmoothing reflects the accuracy of the manager’sknowledge of the firm’s future performance; (3) inves-tors hate shocks because shocks in earnings forecastsincreased investors’ risk. The empirical evidence sup-ports the argument that income smoothing has a posi-tive impact on stock returns.

HOW INCOME SMOOTHING ARE DONE?

Studies on income smoothing also identify the waysfirm smoothes income. Copeland and Licastro (1968),Moses (1987), Suh (1990), Beattie et al (1994), Godfreyand Jones (1999), and Mande et al (2000) are all examin-ing the possibility firms smooth earnings using differ-ent ways.

Copeland and Licastro (1968) re-examine theincome smoothing which is known as Gordon’s hy-pothesis. Gordon hypothesis is tested by consideringwhether an accounting measurement rule is selectedwhich tends to adjust the firms’ percentage change inearnings per share to the average percentage changein the industry or smooth earnings per share toward anormal value or smooth the firm’s rate of return oncommon shareholders’ equity. Specifically, Copelandand Licastro find that firms do not attempt to smoothincome by using the dividend income technique. How-ever, as they admit that several considerations maybias their results.

Moses (1987) examines the association betweenincome smoothing and factors hypothesized to moti-vate it. Moses hypothesizes that various firm specificfactors provide incentives for management to use ac-counting choices to smooth earnings. The results showsignificant association between smoothing behaviorand some factors behind it through discretionary ac-cruals.

Suh (1990) analytically examines incomesmoothing behavior. Suh shows that accounting in-come smoothing could arise as rational equilibriumbehavior. Accounting method choice is one way toachieve interperiod signal contingent consumptionsmoothing by smoothing accounting income. One suchaccounting choice which arises from the structure ofthe problem is the choice of the depreciation.

Beattie et al (1994) examine the use of extraordi-nary items to smooth income in the U.K. setting. Theexisting literature on extraordinary items has examinedthe use of alternative classifications for such items inthe smoothing of accounting income numbers. Beattieet al. use an incentives model grounded in contracting

64


costs to explain managerial classificatory choices interms of their effect on single period income smooth-ing. Beattie et al. find significant positive associationswith earnings variability, dividend payout, managerialshare options, and the diffuseness of share owner-ship. The results also show that incentives to smoothare positively related to the magnitude of the effect ofclassificatory choices.

Godfrey and Jones (1999) examine whether po-litical cost influences on income smoothing via extraor-dinary item classification in the Australian setting.Specifically, Godfrey and Jones examine whether op-portunities for politically driven wealth transfer areassociated with income smoothing via Australian man-agers’ classification of recurring gains and losses asextraordinary or operating items. They find that man-agers potentially use classificatory smoothing to re-duce political costs. This findings assists in under-standing how accounting classificatory can affectwealth distributions.

Mande et al (2000) examine whether Japanesefirms in several industries adjust R&D based on short-term performance. In the 1990s recession period, Japa-nese firms decreased their spending on R&D. The re-sults show that Japanese firms adjust their R&D bud-gets to smooth profits.

Albornoz and Alcarria (2003) examine incomesmoothing in Spain. Discretionary accruals are usedas a measure of managers’ accounting discretion. Theresults strongly support the income smoothing hypoth-esis which predicts aggressive (conservative) account-ing policies when a firm’s current pre-managed perfor-mance undershoots (exceeds) target earnings. Theyalso provide some evidence supporting the anticipa-tory income smoothing hypothesis, whereby currentperiod smoothing behavior is partly conditioned onexpected future performance.

Nagy and Neal (2001) examine whether differ-ences in the corporate environments of Japanese andU.S. firms are associated with differences in the extentto which Japanese and U.S. managers engage in firmmyopic behavior. Nagy and Neal examine the manage-ment myopia issue by comparing the level of incomesmoothing that occurs between Japanese and U.S.firms. The income smoothing practices are identifiedthrough using discretionary accruals. The results sug-gest that while both Japanese and U.S. managers en-

gage in some amount of myopic behavior, Japanesemanagers do so at a significantly higher level.

HYPOTHESIS DEVELOPMENT

Wang and Williams (1994) show that the market per-ceived smoothed income numbers as being less risky.Moreover, as Foster (1986) argues, lower earnings vari-ability may signal high management quality. In addi-tion, as Trueman and Titman (1988) and Hector (1989)point out, investors are willing to pay a higher price forfirms that smoothed income because the risk of finan-cial distress is lower.

Given that Japanese accounting standards dif-fer from the U.S. and allow the use of, for example,reserve accounts, evidence of Japanese firms couldadjust their R&D (Mande et al. 2000), and evidence ofJapanese use of discretionary accruals in a myopicbehavior, it is predicted that Japanese firms’ incomemay show that they practice income smoothing moreintensively compared to their counterparts in the U.S.This leads to the hypothesis as follows.H1 : The intensity of practicing income smoothing

for Japanese firms is greater than that of U.S.firms.

Now define ψ k k ikin SI= − ∑1

as the average

smoothing intensity for country k = 1 2, . The nullhypothesis and its alternative can be stated as fol-lows.

H0 : 21 ψψ ≤ and H1 : 21 ψψ >where k = 1 2, denote Japan and the U.S. respec-tively.

To test this hypothesis, the intensity of eachfirm’s income smoothing practice is measured. It isexpected that Japanese firms, on average, practice in-come smoothing more intensely than U.S. firms.

Income Smoothing Index

The ratio of the coefficient of variation of sales to thecoefficient of variation of earnings has been used as aproxy for income smoothing [see Imhoff (1977), Eckel(1981), Albrecht and Richardson (1990), and Ashari

65


(1994)]. Since sales are less subject to manipulation,the lower degree of coefficient of variation of earningscompared to coefficient of variation of sales indicatesincome smoothing.

The coefficients of variation (CV) of sales andearnings are calculated as follows.

Data Collection and Sampling Procedures

This study examines the income smoothing behaviorof Japanese and U.S. firms over the period 1991-1995.The 1996 Compustat Global Vantage Database is usedto obtain of the financial information required.

Two criteria are used to select the sample offirms in each country. First, the firms must be in SICcodes 2000-3900 (manufacturing group). Second, dataon these firms are available in the Global Vantage Data-base. Based on the criteria, this study uses 442 Japa-nese firms and 552 U.S. firms over the period of 1991-1995.

RESULTS

Two approaches of measuring the intensity of practic-ing income-smoothing are used. The first approach isthe income smoothing index (the ratio of coefficient ofvariation of sales to the ratio of coefficient of variationof earnings). A higher average income-smoothing in-dex in one country relative to the other indicates agreater propensity for that country to employ income-smoothing. The second approach is the proportion offirms identified as smoothers in each country. A firm isclassified as an income smoother if its income-smooth-ing index is greater than one. A higher proportion offirms identified as smoothers in one country relative tothe other reflects a greater propensity for that countryto employ income-smoothing.

Three measures of earnings are used to com-pute the coefficient of variation of earnings. The firstearnings measure is earnings before interest and taxes.This measure represents pretax income plus interestexpense. The second measure is income before ex-traordinary items. This measure represents after-taxincome but before extra-ordinary items. The third mea-sure is earnings per share. This measure representsprimary earnings per common share as reported by thecompany based on income before extraordinary items.The earnings figure used in this measure is adjustedfor dividends on preferred stocks.

CVX

iearnings i

earnings

i

earnings=σ

CVX

isales i

sales

isales=

σ

where: σ isales and σ i

earnings are the standard devia-

tions of sales and earnings series for firm i ; X isales and

X i

earningsare the means of sales and the absolute

value of the means of earnings series for firm i; CVisales

and CViearnings are the coefficients of variation of sales

and earnings for firm i.The income-smoothing index is calculated as

follows.

and

IS CVCVi

isales

iearnings=

where: CVisales and CVi

earnings are the coefficients of varia-tion of sales and earnings for firm i; ISi is the incomesmoothing index for firm i. A smoothing index greaterthan one indicates the income smoothing since thecoefficient of variation of sales is greater than coeffi-cient of variation of earnings.

66


Table 1 shows the correlation among the threeearnings measure. For Japanese firms (panel A), in-come smoothing based on earnings before interest andtaxes are highly correlated with income smoothingbased on earnings before extraordinary item (93% cor-relation with p-value of .00) and income smoothingbased on earnings per share (87% correlation with p-value of .00). The income smoothing based on earn-ings before extraordinary item are highly correlated withincome smoothing based on earnings per share (95%correlation with p-value of .00).

For U.S. firms (panel B), income smoothingbased on earnings before interest and taxes are corre-lated with income smoothing based on earnings be-fore extraordinary item (79% correlation with p-valueof .00) and income smoothing based on earnings per

share (75% correlation with p-value of .00). The in-come smoothing based on earnings before extraordi-nary item are highly correlated with income smoothingbased on earnings per share (96% correlation with p-value of .00).

Even though the U.S. firms’ income smoothingcorrelations are not as highly as the Japanese firms’income smoothing, the correlation among the threeearnings measures are still high. This result may givean indication that Japanese firms do not use extraordi-nary items to smooth income since the correlation be-tween income smoothing based on earnings before ex-traordinary items and income smoothing based on earn-ings per share are very high (95% correlation). Thesame case can be concluded from the U.S. firms.

IS-EBIT

IS-IB

IS-EPS

Panel A: Japanese Firms

IS-EBIT

1.00 (0.00)*

0.93

(0.00)

0.87

(0.00)

IS-IB

1.00 (0.00)

0.95

(0.00)

IS-EPS

1.00 (0.00)

Panel B: U.S. Firms

IS-EBIT

1.00 (0.00)

0.79

(0.00)

0.75

(0.00)

IS-IB

1.00 (0.00)

0.96

(0.00)

IS-EPS

1.00 (0.00)

Table 1Pearson Correlations among Income Smoothing Measurements

Notes:IS-EBIT : Income smoothing based on earnings before interests and taxesIS-IB : Income smoothing based on income before extra-ordinary itemsIS-EPS : Income smoothing based on earnings per share

67


Table 2 shows the income-smoothing index forJapanese and U.S. firms. Based on the three measuresof earnings, the results show that the mean and me-dian income smoothing index for Japanese firms aresignificantly higher than those for U.S. firms. The sig-nificance of the differences in the mean is tested using

a t-test and the significance of the differences in themedian is tested using non-parametric tests (Kruskal-Wallis and median tests). The differences in the meanand median are significant at .0001 levels. The Japa-nese firms practice income smoothing more intenselythan U.S. firms.

Table 2Income Smoothing Index: Japanese vs. U.S. Firms

Notes: * significant at .0001a differences in the mean is tested using a t-test, differences in the median is tested using

nonparametric tests such as Kruskal-Wallis and median tests

IS-EBIT

IS-IB

IS-EPS

JPN

US

Diff a

JPN

US

Diff a

JPN

US

Diff a

23.6%

10%

13.6% *

11.5%

6.3%

5.2% *

14.5%

9%

5.5% *

IS-EBIT

IS-IB

JPN

US

Diff a

JPN

US

Diff a

Mean

.78

.57

.21 *

.53

.45

.08 *

Median

.75

.50

.25 *

.48

.36

.12 *

Std Dev

.45

.40

.40

.37

Table 3 shows the proportion of firms identifiedas smoothers for Japanese and U.S. firms. Based onthe three measures of earnings, the results show thatthe proportion of firms identified as smoothers are sig-nificantly higher for Japanese firms across all threeearnings measures. The significance of the differencesin the proportion is tested using a chi-square test.Those tests show that the differences in the propor-tion are significant at .0001 levels.

In summary, this section provides evidence thatthe income-smoothing practice intensity is greater thanfor Japanese firms than for U.S. firms. The two ap-proaches yield similar results using the three separateearnings measures as well as an overall earnings mea-sure. These results reject the null hypothesis and con-firm that the income smoothing intensity is greater inJapan than in the U.S.

Table 3Proportion of Firms Identified as Smoothers:

Japanese vs. U.S. Firms

Notes: * significant at .0001a differences in the proportion is tested using a chi-square test..

68


SUMMARY AND IMPLICATIONS

This study examines the cross country comparison ofintensity of conducting income smoothing practices.Accounting standards vary from one to other coun-tries. Some accounting standards are flexible enoughto allow firms in that country to adjust their account-ing numbers using the flexibility of accounting stan-dards allowed.

Managers have a high motivation to smoothincome since smoothed income are perceived favor-able and less risky, therefore investors react positivelyto the smoothed earnings. Trueman and Titman (1988),Hector (1989), Wang and Williams (1994), Huberts andFuller (1995), Subramanyam (1996), Michelson, Jordan-Wagner, and Wootton (1995), Bitner and Dolan (1996)provide the evidence of market in favor of smoothedincome.

Japan is one developed country that has uniqueaccounting standards which are different from the U.S.Since accounting standard could facilitate firms to prac-tice income smoothing, it is interesting to examinewhether the intensity of Japanese firms’ incomesmoothing practices are higher than its counterpart(the U.S.).

The objective of this study is to show that Japa-nese firms engage in income smoothing practices. Thehypothesis states that “the intensity of practicing in-come-smoothing for Japanese firms is greater to thatof U.S. firms.” The results from comparing the incomesmoothing index and proportion of firms identified as

smoothers show that the intensity of income-smooth-ing practice is greater for Japanese firms than that forU.S. firms.

The potential reason to explain the results forU.S. firms is the rationality and matureness of the in-vestors. If U.S. firms practice income smoothing, in-vestors are aware of it and take it into account. On theother hand, Japanese firms have a different consolida-tion structure (keiretsu), therefore, the investors donot literally look at the accounting numbers since theyfollow the firms activities almost daily. As a result, themanagers have motivation and opportunity to practiceincome smoothing for the purpose of their compensa-tion, if not for the benefit of the firms.

This result may have an implication that Japa-nese firms smooth their income to increase their stockprice. It is evidenced from Japanese firms’ price-earn-ings ratios which are the highest in the world in the1990s.

LIMITATIONS AND FUTURE RESEARCH

The coefficient of variations of the income smoothingmethod used in this study only employs five years ofearnings data. Since longer earnings time series arenot available, other methods to measure incomesmoothing are not workable. Future research can ex-amine other income smoothing methods such as the R2

method and the expectancy models of income. Ronenand Sadan (1981) provide detailed explanations on theexpectancy models of income.

69


REFERENCES

Albornoz, B. Gill de and Jose J. Alcarria (2003).Analysis and Diagnosis of IncomeSmoothingin Spain. European Account-ing Review. Vol. 12(3): 443-463.

Albrecht, W. David and Frederick M.Richardson (1990). Income Smoothingby Economy Sector. Journal of Business,Finance, and Accounting. Vol. 17(5):713-730.

Ashari, Nasuhiyah, Hian Chye Koh, Soh LengTan, and Wei Har Wong. (1994). FactorsAffecting Income Smoothing AmongListed Companies in Singapore. Ac-counting and Business Research. Vol.24(96): 291-301.

Beattie, Vivien et al. (1994). Extraordinary Itemsand Income Smoothing: A Positive Ac-counting Approach. Journal of Busi-ness, Finance, and Accounting. Vol. 21(6): 791-811.

Bitner, Larry N. And Robert C. Dolan (1996).Assessing the Relationship betweenIncome Smoothing and the Value of theFirm. Quarterly Journal of Business andEconomics. Vol. 35(1): 16-35.

Copeland, Ronald M. and Ralph D. Licastro(1968). A Note on Income Smoothing.Accounting

Review. pp. 540-545.

Eckel, Norm (1981). The Income Smoothing Hy-pothesis Revisited. Abacus. Vol. 17(1):28-40.

Foster, George (1986). Financial StatementAnalysis. New Jersey: Prentice-Hall, Inc.

Godfrey, Jayne M and Kerrie L. Jones (1999).Political Cost Influences on IncomeSmoothing via Extraordinary Item Clas-sification. Accounting and Finance. Vol.39: 229-254.

Goodwin, Larry B. (1977). Income Smoothing.CPA Journal. Vol 47(2): 27-29.

Hector, Gary (1989). Cute Tricks on the BottomLine. Fortune. April 24, 1989: 195-200.

Huberts, Lex C. and Russell J. Fuller (1995). Pre-dictability Bias in the U.S. Equity Mar-ket Financial Analysts Journal. Vol.51(2): 12-28.

Imhoff Jr., Eugene (1977). Income Smoothing -A Case for Doubt. Accounting Jour-nal. Spring: 85-100.

Luttman, Suzanne M. And Peter Silhan A.(1995). Determinants of Earnings Vari-ability. Journal of Applied Business Re-search. Vol. 11(1): 117-124.

Mande, Vivek, Richard G. File, and Wikil Kwak(2000). Income Smoothing and Discre-tionary R&D Expenditures of JapaneseFirms. Contemporary Accounting Re-search. Vol. 17(2) Summer: 263-302.

Michelson, Stuart E., James Jordan-Wagner, andCharles W. Wootton (1995). A MarketBased Analysis of Income Smoothing.Journal of Business, Finance, and Ac-counting. Vol. 22(8): 1179-1193.

Moses, O. Douglas (1987). Income Smoothingand Incentives: Empirical Tests UsingAccounting Changes. Accounting Re-view. Vol. 62(2): 358-377.

70


Nagy, Albert L. and Terry L. Neal (2001). AnEmpirical Examination of CorporateMyopic Behavior: A Comparison ofJapanese and U.S. Companies. Interna-tional Journal of Accounting. Vol 36:91-113.

Ronen, Joshua and Simcha Sadan (1981).Smoothing Income Numbers: Objec-tives, Means, and Implications. Mas-sachusetts: Addison-Wesley PublishingCompany.

Sheikholeslami, Mehdi (1994). The Impact ofForeign Stock Exchange Listing on In-come Smoothing: Evidence from Japa-nese Firms. International Journal ofManagement. Vol. 11(2): 737-742.

Subramanyam, K. R. (1996). The Pricing of Dis-cretionary Accruals. Journal of Account-ing & Economics. Vol. 22(1-3): 250-281.

Suh, Yoon S. (1990). Communication and IncomeSmoothing Through AccountingMethod Choice. Management Science.Vol. 36(6) June: 704-723.

Trueman, Brett and Sheridan Titman (1988). AnExplanation for Accounting IncomeSmoothing. Journal of Accounting Re-search. Vol. 26(Sup): 127-139.

Wang, Zhemin and Thomas H. Williams (1994).Accounting Income Smoothing andStockholder Wealth. Journal of AppliedBusiness Research. Vol. 10(3): 96-104.

71

Jam STIE YKPN - Kasmadi dan Djoko Susanto Analisis Faktor-faktor ......

ABSTRACT





ANALISIS FAKTOR-FAKTORANALISIS FAKTOR-FAKTORANALISIS FAKTOR-FAKTORANALISIS FAKTOR-FAKTORANALISIS FAKTOR-FAKTORYANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPANYANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPANYANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPANYANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPANYANG MEMPENGARUHI LUAS PENGUNGKAPAN

SUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNANSUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNANSUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNANSUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNANSUKARELA DALAM LAPORAN TAHUNANPERUSAHAAN-PERUSAHAAN DI INDONESIAPERUSAHAAN-PERUSAHAAN DI INDONESIAPERUSAHAAN-PERUSAHAAN DI INDONESIAPERUSAHAAN-PERUSAHAAN DI INDONESIAPERUSAHAAN-PERUSAHAAN DI INDONESIA

Kasmadi *)

Djoko Susanto **)

*) Kasmadi, SE., M.Si., adalah Dosen Tetap STIE Bangkinan Riau**) Dr. Djoko Susanto, MSA., Akuntan adalah Dosen Tetap STIE YKPN Yogyakarta.

PENDAHULUAN

Manajemen perusahaan menggunakan laporantahunan sebagai media untuk mengungkapkaninformasi keuangan dan non-keuangan kepadaberbagai pihak (stakeholders) yang membutuhkaninformasi tersebut untuk pengambilan keputusan.Dalam bisnis yang makin kompetitif, informasi yangtermuat dalam laporan tahunan adalah sangat pentingdalam mengefisienkan pengalokasian dana investasiuntuk pemakaian yang paling produktif (Susanto, 1992).Informasi yang diungkap dalam laporan tahunan dapatdikelompokkan ke dalam pengungkapan wajib (man-datory disclosure) dan pengungkapan sukarela (vol-untary disclosure). Pengungkapan wajib merupakanpengungkapan informasi yang diwajibkan dalam suatulaporan tahunan dan diatur oleh suatu peraturan pasarmodal yang berlaku. Sedangkan pengungkapansukarela merupakan pengungkapan informasi melebihiyang diwajibkan karena dipandang relevan dengankebutuhan pemakai laporan keuangan (Meek, at. al.,1995).

Foster (dalam Meek at. al., 1995) menjelaskanbahwa manajemen memiliki insentif untuk menyediakanpengungkapan sukarela. Perusahaan yang

mendaftarkan sahamnya di suatu pasar modalmenghadapi persaingan dengan perusahaan lain dalamhal jenis sekuritas, termin dan return yang ditawarkan.Para investor, di lain pihak, juga menghadapiketidakpastian tertentu mengenai kualitas dankeamanan surat berharga yang ditawarkan olehperusahaan. Investor membutuhkan informasi untukmenaksir ketidakpastian aliran kas di masa yang akandatang untuk dapat digunakan dalam menilai sahamperusahan. Pengungkapan sukarela diharapkan dapatmemenuhi semua kebutuhan di atas.

Pengungkapan sukarela juga akan dibatasi olehbeban atau cost yang terlibat. Cost tersebut mencakupcost langsung (direct cost) seperti cost pengumpulandan pengolahan data, penerbitan dan pengauditan,maupun cost tak langsung (indirect cost) seperti risikotertentu akibat pemberian informasi yang dapatdimanfaatkan oleh pesaing maupun calon pesaing (Grayat. al., 1990). Menurut Jensen dan Meckling (dalamGray at. al., 1990) penyajian pengungkapan sukarelamasih menjadi isu kontrovesial, khususnya mengenaimotivasi atau alasan penyampaian pengungkapan danpengembangan butir informasi pengungkapan sukarela.Keputusan untuk pengungkapan sukarela dipengaruhioleh kombinasi berbagai faktor. Pengungkapan sukarela

72


hanya akan dilakukan, jika persepsi terhadap manfaatmelebihi (outweigh) cost pengungkapan itu sendiri.Dalam konteks teori contracting atau teori keagenan,pengungkapan sukarela dipengaruhi oleh pengharapanakan pengaruh positif dari pengungkapan tersebutterhadap harga saham dalam artian lebih tinggi returnatau pengurangan risiko.

The Special Committee on Financial Report-ing of The American Institute of Certified Public Ac-countant (1994) menyatakan bahwa keuntungan utamadari adanya pengungkapan yang lebih luas adalahsemakin rendahnya cost of equity capital. Keuntungantersebut diperoleh karena pengungkapan olehperusahaan akan membantu investor dan kreditur dalammempertimbangkan risiko investasi. Dapatdikemukakan dua landasan teori yang mendukunghubungan negatif antara tingkat pengungkapandengan cost of equity capital. Pertama, lebih luaspengungkapan akan meningkatkan likuiditas pasarsaham oleh karenanya menurunkan cost of equity capi-tal dan juga melalui penurunan cost transaksi akanmeningkatkan permintaan terhadap sekuritasperusahaan. Pandangan kedua mengemukakan lebihluas pengungkapan akan menurunkan estimasi risikoakibat dari penilaian investor terhadap parameterkembalian aktiva (Botosan, 1997). Dengan demikiantrade off antara cost dan manfaat pemberianpengungkapan sukarela perlu dipertimbangkan olehpihak manajemen. Trade off antara cost dan manfaatpengungkapan sukarela dipengaruhi oleh kombinasiberbagai faktor utama (major determinant) yangberpengaruh pula pada perbedaan luas pengungkapandalam laporan tahunan antara satu perusahaan denganperusahaan lainnya (Gunawan, 2002).

Menurut Schadewitz dan Blevins (1998),penelitian mengenai faktor-faktor yang mempengaruhiluas pengungkapan sukarela baik dalam laporan interimmaupun laporan tahunan, telah dilakukan oleh parapeneliti terdahulu pada sejumlah pasar modal diberbagai negara. Studi tentang pengungkapanperusahaan dapat diklasifikasikan menurutpenggunaan data pasar modal dalam rancanganpenelitian, yaitu: penelitian berhubungan langsung(direct relationship studies), dan penelitian takberhubungan langsung (indirect relationship studies).Orientasi penelitian berhubungan langsung adalahmerefleksikan variasi pengungkapan terhadap harga

saham. Sedangkan penelitian tak berhubunganlangsung menitik-beratkan kepada faktor-faktor yangmempengaruhi variasi luas pengungkapan perusahaanyang diamati.

Penelitian ini menguji faktor-faktor utama yangmempengaruhi luas pengungkapan perusahaan dalamlaporan tahunan oleh perusahaan-perusahaan yangterdaftar di Bursa Efek Jakarta. Dalam berbagaipenelitian terdahulu, seperti Cook (1989, 1992, 1993)dan Meek at. al. (1995), luas pengungkapan sukarelasebagian besar diukur dengan cara tanpa pembobotan,yaitu hanya mengamati banyaknya item informasipengungkapan sukarela. Artinya semakin banyak iteminformasi pengungkapan berarti semakin luaspengungkapan sukarela tersebut. Gunawan (2000)meneliti luas pengungkapan sukarela dengan faktor-faktor yang menentukan tingkat pengungkapan, yaituantara: lain tingkat likuiditas, solvabilitas, sizeperusahaan dan jenis industri yang dikelompokkankedalam perusahaan manufaktur dan non-manufaktur.Hasilnya signifikan untuk size dan tingkat solvabilitas,sedangkan likuiditas dan jenis perusahaanmenunjukkan hasil yang tidak signifikan. Penelitiberikutnya, Gunawan (2002) menguji pengaruhkelompok industri, basis dan tingkat return terhadapkualitas pengungkapan sukarela dalam laporantahunan. Dalam penelitian tersebut perusahaandikelompokkan ke dalam Sektor Riil dan Sektor Jasa.Dalam penelitian ini variabel kelompok industri akandiuji kembali, tetapi dikelompokkan ke dalamperusahaan high-profile industries dan low-profileindustries. Perusahaan high-profile industriesdipercaya membutuhkan image yang lebih baik darimasyarakat untuk meningkatkan volume penjualannya,maka diasumsikan bahwa perusahaan high-profile in-dustries akan memberikan pengungkapan sukarelayang lebih luas daripada perusahaan low-profile in-dustries.

TINJAUAN PUSTAKA

Luas Pengungkapan dan Pengukurannya

Berdasarkan kajian literatur ada beberapa konsepmengenai karakteristik luas pengungkapan: memadaiatau adequacy (Buzby ,1975), informatif dan ketepatanwaktu atau informativeness and timeliness (Alford et.

73


al., 1993), dan kelengkapan dan penuh atau compre-hensiveness and fullness (Wallace, 1994). Indikator luaspengungkapan sukarela adalah berupa indekspengungkapan sukarela, yang merupakan rasio antarajumlah item informasi yang dipenuhi dengan jumlahitem informasi yang mungkin dapat dipenuhi. Makinbesar indeks pengungkapan sukarela berarti semakinluas pengungkapan dalam laporan tahunan.

Pengukuran luas pengungkapan dalampenelitian-penelitian terdahulu dilakukan dengan duacara yaitu dengan pembobotan dan tanpa pembobotan.Luas pengungkapan dengan cara tanpa pembobotandidasarkan pada jumlah item yang diungkap dalamlaporan tahunan. Artinya semakin banyak item yangdiungkap semakin luas pengungkapan dalam laporantahunan. Pengukuran luas pengungkapan tanpapembobotan telah dilakukan oleh beberapa penelitimisalnya, Cooke (1989, 1992, 1993), Meek at. al. (1995),dan Suripto (2000). Cara lain untuk mengukur luaspengungkapan adalah dengan memberikan bobotkepada item-item pengungkapan terpilih yang terdapatdalam daftar item pengungkapan sukarela. Pemberianbobot bagi setiap item didasarkan pada hasil wawancaraatau kuesioner yang ditujukan kepada berbagai pihakyang berkepentingan dengan laporan tahunan.Pengukuruan luas pengungkapan dengan carapembobotan telah dilakukan beberapa penelitisebelumnya, Singhvi dan Desai (1971), Buzby (1975),Chow dan Wong Boren (1987), Susanto (1992), Botosan(1997), Schadewitz dan Blevins (1998), Gunawan (2000),Gunawan (2002), dan Mani (2004).

Singhvi dan Desai (1971) mengevaluasi kualitaspengungkapan informasi dalam laporan tahunandengan menggunakan indeks pengungkapan 34 iteminformasi pilihan. Wawancara dengan beberapa ahlidibidangnya dilakukan untuk membahas ketepatan dariitem–item yang dipilih dalam indeks pengungkapan.Indeks pengungkapan digunakan sebagai suatu ap-proximate model pengungkapan perusahaan. Denganmenggunakan indeks tersebut, kualitas pengungkapansukarela dalam laporan tahunan dikuantifikasi.

Buzby (1975) melakukan penelitian untukmenguji pengaruh dari dua karakteristik perusahaanyaitu size dan status pendaftaran terhadap luaspengungkapan dalam laporan keuangan. Pengukuranluas pengungkapan dilakukan dengan membagikankuesioner yang memuat 39 item informasi keuangan

kepada para analis keuangan. Daftar item besertabobotnya digunakan untuk mengukur luaspengungkapan sukarela dari sebanyak 88 sampelperusahaan kecil dan menengah.

Chow dan Wong Boren (1987) meneliti praktikpengungkapan sukarela dari 52 perusahaan manufakturyang terdaftar di Mexican Stock Exchange pada tahun1982, dan menghubungkan luas pengungkapan dalamlaporan tahunan dengan variabel size perusahaan, rasioleverage, dan proporsi aktiva. Pengukuran luaspengungkapan dilakukan dengan membagikankuesioner yang memuat 24 item informasi keuangankepada loan officers dari16 Bank di Meksiko. Daftaritem beserta bobotnya digunakan untuk mengukur luaspengungkapan sukarela perusahaan.

Gunawan (2002) telah menguji pengaruhkelompok industri, basis dan tingkat return terhadapkualitas pengungkapan sukarela dalam laporantahunan. Ia mengelompokkan perusahaan kedalamSektor Riil dan Sektor Jasa. Pengukuran luaspengungkapan dilakukan dengan membagikankuesioner yang memuat 28 item pengungkapan sukarelakepada pihak penilai yang terdiri atas Kepala BiroPenilaian Keuangan Perusahaan (BAPEPAM). Daftaritem beserta bobotnya digunakan untuk mengukur luaspengungkapan sukarela pada 87 sampel perusahaanyang terdaftar di BEJ tahun 2000.

Penelitian ini terbatas pada luas pengungkapansukarela yang terdapat dalam laporan tahunan. Alasanpembatasan tersebut adalah bahwa laporan tahunanmerupakan suatu proksi yang baik untuk tingkatpengungkapan sukarela yang disediakan suatuperusahaan. Hal ini disebabkan tingkat pengungkapansukarela dalam laporan tahunan secara positifberhubungan dengan banyaknya jumlahpengungkapan yang diberikan melalui media lainnya(Lang dan Lundholm, 1993). Laporan tahunan adalahfokus dari indeks pengungkapan karena laporantahunan secara umum dipertimbangkan sebagai satu-satunya sumber informasi paling penting. Knutson(dalam Botosan, 1997) menyatakan bahwa laporantahunan kepada pemegang saham menduduki urutanteratas bagi para analis sebagai sumber informasianalisis mereka. Laporan tahunan merupakan dokumenpelaporan yang paling utama dan setiap laporankeuangan lain bersifat melengkapinya.

74


Sedangkan dalam penelitian Susanto (1992)ditemukan bahwa kebanyakan responden(interviewees) menyatakan bahwa laporan tahunanmerupakan sumber informasi utama bagi investor dalampengambilan keputusan untuk berinvestasi atau tidakberinvestasi pada sekuritas perusahaan. Disamping itu,laporan tahunan sudah meliputi pengungkapanberbagai informasi penting baik keuangan maupun non-keuangan dari suatu perusahaan. Dari tinjauanterhadap beberapa literatur menunjukkan bahwa parapeneliti memfokuskan pada item-item pengungkapansebagai ukuran dari luas pengungkapan sukarela dalamlaporan tahunan.

Luas Pengungkapan dan Karakteristik Perusahaan

Singhvi dan Desai (1971) meneliti variabel-variabel yangmenentukan kualitas pengungkapan denganmemodifikasi indeks pengungkapan dan sistempenentuan skor yang dikembangkan oleh Cerf (1961).Singhvi dan Desai menambahkan tiga karakteristik barudalam penelitian mereka dan menunjukkan bahwa sizeperusahaan, jumlah pemegang saham, profitabilitas,margin laba, size, dan kantor akuntan publik,berhubungan signifikan dengan kualitaspengungkapan.

Buzby (1975) melakukan penelitian untukmenguji pengaruh dua karakteristik perusahaan, sizedan status pendaftaran, terhadap luas pengungkapandalam laporan keuangan. Hasilnya menunjukkan bahwaluas pengungkapan berhubungan positif dengan sizeperusahaan tetapi tidak ditentukan oleh statuspendaftaran. Chow dan Wong Boren (1987) menelitipraktik pengungkapan sukarela perusahaan Meksikodan menghubungkan luas pengungkapan tersebutdengan variabel size perusahaan, rasio leverage, danproporsi aktiva. Hasil pengujian yang diperoleh adalahsize perusahaan memiliki pengaruh signifikan terhadapluas pengungkapan sukarela, sedangkan rasio lever-age dan proporsi aktiva tidak berpengaruh secarasignifikan.

Wallace (1988) melakukan penelitian yangbertujuan untuk menginvestigasi luasnya tingkatpengungkapan sukarela dalam laporan tahunanperusahaan-perusahaan go public di Nigeria. Dalampenelitian ini dikupas secara singkat pengembanganpraktik pengungkapan akuntansi dan pelaporan

keuangan perusahaan di negara berkembang sepertiNigeria; melakukan uji empiris terhadap faktor-faktorutama yang mempengaruhi luas pengungkapanperusaan di Nigeria, mempertimbangkan pelaporankeuangan dari sudut pandang pemakai dan kerangkaperaturan. Metode investigasi spatial dikembangkandengan menggunakan suatu indeks pengungkapan.Penelitian dilakukan selama periode 1982-1986 terhadap94 perusahaan yang terdaftar di Nigeria Stock Ex-change. Hasil dari analisis spatial memperlihatkan poladualisme pada sampel laporan tahunan perusahaan.Dualisme tersebut mengindikasikan bahwa laporanmasih disajikan secara tradisional dengan formatbawaan (zaman kolonial) dan belum meresponkebutuhan sosial ekonomi di negara ini. Hal inimenunjukkan bahwa laporan modern yang kapabeldalam merespon kebutuhan sosial ekonomi negara,belum begitu populer. Sifat lain yang nyata dari praktikpengungkapan laporan tahunan di Nigeria adalahkurangnya ketaatan terhadap peraturan pengungkapan,dan relatif masih kurang memadainya pengungkapanperusahaan dalam memenuhi kebutuhan pengguna.

Meek dan Gray (1989) meneliti luaspengungkapan laporan tahunan perusahaan-perusahaan yang terdaftar di London Stock Exchange(LSE) pada 31 Desember 1986. Penelitian bertujuanuntuk menginvestigasi ketaatan perusahaan UK danperusahaan Eropa lainnya sesuai dengan peraturanyang ditetapkan LSE. Sampel penelitian terdiri dari 28perusahaan yang berlokasi di Perancis, Jerman,Belanda, dan Swedia. Peraturan yang berlakudikombinasikan antara ketentuan LSE dan CompanyAct 1985. Hasil penelitian menunjukkan bahwaperusahaan-perusahaan di negara-negara Eropa telahmenyesuaikan pengungkapan perusahaan dalamlaporan tahunan mereka dengan suatu jangkauan yanglebih luas dari pengungkapan sukarela, yang dalambeberapa kasus adalah substantial. Temuan penelitiankonsisten dengan pandangan bahwa perusahaan-perusahaan Eropa mengungkap informasi lebih darisekedar ketentuan minimum yang disyaratkan LSE, danmengungkap lebih dari sekedar ketentuan minimumdalam konteks pelaporan perusahaan multinasional,jika mereka bersaing dalam pasar modal internasional.

Cooke (1989) melakukan penelitian terhadap 90sampel laporan tahunan perusahaan Swedia. Penelitiantersebut menguji pengaruh status pendaftaran terhadap

75


kualitas pengungkapan dan sekaligus melihathubungan antara kualitas pengungkapan tersebutdengan sejumlah karakteristik perusahaan. Penelitiandilakukan bukan hanya terhadap laporan keuangan sajatetapi juga terhadap seluruh isi laporan tahunan. Daftaritem pengungkapan terdiri dari 224 item informasi. Hasilpenelitian menunjukkan terdapat perbedaan kualitaspengungkapan antar perusahaan dan terdapathubungan yang signifikan antara kualitaspengungkapan dengan status pendaftaran. Hasil lainmenunjukkan adanya hubungan yang signifikan antarasize perusahaan dengan kualitas pengungkapan.

Selanjutnya, Cooke (1992) meneliti pengaruhsize, status pendaftaran, dan jenis industri terhadapkualitas pengungkapan dalam laporan tahunanperusahaan Jepang. Pengungkapan dalam penelitiantersebut meliputi 165 item informasi wajib dan sukarelayang disajikan dalam laporan keuangan, catatan ataslaporan keuangan, analisis manajemen tentang operasisekarang dan tahun mendatang, dan semua informasitambahan lainnya. Hasil analisis menunjukkan bahwasize perusahaan dan status pendaftaran merupakanvariabel penting yang menjelaskan kualitaspengungkapan dalam laporan tahunan. Sedangkanuntuk karakteristik industri, ditemukan bahwaperusahaan manufaktur berpengaruh signifikanterhadap kualitas pengungkapan dibandingkan jenisindustri lainnya.

Bradbury (1992) meneliti hubungan antarapengungkapan sukarela dengan volatilitas laba, labakejutan, dan ukuran perusahaan. Dalam penelitiantersebut, pengungkapan laba tengah tahunandigolongkan dalam dua tingkatan yaitu pengungkapanyang dikuantifikasi dan pengungkapan yang tidakdikuantifikasi. Penelitian dilakukan terhadap sampelperusahaan New Zealand yang terdiri dari 172perusahaan yang melaporkan laba tengah tahunanselama 1973-1976, yaitu ketika isi pengungkapan belumada aturannya. Hasil penelitian tersebut menunjukkanbahwa pengungkapan sukarela berkaitan secarasignifikan terhadap volatilitas laba.

Cooke (1993) mengadakan penelitian berikutnyaterhadap perusahaan Jepang dan lebih memusatkanpada hubungan antara kualitas pengungkapan agregatdengan status pendaftarannya. Oleh karenaperusahaan-perusahaan Jepang memiliki dua macam

kewajiban pembuatan laporan, menurut ComercialCode (CC) dan menurut Securities and Exchange Law(SEL), maka Cooke juga membandingkan kualitaspengungkapan dari dua macam set laporan tersebut.Pengukuran kualitas pengungkapan dilakukan tanpapembobotan dengan menggunakan daftar 195 itemyang terdiri atas pengungkapan wajib dan sukarela.Perusahaan dibagi kedalam tiga kelompok, yaitu:perusahaan yang belum terdaftar di pasar modal (un-listed), perusahaan yang hanya terdaftar di Tokyo StockExchange atau domestik, dan perusahaan yangterdaftar di TSE dan bursa saham negara lainnya (mul-tiple listed). Hasilnya pengungkapan perusahaan un-listed dan domestik menurut CC amat terbatas padasekedar mempertahankan item pengungkapan wajibsaja. Sedangkan perusahaan domestik kelihatannyalebih memberikan pengungkapan sukarela menurut SELtetapi tidak menuruti aturan CC. Berbeda denganperusahaan multiple listed, yang lebih memperluaspengungkapan mereka menuruti peraturan CC denganmemasukkan beberapa item pengungkapan sukarela.Lebih lanjut, perusahaan multiple listed lebihberkemauan memberikan pengungkapan informasimenurut aturan SEL daripada perusahaan domestik.

Mc Kinnon dan Dalimunthe (1993) melakukanpenelitian untuk menguji insentif ekonomik yangmemotivasi perusahaan terdiversifikasi untukmengungkap informasi segmen secara sukarela. Datadidasarkan pada sampel yang terdiri dari 65 perusahaango public terdiversifikasi di Australia. Hasil penelitianmenunjukkan bahwa insentif ekonomik (difusikepemilikan, tingkat kepemilikan minoritas dalamperusahaan anak, size perusahaan dan kelompokindustri) berpengaruh terhadap informasi segmensecara sukarela. Penelitian yang sama dilakukan olehMitchell at. al., (1995) yang meneliti insentif perusahaan-perusahaan di Australia untuk melaporkan informasisegmen secara sukarela. Hasil analisis merekamembuktikan bahwa pengungkapan informasi segmensecara sukarela berhubungan signifikan dengan size,leverage keuangan, dan keterlibatan perusahaan dalamaktivitas pertambangan dan perminyakan.

Lang dan Lundholm (1993) meneliti faktor-faktoryang mempengaruhi peringkat pengungkapan sukarelaperusahaan yang diukur dengan skor pengungkapanyang dibuat oleh Financial Analyst Federation (FAF).

76


Faktor-faktor yang menentukan luas pengungkapandikelompokkan kedalam variabel kinerja, struktural, danpenawaran. Perbedaan penelitian ini dengan penelitianlainnya adalah pada cakupan yang meliputi semua jenispengungkapan yang dilakukan oleh perusahaan kepadapihak luar yang tidak hanya terbatas pada laporantahunan. Selain itu, pengukuran luas pengungkapanadalah menggunakan skor yang diberikan oleh FAFkepada setiap perusahaan dan bukan didasarkan padapengukuran yang dilakukan penelitinya.

Wallace at. al., (1994) meneliti laporan tahunanperusahaan non-keuangan di Spanyol. Penelitiandilakukan terhadap 50 sampel laporan tahunan danlebih menitikberatkan pada pengungkapan yangdiwajibkan. Tingkat kelengkapan pengungkapandengan daftar yang terdiri dari 16 item pengungkapanwajib dan sebuah kartu skor yang dirancang untukmengukur tingkat rincian yang diharapkan dari setiapinformasi tersebut. Hasil yang diperoleh menunjukkanbahwa indeks kelengkapan pengungkapan secarasignifikan berhubungan positif dengan size perusahaanyang diukur dengan aktiva atau penjualan dan statuspendaftaran. Sedangkan likuiditas secara signifikanberhubungan negatif dengan indeks pengungkapan.Sementara itu variabel-variabel lain tidak berhubungansecara signifikan dengan indeks kelengkapanpengungkapan tersebut.

Meek et. al., (1995) meneliti faktor-faktor yangmempengaruhi pengungkapan sukarela dalam tiga tipeinformasi (strategik, non-keuangan, dan keuangan)dalam laporan tahunan perusahaan Multinational US,UK dan Daratan Eropa. Hasil yang diperolehmenjelaskan bahwa secara keseluruhan faktor-faktoryang mempengaruhi kualitas pengungkapan sukarelaadalah size perusahaan, negara asal perusahaan, sta-tus pendaftaran, dan tipe industri.

Menurut Dierkes (dalam Hackstone dan Milne,1996) perusahaan yang aktivitas utamanyamengeksploitasi lingkungan hidup (modify the envi-ronment) seperti industri ekstraktif kemungkinan akanmengungkap informasi mengenai dampak lingkunganhidup lebih luas daripada perusahaan jenis lain.Sedangkan Patten (dalam Hackstone dan Milne 1996)berpendapat bahwa industri ekstraktif dan sejenisnya(industri high-profile) adalah rentan terhadap pengaruhpolitik dan kritikan dari aktivis-aktivis sosial. Ia

mengidentifikasi perusahaan-perusahaan seperti petro-leum, kimia, pengelolaan hasil hutan dan kertas sebagaiindustri high-profile. Hasil penelitiannya menemukanhubungan positif antara industri high profile dan luaspengungkapan sosial.

Roberts (dalam Hackstone dan Milne 1996)mendefinisikan industri high-profile sebagai industriyang memiliki consumer visibility, tingkat risiko politikyang tinggi atau tingkat kompetisi yang ketat. Iamengidentifikasi perusahaan-perusahaan seperti au-tomobile, penerbangan, dan perminyakan sebagaiindustri high-profile. Sedangkan termasuk kedalam tipeindustri low-profile yaitu, perusahaan produk makanan,kesehatan dan produk personal, peralatan rumahtangga, dan perhotelan. Hasil temuannya konsistendengan penelitian sebelumnya, yaitu terdapathubungan positif antara industri high-profile dan luaspengungkapan sosial di US. Menurut Cowen (dalamHackstone dan Milne, 1996) bahwa perusahaan yangberorientasi konsumen (consumer-oriented compa-nies) kemungkinan akan memberikan perhatian yanglebih besar dengan menunjukkan tanggung jawab sosialkepada masyarakat karena ingin meningkatkan imageperusahaan dan mempengaruhi penjualan.

Hackstone dan Milne (1996) menguji kembalivariabel tipe industri, size dan tingkat profitabilitasperusahaan terhadap luas pengungkapan sosial danlingkungan laporan tahunan perusahaan-perusahaandi New Zealand. Hasilnya konsisten dengan penelitiansebelumnya yang menunjukkan bahwa size dan tipeindustri berhubungan erat dengan luas pengungkapansosial dan lingkungan, sedangkan tingkat profitabilitasperusahaan tidak signifikan. Botosan (1997) telahmelakukan penelitian terhadap 122 perusahaan di USuntuk mengukur indeks pengungkapan dalam laporantahunan. Laporan tahunan dibagi kedalam informasipengantar, ikhtisar kinerja historis perusahaan 5 sampaidengan 10 tahun, statistik non-finansial kunci,informasi ramalan, analisis dan pembahasan olehmanajemen.

Schadewitz dan Blevins (1998) telahmengembangkan suatu indeks pengungkapan laporankeuangan interim semua perusahaan yang disampaikanpada Bursa Saham Finlandia kecuali untuk perusahaankeuangan dan asuransi. Indeks pengungkapanmerupakan rasio dari poin-poin yang diberikan suatu

77


perusahaan dibagi dengan poin maksimum yang dapatdipenuhi untuk laporan tahunan tersebut. Sebanyak29 variabel independen digunakan untuk menjelaskanindeks pengungkapan dari 256 sampel perusahaan. Ada10 dari 29 variabel independen yang signifikan yaitugovernance, risiko bisnis, struktur modal,pertumbuhan, pertumbuhan potensial size, danmaturitas pasar (ada 3 pengukuran yang secara statistiksignifikan). Sedangkan risiko finansial, struktur modal,dan penilaian saham yang dihipotesiskan tidak terbuktisignifikan.

Mani (2004) menguji faktor-faktor yangmenentukan luas pengungkapan dalam laporan tahunanperusahaan-perusahaan di India. Ia menguji pengaruhindependensi komisaris, block holding, leverage dansize perusahaan dan FII holding terhadap luaspengungkapan sukarela dalam laporan tahunan untuk30 perusahaan India yang ditarik sebagai sampel dariberbagai industri berbeda kecuali perusahaankeuangan. Hasilnya Independensi komisaris, blockholding dan size ditemukan signifikan sedangkan FIIholding dan leverage tidak signifikan.

Untuk kasus di Indonesia, Susanto (1992)menguji pengaruh basis perusahaan, waktupendaftaran dan tingkat pembatasan kepemilikansaham oleh investor asing terhadap luas pengungkapansukarela dalam laporan tahunan perusahaan yangterdaftar di Bursa Efek Jakarta. Peneliti menggunakandaftar item pengungkapan dengan pembobotanterbatas pada pengungkapan sukarela. Hasil yangdiperoleh menunjukkan bahwa luas pengungkapansukarela dipengaruhi oleh basis perusahaan, waktupendaftaran (lebih besar untuk perusahaan yangmendaftarkan sahamnya sebelum Pakto 1987). Akantetapi luas pengungkapan sukarela tidak berhubungandengan tingkat pembatasan kepemilikan saham.

Suripto (2000) meneliti pengaruh karakteristikperusahaan terhadap luas pengungkapan sukareladalam laporan tahunan. Variabel yang diteliti meliputisize, rasio ungkitan, rasio likuiditas, basis, waktuterdaftar, penerbitan sekuritas, dan kelompok industri.Pengukuran luas pengungkapan menggunakan daftaritem pengungkapan sukarela tanpa pembobotan.Penelitian ini dilakukan terhadap 68 sampel laporantahunan perusahaan-perusahaan yang terdaftar di BEJpada tahun 1996. Hasilnya menunjukkan bahwa size

dan penerbitan sekuritas berhubungan dengan luaspengungkapan. Sedangkan rasio ungkitan, rasiolikuiditas, basis, dan kelompok industri ditemukan tidaksignifikan.

Selanjutnya Utomo (2000) meneliti praktikpengungkapan sosial di Indonesia. Sampel yangdigunakan adalah 81 perusahaan yang telah go publicdi Bursa Efek Jakarta dan Bursa Efek Surabaya.Penelitian tersebut bertujuan untuk melihat polaperusahaan-perusahaan dalam melakukanpengungkapan sosialnya. Pola tersebut meliputi: temadan item, lokasi di dalam laporan tahunan, dan tipepengungkapan sosial. Perusahaan dikategorikan dalamdua kelompok yaitu perusahaan high-profile dan low-profile. Pengujian dilakukan dengan menggunakanstatistik parametrik dwi-variat, uji Z. Hasil pengujianmembuktikan bahwa perusahaan-perusahaan high-pro-file melakukan pengungkapan sosial secara signifikanlebih tinggi daripada perusahaan-perusahaan low-pro-file. Manakala dilakukan pengujian pada tiap proksi,hipotesis hanya terbukti pada tema produk dankonsumen, sedangkan pada tema kemasyarakatan dantema ketenagakerjaan tidak signifikan.

Gunawan (2000) meneliti faktor-faktor yangmenentukan tingkat pengungkapan. Faktor-faktortersebut antara lain tingkat likuiditas, solvabilitas, sizeperusahaan dan jenis industri yang dibagi kedalamperusahaan manufaktur dan non-manufaktur. Hasilnyasignifikan untuk size dan tingkat solvabilitas.Sedangkan likuiditas dan jenis perusahaanmenunjukkan hasil yang tidak sinifikan. Nai’m danRakhman (2000) menguji hubungan antara kelengkapanpengungkapan laporan keuangan dengan strukturmodal, dan tipe kepemilikan perusahaan. Hasilpenelitian menunjukkan bahwa leverage keuanganperusahaan memiliki hubungan yang signifikan positifterhadap indeks kelengkapan pengungkapan. Gunawan(2002) menguji pengaruh kelompok industri, basis dantingkat return terhadap kualitas pengungkapansukarela dalam laporan tahunan. Ia mengelompokkanperusahaan kedalam Sektor Riil dan Sektor Jasa.Hasilnya menunjukkan bahwa perusahaan sektor jasasecara signifikan mengungkap lebih berkualitasdibanding perusahaan sektor riil.

Dalam penelitian ini variabel basis, tingkat re-turn perusahaan, dan kelompok industri, yang dalam

78


penelitian sebelumnya ditemukan tidak konsistenberpengaruh terhadap luas pengungkapan, akan diujikembali. Kelompok industri dikategorikan ke dalamperusahaan high profile dan low profile industries.Peneliti juga berusaha mengontrol variabel size danleverage yang dalam penelitian-penelitian sebelumnyaterbukti berpengaruh signifikan terhadap luaspengungkapan. Dalam penelitian ini pengungkapandidefinisikan sebagai luas pengungkapan sukareladalam laporan tahunan.

Implikasi Kajian Literatur terhadap Penelitian

Review terhadap literatur yang relevan dapatmemberikan acuan kepada rancangan metodologipenelitian dan prosedur yang tepat untuk melakukanpenelitian ini. Penelaahan literatur yang relevan tentangpengungkapan perusahaan menunjukkan bahwakebanyakan peneliti menerapkan pendekatan yangsama dalam mengukur luas pengungkapan sukareladalam laporan tahunan. Luas pengungkapan sukareladalam laporan tahunan diukur berdasarkan suatu daftaritem informasi. Relatif pentingnya setiap itemdikumpulkan dengan cara melakukan wawancara atausurvey kuesioner kepada pihak-pihak yangberkepentingan dengan atau pengamat pasar modal.Indeks pengungkapan merupakan suatu ukuran luaspengungkapan sukarela dalam laporan tahunan.Penelitian ini akan menggunakan prosedur yang samadengan penelitian-penelitian terdahulu.

Sebagian besar penelitian terdahulumemfokuskan hubungan antara karakteristikperusahaan tertentu dengan luas pengungkapanperusahaan. Variabel-variabel yang kemungkinanberhubungan dengan tingkat pengungkapan antara laintipe industri, basis perusahaan (asing/domestik),tingkat profitabilitas, size perusahaan dan leveragekeuangan. Dua dari lima variabel diatas, size perusahaandan leverage keuangan, dimasukkan dalam penelitianini sebagai variabel kontrol. Sedangkan tiga darivariabel independen yang dimasukkan dalam penelitianini (tipe industri, basis perusahaan, dan tingkat return)diyakini secara logis berhubungan dengan luaspengungkapan dalam laporan tahunan perusahaan-perusahaan di Indonesia.

METODE PENELITIAN

Pemilihan Sampel

Analisis dalam penelitian ini dilakukan dalam dua tahap,yaitu: mengembangkan indeks pengungkapan danmengukur luas pengungkapan dalam laporan tahunanperusahaan-perusahaan yang terdaftar di BEJ pada 31Desember 2000. Pengembangan indeks pengungkapanmelibatkan tiga tahap, yaitu: menyusun suatu daftaritem pengungkapan berdasarkan kajian literatur, analisisterhadap pengungkapan yang diperlukan, dan reviewpendahuluan terhadap sampel setiap laporan tahunan.

Item pengungkapan sukarela diperoleh dengancara melakukan survey literatur antara lain: Singhvi danDesai 1971; Buzby 1975; Chow dan Wong-Boren 1987;Susanto 1992; dan Gunawan 2002. Kemudiandilanjutkan dengan membandingkan daftar itempengungkapan sukarela tersebut dengan daftar iteminformasi pengungkapan wajib yang dikeluarkan olehpemerintah melalui Keputusan Ketua Bapepam No.Kep-38/PM/1996 (Peraturan VIII.G.2). Setelahmengeluarkan semua item informasi pengungkapanwajib dari daftar item pengungkapan sukarela, makadiperoleh daftar item pengungkapan sukarela yangdigunakan dalam penelitian ini. Terakhir, indekspengungkapan yang telah disusun melalui tahapan diatas diterapkan pada setiap laporan tahunanperusahaan sampel.

Populasi dalam penelitian ini meliputi semuaperusahaan yang mendaftarkan sahamnya di Bursa EfekJakarta pada 31 Desember 2000. Tahun 2000 dipilihkarena alasan kemudahan mendapatkan data laporantahunan dimaksud. Sampel yang diambil hanya meliputikurun waktu satu tahun, karena diasumsikan bahwapengungkapan perusahaan cenderung relatif sama daritahun ke tahun.

Berdasarkan tingkat keyakinan 95% ditemukanestimasi interval (z) sebesar 1,96 dengan deviasi standarpenelitian sebelumnya sebesar 10,3 (Susanto, 1992).Plus minus error toleransian untuk skor pengungkapansebesar 1,5, sehingga ditentukan jumlah sampelsebanyak 181 perusahaan. Oleh karena jumlah sampelmelebihi 5% dari populasi yang berjumlah 347perusahaan maka perlu diperhitungkan faktor koreksi,

79


dengan rumus n baru = 181 (347-181)/(347-1) = 86,84 =87. Setelah adanya faktor koreksi maka jumlah sampelmenjadi 87 perusahaan atau sebanyak 25% dari jumlahpopulasi. Sampel dipilih secara acak, dan denganmetode proportionate stratified sampling untukmenjamin terwakilinya variabel-variabel yang akan diujidalam penelitian ini (Gunawan, 2002).

Dengan metode tersebut populasi laludikelompokkan menurut urutan variabel dummy.Sebelum dilakukan analisis regresi berganda, terlebihdahulu dilakukan uji normalitas data. Oleh karena datatidak terdistribusi secara normal, dan terdapat masalahmultikolinieritas yang serius antar variabel independen,maka dilakukan pengurangan terhadap sejumlah sampel,sehingga sampel yang digunakan dalam penelitian inipada akhirnya berjumlah 62 perusahaan. Berdasarkanmetode proportionate stratified sampling tersebut,diperoleh 5 perusahaan high-profile industriesberbasis asing, 31 perusahaan high-profile industriesberbasis domestik, 5 perusahaan low-profile berbasisasing, dan 21 perusahaan low-profile berbasis domestik.

Hipotesis Penelitian

Penelitian-penelitian terdahulu menunjukkan bahwaperusahaan-perusahaan diwajibkan mengungkapkanitem–item informasi tertentu karena regulasi. Tetapidalam kasus tertentu perusahaan mempunyai insentifuntuk mengungkap informasi secara sukarela,meskipun pengungkapan informasi dalam laporantahunan melibatkan tambahan cost, namun denganasumsi yang layak dipertimbangkan, manakalapengungkapan sukarela dilakukan, manfaat daripengungkapan sukarela tersebut dipersepsi melebihicost. Pengungkapan sukarela yang diberikan olehperusahaan dalam laporan tahunan menyebabkanvariasi tingkat pengungkapan sukarela antarperusahaan yang sekuritasnya terdaftar pada pasarmodal tertentu. Hipotesis berikut digunakan untukmenguji apakah terdapat perbedaan sistematis tingkatpengungkapan sukarela antar kelompok perusahaanyang terdaftar di BEJ.

Ada tiga pertanyaan penelitian yang akan diujidalam penelitian ini. Dari tiga pertanyaan tersebut,hipotesis yang dapat diuji dikembangkan. Pertanyaanpenelitian pertama adalah: Apakah perusahaan high-

profile industries memberikan pengungkapan sukareladalam laporan tahunan lebih luas daripada perusahaanlow-profile industries? Sebagaimana dijelaskan dimuka, ditemukan hubungan positif antara tipe industrihigh-profile dengan luas pengungkapan segmen/sosialsecara khusus dan luas pengungkapan secara umum(Mitchell at. al., 1995; Hackstone dan Milne 1996; danUtomo 2000). Hipotesis operasional untuk mengujipertanyaan penelitian ini, dinyatakan dalam hipotesisalternatif, yaitu:H1: Indeks pengungkapan sukarela dalam laporan

tahunan perusahaan high-profile industries lebihbesar daripada perusahaan low-profile industries.

Sebagaimana dijelaskan sebelumnya bahwakemungkinan perusahaan berbasis asing mengungkaplebih luas dibanding perusahaan domestik. Adabeberapa argumen yang dikemukakan. Pertama,perusahaan berbasis asing mendapatkan pelatihan yanglebih baik, misalnya dalam bidang akuntansi dariperusahaan induknya diluar negeri. Kedua, perusahaanberbasis asing kemungkinan mempunyai sisteminformasi manajemen yang lebih efisien untuk memenuhipengendalian interen dan kebutuhan informasiperusahaan induknya. Ketiga, kemungkinan jugaterdapat permintaan informasi yang lebih besar kepadaperusahaan berbasis asing dari pelanggan, pemasok,analis dan masyarakat pada umumnya (Susanto, 1992).Sejalan dengan argumen tersebut di atas, makapertanyaan penelitian kedua yang diajukan dalampenelitian ini adalah: Apakah perusahaan berbasisasing memberikan pengungkapan dalam laporantahunan lebih luas daripada perusahaan domestik?Hipotesis operasional untuk menguji pertanyaanpenelitian ini, dinyatakan dalam hipotesis alternatif,adalah:H2: Indeks pengungkapan sukarela dalam laporan

tahunan perusahaan berbasis asing lebih besardaripada perusahaan domestik.

Salah satu tujuan dari penelitian ini adalah untukmenentukan apakah indeks pengungkapan dalamlaporan tahunan perusahaan-perusahaan yang terdaftardi BEJ dipengaruhi oleh tingkat return. Pada penelitianterdahulu, Singhvi dan Desai (1971) menemukanhubungan positif antara tingkat pengungkapan dengan

80


tingkat return. Manajemen cenderung mengungkapinformasi secara rinci ketika perusahaan mengalamitingkat return yang tinggi. Tetapi, jika perusahaanmengalami tingkat return yang rendah, manajemencenderung untuk menyembunyikan alasan penurunantersebut dengan mengungkap lebih sedikit informasi.Berdasarkan argumen tersebut, pertanyaan penelitianketiga yang diajukan dalam penelitian ini adalah:Apakah tingkat pengungkapan sukarela dalam laporantahunan yang disajikan oleh perusahaan-perusahaanyang terdaftar di BEJ dipengaruhi oleh tingkat return?Hipotesis operasional untuk menguji pertanyaanpenelitian ini, dinyatakan dalam hipotesis alternatif,yaitu:H3: Indeks pengungkapan sukarela dalam laporan

tahunan dipengaruhi oleh tingkat return.

Model Regresi

Model regresi berganda (multiple regression)dikembangkan untuk menguji hipotesis di atas. Modelregresi terdiri dari satu variabel dependen dan limavariabel independen. Ada tiga variabel independenyang penting dalam penelitian ini yaitu, tipe industrihigh-profile dan low-profile, basis perusahaan asingdan domestik, dan tingkat return. Sedangkan variabelindependen lainnya (size, dan leverage) di masukkansebagai variabel kontrol. Berikut ini akan dibahasmasing-masing dari varaiabel independen tersebut.

Variabel Dependen

Variabel dependen yang diuji dalam model penelitianini adalah indeks pengungkapan sukarela (DSCORE).Indeks pengungkapan sukarela adalah suatu skor yangdiberikan pada suatu laporan tahunan sebagai ukuranterhadap luas pengungkapan sukarela perusahaan.Luas pengungkapan sukarela perusahaan diukurmengikuti prosedur yang sama dikembangkan olehpeneliti terdahulu antara lain Singhvi dan Desai (1971),Buzby (1975), Chow dan Wong-Boren (1987), Susanto(1992), Gunawan (2002), dan penelitian lainnya denganprosedur yang sama. Suatu kuesioner telahdikembangkan untuk tujuan memberikan bobotterhadap item–item yang ditemukan dalam laporantahunan dari perusahaan sample. Bobot yang mengukur

pentingnya setiap item pengungkapan menggunakanbobot yang telah dikembangkan dalam penelitianterdahulu (Gunawan, 2002).

Indeks pengungkapan sukarela (DSCORE),ditentukan berdasarkan perhitungan skorpengungkapan total perusahaan dan merupakanpersentase dari skor pengungkapan total yang mungkindilakukan oleh perusahaan. Total skor pengungkapanyang mungkin dari suatu perusahaan ditentukandengan menjumlahkan nilai rerata dari bobot bagi setiapitem pengungkapan sukarela yang dapat diaplikasikanpada perusahaan tersebut (Susanto, 1992). Indekspengungkapan merupakan rasio dari poin-poin yangdiberikan suatu perusahaan dibagi dengan poinmaksimum yang dapat dipenuhi untuk laporan tahunantersebut (Schadewitz dan Blevins, 1998). Poinmaksimum adalah jumlah rerata (mean) dari bobot iteminformasi pilihan, yang dalam penelitian ini sebanyak28 item informasi.

Variabel Independen

Sebagaimana telah dijelaskan sebelumnya, ada limavariabel independen yang dimasukkan dalam modelregresi. Pertama-tama ada tiga variabel yang dimasukkanke dalam model untuk diuji sebagaimana dinyatakandalam hipotesis. Variabel-variabel ini antara lain;kelompok perusahaan high-profile dan low-profileindustries, basis perusahaan asing/domestik, dantingkat return. Justifikasi untuk pemilihan variabel-variabel tersebut beserta pengukurannya disajikandalam pembahasan berikut:

a. Kelompok Industri

Peneliti sebelumnya, Gunawan (2000)memasukkan variabel kelompok industri dalampenelitiannya yang dibagi ke dalam perusahaanmanufaktur dan non-manufaktur, tetapi hasilnya tidaksignifikan. Selanjutnya, Utomo (2000) menguji variabelkelompok industri yang digolongkan kedalamperusahaan high-profile dan low-profile danmenghubungkannya dengan luas pengungkapansosial perusahaan. Hasilnya membuktikan bahwaperusahaan high-profile lebih banyak melakukanpengungkapan sosial daripada perusahaan low-pro-file.

81


Gunawan (2002) membagi kelompok industri kedalam sektor jasa dan sektor riil sesuai denganpengelompokan oleh BAPEPAM. Hasil penelitiannyamembuktikan bahwa perusahaan Sektor Jasamengungkap lebih berkualitas daripada Sektor Riildiukur dengan indeks pengungkapan. Dalam penelitianini, variabel yang sama diuji kembali denganmengelompokkan perusahaan berdasarkan industrihigh-pofile dan low-profile. Variabel dummy digunakanuntuk mengidentifikasi tipe industri yaitu 1 untukperusahaan high-profile industries, dan 0 untukperusahaan low-profile industries.

b. Basis Perusahaan

Penelitian sebelumnya (Susanto, 1992)menemukan bahwa variabel basis perusahaanberpengaruh signifikan terhadap luas pengungkapan.Pada penelitian Gunawan (2002) ditemukan bahwavariabel basis perusahaan berpengaruh signifikanterhadap kualitas pengungkapan. Oleh karena ituvariabel basis perusahaan kembali diuji dalam penelitianini sebagai salah satu variabel independen untukmelihat apakah terdapat konsistensi dengan penelitianterdahulu. Variabel dummy digunakan untukmenunjukkan basis perusahaan yaitu 1 untukperusahaan berbasis asing (PMA) dan 0 untukperusahaan berbasis domestik (PMDN). Yangtergolong perusahaan berbasis asing adalahperusahaan yang didirikan dalam rangka penanamanmodal asing dan perusahaan yang sebagian besarsahamnya dimiliki oleh perusahaan asing. Dengandemikian perusahaan yang termasuk dalam golongantersebut meliputi semua perusahaan PMA danbeberapa perusahaan lainnya. Data mengenai basisperusahaan diperoleh dari Capital Market Directory2000 dan daftar emiten tahun 2000 yang disusun olehBapepam.

c. Tingkat Return

Dalam penelitiannya, Singhvi dan Desai (1971)menemukan hubungan positif antara tingkat

pengungkapan dengan tingkat return. Manajemencenderung untuk mengungkap informasi secaraterperinci ketika perusahaan mengalami tingkat returnyang tinggi. Tetapi, jika perusahaan mengalami tingkatreturn rendah, manajemen cenderung untukmenyembunyikan alasan penurunan denganmengungkap lebih sedikit informasi. Begitu juga,Susanto (1992) memasukkan variabel tingkat returnsebagai salah satu variabel kontrol. Dalam penelitianini variabel tingkat return akan diuji kembali danpengukurannya menggunakan Rasio laba bersihterhadap jumlah aktiva. Data mengenai laba bersih danjumlah aktiva diperoleh dari laporan tahunan emitentahun 2000.

d. Size Perusahaan

Variabel kontrol size perusahaan dapat diukurdengan jumlah aktiva, penjualan tahunan dan jumlahpemegang saham. Hampir semua peneliti memasukkansize perusahaan sebagai variabel independen ke dalampenelitian mereka tentang pengaruh karakteristikperusahaan terhadap luas pengungkapan. Cooke (1989)menemukan bahwa pemilihan ketiga pengukuran bagivariabel size tersebut di atas tidak berpengaruhterhadap hasil penelitian. Dalam penelitian ini sizediukur dengan menggunakan jumlah aktiva dandimasukkan sebagai salah satu variabel kontrol. Datamengenai jumlah aktiva perusahaan diperoleh darilaporan tahunan emiten tahun 2000.

e. Rasio Leverage

Dalam penelitian Susanto (1992) leveragekeuangan merupakan salah satu variabel kontrol. Dalampenelitian Suripto (2000) dan Gunawan (2002) rasio le-verage keuangan juga dimasukkan sebagai variabelindependen dan hasilnya tidak signifikan, yangkemungkinan disebabkan situasi perekonomian dalamsituasi krisis. Mani (2004) memasukkan leveragekeuangan (Debt Equity Ratio) sebagai variabel kontrol,hasilnya juga tidak signifikan. Dalam penelitian ini rasioleverage dimasukkan sebagai salah satu variabel

82


kontrol. Leverage keuangan dalam penelitian inidihitung dengan cara membagi jumlah kewajiban tidaklancar (Total Non-Current Liabilities) dengan jumlahaktiva. Data mengenai jumlah kewajiban tidak lancardan jumlah aktiva, diperoleh dari laporan tahunanperusahaan emiten tahun 2000.

Formula Model Regresi

Hubungan fungsional antara variabel dependen danvariabel-variabel independen serta variabel-variabelkontrol dapat dinyatakan dalam suatu formula modelregresi sebagai berikut:

DSCORE = β0 + α1TYPE + α2BASE + β1ROR + β2SIZE + β3LEV + e

Keterangan :DSCORE = Skor indeks pengungkapan,β0 = Konstanta,αj = parameter variabel dummy (j = 1,2),βj = parameter variabel kontinyu, (j = 1, 2, 3).TYPE = Tipe industri, (1 perusahaan high-pro-

file industries, 0 perusahaan low-pro-file industries),

BASE = Basis perusahaan asing/domestik, (1perusahaan berbasis asing,0 perusahaan domestik),

ROR = Rasio Laba Bersih terhadap Jumlahaktiva

SIZE = Jumlah AktivaLEV = Rasio Jumlah Utang Tidak Lancar

terhadap Jumlah Aktivaå = error.

ANALISIS DATA

Karakteristik Perusahaan Sampel

Variabel pertama yang akan diuji hubungannya denganindeks pengungkapan sukarela adalah variabel dummytipe industri yang dikelompokkan ke dalam perusahaanhigh-profile dan low-profile industries. Distribusifrekuensi perusahaan sampel menurut tipe industri danstatistik variabel dependen disajikan dalam Tabel 1.Variabel kedua dalam model penelitian ini adalah variabeldummy basis perusahaan, yang dikelompokkan kedalam perusahaaan berbasis asing dan domestik.Distribusi frekuensi perusahaan sampel menurut basisperusahaan dan statistik variabel dependen disajikandalam Tabel 2.

Tabel 1Distribusi Frekuensi Menurut Tipe Industri

Indeks pengung Tipe Industri

Jumlah Rerata Min

high-profile industries 36 0.2711 0.18 low-profile industries 26 0.2762 0.15

Jumlah 62 0.2773 0.15

83


Variabel ketiga dalam model penelitian ini adalahvariabel tingkat return, yaitu perbandingan antara lababersih dengan total aktiva. Distribusi frekuensiperusahaan sampel menurut tingkat return dan statistikvariabel dependen disajikan dalam Tabel 3 di atas.

Indeks Pengungkapan Perusahaan Sampel

Daftar item informasi pengungkapan sukarela yangdiperoleh, digunakan untuk mengukur luaspengungkapan perusahaan dalam laporan tahunan.Rerata indeks pengungkapan perusahaan sampelsebesar 0,2732 dengan nilai minimum 0,15 dan nilaimaksimum 0,39. Indeks pengungkapan untuk setiapperusahaan sampel digunakan sebagai variabeldependen dalam penelitian ini.

Hasil Analisis Regresi

Sebelum melakukan analisis regresi terhadap modelpenelitian ini, terlebih dahulu dilakukan analisis apakahtiga syarat persamaan regresi dipenuhi yaitupersyaratan normalitas, kelayakan model regresi (modelfit), dan model fit tiap data. Persyaratan pertama adalahnormalitas data, yang dalam penelitian ini uji normalitasdilakukan dengan grafik Normal Probability Plot. Darigrafik Normal Probability Plot terlihat sebaran datadari variabel-variabel bergerombol disekitar garis ujiyang mengarah ke kanan atas dan tidak ada data yangterletak jauh dari sebaran data. Persyaratan kedua adalahkelayakan model regresi (Model Fit), yang dalampenelitian ini diukur dengan menggunakan chart.

Tabel 2Distribusi Frekuensi Menurut Basis Perusahaan

Tabel 3Distribusi Frekwensi Menurut Tingkat Return

Indeks pengungkapan Basis Perusahaan

Jumlah Rerata Min Maks

Asing 10 0.3230 0.20 0.39 Domestik 52 0.2637 0.15 0.37 Jumlah 62 0.2773 0.14 0.39

Indeks Pengungkapan Tingkat Return

Jumlah Rerata Min Maks

-1,900 s.d -1,400 1 0.3700 0.37 0.37 -1,399 s.d -0.900 1 0.2300 0.23 0.23 -0.899 s.d -0.400 5 0.2533 0.20 0.30 -0.399 s.d 0.000 25 0.2392 0.15 0.34 0.001 s.d 0.400 30 0.3023 0.18 0.39

Jumlah 62 0.2732 0.15 0.39

84


Hasilnya menunjukkan bahwa data berpencar di sekitarangka nol pada sumbu Y dan tidak membentuk suatupola atau trend garis tertentu. Persyaratan ketiga adalahModel Fit tiap data. Dari gambar yang menampakkanhubungan antara variabel indeks dengan nilaiprediksinya terlihat sebaran data memang membentukarah seperti yang disyaratkan.

Selanjutnya dilakukan pengujian terhadapbeberapa asumsi yang mendasari model klasik, yaitumultikolinearitas, homoskedastisitas, dan autokorelasi.Pengujian multikolinearitas dilakukan denganmenggunakan covariance matrix dan collinearity di-agnostics. Uji statistik menunjukkan tidak terdapatvariabel independen yang mempunyai VIF lebih dari 5,yang mendukung dapat diabaikannya persoalanmultikolinieritas. Levene tests digunakan dalam ujihomoskedastisitas yang menunjukkan nilai SIG>0,05yang mendukung asumsi tidak terjadiheteroskedastisitas dalam model. Deteksi terhadapautokorelasi dilakukan dengan menggunakan Durbin-Watson d test. Hasil pengujian menunjukkan angka

Durbin–Watson sebesar 2,025 (di antara 1,767 dan 2,23)yang mendukung dapat diabaikannya autokorelasi datadalam model.

Pengujian Hipotesis

Statistik dari hasil analisis regresi disajikan pada Tabel4, yang menunjukkan signifikansi model regresi sebagaidasar untuk pengujian hipotesis yang diajukan dalampenelitian ini. Hipotesis pertama dalam penelitian inimenguji pengaruh semua varaibel independen secarabersama sama terhadap indeks pengungkapan sukarela.Dengan nilai F sebesar 3,566 dan p-value 0,007 (lebihkecil dari 0.05) hipotesis nol yang menyatakan bahwasemua koefisien regresi sama dengan 0 berhasil ditolak.Dengan demikian data dalam penelitian ini mendukungkesimpulan bahwa variabel tipe industri, basisperusahaan, tingkat return, size perusahaan, dan le-verage keuangan, secara bersama-sama mempengaruhivariasi luas pengungkapan sukarela dalam laporantahunan.

85


Tabel 4Hasil Analisis Regresi

Model Summary

Model R R Square Adjusted R Square

Std. Error of the Estimate

Durbin- Watson

1 .241 .174 .05821 2.025 a. Predictors : (Constant), TYPE, LEV, ROR, SIZE, BASE b. Dependent Variable : DSCORE ANOVA

Model Sum of Squares df Mean

Square F Sig.

1 Regression .060 5 .012 3.566 .007a Residual .190 56 .003 Total .250 61

a. Predictors : (Constant), TYPE, LEV, ROR, SIZE, BASE b. Dependent Variable : DSCORE Coefficients

Unstandardized Coefficient Standardized

Coefficients t Sig.

Model B Std. Error Beta

1 (Constant) .286 .014 19.965 .000 SIZE -5.4E-10 .000 -.105 -.855 .396 Tkt. RETURN .023 .022 .123 1.037 .304 LEV -.081 .031 -.310 -2.565 .013 BASIS .046 .021 .266 2.145 .036 TIPE -.004 .016 -.029 -.241 .081 a. Dependent Variable : DSCORE

a. Dependent Variable : DSCORE

Uji statistik terhadap hipotesis yang memprediksibahwa indeks pengungkapan sukarela dalam laporantahunan perusahaan high-profile industries lebih besardaripada perusahaan low-profile industries ternyatatidak didukung oleh data dalam penelitian ini.

Hasil analisis regresi menunjukkan koefisiendengan tanda negatif dan p-value sebesar 0,810 untukvariabel TIPE. Dengan demikian dapat diambilkesimpulan bahwa luas pengungkapan perusahaanhigh-profile industries tidak lebih besar daripadaperusahaan low-profile industries. Sebaliknya hasil

analisis regresi dalam penelitian ini menunjukkankoefisien BASIS positif dengan p-value sebesar 0,036.Dengan demikian dapat ditarik kesimpulan bahwa datadalam penelitian ini mendukung hipotesis bahwa luaspengungkapan perusahaan berbasis asing lebih besardaripada perusahaan domestik. Hipotesis bahwaindeks pengungkapan sukarela dalam laporan tahunandipengaruhi oleh tingkat return juga tidak didukungoleh data dalam penenlitian ini. Hasil analisis regresidalam penelitian ini menunjukkan koefisien positifdengan nilai p-value 0,304 lebih besar dari 0,05.Selanjutnya statistik hasil analisis regresi untuk variabelkontrol dalam penelitian ini menunjukkan hasil yang

86


tidak konsisten dengan hasil penelitian sebelumnyauntuk variabel size perusahaan, tetapi cukup konsistenuntuk variabel rasio leverage.

PENUTUP

Data dalam penelitian ini menunjukkan bahwa tingkatpengungkapan sukarela dalam laporan tahunanperusahaan-perusahaan di Indonesia masih sangatrendah, yaitu sebesar sebesar 0,2732 atau 27 %.Kenyataan ini merupakan tantangan bagi berbagaipihak, khususnya pihak BAPEPAM untuk mendorongperusahaan-perusahaan di Indonesia meningkatkankualitas pengungkapan perusahaan dalam upayamewujudkan Good Corporates Governance. Olehkarena itu upaya yang dilakukan Bapepam untukmemberikan insentif kepada perusahaan untukmenyajikan pengungkapan yang lebih berkualitasdiharapkan dapat mencapai sasaran yang dimaksud.

Salah satu upaya yang dilakukan Bapepamadalah mengadakan Annual Report Award bekerja samadengan Kementerian BUMN, Ditjen Pajak, KomiteNasional Kebijakan Corporate Governance, BisnisIndonesia, dan Ikatan Akuntan Indonesia (IAI) yangberlaku baik untuk perusahaan publik maupun non-publik di Indonesia. Insentif diberikan dalam bentukpenghargaan berupa sertifikat yang ditanda-tanganioleh Menteri Keuangan RI, dan publikasi pemenang dimedia massa, pengurangan fee corporate members IAI,dan undangan untuk mengikuti training yangdiselenggarakan IAI, dan bentuk-bentuk penghargaanlain yang dipandang perlu. Adapun kriteria penilaianuntuk memenangkan Annual Report Award adalah; (1)memberikan gambaran yang baik dan jelas mengenaiapa yang dilakukan perusahaan secara operasional danpenjelasan mengenai kinerja perusahaan serta indikasiarah perusahaan di masa yang akan datang, (2)penyajian informasi keuangan yang baik dan informatifsesuai dengan standar akuntansi yang berlaku di In-donesia, (3) informasi yang jelas mengenai kepemilikandan penerapan Good Corporate Governance, (4)kepatuhan terhadap peraturan perundangan yang

berlaku. Dengan demikian, diharapkan laporan tahunanakan menjadi media komunikasi bisnis yang semakinefisien dan efektif dalam memenuhi kepentinganpengguna.

Secara keseluruhan data dalam penelitian inimengarahkan kepada kesimpulan yang tidaksepenuhnya konsisten dengan penelitian sebelumnya.Kecuali untuk basis perusahaan dan leverage, statistikanalisis regresi untuk variabel independen yang lainmenunjukkan kesimpulan yang tidak konsisten denganhasil penelitian di masa lalu. Prediksi yang dinyatakandalam hipotesis bahwa indeks pengungkapan dalamlaporan tahunan untuk perusahaan yang berbasis asinglebih besar dari pada perusahaan domestik didukungoleh data dalam penelitian ini. Kesimpulan yang dapatdipetik dari hasil ini adalah dugaan bahwa kendali indukperusahaan di luar negeri terhadap anak perusahaanyang berada di Indonesia memberikan dampak bahwapengungkapan sukarela dalam laporan tahunandisusun dengan standar yang lebih baik dari padapengungkapan wajib. Faktor lain yang mendukungkenyataan ini adalah kemungkinan adanya transferteknologi pelaporan yang lebih baik dari indukperusahaan yang berada di luar negeri.

Hasil analisi regresi menunjukkan bahwa hanyasekitar 24% saja sejumlah variabel independen yangdimasukkan dalam penelitian mampu menjelaskanvariasi luas pengungkapan sukarela perusahaan. Halini menunjukkan terdapatnya faktor–faktor lain yangmempengaruhi luas pengungkapan sukarela yang belumtermasuk dalam penelitian ini. Faktor-faktor tersebutmungkin antara lain adalah: risiko bisnis, risiko pasar,struktur modal, penyesuaian harga pasar, pertumbuhan,pertumbuhan potensial, dan maturitas pasar, dansebagainya. Penelitian selanjutnya diperlukan untuklebih jauh menggali faktor faktor lingkungan bisnis apasaja yang mempengaruhi luas atau kualitaspengungkapan sukarela dalam laporan tahunanperusahaan di Indonesia. Pengetahuan diharapkanbermanfaat dalam rangka mendorong usahapeningkatan pengungkapan informasi laporan tahunanbaik yang wajib maupun sukarela.

87


DAFTAR PUSTAKA

Alford, Andrew, Jennifer Jones, RichardLeftwich dan Mark Zmijewski, 1993, “TheRelative Informativeness of AccountingDisclosure in Different Countries,” Jour-nal of Accounting Research, 31, Supple-ment, pp. 183-223.

Botosan, Christine A., 1997, “Disclosure Leveland the Cost of Equity Capital,” The Ac-counting Review, Vol. 72, No. 3, July, pp.323-349.

Bradbury, Michael E., 1992, “Voluntary Semian-nual Earnings Disclosures, Earning Vola-tility, Unexpected Earnings, Firm Size,”Journal of Accounting Research, Vol.30, No. 1, Spring, pp. 137-145.

Buzby, S.L., 1975, “Company Size, Listed ver-sus Unlisted Stocks and the Extent ofFinancial Disclosure,” Journal of Ac-counting Research, 13, Spring, pp. 16-37.

Chow, C. W. and A. Wong-Boren, 1987, “Volun-tary Financial Disclosure by MexicanCorporation,” Accounting Review, 62,July, pp. 533-541.

Cooke, T. E., 1989, “Disclosure in the CorporateAnnual Reports of Swedish Companies,”Accounting and Business Research, 19,Spring, pp. 113-124.

__________, 1992, “The Impact of Size, StockMarket Listing and Industry Type onDisclosure in the Annual Reports of Japa-nese Listed Corporations,” Accountingan Business Research, 22, Summer, pp.229-237.

__________, 1993, “Disclosure in JapaneseCorporate Annual Reports,” Journal ofBusiness Finance and Accounting, 20,June, pp. 521-535.

Gray, Sidney J., Lee H. Radebaugh, Clare B.Roberts, 1990, “International Percep-tions of Cost Constraints on VoluntaryDisclosure: A Comparative Study of UKand US Multinationals,” Journal of In-ternational Business Studies, FourthQuarter, pp. 598-622.

Gunawan, Yuniati, 2000. “AnalisisPengungkapan Informasi LaporanTahunan Pada Perusahaan YangTerdaftar Di Bursa Efek Jakarta,”Simposium Nasional Akuntansi III IAI-KAPD, September 2000: 78-98.

Gunawan, Inge, 2002, “Pengaruh KelompokIndustri, Basis Perusahaan, DanTingkat Return Terhadap KualitasPengungkapan Sukarela DalamLaporan Tahunan: Studi Empiris DiBursa Efek Jakarta,” Tesis S2, UGM,Yogyakarta.

Hackston, David, and Markus J. Milne, 1996,“Some Determinants of Social and Envi-ronmental Disclosures in New ZealandCompanies,” Accounting, Auditing, &Accountability Journal, Vol. 9, No. 1,pp. 77-108.

Mani, Ganesh, 2004, “Determinant of VoluntaryCorporate Disclosure by Firms in India,http://www.aims.org.in/abstract

Lang, M. dan R. Lundholm, 1993, “Cross-Sec-tional Determinants of Analyst Ratingsof Corporate Disclosures,” Journal ofAccounting Research, 31, Autumn, pp.246-271.

88


McKinnon, Jill L., Dallimunthe, Lian, 1993, “Vol-untary Disclosure of Segment Informa-tion by Australlian Diversified Compa-nies,” Journal of Accounting and Fi-nance (ACF), Vol. 33, May, pp. 33-50.

Meek, Gary K. and Sidney J. Gray, 1989,“Globalizations of Stock Market and For-eign Listing Requirement: Voluntary Dis-closures by Continental European Com-panies Listed on The London Stock Ex-change,” Journal of Accounting Re-search, Vol. 30, Spring, pp. 137-145.

Meek, Gary K., Clare B. Roberts, Sidney J. Gray,1995, “Factors Influencing VoluntaryAnnual Report Disclosure by U.S., U.K.and Continental European MultinationalCorporations,” Journal of InternationalBusiness Studies, Third Quarter, pp. 555-572.

Mitchell, Jason D., Chia, Chris W. L., and Loh,Andrew S., 1995, “Voluntary Disclosureof Segment Information: Further Aus-tralian Evidence,” Journal of Account-ing and Finance (ACF), Vol. 35, Nov.,pp. 1-16.

Na’im, Ainun dan Fu’ad Rakhman, 2000,“Analisis Hubungan AntaraKelengkapan Pengungkapan LaporanKeuangan dengan Struktur Modal danTipe Kepemilikan Perusahaan,” JournalEkonomi dan Bisnis Indonesia, Vol. 15,No.1, pp. 70-82.

Schadewitz, Hannu J., and Dallas R. Blevins,1998, “Major Determinant of Interim Dis-closure in an Emerging Market,” Ameri-can Business Review (ABV), pp. 41-55.

Singhvi, Surendra S., dan Harsha B. Desai, 1971,“An Empirical Analysis of the Qualityof Corporate Financial Disclosure,” TheAccounting Review, January, pp. 129-138.

Suripto, Bambang, 2000, “PengaruhKarakteristik Perusahaan terhadap LuasPengungkapan Sukarela dalam LaporanTahunan,” Jurnal Akuntansi danManajemen, STIE YKPN, EdisiDesember 2000, pp. 31-44.

Susanto, Djoko, 1992, An Empirical Investiga-tion of the Corporate Disclosure inAnnual Reports of Companies Listed onthe Jakarta Stock Exchange, TimKoordinasi Pengembangan AkuntansiJakarta, Disertasi S3, University of Ar-kansas, USA.

Utomo, Muhammad Muslim, 2000, “PraktikPengungkapan Sosial pada LaporanTahunan Perusahaan di Indonesia (StudiPerbandingan antara Perusahaan-perusahaan High Profile dan Low Pro-file),” Simposium Nasional Akuntansi,Malang,

Wallace, R. S., Olusegun, 1988, “Corporate Fi-nancial Reporting in Nigeria,” Account-ing and Business Research, Vol. 18, No.72, pp. 352-362.

Wallace, R. S., Olusegun, Kamal Naser danAracelu Mora, 1994, “The RelationshipBetween the Comprehensiveness ofCorporate Annual Reports and FirmCharacteristics in Spain,” Accountingand Business Research, Vol. 25, No. 97,pp. 41-53.

KEBIJAKAN EDITORIALJurnal Akuntansi & Manajemen

Format Penulisan

1. Naskah adalah hasil karya penulis yang belum pernah dipublikasikan di media lain.2. Naskah ditulis dalam bahasa Indonesia atau bahasa Inggris yang baik dan benar.3. Naskah diketik di atas kertas ukuran kwarto (8.5 x 11 inch.) dengan jarak 2 spasi pada satu permukaan dan

diberi nomor untuk setiap halaman.4. Naskah ditulis dengan menggunakan batas margin minimal 1 inch untuk margin atas, bawah, dan kedua sisi.5. Halaman pertama harus memuat judul, nama penulis (lengkap dengan gelar kesarjanaan yang disandang),

dan beberapa keterangan mengenai naskah dan penulis yang perlu disampaikan (dianjurkan dalam bentukfootnote).

6. Naskah sebaiknya diawali dengan penulisan abstraksi berbahasa Indonesia untuk naskah berbahasa Inggris,dan abstraksi berbahasa Inggris untuk naskah berbahasa Indonesia. Abstraksi berisi keyword mengenaitopik bahasan, metode, dan penemuan.

7. Penulisan yang mengacu pada suatu referensi tertentu diharuskan mencantumkan bodynote dalam tandakurung dengan urutan penulis (nama belakang), tahun, dan nomor halaman. Contoh penulisan:a Satu referensi:

(Kotler 1997, 125)b. Dua referensi atau lebih:

(Kotler & Armstrong 1994, 120; Stanton 1993, 321)c. Lebih dari satu referensi untuk penulis yang sama pada tahun terbitan yang sama:

(Jones 1995a, 225) atau (Jones 1995b, 336; Freeman 1992a, 235)d. Nama pengarang telah disebutkan dalam naskah:

(Kotler (1997, 125) menyatakan bahwa .......e. Referensi institusi:

(AICPA Cohen Commission Report, 1995) atau (BPS Statistik Indonesia, 1995)8. Daftar pustaka disusun menurut abjad nama penulis tanpa nomor urut. Contoh penulisan daftar pustaka:

Kotler, Philip and Gary Armstrong, Principles of Marketing, Seventh Edition, New Jersey: Prentice-Hall, Inc.,1996

Indriantoro, Nur. “Sistem Informasi Strategik; Dampak Teknologi Informasi terhadap Organisasi dan KeunggulanKompetitif.”KOMPAK No. 9, Februari 1996; 12-27.

Yetton, Philip W., Kim D. Johnston, and Jane F. Craig.”Computer-Aided Architects: A Case Study of IT andStrategic Change.”Sloan Management Review (Summer 1994): 57-67.

Paliwoda, Stan. The Essence of International Marketing. UK: Prentice-Hall, Ince., 1994.

Prosedur Penerbitan

1. Naskah dikirim dalam bentuk print-out untuk direview oleh Editors JAM.2. Editing terhadap naskah hanya akan dilakukan apabila penulis mengikuti kebijakan editorial di atas.3. Naskah yang sudah diterima/disetujui akan dimintakan file naskah dalam bentuk disket kepada penulis

untuk dimasukkan dalam penerbitan JAM.4. Koresponden mengenai proses editing dilakukan dengan Managing Editor5. Pendapat yang dinyatakan dalam jurnal ini sepenuhnya pendapat pribadi, tidak mencerminkan pendapat

redaksi atau penerbit.Surat menyurat mengenai permohonan ijin untuk menerbitkan kembali ataumenterjemahkan artikel dan sebagainya dapat dialamatkan ke Editorial Secretary.

Documents

PENGUMUMAN PERSELISIHAN BURUH DAN · PDF filepengalaman maupun keakhlian dalam penilaian surat ... ditunjukkan oleh Kramer and Hyclak (1989). ... METODE PENELITIAN