No title

Economac Volume 1 Issue 1 April 2017 e- ISSN: 2549-9807 p-ISSN: 1412-3290

DOI: https://doi.org/10.24036/2017119

PENGARUH PEMBENTUKAN MODAL DAN EKSPOR TERHADAP PERTUMBUHAN EKONOMI INDONESIA Khairul Amri1, dan Hasdi Aimon2 Fakultas Ekonomi dan Bisnis Islam Universitas Islam Negeri (UIN) Ar-raniry Banda Aceh Fakultas Ekonomi, Universitas Negeri Padang [email protected] [email protected] Abstract This research is intended to analyze the influence of capital and export on the economic growth of Indonesia and the causal relationship between the three variables. The data used are quarterly data during the period 2000.12013.4. The data analysis tools used are Cointegration Test, Vector Error Correction Model (VECM) and Granger Causality Test. Research revised the long-term relationship between economic growth, capital formation and exports. In the short term, economic growth by capital formation. Positive effects of capital formation on economic growth in lag1 and lag2. Further real capital development by economic growth in the previous quarter. Granger causality test results provide empirical evidence that there is a two-way causal relationship between the PMTB and GDP and between exports and GDP. There is no causal relationship between PMTB and exports. Keyword: economic growth, capital formation and exports, VECM, and Granger Causality Test yang dibutuhkan dalam perekonomian (Ugochukwu dan Chinyere, 2013). Selain pembentukan modal, faktor penting yang dapat mempengaruhi pertumbuhan ekonomi adalah ekspor.Peningkatan ekspor diharapkan mampu meningkatkan penerimaan negara sehingga meningkatkan pertumbuhan ekonomi.Apalagi dari sisi pengeluaran, ekspor merupakan salah satu komponen pendapatan nasional.Bukti empiris berkaitan dengan hubungan kausalitas antara ekspor dan pertumbuhan ekonomi belum memberikan hasil yang konsisten.Beberapa penelitian membuktikan export- led growth hypothesis, yakni ekspor mendorong pertumbuhan ekonomi. Sebaliknya juga ada penelitian yang membuktikan growth lead to exporthypothesis, menyimpulkan bahwa pertumbuhan ekonomi mendorong ekspor. Selain itu juga ada temuan penelitian yang membuktian adanya hubungan kausalitas dua arah (bidirectional relationship) antara kedua variabel tersebut. Selama periode tahun 2000-2013 pertumbuhan ekonomi Indonesia cenderung meningkat.Meskipun pada kwartal tertentu terjadi penurunan, namun secara umum mengalami peningkatan. Hal ini dapat dilihat dari pertumbuhan rata-rata Produk Domestik Bruto (PDB) sebesar 1,33% per kwartal. Dalam periode yang sama, pembentukan modal tetap bruto (PMTB) juga mengalami peningkatan, dengan rata-rata

Pendahuluan Pertumbuhan ekonomi sangat penting artinya bagi peningkatan kesejahteraan masyarakat suatu negara.Peningkatan pertumbuhan ekonomi menjadi salah satu indikasi adanya peningkatan pendapatan, yang pada gilirannya mencerminkan tingkat kesejahteraan.Pentingnya pertumbuhan ekonomi bagi peningkatan kesejahteraan masyarakat mendorong pemerintah setiap negara berupaya meningkatkan pertumbuhan ekonominya.Bahkan pertumbuhan ekonomi di suatu negara seringkali dijadikan tolok ukur keberhasilan pemerintah dalam meningkatkan taraf hidup masyarakatnya.Indikator pertumbuhan ekonomi yang sering digunakan adalah Produk Domestik Bruto (PDB).PDB pada dasarnya merupakan nilai barang dan jasa yang dihasilkan oleh masyarakat di suatu negara dalam periode waktu tertentu dihitung berdasarkan harga konstan.Terjadinya peningkatan PDB berarti pertumbuhan ekonomi juga mengalami peningkatan. Salah satu cara meningkatkan pertumbuhan ekonomi dapat dilakukan melalui pembentukan modal. Pembentukan modal dapat diartikan sebagai proses pengumpulan aset atau peningkatan kekayaan yang digunakan untuk kesejahteraan di masa yang akan datang. Pembentukan modal bisa berasal dari tabungan karena akumulasi modal berkaitan dengan peningkatan stok investasi riil

1

2 Economac

e- ISSN: 2549-9807

pertumbuhan sebesar 1,98% per kwartal. Demikian pula halnya dengan ekspor, selama periode tahun 2000-2013, ekspor Indonesia cenderung meningkat dengan pertumbuhan rata-rata sebesar 2,09% per

kwartal. Gambar 1 memperlihatkan kecenderungan meningkatan PDB, PMTB dan ekspor Indonesia selama periode 2000.1-2013.4.

800,000

Rp Miliar

700,000 600,000 500,000 400,000 300,000 200,000 100,000 0 2000

2002

2004 PDB

2006

2008

PMTB

2010

2012

EKSPOR

Gambar 1 Perkembangan PDB, PMTB dan Ekspor Indonesia Selama Periode 2000.1-2013.4 Sumber: BPS Indonesia (Diolah), 2016 Gambar 1 di atas menunjukkan bahwa PDB, PMTB dan Ekspor Indonesia mengalami peningkatan dari tahun ke tahun.Kendatipun pada kwartal tertentu terjadi penurunan namun secara umum ketiga variabel tersebut mengalami peningkatan.Perkembangan PDB dan nilai ekspor Indonesia relatif lebih fluktuatif bila dibandingkan dengan perkembangan PMTB. Pada kwartal tertentu terjadi peningkatan PDB, namun pada kwartal yang sama PMTB dan ekspor Indonesia justru mengalami penurunan. Seperti pada periode 2013.1 PDB Indonesia sebesar 671.393 miliar meningkat bila dibandingkan dengan periode tahun sebelumnya sebesar 662.063 miliar.Pada kwartal tersebut, PMTB sebesar Rp162.084 miliar mengalami penurunan bila dibandingkan dengan kwartal sebelumnya sebesar Rp172.979 miliar.Demikian pula halnya dengan nilai ekspor sebesar Rp314.176 miliar lebih rendah bila dibandingkan dengan tahun sebelumnya sebesar Rp327.727 miliar. Pertumbuhan ekonomi Indonesia tentunya dapat dikaitkan dengan pembentukan modal dan ekspor.Hal ini sangat beralasan karena pembentukan modal berarti terjadinya kenaikan akumulasi

barang-barang modal yang dapat digunakan untuk mendukung kegiatan produksi.Semakin besar akumulasi modal berarti semakin besar pula potensi peningkatan kegiatan produksi yang pada gilirannya dapat mendorong pertumbuhan ekonomi. Demikian pula halnya dengan ekspor, yang merupakan salah satu sumber penerimaan negara.Semakin besar penerimaan negara yang berasal dari ekspor barang dan jasa diharapkan mampu mendorong pertumbuhan ekonomi. Kajian mengenai hubungan kausalitas antara pertumbuhan ekonomi dengan pembentukan modal dan ekspor sudah dilakukan oleh penelitipeneliti terdahulu.Namun beberapa temuan penelitian masih menunjukkan hasil yang tidak konsisten.Abbas (2012) dalam penelitiannya mengenai kausalitas antara ekspor dan pertumbuhan ekonomi di Pakistan menyimpulkan bahwa dalam jangka pendek dan jangka panjang hanya pertumbuhan ekonomi yang mendorong ekspor.Hal ini berarti terdapat kausalitas satu arah dari pertumbuhan ekonomi terhadap ekspor. Penelitian Toda & Yamamoto (1995), Shan & Tian (1998) dan Shihab et al. (2014) juga menemukan hasil yang

Pengaruh Pembentukan Modal dan Ekspor Terhadap Pertumbuhan Ekonomi Indonesia

3

sama yakni terdapat kausalitas satu arah (one-way causality) dari pertumbuhan ekonomi terhadap ekspor. Sebaliknya, penelitian Lee & Bwo (2002), Dritsakis et al. (2006) danKalaitzi (2013) menyajikan bukti empiris yang berbeda, dimana peningkatan ekspor mendorong pertumbuhan ekonomi. Temuan kedua peneliti tersebut mendukung export-led growth hypothesis, yakni terdapat kausalitas satu arah dari ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi. Hasil yang sama juga ditemukan oleh Lin (2009) bahwa ekspor memiliki pengaruh positif dan signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi.Sebelumnya penelitian Parida and Shahoo (2007) di empat negara Asia (India, Pakistan, Bangladesh dan Sri Lanka) juga mengkonfirmasi validitas export led growth hypothesis. Berbeda dengan penelitian-penelitian tersebut Mehrara dan Bagher (2011) menemukan terdapat kausalitas dua arah bidirectional causalityantara ekspor dan pertumbuhan ekonomi.Ekspor mempengaruhi pertumbuhan ekonomi dan sebaliknya pertumbuhan ekonomi juga mempengaruhi ekspor. Hal ini berarti penelitian Mehrara dan Bagher mengkonfirmasi kedua hipotesis baik export-led growth hypothesis maupun growth led export hypothesis. Temuan empiris berkaitan dengan pengaruh pembentukan modal terhadap pertumbuhan ekonomi juga menunjukkan hasil yang tidak konsisten.Adhikary (2011) menemukan bahwa pembentukan modal tidak memiliki pengaruh positif dan signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi.Sama halnya dengan penelitian Kanu & Ozurumba (2014) yang menyimpulkan bahwa dalam jangka pendek, pembentukan modal tetap bruto tidak memiliki pengaruh signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi.Berbeda dengan kedua penelitian tersebut, Ugochukwu dan Chinyere (2013) menemukan bahwa pembentukan modal berpengaruh positif dan signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi. Penelitian Sunny dan Osuagwo (2016) juga memberikan kesimpulan yang sama yakni terdapat hubungan positif dan signifikan antara pembentukan modal dan pertumbuhan ekonomi dalam jangka pendek dan jangka panjang. Lain lagi halnya dengan temuan penelitian Mehrara dan Maysam (2013) di negara timur tengah dan afrika utara, menyimpulkan bahwa pertumbuhan ekonomi berpengaruh positif dan signifikan

Khairul Amri, dan Hasdi Aimon

terhadap pembentukan modal, namunpembentukan modal tidak memiliki pengaruh signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi jangka pendek dan jangka panjang. Paper ini kembali menguji keterkaitan antara pertumbuhan ekonomi Indonesia dengan pembentukan modal (capital formation) dan ekspor. Secara terperinci tujuan penelitian adalah: (1) menganalisis pengaruh pembentukan modal dan ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia, dan (2) menguji hubungan kausalitas antara pertumbuhan ekonomi Indonesia dengan pembentukan modal (capital formation) dan ekspor. Paper ini terdiri dari lima bagian. Bagian kedua adalah landasan teori, menyajikan teori-teori yang menyatakan adanya keterkaitan antar variabel yang diteliti.Landasan teori juga diperkuat dengan temuan penelitian sebelumnya yang memberikan bukti empiris tentang hubungan antar variabel. Bagian ketiga, berkaitan dengan metode penelitian, berisi informasi mengenai sumber data, uji stasioneritas data (unit root test), lag length criteria, cointegration test serta penggunaan model analisis Vector Error Correction Model (VECM) hingga pengunaan granger causality test. Bagian keempat adalah hasil dan pembahasan, menyajikan hasil uji unit root, lag length criteria, cointegration test, VECM dan granger causality test yang disertai dengan pembahasan temuan penelitian. Terakhir, bagian kelima menyajikan kesimpulan dan saran. Landasan Teoritis 1.

Keterkaitan antara Pembentukan Modal (Capital Formation) dan Pertumbuhan Ekonomi.

Secara umum, pertumbuhan ekonomi dapat dideskripsikan sebagai perubahan positif dalam tingkat produksi barang dan jasa dalam suatu negara selama periode waktu tertentu. Dengan kata lain, pertumbuhan ekonomi adalah peningkatan dalam nilai barang dan jasa yang dihasilkan dalam suatu perekonomian (Kanu dan Ozuruma, 2014). Pembentukan modal merupakan salah satu determinan penting bagi peningkatan pertumbuhan ekonomi (Sunny dan Osuagwo, 2016).Adanya keterkaitan antara pembentukan modal dengan pertumbuhan ekonomi disebabkan pembentukan modal dapat meningkatkan stok barang-barang modal untuk mendukung kegiatan produksi. Eksistensi stok barang modal sebagai salah satu

Economac Journal Open Access: economac.ppj.unp.ac.id

4 Economac

e- ISSN: 2549-9807

syarat penting bagi peningkatan produksi secara eksplisit dapat dijelaskan dalam teori pertumbuhan solow (Jhingan, 2003:377). Dengan menggunakan pendekatan fungsi produksi Cobb-Douglas, hubungan fungsional antara produksi dan faktorfaktor produksi dituliskan dalam persamaan:

Qt  Tt .K at .Lbt Di mana: Qt : Tingkat produksi pada tahun t Tt : Tingkat teknologi pada tahun t Kt : Jumlah stok barang modal pada tahun t Lt : Jumlah tenaga kerja pada tahun t a : Pertambahan output yang diciptakan oleh pertambahan satu unit modal b : Pertambahan output yang diciptakan oleh pertambahan satu unit tenaga kerja Mengacu pada fungsi Cobb-Douglas dapat dipahami bahwa peningkatan stok barang-barang modal dapat meningkatkan tingkat produksi yang pada akhirnya mendorong pertumbuhan ekonomi.Kepedulian ahli ekonomi terhadap pentingnya barang modal dalam mendorong pertumbuhan ekonomi juga dapat dilihat dari model pertumbuhan ekonomi klasik yang dikemukakan oleh Adam Smith, David Ricardo dan Thomas Malthus yang menempatkan investasi produktif dan pembentukan modal sebagai mesin pertumbuhan ekonomi(Osundina dan Osundina, 2014). Dalam tataran empiris, keterkaitan antara pembentukan modal terhadap pertumbuhan ekonomi telah banyak dibuktikan oleh para peneliti.Shuaib dan Ndidi (2015) menemukan bahwa terdapat hubungan yang signifikan antara pembentukan modal dengan pertumbuhan ekonomi. Penelitian Srinivasakumar et al., (2015) juga mengungkapkan hasil yang sama dimana peluang pertumbuhan ekonomi secara signifikan dipengaruhi oleh pembentukan modal. Sebelumnya, Ugochukwu dan Chinyere (2013) dalam penelitian mereka menyimpulkan adanya hubungan jangka panjang pembentukan modal dengan pertumbuhan ekonomi.Agak berbeda dengan beberapa temuan penelitian tersebut, Akinola dan Adeleke (2013) menemukan bahwa pertumbuhan ekonomi memiliki pengaruh yang lebih besar terhadap pembentukan modal, bila dibandingkan dengan pengaruh pembentukan modal terhadap pertumbuhan ekonomi.

2.

Keterkaitan antara Ekspor dan Pertumbuhan Ekonomi. Hubungan antara ekspor dengan pertumbuhan ekonomi sering menjadi topik pembahasan ketika ahli ekonomi mencoba menjelaskan tingkat perbedaan pertumbuhan ekonomi di antara banyak negara.Bahkan ekspor dianggap sebagai salah satu faktor kunci bagi pertumbuhan ekonomi (Mehrara dan Bagher, 2011).Literatur perdagangan internasional yang menyatakan bahwa ekspor memiliki dampak positif terhadap pertumbuhan ekonomi, dikenal sebagai export-led-growth (Giles dan Williams, 2000).Tidak hanya mempengaruhi pertumbuhan ekonomi, ekspor juga dapat berdampak pada penciptaan kesempatan kerja. Seperti dikemukakan oleh Shihab et al. (2014) bahwa ekspor barang dan jasa merepresentasikan salah satu sumber paling penting dari foreign exchange income yang memberikan penekanan pada keseimbangan pembayaran dan menciptakan kesempatan kerja. Penelitian yang menyajikan bukti empiris adanya hubungan antara ekspor dengan pertumbuhan ekonomi, seperti dikemukakan oleh Kalaitzi (2013) yang mengkonfirmasi adanya hubungan jangka panjang antara ekspor dan pertumbuhan ekonomi. Sebelumnya, Kim dan Lin (2009) menyimpulkan bahwa tidak semua ekspor memberikan kontribusi yang sama terhadap pertumbuhan ekonomi. Khususnya negara berkembang tergantung pada ekspor barang-barang primer.Dalam banyak kasus, katagori ekspor ini memiliki dampak yang sangat kecil (negligible effect) terhadap pertumbuhan ekonomi.Sementara ekspor barang-barang manufaktur memiliki dampak positif dan signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi. Metode Penelitian Data yang digunakan adalah time series data dalam bentuk data kwartal selama periode 2000.1-2013.4, bersumber dari Badan Pusat Statistik (BPS) Indonesia.Pertumbuhan ekonomi diproxi dari Produk Domestik Bruto (PDB).Pembentukan modal yang dimaksudkan dalam hal ini diukur dari pembentukan modal tetap bruto (PMTB).Baik PDB, PMTB maupun ekspor dilihat dari sisi penggunaan berdasarkan harga konstan tahun 2000.


5


Tahap awal proses pengolahan data dimulai dengan melakukan uji akar unit (unit root test) atau uji stasioneritas data. Terdapat dua cara umum untuk melakukan unit root test, yakni Augmented Dickey – Fuller test (ADF) dan Phillips-

Peron test (PP).Menggunakan Augmented Dickey – Fuller test (ADF)unit root test, diformulasikan sebagai berikut (Dickey dan Fuller dikutip oleh Albiman dan Suleiman, 2016).

∆𝑌𝑡 =∝0 +∝ 𝑌𝑡−1 + ∑𝑛𝑘=1 ∝ ∆𝑌𝑡−𝑘 + 𝜀𝑡

(1)

∆𝑌𝑡 =∝0 + ∑𝑛𝑘=1 ∝ ∆𝑌𝑡−𝑘 + 𝛿𝑡 + 𝜀𝑡 (2) Kemudian menggunakan Phillips-Perron test (PP)uji unit root diformulasikan sebagai berikut. ∆𝑥𝑡 = 𝛽0 + 𝛽2 𝑥𝑡−1 + 𝛿 + 𝜀2𝑡 (3) ∆𝑥𝑡 = 𝛽0 + 𝛽2 𝑥𝑡−1 + 𝛿 + 𝜀2𝑡

(4)

Dimana: ∆ adalah first difference untuk semua variabel, Y dan X adalah time series data, t adalah linier time trend, n adalah lag optimum untuk dependen variabel yang penting untuk membuat error term serial tidak berkorelasi antara persamaan pertama dan persamaan kedua, dan𝜀 adalah random error terms. Kaedah yang sama juga berlaku untuk 𝑥𝑡−1 pada persamaan 3 dan 4. Dengan menggunakan software eviews, tolok ukur stasioneritas data baik menggunakan ADF maupun PP didasarkan pada nilai probability, dengan ketentuan apabila nilai probability< 0,05 dapat diartikan data sudah stasioner atau tidak memiliki akar unit. Sebaliknya apabila nilai probability> 0,05 berarti data tidak stasioner atau memiliki akar unit. Setelah unit root test, kemudian dilanjutkan dengan uji lag length criteria. Dalam menganalisis model kelambanan pertanyaan paling penting adalah bagaimana menentukan panjangnya kelambanan dan hal ini merupakan peroalan dalam spesifikasi model (Widarjono, 2009: 207). Sehingga untuk menentukan model uji kausalitas (hubungan antar variabel) diperlukan penentuan panjang lag optimal sebagai langkah prasyaratnya. Tahap selanjutnya adalah melakukan uji kointegrasi (cointegration test).Uji kointegrasi yang digunakan dalam penelitian ini adalah teknik 𝑛

kointegrasi Johansen.Ketentuan apakah suatu persamaan berkointegrasi didasarkan pada perbandingkan nilai trace statistic dan nilai critical value serta nilai max-eige statistic dan nilai critical value dengan ketentuan apabila nilai trace statistic>critical value, nilai max-eige statistic>critical value dapat disimpulkan terdapat kointegrasi. Sesuai dengan tujuan penelitian yang pertama yaitu menganalisis pengaruh pembentukan modal dan ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia, maka secara ekonometrika hubungan fungsional antara ketiga variabel tersebut dapat dinyatakan dalam persamaan: PDB = β0 + β1PMTB + β2Ekspor + ε (5) Ketiga variabel ditransformasi ke dalam bentuk logaritma natural (ln), sehingga persamaan tersebut menjadi persamaan 6. lnPDB = β0 + β1lnPMTB + β2lnEkspor + ε (6) Hasil uji stasioner seluruh variabel stasioner pada first difference, dan berdasarkan hasil uji kointegrasi, diketahui bahwa variabel penelitian terkointegrasi.Karena itu, model analisis yang digunakan adalah Vector Error Corection Model (VECM).Persamaan 6 di atas, dinyatakan dalam bentuk VECM sebagai berikut.

𝑛

𝑛

∆𝑙𝑛𝑃𝐷𝐵 =∝0 + ∑𝑖=1 𝛽1𝑖 ∆ln(𝑃𝐷𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽2𝑖 ∆ln(𝑃𝑀𝑇𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽3𝑖 ∆ln(𝐸𝐾𝑆𝑃𝑂𝑅)𝑡−𝑖 + 𝛾𝑒𝑡−1 + 𝑒 𝑛

𝑛

𝑛

∆𝑙𝑛𝑃𝑀𝑇𝐵 =∝0 + ∑𝑖=1 𝛽1𝑖 ∆ln(𝑃𝐷𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽2𝑖 ∆ln(𝑃𝑀𝑇𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽3𝑖 ∆ln(𝐸𝐾𝑆𝑃𝑂𝑅)𝑡−𝑖 + 𝛾𝑒𝑡−1 + 𝑒 𝑛

𝑛

𝑛

∆𝑙𝑛𝐸𝐾𝑆𝑃𝑂𝑅 =∝0 + ∑𝑖=1 𝛽1𝑖 ∆ln(𝑃𝐷𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽2𝑖 ∆ln(𝑃𝑀𝑇𝐵)𝑡−𝑖 + ∑𝑖=1 𝛽3𝑖 ∆ln(𝐸𝐾𝑆𝑃𝑂𝑅)𝑡−𝑖 + 𝛾𝑒𝑡−1 + 𝑒


(7) (8) (9)

6 Economac

e- ISSN: 2549-9807

Model di atas, dapat menghindari hilangnya A. HASIL DAN PEMBAHASAN informasi jangka pendek.Penyimpangan jangka Deskripsi PDB, PMTB dan Ekspor Indonesia pendek menuju keseimbangan jangka panjang, Selama periode 2000.1-2013.4 Produk disesuaikan langsung ke ekuilibrium jangka Domestik Bruto (PDB) Indonesia berdasarkan harga panjang.Karena itu, istilah error membantu untuk konstan tahun 2000 cenderung mengalami memperbaiki proporsi ketidakseimbangan ada peningkatan.Hal ini berarti selama periode tersebut periode berikutnya.Istilah error correction model ekonomi Indonesia mengalami pertumbuhan.Seiring (ECM) diwakili oleh koefisien 𝛾 jika variabeldengan peningkatan pertumbuhan ekonomi, maka variabel tersebut terkointegrasi. Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) dan Selanjutnya impulse Response Function ekspor juga meningkat.Hasil statistik deskriptif (IRF)digunakan untuk memeriksa responkejutan masing-masing variabel penelitian ditunjukkan (shock) dari masing-masing variabeldependen dalam Tabel 1. terhadap variabel independen.Terakhir, granger causality digunakan untuk menguji hubungan kausalitas antar variabel-variabel yang diteliti. Tabel 1. Hasil Statistik Deskriptif Variabel Penelitian PDB PMTB EKSPOR (Rp miliar) (Rp miliar) (Rp miliar) Mean 492.162,1 112.239,9 221.626,2 Median 475.272,6 103.889,8 222.420,6 Maximum 709.985,0 180.534,0 351.994,0 Minimum 340.865,2 63.970,1 122.418,5 Std. Dev. 109.858,6 34.006,9 65.746,8 Skewness 0,379577 0,397808 0,212283 Kurtosis 1,931699 1,949317 1,788590 Jarque-Bera 4,007690 Probability 0,134816 Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016.

Tabel 1, di atas juga memperlihatkan nilai JarqueBera dan nilai probabilitas masing-masing variabel penelitian. Secara ekonometrika, kedua nilai tersebut dapat dijadikan tolok ukur normalitas data. Nilai Jarque-Bera masing-masing variabel menunjukkan angka sebesar 4,007 untuk PDB, 4,053 untuk PMTB dan sebesar 3,8445 untuk ekspor. Ketiga nilai JB tersebut lebih kecil dari 9,2 dapat diartikan data masing-masing variabel tersebut terdistribusi secara normal. Menggunakan tolok ukur nilai probabilitas juga menunjukkan hasil yang sama, dimana nilai probabilitas masing-masing variabel lebih besar dari 0,05 sehingga berarti berdasarkan ukuran probabilitas, data ketiga vaiabel juga terdistribusi secara normal.

4,052859 0,131805

3,844799 0,146256

Hasil Uji unit root Langkah awal dari penelitian data time series adalah melakukan uji akar unit (unit root test) terhadap masing-masing variabel penelitian. Uji akar unit dalam penelitian ini menggunakan uji ADF (Augmented Dickey Fuller) dan PhillipsPerron (PP).Sebelum dilakukan uji akar unit, masing-masing variabel penelitian ditransformasi ke dalam bentuk logaritma.Unit root test pada data level menunjukkan bahwa tidak satu pun variabel penelitian yang statisioner, baik dengan menurut uji Augmented Dickey Fuller maupun PhillipsPerron.Hal ini ditunjukkan oleh nilai statistik masing-masing variabel tidak signifikan.Selanjutnya unit root test dilakukan pada first difference, dan menghasilkan nilai t statistik yang signifikan, baik untuk metode Augmented Dickey Fullermaupun Phillips-Perron, seperti ditunjukkan dalam Tabel 2.


7


Tabel 2. Hasil Uji Akar Unit (Unit Root Test) Augmented Dicky Fuller (ADF) Phillips-Perron (PP) Variabel Level First difference Level First difference LPDB 1,7709 -3,1696** 1.2421 -22.3975*** LPMTB 0,5501 -4,6271*** -0.1046 -13.1855*** LEkspor -0,8656 -7,6664*** -0.7164 -10.6835*** Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016. **) signifikan pada keyakinan 95% ***) signifikan pada keyakinan 99%.

Berdasarkan Tabel 2 di atas dapat dipahami bahwa data stasioner pada first difference. Sebaliknya pada level tidak satu pun variabel penelitian yang dinyatakan stasioner. Hasil Uji Lag Length Criteria Dalam menganalisis model kelambanan pertanyaan paling penting adalah bagaimana menentukan panjangnya kelambanan dan hal ini

Lag

LogL

merupakan peroalan dalam spesifikasi model. Sehingga untuk menentukan model uji kausalitas (hubungan antar variabel) diperlukan penentuan panjang lag optimal sebagai langkah prasyaratnya.Lag optimal merupakan jumlah lag yang memberikan pengaruh atau respons yang signifikan. Hasil uji Lag Length Criteria seperti ditunjukkan dalam Tabel 3.

Tabel 3.Hasil Uji Lag Length Criteria LR FPE AIC

0 172.3617 NA 1 320.6588 273.3319 2 340.2434 33.79312 3 360.0634 31.86747 4 417.8897 86.17250* 5 422.4600 6.272973 Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016.

2.62e-07 1.11e-09 7.38e-10 4.87e-10 7.32e-11* 8.99e-11

Mengacu pada ouput Eviews di atas, maka lag optimal adalah 4. Artinya pengaruh optimal suatu variabel independen terhadap variabel dependen terjadi pada kwartal keempat.

-6.641634 -12.10427 -12.51935 -12.94366 -14.85842* -14.68471

SC

HQ

-6.527997 -11.64972 -11.72389 -11.80730 -13.38114* -12.86652

-6.598210 -11.93057 -12.21538 -12.50942 -14.29391* -13.98992

value serta nilai max-eige statistic dan nilai critical value dengan ketentuan apabila nilai trace statistic>critical value dan nilai max-eige statistic>critical value dapat disimpulkan terdapat kointegrasi.Sebaliknya apabila nilai nilai trace statistic
Hasil Uji Kointegrasi Uji kointegrasi dalam penelitian ini menggunakan uji kointegrasi Johansen.Suatu persamaan dikatakan terkointegrasi didasarkan pada perbandingkan nilai trace statistic dan nilai critical Tabel 3. Hasil Uji Kointegrasi Variabel in Null Hypothesis Trace Nilai Equation Stats Kritis/prob. LPDB LPMTB None 32,2105 29,7971 LEKSPOR (0,0259) At most 1 6,9738 At most 2 0,2257 Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016.


Max-Eigen Stats

Nilai Kritis

25,2367 (0,0125) 6,7482 0,2257

21,1316

8 Economac

e- ISSN: 2549-9807

Tabel 3memperlihatkan nilai trace statistic>critical value, demikian pula halnya dengan nilai max-eige statistic>critical value.Hal ini berarti bahwa dalam jangka panjang terdapat kointegrasi di dalam model persamaan tersebut.Dalam ekonometrika variabel-variabel yang saling berkointegrasi dikatakan dalam kondisi keseimbangan jangka panjang atau biasa disebut long run equilibrium.Artinya, dalam jangka panjang terdapat kointegrasi antara Produk Domestik Bruto

(PDB), Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) dan ekspor. Karena data stationer padafirst difference dan memiliki kointegrasi, maka model dapat dilanjutkan ke VECM.Sebagaimana hasil analisis sebelumnya, lag optimal diperoleh pada lag 4, dan data dinyatakan stasioner dalam bentuk first difference, karena itu dalam analisis model VECM menggunakan lag 3.Output Eviews yang menjelaskan hubungan fungsional antara ketiga variabel ditunjukkan dalam Tabel 4 (Terlampir)

Mengacu pada output Eviews seperti ditunjukkan dalam Tabel 5 di atas, maka persamaan yang menjelaskan hubungan fungsional antara ketiga variabel yang diteliti yakni pertumbuhan ekonomi (PDB), Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) dan ekspor ditunjukkan dalam persamaan berikut. D(DLPDB)

D(DLPMTB)

D(DLEKSPOR)

= 0.0819*( DLPDB(-1) - 1.1001*DLPMTB(-1) + 0.6203*DLEKSPOR(-1) - 7.9472) 1.0656*D(DLPDB(-1)) - 1.2307*D(DLPDB(-2)) - 1.0702*D(DLPDB(-3)) + 0.1579*D(DLPMTB(-1)) + 0.0788*D(DLPMTB(-2)) + 0.0409*D(DLPMTB(-3)) + 0.0281*D(DLEKSPOR(-1)) + 0.0440*D(DLEKSPOR(-2)) + 0.0076*D(DLEKSPOR(3)) + 0.0517 = 0.0623*( DLPDB(-1) - 1.1001*DLPMTB(-1) + 0.6203*DLEKSPOR(-1) - 7.9472) + 0.6226*D(DLPDB(-1)) - 0.5291*D(DLPDB(-2)) - 0.8436*D(DLPDB(-3)) + 0.0338*D(DLPMTB(-1)) - 0.1641*D(DLPMTB(-2)) - 0.1116*D(DLPMTB(-3)) 0.1268*D(DLEKSPOR(-1)) + 0.1856*D(DLEKSPOR(-2)) + 0.0724*D(DLEKSPOR(3)) + 0.0287 = 0.0043*( DLPDB(-1) - 1.1000*DLPMTB(-1) + 0.6203*DLEKSPOR(-1) - 7.9472) 0.0147*D(DLPDB(-1)) - 1.8366*D(DLPDB(-2)) - 1.1172*D(DLPDB(-3)) + 0.4486*D(DLPMTB(-1)) + 0.2492*D(DLPMTB(-2)) - 0.1686*D(DLPMTB(-3)) 0.0359*D(DLEKSPOR(-1)) + 0.0904*D(DLEKSPOR(-2)) - 0.1781*D(DLEKSPOR(-3)) + 0.0476

Nilai koefisien determinasi yang disesuaikan (Adjusted R2) menunjukkan besarnya variasi variabel dependen yang dapat dijelaskan oleh variasi variabel independen.Untuk variabel dependen (PDB) diperoleh nilai Ajusted R2 sebesar 0,9211. Ini dapat diartikan sebesar 92,11 persen variasi yang terjadi pada PDB dapat dijelaskan oleh perubahan pada variabel independen (PMTB dan ekspor). Dengan kata lain, sebesar 92,11 persen pertumbuhan ekonomi Indonesia dapat dijelaskan oleh perubahan pada pembentukan modal tetap bruto dan ekspor. Selanjutnya untuk variabel dependen DLPMTB diperoleh nilai Adjusted R2 sebesar 0,4902, yang berarti sebesar 49,02 persen pembentukan modal tetap bruto di Indonesia dipengaruhi oleh PDB dan ekspor. Uji F digunakan untuk melihat secarakeseluruhan apakah seluruh variabel

independenberpengaruh terhadap variabel dependen.Pengujianini dilakukan dengan membandingkan nilai F hitungdengan F tabel pada tingkat signifikansi 95%. Untuk modeldengan variabel dependen PDB diperoleh nilai F hitung sebesar 59,343. Angka ini lebih besar bila dibandingkan dengan nilai F tabel 2,003, yang berarti secara simultan variabel independen (PMTB dan Ekspor) berpengaruh signifikan terhadap PDB pada tingkat keyakinan 95%. Selanjutnya untuk model dengan variabel dependen PMTB diperoleh nilai F hitung sebesar 5,808 juga lebih besar bila dibandingkan dengan nilai F tabel sebesar 2,003 yang berarti secara simultan variabel independen (PDB dan Eskpor) berpengaruh signifikan terhadap PMTB. Untuk model Ekspor diperoleh nilai F hitung sebesar 2,401 juga lebih besar dari nilai F tabel sebesar 2,003 dapat diartikan secara simultan


9

semua variabel independen (PDB dan PMTB) berpengaruh signifikan terhadap ekspor. Berdasarkan output Eviews dalam Tabel 4 di atas dapat dilihat bahwa secara parsial tidak semua vairabel indpenden berpengaruh signifikan terhadap variabel dependent. Guna memudahkan analisis, tabel berikut menampilkan variabelvariabel yang signifikan dalam mempengaruhi variabel dependen. Mengacu pada Tabel 5 (Lampiran), dapat dilihat bahwa pertumbuhan ekonomi (PDB) pada kwartal t, dipengaruhi oleh PDB kwartal t-1, t-2, dan t-3.Hal ditunjukkan oleh nilai t statistik variabel PDB masing-masing lag sebesar -15,2758 pada lag 1, sebesar -13,7914 pada lag 2 dan sebesar -14,5698 pada lag 3. Peningkatan PDB pada lag 1, lag 2 dan lag 3 berdampak negatif pada PDB. Hal ini berarti bahwa peningkatan pertumbuhan ekonomi pada kwartal tertentu belum memberikan manfaat positif bagi pertumbuhan ekonomi pada satu hingga tiga kwartal berikutnya. Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) berpengaruh positif terhadap PDB, ditunjukkan oleh nilai koefisien masing-masing variabel sebesar 0,158 pada lag 1 dan sebesar 0,078 pada lag 2. Nilai statistik hitung variabel tersebut pada masingmasing lag sebesar 4,045 pada lag 1 dan sebesar 2,306 pada lag 2. Dibandingkan dengan nilai t tabelpada tingkat keyakinan 95% sebesar 2,009, dapat diinterpretasikan bahwa pengaruh signifikan PMTB terhadap PDB hanya terjadi pada lag 1 dan 2.Sebaliknya pada lag 3, pengaruh PMTB terhadap PDB tidak signifikan.Dengan kata lain, terjadinya pertumbuhan ekonomi pada kwartal tertentu secara nyata dipengaruhi oleh peningkatan modal tetap bruto pada satu dan dua kwartal sebelumnya. Adanya pengaruh positif dan signifikan PMTB terhadap pertumbuhan ekonomi, mengindikasikan bahwa pembentukan modal tetap bruto sangat penting bagi peningkatan pertumbuhan ekonomi.Ini membuktikan bahwa pembentukan modal menjadi mesin penggerak pertumbuhan ekonomi Indonesia. Temuan ini sesuai dengan temuan penelitian Ugochukwu dan Chinyere (2013) dan Sunny dan Osuagwo (2016) yang menyimpulkan bahwa terdapat hubungan positif dan signifikan antara pembentukan modal dan pertumbuhan ekonomi.Peningkatan pembentukan modal secara langsung dapat meningkatkan produksi nasional yang pada akhirnya mendorong pertumbuhan ekonomi.


Berdasarkan hasil pengujian statistik yang dijelaskan sebelumnya, variabel ekspor berpengaruh positif terhadap PDB, baik pada lag 1, lag 2 maupun pada lag 3. Hal ini berarti temuan penelitian ini mengkonfirmasi export-led growth hypothesis yang menyatakan ekspor dapat mendorong pertumbuhan ekonomi.Namun peningkatan ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi tidak signifikan.Hal ini berarti dalam jangka pendek, peningkatan ekspor tidak berdampak secara nyata bagi pertumbuhan ekonomi Indonesia.Tidak signifikannya pengaruh ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi kiranya dapat disebabkan oleh dua faktor penting.Pertama, sebagian besar barang ekspor Indonesia adalah barang primer (primary goods).Hal ini sesuai dengan temuan penelitian Kim dan Lin (2009) bahwa khususnya di negara berkembang ekspor lebih didominasi oleh barang mentah (primary goods), dan dalam banyak kasus katagori ekspor ini memiliki dampak yang sangat kecil terhadap pertumbuhan ekonomi.Kedua, berkaitan dengan stabilitas nilai tukar.Selama periode tahun analisis (200.1-2013.4) dapat dikatakan bahwa secara umum nilai tukar rupiah terhadap mata uang asing terutama US$ tidak stabil. Selanjutnya variabel yang berpengaruh signifikan terhadap pembentukan modal tetap bruto (PMTB) hanya variabel PDB.Seperti ditunjukkan dalam Tabel 6, pengaruh signifikan PDB terhadap PMTB hanya terjadi pada lag 1 (yakni pengaruh positif) dan pada lag 3 (pengaruh negatif).Artinya, peningkatan PMTB pada kwartal tertentu secara nyata dipengaruhi oleh PDB kwartal sebelumnya (lag 1).Sebaliknya PDB pada 3 kwartal sebelumnya (lag 3) justru berpengaruh negatif terhadap PMTB. Dalam jangka pendek, variabel yang berpengaruh signifikan terhadap ekspor hanya PDB, yakni pada lag 2 dan lag 3 (Tabel 7).Sedangkan pada lag 1, PDB tidak berpengaruh signifikan terhadap ekspor.Sebaliknya, PMTB baik pada lag 1, 2 dan lag 3 tidak berpengaruh signifikan terhadap ekspor. Analisis Impulse Response Function (IRF) Impulse Response Function (IRF)digunakan untuk memeriksa responkejutan (shock) dari masing-masing variabeldependen terhadap variabel independen. Melaluianalisis IRF dapatdiketahui seberapa lama variabel tersebut dapatmempengaruhi variabel lainnya atau dengankata lain, dapat diketahui seberapa lama


10 Economac

e- ISSN: 2549-9807

variabelkembali ke titik keseimbangannya sebelumterjadinya shock (Basuki & Yuliadi, 2015). MenurutWinarno (2015) respon yang dihasilkan dariIRF, yaitu bisa positif, negatif, dan tidak merespon(mendatar pada garis horizontal).

Hasil impulse response function antara pertumbuhan ekonomi (PDB), ekspor dan Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) ditunjukkan dalam grafik di bawah ini.

Response to Cholesky One S.D. Innovations Response of DLPDB to DLPDB

Response of DLPDB to DLEKSPOR

Response of DLPDB to DLPMTB

.008

.008

.008

.006

.006

.006

.004

.004

.004

.002

.002

.002

.000

.000

.000

-.002

-.002

-.002

-.004

-.004 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

-.004 1

Response of DLEKSPOR to DLPDB

2

3

4

5

6

7

8

9

10

1

Response of DLEKSPOR to DLEKSPOR

.06

.06

.06

.05

.05

.05

.04

.04

.04

.03

.03

.03

.02

.02

.02

.01

.01

.01

.00

.00 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

2

3

4

5

6

7

8

9

10

1

Response of DLPMT B to DLEKSPOR .030

.030

.025

.025

.025

.020

.020

.020

.015

.015

.015

.010

.010

.010

.005

.005

.005

.000

.000 2

3

4

5

6

7

8

9

10

4

5

6

7

8

9

10

2

3

4

5

6

7

8

9

10

Response of DLPMT B to DLPMT B

.030

1

3

.00 1

Response of DLPMTB to DLPDB

2

Response of DLEKSPOR to DLPMT B

.000 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

Hasil impulse response function(IRF) antar PDB, Ekspor dan PMTB juga dapat dilihat Tabel 8. Respon pertumbuhan ekonomi terhadap PMTB hingga memasukki kwartal ketiga adalah positif, ditunjukkan oleh garis IRF yang cenderung di atas garis horizontal hingga periode ketiga.Respon mulai bergerak turun pada kwartal keempat, hingga kwartal-kwartal berikutnya.Selanjutnya respon pertumbuhan ekonomi terhadap ekspor cenderung positif sepanjang periode analisis.Hal ini ditunjukkan oleh garis IRF di atas garis horizontal. Respon ekspor terhadap pertumbuhan ekonomi juga positif, ditunjukkan oleh garis IRF di atas garis horizontal sepanjang hingga kwartal ke 10.Demikian pula halnya dengan garis IRF untuk

respon ekspor terhadap pembentukan modal tetap bruto, juga berada di atas garis horizontal hingga kwartal ke 10, hal ini berarti bahwa respon ekspor terhadap Pembentukan Modal Tetap Bruto juga positif. Hasil Uji Kausalitas Hasil uji lag length criteria seperti dijelaskan sebelumnya menunjukkan bahwa lag optimal adalah 4. Karena data yang digunakan dalam analisis adalah first difference, maka uji granger causality test dilakukan pada lag 3.Tabel 9 memperlihatkan hasil uji granger causalityantara PDB, PMTB dan Ekspor.


11


Tabel 9.Hasil Uji Granger Causality Tests antara PDB, PMTB dan Ekspor Null Hypothesis: FStatistic Prob Keterangan DLNPMTB does not Granger Cause DLNPDB DLNPDB does not Granger Cause DLNPMTB

DLNEKSPOR does not Granger Cause DLNPDB DLNPDB does not Granger Cause DLNEKSPOR

DLNEKSPOR does not DLNPMTB DLNPMTB does not DLNEKSPOR

6,2513

0.0012

10,6279

0,0000

4,7446

0,0059

6,1604

0,0013

Granger

Cause

1,1566

0,3368

Granger

Cause

1,1219

0,3502

Terdapat kausalitas dua arah antara PMTB dan PDB

Terdapat kausalitas dua arah antara Ekspor dan PDB

Tidak terdapat kausalitas antara Ekspor dan PMTB

Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016. Hasil uji Granger Causality Test antara Pembentukan Modal Tetap Bruto (PMTB) dengan pertumbuhan ekonomi (PDB) di Indonesia menunjukkan bahwa terdapat kausalitas dua arah antara PMTB ke PDB. Hal ini mengindikasikan bahwa PMTB dapat menyebabkan pertumbuhan ekonomi, dan sebaliknya pertumbuhan ekonomi juga dapat meningkatkan PMTB. Adanya hubungan dua arah antara pertumbuhan ekonomi dengan pembentuk modal disebabkan, pertumbuhan ekonomi yang berarti terjadinya peningkatan pendapatan masyarakat akan mendorong tabungan dan investasi. Peningkatan tabungan dan investasi berarti terjadinya peningkatan pembentukan modal tetap. Selanjutnya peningkatan modal tetap akan dapat meningkatkan produksi barang dan jasa dalam perekonomian, sehingga pertumbuhan ekonomi juga meningkat. Hal inilah yang menyebabkan adanya hubungan kausalitas dua arah antara pertumbuhan ekonomi dan pembentukan modal tetap bruto. Selanjutnya hasil uji Granger Causality Test antara ekspor dengan pertumbuhan ekonomi (PDB) juga menunjukkan terdapat kausalitas dua arah antara ekspor dan pertumbuhan ekonomi. Hal ini berarti bahwa peningkatan ekspor terjadi akibat peningkatan pertumbuhan ekonomi, dan pertumbuhan ekonomi juga terjadi akibat peningkatan ekspor.Kesimpulan ini konsisten dengan hasil VECM yang menunjukkan bahwa dalam jangka pendek dan jangka panjang, koefisien ekspor terhadap PDB menunjukkan angka positif. Tabel 9 di atas memperlihatkan tidak adanyakausalitas antara ekspor dan PMTB.Hal ini

berarti ekspor tidak mempengaruhi PMTB dan sebaliknya PMTB juga tidak mempengaruhi ekspor. B. Kesimpulan dan Saran Dalam jangka panjang, pembentukan modal tetap bruto (PMTB) dan ekspor berpengaruh signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia.Dalam jangka pendek, hanya PMTB yang berpengaruh signifikan terhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia. Pengaruh positif dan signifikan PMTB terhadap pertumbuhan ekonomi terjadi pada lag 1 dan lag 2. Hal ini berarti peningkatan pertumbuhan ekonomi pada kwartal tertentu secara nyata dipengaruhi oleh PMTB pada kwartal 1 dan kwartal 2 sebelumnya.Dalam jangka pendek, ekspor juga berpengaruh positif terhadap pertumbuhan ekonomi Indonesia, namun tidak signifikan.Sekalipun peningkatan ekspor dapat meningkatkan pertumbuhan ekonomi namun peningkatan pertumbuhan ekonomi akibat peningkatan ekspor dinilai tidak nyata. Selanjutnya PMTB dipengaruhi oleh pertumbuhan ekonomi kwartal sebelumnya. Dengan kata lain, dampak positif dan signifikan pertumbuhan ekonomi terhadap PMTB terjadi pada lag 1. Sedangkan pada lag 2, pertumbuhan ekonomi berdampak negatif terhadap PMTB. Dalam jangka pendek, pertumbuhan ekonomi juga berpengaruh signifikan terhadap ekspor, terjadi pada lag 2 dan lag 3. Hasil uji kausalitas granger menyimpulkan terdapat kausalitas dua arah (two-way causality) antara pembentukan modal tetap bruto (PMTB) dengan pertumbuhan ekonomi (PDB), dan antara


12 Economac

e- ISSN: 2549-9807

ekspor dan pertumbuhan ekonomi.Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa peningkatan PMTB dapat mendorong pertumbuhan ekonomi, sebaliknya pertumbuhan ekonomi juga dapat mendorong peningkatan PMTB.Demikian pula halnya dengan ekspor, peningkatan ekspor dapat mendorong pertumbuhan ekonomi, dan selanjutnya pertumbuhan ekonomi juga dapat mendorong peningkatan ekspor.Adanya hubungan kausalitas dua arah antara ekspor dengan pertumbuhan ekonomi, berarti penelitian ini mengkonfirmasi dua hipotesis mengenai keterkaitan antar variabel tersebut, yakni export-led growth dan growth-led export. Sebaliknya tidak terdapat hubungan kausalitas antara ekspor dengan PMTB.Hal ini berarti peningkatan ekspor tidak dapat mendorong PMTB dan sebaliknya PMTB juga tidak dapat mendorong peningkatan ekspor.Hasil uji kausalitas ini juga konsisten dengan hasil VECM yang memperlihatkan berdasarkan uji signifikansi pengaruh antar variabel, PMTB dan ekspor hanya terkait dengan pertumbuhan ekonomi.Sebaliknya PMTB dan ekspor baik sebagai variabel dependen maupun independen tidak terbukti signifikan secara statistik. Mengacu pada kesimpulan yang diuraikan di atas, maka sebaiknya pemerintah Indonesia berupaya meningkatkan pembentukan modal (PMTB).Upaya pembentukan modal dapat dilakukan melalui pengalokasian anggaran negara untuk pengadaan barang-barang modal termasuk infrastruktur fisik yang dapat mendorong perekonomian masyarakat.Selain itu, berkaitan dengan ekspor, sebaiknya pemerintah dapat melakukan intervensi kebijakan yang berorientasi pada peningkatan ekspor barang jadi (manufactured goods) dan mengurangi ekspor barang mentah (primary goods). Hal ini bertujuan agar value addedyang dihasilkan selama proses pengolahan barang mentah menjadi barang jadi hingga mengisi pasar ekspor, dapat dinikmati oleh penduduk dalam negeri. Selain itu, ekspor barang jadi (manufactured goods) tentunya akan jauh lebih menguntungkan bila dibandingkan dengan ekspor barang mentah. DAFTAR PUSTAKA Abbas, S. (2012) Causality between Exports and Economic Growth: Investigating Suitable Trade Policy for Pakistan,Eurasian Journal of Business and Economics, 5(10): 91-98.

Adhikary, B. K. (2011). FDI, Trade Openness, Capital Formation, and Economic Growth inBangladesh: A Linkage Analysis, International Journal of Business and Management, 6(1):16-28. Akinola, G. W., and Adeleke O., (2013).Savings, Gross Capital Formation and Economic Growth Nexus in Nigeria (1975-2008), IOSR Journal of Economics and Finance (IOSRJEF), 1(2): 19-25. Albiman, M dan Suleiman NN. (2016). The Relation Among Export, Import, Capital Formation and Economic Growth in Malaysia, Journal of Global Economics, 4(2); 1-6. Jhinghan M. L. (2003) Advanced Economic Theory (Micro and Macro),12th Edition New Delhi. VrindaPublications. Kalaitzi .A. (2013).Exports and Economic Growth in the United Arab Emirates.Submitted to: RIBM Doctoral Symposium. Manchester Metropolitan University Business School Kanu, S.I & Ozurumba, B. A. (2014). Capital Formation and Economic Growth in Nigeria, Global Journal of Human-Social Science: Economics, 14(4): 43-58. Kim, D. H. and Lin, S. C. (2009), Trade and Growth at Different Stages of Economic Development, Journal ofDevelopment Studies, 45(8): 1211–1224. Kuncoro, Mudrajad. 2009. Metode Riset Untuk Bisnis dan Ekonomi Edisi 3.Jakarta : Erlangga. Lee, C. H., and Bwo N. H., (2002) The Relationship Between Exports And Economic Growth In East Asian Countries: A Multivariate Threshold Autoregressive Approach, Journal Of Economic Development, 27 (2), 45-67. Mehrara, M., and Bagher A. F., (2011).Granger Causality Relationship between Export Growth and GDP Growth in Developing Countries: Panel Cointegration Approach, International Journal of Humanities and Social Science, 1(16): 223-231. Mehrara, M., and Maysam, M.,(2013).The Causality between Capital Formation and Economic Growth in MENA Region, International Letters of Social and Humanistic Sciences, 8; 1-7. Osundina, K.C., and Osundina J. A., (2014) Capital Accumulation, Savings And Economic Growth Of A Nation – Evidence From


13


Nigeria, Global Journal of Interdisciplinary Social Sciences, 3 (3): 151-155. Parida, P. C., and Shaoo, P. (2007). Export-led Growth in South Asia: A Panel Cointegration Analysis, International Economic Journal, 21 (2): 155-175. Shan, J. & Tian, G. G. (1998). Causality between exports and economic growth: the empirical evidence fromShanghai. Australian Economic Papers, 37(2): 195-202. Shihab, R. A., Soufan, T., and Khaliq, S. A., (2014). The Causal Relationship between Exports and Economic Growth in Jordan,International Journal of Business and Social Science, 5(3); 302-308. Shuaib, I. M., and Ndidi, D. E., (2015) Capital Formation: Impact On The Economic Development Of Nigeria 1960-2013, European Journal of Business, Economics and Accountancy, 3(3): 23-40.

Srinivasakumar, V., R. Renganathan and C. Vijayabanu (2015) Capital Formation and Inflation on Economic Growth in India: A Causality Analysis, Research Journal of Applied Sciences, Engineering and Technology, 9(12): 1148-1152. Sunny, I. O., and C. N. Osuagwo. (2016) Impact of Capital Formation on the Economic Development of Nigeria, Fifth International Conference on Global Business, Economics, Finance and Social Sciences..ChennaiIndia.1-3 April. Ugochukwu, U. S., and Chinyere, U. P. (2013) The Impact of Capital Formation on the Growth of Nigerian Economy, Research Journal of Finance and Accounting, 4(9):36-42. Widarjono, Agus. (2009). Ekonometrika: Pengantar dan Aplikasinya. Yogyakarta: Ekonisia Fakultas Ekonomi UII.


14 Economac

e- ISSN: 2549-9807

Lampiran Tabel 4. Hasil Vector Error Correction Estimates Vector Error Correction Estimates Date: 06/29/16 Time: 13:33 Sample (adjusted): 2001Q2 2013Q4 Included observations: 51 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq:

CointEq1

DLPDB(-1)

1.000000

DLPMTB(-1)

-1.100061 (0.20478) [-5.37204]

DLEKSPOR(-1)

0.620296 (0.20218) [ 3.06807]

C

-7.947223

Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016. Tabel 4. Hasil Vector Error Correction Estimates (Sambungan………) Error Correction:

D(DLPDB)

D(DLPMTB)

D(DLEKSPOR)

CointEq1

0.081909 (0.01255) [ 6.52799]

0.062320 (0.05495) [ 1.13407]

0.004308 (0.09155) [ 0.04706]

D(DLPDB(-1))

-1.065600 (0.06976) [-15.2758]

0.622611 (0.30551) [ 2.03795]

-0.014656 (0.50896) [-0.02880]

D(DLPDB(-2))

-1.230694 (0.08924) [-13.7914]

-0.529104 (0.39082) [-1.35383]

-1.836595 (0.65108) [-2.82083]

D(DLPDB(-3))

-1.070233 (0.07346) [-14.5698]

-0.843567 (0.32170) [-2.62218]

-1.117209 (0.53594) [-2.08457]

D(DLPMTB(-1))

0.157877 (0.03903) [ 4.04524]

0.033844 (0.17093) [ 0.19800]

0.448575 (0.28475) [ 1.57531]

D(DLPMTB(-2))

0.078838 (0.03419) [ 2.30617]

-0.164066 (0.14972) [-1.09583]

0.249154 (0.24942) [ 0.99892]

D(DLPMTB(-3))

0.040936 (0.03450) [ 1.18642]

-0.111556 (0.15111) [-0.73823]

-0.168618 (0.25175) [-0.66979]


15


D(DLEKSPOR(-1)) Sambungan Tabel 4.

0.028109

-0.126751

-0.035893

(0.02257) [ 1.24535]

(0.09885) [-1.28222]

(0.16468) [-0.21796]

D(DLEKSPOR(-2))

0.044010 (0.02310) [ 1.90486]

0.185610 (0.10119) [ 1.83434]

0.090418 (0.16857) [ 0.53638]

D(DLEKSPOR(-3))

0.007637 (0.02040) [ 0.37428]

0.072445 (0.08936) [ 0.81073]

-0.178060 (0.14887) [-1.19611]

C

0.051693 (0.00264) [ 19.5585]

0.028743 (0.01158) [ 2.48317]

0.047579 (0.01928) [ 2.46734]

0.936852 0.921064 0.001643 0.006409 59.34283 191.3793 -7.073697 -6.657029 0.013826 0.022813

0.592181 0.490227 0.031517 0.028070 5.808283 116.0546 -4.119789 -3.703121 0.016767 0.039315

0.375116 0.218895 0.087473 0.046764 2.401191 90.02452 -3.099001 -2.682333 0.014755 0.052912

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

5.03E-11 2.42E-11 406.1908 -14.51728 -13.15364

Sumber: Data Sekunder (Diolah), 2016.

Tabel 5. Ringkasan Variabel Independen yang Signifikan terhadap DLPDB Variabel D(DLPDB(-1)) D(DLPDB(-2)) D(DLPDB(-3)) D(DLPMTB(-1)) D(DLPMTB(-2)) CointEq1

Coefficient -1,065 -1,231 -1,070 0,158 0,079 0,082

t-statistics -15,276 -13,791 -14,569 4,045 2,306 6,528

t-tabel 2,009 2,009 2,009 2,009 2,009 2,009

Keterangan Signifikan Signifikan Signifikan Signifikan Signifikan Signifikan

Sumber: Diringkas dari Ouput Eviews Hasil VECM Tabel 6. Ringkasan Variabel Independen yang Signifikan terhadap DLPMTB Variabel D(DLPDB(-1)) D(DLPDB(-3))

Coefficient 0,623 -0,844

t-statistics 2,038 -2,622

t-tabel 2,009 2,009

Keterangan Signifikan Signifikan

Sumber: Diringkas dari Ouput Eviews Hasil VECM Tabel 7. Ringkasan Variabel Independen yang signifikan terhadap DLEKSPOR


16 Economac

e- ISSN: 2549-9807

Variabel Coefficient t-statistics D(DLPDB(-2)) -1,836 -2,821 D(DLPDB(-3)) -1,117 -2,084 CointEq1 0,004 0,047 Sumber: Diringkas dari Ouput Eviews Hasil VECM

t-tabel 2,009 2,009 2,009

Keterangan Signifikan Signifikan Tidak Signifikan

Tabel 8. Hasil Impulse Response Function (IRF) Response of DLPDB: Period DLPDB 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

0.006409 0.001813 0.000998 0.000960 0.006607 0.002581 0.001355 0.001518 0.006727 0.003194

Response of DLEKSPOR: Period DLPDB 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

0.019485 0.019888 0.011754 0.009038 0.013294 0.016939 0.010257 0.009122 0.011571 0.015723

Response of DLPMTB: Period DLPDB 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

0.002515 0.005101 0.002621 0.001204 0.004750 0.008570 0.003172 0.000665 0.004755 0.009634

DLEKSPOR

DLPMTB

0.000000 0.004048 0.003951 0.002739 0.001067 0.004667 0.004469 0.003297 0.001838 0.005351

0.000000 0.001763 0.000586 -0.000412 -0.001872 -0.000121 -0.000616 -0.001378 -0.002824 -0.001253

DLEKSPOR

DLPMTB

0.042511 0.045638 0.050130 0.036972 0.036953 0.035220 0.039659 0.036044 0.034977 0.034590

0.000000 0.011548 0.017105 0.007457 0.003395 0.005583 0.011590 0.010414 0.008855 0.008738

DLEKSPOR

DLPMTB

0.010228 0.006128 0.015922 0.017766 0.015671 0.012194 0.016442 0.016571 0.014223 0.013805

0.026019 0.025116 0.019285 0.015482 0.017217 0.017124 0.017269 0.015668 0.014576 0.014288

Cholesky Ordering: DLPDB DLEKSPOR DLPMTB


No title

Recommend Documents