...

EFEKTIVITAS PENGARUH KEBIJAKAN MONETER DALAM

by user

on
Category: Documents
4

views

Report

Comments

Transcript

EFEKTIVITAS PENGARUH KEBIJAKAN MONETER DALAM
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
EFEKTIVITAS PENGARUH KEBIJAKAN MONETER
DALAM KINERJA SEKTOR PERBANKAN
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
Program Pascasarjana Magister Manajemen
Universitas Muhammadiyah Surakarta
Jl. Ahmad Yani Tromol Pos 1, Pabelan Kartasura, Surakarta
ABSTRACT
This study was designed to measure the effectiveness of monetary policy and its
implication on the performance of the banking sector in Indonesia during the period
of 1971-2009. Regression analysis using the error correction model (ECM) was
implemented in this study. Chow test using dummy variable approach was implanted
into the ECM to observe the possibility of systematic or structural change in the
effectiveness of monetary policy before and after the banking crisis that began
nationwide in the near end of 1997. The ECM with Chow test showed there was no
systematic or structural c98]lgfqhange in the effectiveness of monetary policy and
therefore its implication on the performance of the banking sector before and after
the banking crisis. This result suggested that further analysis should be accomplished
using the ECM without Chow test. The ECM without Chow test revealed both in the
short and in the long run real money supply had negative impact on gross domestic
product, but with smaller elasticity in the latter, from -0,3805 decreased to -0,1816.
Such negative impact in fact was inconsistent with the theory and it indicated the
volatility of the Indonesia’s banking sector. While the smaller value of the long run
elasticity im-plied there was positive adjustment but it had been unable to eliminate
the short run negative impact entirely.Compared with prior research (Triyono and
Utomo, 2004) that found the short and the long run elasticity of -0,4012 and -1,2938
in the period before the nationwide banking crisis occurred, the finding of this
research indicated that the banking sector regulation administrated by government
during and after the crisis has been improving the performance of the banking sector
signifi-cantly.
Keywords: error correction model, Chow test, monetary policy
PENDAHULUAN
Dalam perekonomian modern peran
pemerintah dapat diklasifikasikan dalam
tiga kelompok besar: peran alokasi, peran
distribusi, dan peran stabilisasi (Mangkoesoebroto, 1993:2). World Bank (1997:4)
menyebutkan lima tugas pokok sebagai
inti misi pemerintah, yaitu, membangun
landasan hukum; memelihara lingkungan
1
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
kebijakan yang bersifat tidak mendistorsi,
termasuk di dalamnya stabilitas perekonomian secara makro; melakukan
investasi dalam layanan-layanan dan
infrastruktur sosial; melindungi kelompok lemah; dan melindungi lingkungan.
Dalam literatur ekonomi makro, secara
lebih spesifik disebutkan bahwa peran
pemerintah dalam perekonomian dijalankan melalui dua bentuk kebijakan,
yaitu kebijakan moneter dan kebijakan
fiskal.
Kebijakan moneter adalah kebijakan
ekonomi pemerintah yang ditujukan
untuk mempengaruhi kinerja perekonomian melalui instrumen variabel jumlah
uang beredar; sementara kebijakan fiskal
adalah kebijakan ekonomi pemerintah
yang ditujukan untuk mempengaruhi
kinerja perekonomian melalui intrumen
variabel penerimaan (pajak) dan pengeluaran pemerintah.
Di negara maju, kebijakan fiskal merujuk pada ukuran-ukuran yang diambil
oleh pemerintah untuk menstabilkan
perekonomiannya pada tingkat pengerjaan dan output yang tinggi melalui perpajakan dan pengeluaran pemerintah.
Kebijakan moneter memiliki instrumen
kebijakan yang lebih beragam, mulai dari
operasi pasar terbuka, penentuan cadangan wajib minimum, dan penetapan
suku bunga diskonto (Sexton, 2008:532534).
Dalam perekonomian, media transmisi pengaruh kebijakan moneter pada
dasarnya adalah sektor keuangan, khususnya sektor perbankan (Agénor dan
Mon-tiel, 2008:154-155), melalui proses
penciptaan uang giral, uang kuasi dan
kredit. Efektivitas kebijakan moneter
dalam mempengaruhi pendapatan nasional, oleh karena itu, sangat dipengaruhi
oleh kinerja sektor perbankan. Sebaliknya, efektivitas kebijakan moneter dapat
2
pula menjadi indikator dari kinerja sektor perbankan.
Sektor perbankan Indonesia, di
dalam perkembangannya selalu sangat
mengesankan Namun, ketika pertengahan tahun 1997, sektor perbankan di Indonesia mengalami krisis skala nasional,
yang sangat parah (Basalim, 2000:83).
Triyono dan Utomo (2004:86-8), selama
periode prakrisis, menemukan elastisitas
jangka pendek dan jangka panjang intrumen kebijakan moneter (jumlah uang
beredar) masing-masing adalah sebesar
-0,4012 dan -1,2938. Elastisitas negatif
dengan nilai semakin besar ini memperlihatkan betapa sektor perbankan Indonesia memang sangat keropos dan rapuh,
menunjukkan bahwa kebijakan moneter
justru berdampak negatif terhadap
pertumbuhan ekonomi.
Selama krisis maupun pascakrisis,
sektor perbankan mengalami rangkaian
deregulasi berkelanjutan untuk memperbaiki kinerja perbankan dan mengembalikan kepercayaan masyarakat, dan
yang lebih penting, tentu saja, adalah
untuk mencegah terulangnya kembali
krisis nasional sektor perbankan.
Penelitian ini diarahkan untuk mengukur perubahan elastisitas jumlah uang
beredar terhadap pendapatan nasional,
selama periode pra dan pasca krisis sektor perbankan, setelah rangkaian kebijakan deregulasi sektor perbankan, yang
dilakukan selama maupun pascakrisis
sektor perbankan. Selanjutnya, akan
dikaji implikasinya terhadap perubahan
kinerja sektor perbankan pasca krisis.
KAJIAN PUSTAKA
Ajisafe dan Folorunso (2002:38-9),
untuk kasus Nigeria, memperlihatkan
bahwa instrumen kebijakan moneter
memiliki dampak positif terhadap pen-
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
dapatan nasional. Dalam penelitiannya,
kedua penulis menggunakan analisis
kointegrasi dan model koreksi kesalahan,
yang diaplikasikan pada data time series
perekonomian Nigeria selama periode
1970-1998.
Fatima dan Iqbal (2003:106) untuk
negara Asia – Pakistan, India, Thailand,
Malaysia dan Indonesia – menemukan
hasil beragam. Menggunakan pendekatan kointegrasi dan kausalitas Grang-r,
kedua peneliti memperlihatkan terjadinya kausalitas satu arah kebijakan moneter menyebabkan pertumbuhan ekonomi
dalam perekonomian Indonesia.
Snyder dan Bruce (2004:5), untuk
kasus Amerika Serikat, memperlihatkan
bahwa selama periode 1966-2000, kebijakan moneter menjadi prediktor yang
lebih baik bagi perubahan investasi, konsumsi dan GDP, sementara perubahan
pada tarif pajak dan pengeluaran pemerintah, ternyata memiliki pengaruh yang
sangat kecil dalam pengendalian siklus
bisnis.
Rahman (2005:431), dengan menggunakan kerangka analisis unrestricted
vector autoregression yang didasarkan
model St. Louis, menemukan bahwa tingkat pertumbuhan uang beredar menjelaskan lebih dari 50 persen prediksi varian
kesalahan dari pertumbuhan ekonomi riil
perekonomian Bangladesh selama kurun
waktu 1975-2003.
Ali et. al. (2008:799), dengan menggunakan model autoregressive distri-buted
lag (ARDL), menemukan bahwa di negara-negara Asia Utara – Pakistan, India,
Srilangka dan Bangladesh – selama periode 1990-2007 kebijakan moneter memiliki pengaruh signifikan, baik dalam
jangka pendek maupun jangka panjang.
Penelitian Santosa (2009:vi), menggunakan Model Mundell-Fleming dengan
estimasi two stage least square, menunjuk-
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
kan dampak kebijakan moneter dengan
instrumen jumlah uang beredar (M2) lebih efekif dalam meningkatkan PDB dari
pada kebijakan fiskal dengan instrumen
pengeluaran pemerintah. Hasil tersebut
dibuktikan dengan pengaruh yang positif
dansignifikan antara variabel permintaan
uang (jumlah uang beredar) M2 terhadap
PDB darisisi permintaan. Sedangkan
variabel pengeluaran pemerintah berpengaruh positif namun tidak signifikan
terhadap PDB. Hasil ini sejalan dengan
hasil penelitian Raman (2009), yang
menggunakan data perekonomian Indonesia selama periode 1980-2007.
Adefeso dan Mobolaji (2010:141),
pada penelitian terhadap perekonomian
Nigeria selama kurun 1997-2007 menggunakan Model Koreksi Kesalahan dan
Teknik Kointegrasi, menemukan bahwa
pengaruh kebijakan moneter terhadap
pertumbuhan ekonomi jauh lebih kuat
dibanding pengaruh kebijakan fiskal.
Kedua peneliti menyarankan agar kebijakan moneter lebih diutamakan untuk
menjaga kestabilan perekonomian
Nigeria.
MODEL DAN ALAT ANALISIS
Model Teoritis
Penurunannya model teoritis merujuk model IS-LM Sach dan Larrain
(1993). Ide dasarnya membentuk persamaan atau fungsi permintaan agregat,
yang merupakan fungsi dari variabel
kebijakan fiskal (pengeluaran pemerintah
dan pajak) dan variabel kebijakan moneter (jumlah uang beredar).
Pembentukan persamaan permintaan agregat diawali dengan perumusan
persamaan IS sbb:
Y = C + I + G + TB
(1)
3
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
Y adalah pendapatan nasional, C konsumsi, I investasi, G pengeluaran pemerintah, dan TB adalah neraca perdagangan (trade balance). Selanjutnya konsumsi,
investasi, dan neraca perdagangan diformulasikan sbb:
(2)
T pajak, Co konsumsi otonom, cmarginal
propensity to consume, i tingkat bunga,
dan a koefisien yang menunjukkan pengaruh tingkat bunga terhadap konsumsi.
(3)
Io adalah investasi otonom dan b adalah
koefisien yng menunjukkan pengaruh
tingkat bunga terhadap investasi.
(4)
M adalah jumlah uang beredar, P tingkat
harga, M/P jumlah uang beredar riil, v
koefisien yang menunjukkan pengaruh
pendapatan nasional terhadap jumlah
uang beredar riil dan f adalah koefisien
yang menunjukkan pengaruh dari tingkat
bunga terhadap jumlah uang beredar riil.
Persamaan (7) dapat disusun menjadi
persamaan tingkat bunga sbb:
(5)
(8)
Dengan memasukkan persamaan (8)
ke dalam persamaan (6), akan diperoleh
persamaan:
v
1M
Y − cY = Co + Io − cT −(a + b)( Y −
) + G + kTOT
f
f P
(9)
Persamaan (9) bisa disusun kembali
menjadi:
Y=
X adalah eskpor, dan M adalah impor.
Neraca perdagangan merupakan fungsi
dari Term of Trade (TOT), yang menunjukkan proporsi antara harga ekspor dan
harga impor. k adalah koefisien yang menunjukkan pengaruh term of trade terhadap neraca perdagangan.
Dengan memasukkan persamaan
(2), (3) dan (4) ke dalam persamaan (1)
diperoleh persamaan sbb:
v
1M
Y−
y
f P
i=
f
(a + b) M
+ G + kTOT]
[Co + Io − cT +
f P
(1 − c) f + (a + b)v
(10)
Persamaan (10) di atas dapat diparameterisasi sehingga menghasilkan persamaan sbb:
Y = β 0 + β1
M
+ β 2G + β 3T + β 4TOT
P
(11)
di mana:
f (Co+ Io)
(a +b)
f
; β1 =
; β2 =
(1−c) f + (a +b)v
(1−c) f +(a +b)v
(1−c) f + (a +b)v
− fc
fk
β3 =
; β4 =
(1−c) f +(a +b)v
(1−c) f + (a +b)v
β0 =
Persamaan (5) bisa disusun menjadi:
(6)
Tingkat bunga ditentukan di pasar
uang, yang bisa diperoleh dari persamaan
LM. Persamaan LM diformulasikan sbb:
(7)
4
Persamaan permintaan agregat (11)
inilah yang akan diestimasi dalam penelitian ini. Dalam persamaan tersebut terlihat bahwa pendapatan nasional merupakan fungsi dari intrumen kebijakan
moneter (M/P), instrumen kebijakan
fiskal (G, T), dan term of trade.
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
Alat Analisis dan Model Estimasi
Model teoritis di muka akan diestimasi menggunakan analisis regresi metode Ordinary Least Square (OLS). Model
estimasinya diformulasikan memakai
model koreksi kesalahan, dengan modifikasi Uji Chow pendekatan Dummy Variable.Bentuk awal dari model estimasi
adalah sebagai berikut:
Dyt = g0 + g1Dmt + g2Dgt + g3Dtxt +
g4Dtott + g5 mt-1 + g6 gt-1+ g7 txt-1
+g8 tott-1+ g9 ECT + ut
(12)
di mana:
y
= ln pendapatan nasional bruto
nominal
m = ln jumlah uang beredar riil
g
= ln pengeluaran pemerintah
nominal
tx = ln penerimaan pajak pemerintah
nominal
tot = term of trade
ECT = mt-1 + gt-1 + txet-1 + tott-1 + yt-1
g0 = a5b0
g1 = a1; g2 = a2; g3 = a3; g4 = a4
g5 = -a5(1 - b1) ; g6 = -a5(1 - b2) ; g7 = a4(1 - b3); g8 = -a5(1 - b4)
g9 = a5(parameter penyesuaian)
Uji Chow pendekatan variable dummy
akan menyebabkan formulasi modeletismasi berubah menjadi:
Dyt = g0 + á0 d1 + g1Dmt + á1 d1Dmt +
g2Dgt + á2 d1Dgt + g3Dtxt + á3 d1Dtxt +
g4Dtott + á4 d1Dtott + g5 mt-1 + á5 d1mt1 + g6 gt-1 + á6 d1gt-1 + g7 txt-1+
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
á7 d1txt-1+g8 tott-1 + á8 d1tott-1 + g9 ECT
+ á9 d1ECT + ut
(13)
di mana:
d1 = variabel dummy, bernilai 0 untuk
data pra 1998 dan bernilai 1 untuk
data 1998 – sekarang.
Secara konseptual apabila d1 = 0,
persamaan (12) akan kembali ke bentuk
semula (16), apabila d1 = 1, akan dihasilkan persamaan baru seperti berikut:
Dyt = (g0 + á0) + (g1 + á1)Dmt +(g2 +
á2)Dgt + (g3 + á3)Dtxt + (g4 + á4)Dtott +
(g5+ á5)mt-1 + (g6 + á6)gt-1 + (g7+
á7)txt-1+(g8 + á8) tott-1 + (g9+ á9)ECT
+ ut
(14)
HASIL ANALISIS DAN PEMBAHASAN
Hasil Estimasi Model Koreksi Kesalahan Dengan Uji Chow
Estimasi model koreksi kesalahan
dengan Uji Chow, memakai metode estimasi OLS, memperlihatkan hasil seperti
tampak pada Tabel 1.
Koefisien ECT terlihat memiliki nilai
positif dan besarnya berkisar antara 0-1.
Nilai koefisien ini, secara statistik signifikan, meskipun dengan tingkat keyakinan yang tidak terlalu kuat (a = 0,10). Oleh
karena itu, masih dapat diterima simpulan bahwa model koreksi kesalahan
dengan modifikasi Uji Chow pendekatan
variabel dummy merupakan model yang
tepat atau sesuai dengan teori.
5
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
Tabel 1.
Hasil Estimasi Model Koreksi Kesalahan Dengan Uji Chow
∆yt = 1.1001– 6.1797 d1 – 0.1812 ∆mt + 0.2138 d1∆mt + 0.5511∆gt –
(16.7412)
(0.1914)
(0.7329)
(0.1956)*
0.4243 d1∆gt– 0.0898∆txt + 0.4158 d1∆txt + 0.0015∆tott +
(0.4017)
(0.3115)
(0.4186)
(0.0012)
0.0020 d1∆tott – 0.4459mt-1 – 0.1702 d1mt-1 – 0.1785gt-1 –
(0.0061)
(0.2377)***
(1.9317)
(0.1799)
0.8825 d1gt-1 – 0.3787 txt-1+0.1062 d1txt-1–0.4968 tott-1 –
(0.7536)
(0.3119)
(0.5751)
(0.2733) ***
0.7502 d1tott-1 + 0.4960ECT + 0.7539 d1ECT + ut
(1.0220)
(0.2739)***
(1.0207)
R2 = 0.9112; DW-Stat = 1.8331; F-Stat = 9.7163
Uji Diagnosis
(1) Otokorelasi
χ2(3) = 6,9071; Prob. = 0,0749
(2) Linieritas
F(2,16) = 2.4083; Prob. = 0,1218
(3) Normalitas
χ2(2) = 2,604; Prob. = 0,2720
(4) Heteroskedastisitas
χ2(19) = 17,3973; Prob. = 0,5630
Keterangan:
*Signifikan pada a = 0,01; **Signifikan pada a = 0,05;***Signifikan pada a = 0,10;
angka dalam kurung adalah nilai t-sta-tistik.
Seluruh uji diagnosis, yang meliputi
uji normalitas residual, uji otokorelasi, uji
heteroskedastisitas (homoskedastisitas),
dan uji linieritas atau ketepatan spesifikasi
model, memperlihatkan tidak terdapatnya penyimpangan asumsi klasik. Hal ini
dapat dilihat dari seluruh probabilitas statistik uji diagnosis, yang memiliki nilai
lebih besar dari 0,05.
6
Uji Chow dengan pendekatan variabel dummy ternyata memperlihatkan stabilitas (tidak adanya perbedaan) tingkat
pengaruh seluruh variabel independen
dalam model, selama sebelum dan pasca
krisis perbankan nasional. Hal ini dapat
dilihat dari tidak signifikannya seluruh
koefisien regresi dari variabel independen dalam model, yang mengandung
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
elemen variabel dummy.
Temuan ini menyarankan bahwa
analisisperbaikan kinerja sektor perbankan atau efektivitas pengaruh kebijakan
moneter semestinya dilakukan pada
model koreksi kesalahan tanpa Uji Chow.
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
Hasil Estimasi Model Koreksi Kesalahan Tanpa Uji Chow
Estimasi model koreksi kesalahan
tanpa Uji Chow, memakai metode estimasi OLS memperlihatkan hasil seperti
pada Tabel 2.
Tabel 2.
Hasil Estimasi Model Koreksi Kesalahan Tanpa Uji Chow
∆yt = 1,8182–0,3805∆mt + 0,3017∆gt+0,2335∆txt + 0,0025∆tott +
(0,1075)*
(0,0919)*
(0,1504)
(0,0010)*
– 0,4847mt-1 – 0,2155gt-1 – 0,1799 txt-1– 0,4109 tott-1+
(0,1649)
(0,0624)*
(0,1759)*
(0,2148)*
0.4102ECT + ut
(0,1765)*
R2 = 0.8431; DW-Stat = 2,0888; F-Stat = 16,7195
Uji Diagnosis
(1) Otokorelasi
χ2(3) = 1,3006; Prob. = 0,7290
(2) Linieritas
F(2,26) = 2,6335; Prob. = 0,0909
(3) Normalitas
χ2(2) = 5,3337; Prob. = 0,0695
(4) Heteroskedastisitas
χ2(9) = 9,3260; Prob. = 0,4077
Keterangan:
*Signifikan pada a = 0,01; **Signifikan pada a = 0,05; angka dalam kurung ada-lah
nilai t-statistik.
Koefisien ECT terlihat memiliki nilai
positif dan besarnya berkisar antara 0-1.
Nilai koefisien ini, secara statistik signifikan pada tingkat keyakinan sebesar0,05.
Hasil ini menunjukkan model koreksi
kesalahan tanpa Uji Chow pendekatan
variabel dummy merupakan model yang
tepat atau sesuai dengan teori.
Seluruh uji diagnosis memperlihat-
kan tidak terdapatnya penyimpangan
asumsi klasik, hal ini dapat dilihat dari
seluruh probabilitas statistik uji diagnosis,
yang memiliki nilai lebih besar dari 0,05.
Interpretasi Ekonomi
Signifikannya koefisien regresi ECT
dan tepatnya kisaran nilai koefisien ini
memperlihatkan bahwa hubungan teo7
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
ritis jangka panjang antara jumlah uang
beredar, pengeluaran pemerintah, pajak
dan term of trade dengan pendapatan
nasional adalah eksis dalam perekonomian Indonesia. Perubahan pada ketiga variabel tersebut pada suatu waktu tertentu
akan memiliki pengaruh terhadap pendapatan nasional dalam kurun waktu 1,4378
tahun[(1-0.4102)/0.4102x 1 tahun] berturut-turut.
Koefisien jumlah uang beredar baik
dalam jangka pendek (Dmt) maupun
jangka panjang (mt-1) terlihat memiliki
pengaruh signifikan. Hal ini memperlihatkan bahwa kebijakan moneter secara
efektif memiliki pengaruh terhadap pendapatan nasional bruto perekonomian
Indonesia.
Kebijakan moneter dalam jangka
pendek ternyata memiliki pengaruh negatif terhadap pendapatan nasional. Dengan
elastisitas jumlah uang beredar sebesar 0,3805, berarti apabila terjadi ekspansi
moneter sebesar satu persen maka pendapatan nasional akan mengalami kontraksi kurang lebih sebesar 0,3805 persen.
Ekspansi moneter biasanya dilakukan lewat dua mekanisme, memperkecil
legal reverse ratio requirement dan atau
menurunkan tingkat bunga sertifikat
bank Indonesia (SBI). Apabila tingkat
bunga SBI, yang diturunkan, maka sektor perbankan akan menurunkan tingkat
bunga, baik tingkat bunga mobilisasi dana
maupun tingkat bunga pinjaman. Oleh
karena itu, ekspansi moneter memiliki
dua dampak, disinsentif di sisi mobilisasi
dana dan insentif di sisi penyaluran kredit. Sementara itu, penurunan legal
reserve ratio requirement menyebabkan
kapasitas perbankan untuk memberi kredit menjadi lebih besar, tanpa merubah
tingkat bunga baik tingkat bunga mobilisasi dana, maupun tingkat bunga
pinjaman.
8
Fenomena negatifnya pengaruh
ekspansi moneter, dalam jangka pendek,
tampaknya tidak mungkin dikarenakan
adanya kekurangan dana, yang disebabkan terjadinya penurunan jumlah tabungan dan deposito masyarakat, karena terjadinya disinsentif di sisi mobilisasi dana
– penurunan bunga tabungan atau
deposito.
Ketidakmungkinan ini diambil dengan mempertimbangkan pertama, sektor perbankan cukup dominan menggunakan cara-cara yang sangat merangsang
masyarakat untuk lebih mendapatkan
keuntungan dari sektor perbankan, baik
melalui tingkat bunga dan ataupun bonusbonus yang fantastis; kedua, walaupun hal
ini memerlukan pencermatan yang lebih
mendalam melalui penelitian khusus,
motivasi masyarakat dalam menyimpan
dananya di bank tampaknya lebih didorong oleh motivasi keamanan, bukan
gain, yang diperoleh dari bunga. Dengan
demikian, kemungkinan besar, masalahnya justru terjadi terletak sisi penyaluran
dana, atau pemberian kredit, meski terjadi insentif berupa penurunan tingkat
bunga pinjaman dan atau peningkatan
kapasitas pemberian kredit.
Jika diasumsikan bahwa bagaimanapun insentif di sisi penyaluran dana, telah
memperbesar jumlah pinjaman, maka
dampak negatif dari ekspansi moneter
hanya mungkin disebabkan oleh fenomena buruknya manajemen kredit dari
dunia perbankan, yang kemudian banyak
melahirkan masalah kredit macet.
Dalam jangka panjang pengaruh
kebijakan moneter tetap bernilai negatif,
namun dengan elastisitas yang jauh lebih
kecil, yakni sebesar -0,1816. Dalam jangka panjang, apabila terjadi ekspansi
moneter sebesar satu persen maka pendapatan nasional akan mengalami kontraksi kurang lebih sebesar 0,1816 per-
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
sen. Penurunan ini menunjukkan adanya
mekanisme penyesuaian, yang sebenarnya bersifat positif, meskipun belum
mampu menghilangkan sama sekali
pengaruh negatif dari shock kebijakan
moneter dalam jangka pendek.
Fenomena ini secara teoritis cukup
aneh, tetapi melihat realitas sektor moneter Indonesia tampaknya bisa dimaklumi.
Kerapuhan sektor moneter telah terbukti
dengan runtuhnya hampir secara keseluruhan sektor perbankan Indonesia, di
akhir tahun 1997.
Basalim et. al. (2000:82) menyebutkan setidaknya ada lima faktor yang menyebabkan dunia perbankan Indonesia
ambruk:
1. Adanya jaminan terselubung (implicit
guarantee) dari bank sentral atas kelangsungan hidup suatu bank untuk
mencegah kegagalan sistemik dalam
industri perbankan. Hal ini menimbulkan moral hazard di kalangan
pengelola pemilik bank. Jaminan
yang ada, praktis menggeser resiko
yang dihadapi bank-bank umum kepada Bank Indonesia, serta mendorong
bank-bank umum mengambil utang
berlebihan dan memberi kredit ke
sektor-sektor beresiko tinggi. Kecenderungan ini mengakibatkan distorsi
dalam alokasi kredit dan meningkatkan resiko terjadinya krisis perbankan.
2. Sistem pengawasan Bank Indonesia
kurang efektif karena belum sepenuhnya dapat mengimbangi pesatnya
perkembangan dan kompleksnya
kegiatan operasional perbankan.
Keadaan ini mendorong perbankan
nasional mengabaikan prinsip kehatihatian dalam operasi mereka. Dengan kata lain, lemahnya law enforcement dan kurangnya kemandirian
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
(interdepen-dency) Bank Indonesia
menyebabkan langkah-langkah
koreksi tidak dapat dilakukan secara
efektif.
3. Besarnya pemberian kredit dan jaminan langsung ataupun tidak langsung
kepada individu atau kelompok usaha
yang terkait dengan bank (connected
lending) mendorong terjadinya kredit
macet.
4. Lemahnya kemampuan manajerial
bank, mengakibatkan penurunan
kualitas aset produktif dan meningkatkan resiko perbankan.
5. Kurangnya transparansi informasi
mengenai kondisi perbankan, mengakibatkan lemahnya akurasi analisis
keuangan suatu perbankan dan
terciptanya disiplin pasar.
Kerapuhan sektor perbankan sebelum terjadinya krisis perbankan nasional
juga tampak jelas dari kenyataan sektor
perbankan tidak mampu merespon rangkaian deregulasi perbankan pemerintah,
yang bertujuan untuk menyehatkan
sektor perbankan. Rangkaian kebijakan
deregulasi pemerintah itu meliputi
(Tempo, 1997):
1. Paket Juni 1983
Inilah langkah penting deregulasi
sektor perbankan di Indonesia. Di dalam
Paket Juni (Pakjun) 1983 itu diberikan
kemudahan bagi bank untuk menentukan sendiri suku bunga deposito dan
dihapuskannya campur tangan Bank
Indonesia terhadap bank dalam penyaluran kredit. Deregulasi pertama itu juga
memperkenalkan adanya Sertifikat Bank
Indonesia (SBI) dan Surat Berharga Psar
Uang (SBPU). Pakjun bertujuan merangsang pertumbuhan perbankan Indonesia.
Langkah itu berhasil “menarik” dana
masyarakat ke bank secara drastis.
9
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
2. Paket 27 Oktober 1988
Paket inimerupakan aturan paling
liberal sepanjang sejarah perbankan
Indonesia. Hanya dengan modal Rp 10
milyar, siapa saja bisa mendirikan bank
baru. Paket Oktober 1988 (Pakto 88) dianggap telah banyak mengubah kehidupan perbankan nasional. Keberhasilan
paket ini dinyatakan dalam angka-angka
absolut seperti jumlah bank, kantor cabang,
jumlah dana yang dihimpun, jumlah kredit
yang disalurkan, tenaga kerja yang mampu
dipekerjakan, serta volume usaha dalam
bentuk aset dan hasil-hasilnya.
3. Paket Pebruari 1991
Untuk mengkoreksi akibat buruk
Pakto 88, pemerintah meluncurkan
Paktri pada 28 Pebruari 1991. Yang utama
diatur adalah syarat bahwa modal sendiri
bank haruslah sebesar 8% dari seluruh
aset. Ketentuan yang lazim disebut CAR
(capital adequacy ratio atau perbandingan antara modal sendiri dengan aset)
sebesar 8% mengharuskan bank-bank
memperkuat modalnya sendiri. Ketika itu
disebut-sebut bahwa banyak bank yang
CAR-nya hanya sekitar 5% saja.
4. UU Perbankan Nomor 7 tahun 1992
Undang-undang ini lahir pada tanggal
25 Maret 1992 guna menyempurnakan
UU nomor 14 tahun 1967. Inti aturannya
meniadakan pemisahan perbankan berdasarkan kepemilikan – misalnya pemilikan bank oleh pemerintah, swasta dan
daerah. Dalam hal pendirian bank baru,
diatur berbagai syarat seperti susunan
organisasi, permodalan, kepemilikan,
keahlian di bidang perbankan, kelayakan
kerja dan lain-lainnya.
5. Pemerintah Nomor 70 Tahun 1992
Pemerintah menaikkan modal minimum pendirian bank, dari Rp 10 milyar
10
menjadi Rp 50 Milyar. Langkah ini jelas
di-maksudkan untuk mengendalikan
pertumbuhan bank yang nyaris tak terkendali. Pada tahun 1992 tercatat ada
bank 17 ribu bank, 8400 di antaranya adalah BPR (bank perkreditan rakyat). Ada
sekitar 100 nama baru pemilik bank.
Banyak dana-dana luar negeri yang
masuk lewat pasar modal, yang dipakai
untuk mendirikan bank di Indonesia.
6. Paket Mei 1993
Paktri dinilai kelewat “menekan”
dunia perbankan. Untuk mengimbanginya, dikeluarkanlah Pakmei, yang intinya
melonggarkan aturan soal CAR sebesar
8%. Antara lain, bank boleh memasukkan
seluruh laba tahun sebelumnya dalam
komponen modal sendiri. Aturan sebelumnya, hanya 50% saja dari laba tahun
lalu yang boleh dimasukkan dalam komponen modal sendiri.
Soal penyaluran kredit juga diatur.
Antara lain, pemberian kredit oleh bank
bagi grup usahanya diturunkan dari 50%
menjadi hanya 20% dari total kredit yang
disalurkan. Ketentuan lain, cadangan
minimum turun dari 1% menjadi 0,5%
dari aktiva lancar. Pelonggaran itu jelas
menaikkan kapasitas pemberian kredit.
Penyaluran kredit kecil juga diatur.
Pakmei memberikan kebebasan bagi
bank untuk memberikan kredit kecil
maksimal Rp 25 juta tanpa melihat penggunaannya.
7. Paket Juli 1997
Sepekan sebelum pertemuan Consultative Group on Indonesia (CGI) di
Tokyo, pemerintah mengeluarkan Paket
Tujuh Juli (Pakjul). Di bidang moneter,
paket itu menentukan pembatasan pemberian kredit-kredit oleh bank umum
kepada perusahaan pengembang properti. Hal tersebut dilakukan karena kre-
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
dit macet bidang properti sudah kelewat
tinggi. Pertumbuhan kredit secara umum
antara 23-24%, sedang pertumbuhan
kredit properti 35%.
Sebelum Pakjul, tepatnya 16 April,
Bank Indonesia membuat penentuan
tentang reserve requirement (cadangan
wajib minimum bagi perbankan) dari 3
persen menjadi 5%. Pada bulan September keluar kebijakan penundaan terhadap mega proyek. Langkah itu diharapkan mampu mengurangi impor
barang oleh pihak swasta.
Rangkaian deregulasi sektor perbankan di atas, ditutup dengan deregulasi berupa Pengumuman Pemerintah 1 November 1997 mengenai likuidasi serempak
terhadap 16 bank swasta nasional. Walaupun deregulasi ini tetap dalam kerangka
penyehatan sektor perbankan, deregulasi
ini pada dasarnya merupakan indikator
kerapuhan sektor perbankan Indonesia.
Walaupun selama masa krisis dan
pascakrisis perbankan nasional, sektor
perbankan terus menerus mengalami
deregulasi secara komprehensif berkenaan dengan aspek kesehatan sektor
perbankan, hasil estimasi model koreksi
kesalahan dengan Uji Chow pendekatan
variabel dummy, memperlihatkan bahwa
rangkaian deregulasi ini belum mampu
mengatasi berbagai permasalahan, yang
membelit sektor perbankan secara tuntas. Kebijakan moneter sebelum dan
sesudah krisis terlihat tidak menunjukkan perubahan efektivitas, yang bersifat
sistematik atau struktural.
Namun demikian, dibandingkan dengan hasil penelitian Triyono dan Utomo
(2004), yang mendapatkan nilai elastisitas
jangka pendek dan jangka panjang jumlah uang beredar masing-masing sebesar
-0,4012 dan -1,2938 selama periode 19701997, berbagai deregulasi yang dilakukan
pemerintah di sektor perbankan terlihat
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
membawa perbaikan, yang cukup
signifikan.
Satu aspek deregulasi, yang akan
selalu menjadi kendala utama dari upaya
penyehatan sektor perbankan adalah
masalah law enforcement dan kurangnya
kemandirian (interdepen-dency) Bank
Indonesia terhadap berbagai vested interest pihak-pihak, yang sedang berkesempatan menjalankan roda pemerintahan
negara.
Skandal Bank Century secara kasat
mata dapat dijadikan indikator dari permalahan tersebut. Kronologis skandal ini,
secara ringkasnya, adalah seperti berikut
ini (Ismail, 2009):
Menurut Peraturan Bank Indonesia
Nomor: 8/1/PBI/2006 tentang Fasilitas
Pembiayaan Darurat, bank yang tidak
mempunyai dana untuk mengatasi kesulitan likuiditas dapat mengajukan permohonan kepada Bank Indonesia. Syarat
untuk memperoleh fasilitas darurat tersebut adalah: a) Bank mengalami Kesulitan Likuiditas; b) Bank berdampak
sistemik; c) rasio kewajiban penyediaan
modal minimum (KPMM) Bank paling
sedikit 5%; dan d) dijamin dengan agunan.
Sebelum Bank Century secara terbuka diketahui mengalami kesulitan,
telah terjadi pergantian Peraturan Bank
Indonesia Nomor: 8/1/PBI/2006 menjadi
Peraturan Bank Indonesia Nomor 10/26/
PBI/2008 tanggal 30 Oktober 2008. Dalam
Peraturan Bank Indonesia ini syarat yang
ditentukan untuk dapat mengajukan
permohonan Fasilitas Pendanaan Jangka
Pendek (FPJP) adalah bank wajib memiliki rasio kewajiban penyediaan modal
minimum (capital adequacy ratio – CAR)
paling kurang 8%.
Namun empat belas hari setelah perubahan itu, terbit lagi Peraturan Bank
Indonesia Nomor: 10/30/PBI/2008 tanggal 14 Nopember 2008. Dengan peru11
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
bahan ini maka posisi Bank Century yang
sedang mengalami kesulitan memenuhi
syarat untuk mendapatkan fasilitas darurat, menjadi terbuka. Sebab syarat yang
ditentukan untuk memperoleh fasilitas
darurat tersebut adalah a) Bank mengalami Kesulitan Likuiditas, yang memiliki
dampak sistemik; b) Bank memiliki rasio
KPMM positif; dan c) Bank memiliki aset
yang dapat dijadikan agunan.
CAR Bank Century, konon, hanya
mencapai positif 2,35 persen, artinya
sangat jauh dari syarat yang ditentukan
Peraturan Bank Indonesia Nomor 10/26/
PBI/2008, yang paling kurang 8 persen.
Bahkan, ada kabar bahwa kecukupan
modal Bank Century telah negatif 3,53
persen.
Saat Bank Century akhirnya mendapat dana talangan dari Lembaga Penjamin Simpanan (LPS), ternyata suntikan
dana yang diberikan mencapai Rp. 6,7
trilyun, jauh melebihi Rp. 1,3 trilyun yang
disetujui DPR-RI (Aditjondro, 2010:14).
PENUTUP
Simpulan
Berdasarkan uraian pembahasan,
dapat ditarik beberapa kesimpulan sebagai berikut:
a. Model koreksi kesalahan dengan
modifikasi Uji Chow pendekatan variabel dummy memperlihatkan stabilitas (tidak adanya perbedaan) efektivitas kebijakan moneter dan karenanya kinerja sektor perbankan, yang
bersifat sistematik atau struktural
selama sebelum dan pasca krisis
perbankan nasional.
b. Kebijakan moneter dalam jangka
pendek ternyata memiliki pengaruh
negatif terhadap pendapatan nasional, dengan elastisitas jumlah uang
beredar sebesar -0,3805. Dalam jang12
ka panjang pengaruh kebijakan
moneter tetap bernilai negatif, namun
dengan elastisitas yang jauh lebih
kecil, yakni sebesar -0,1816.
c. Pengaruh yang tidak selaras dengan
teori ini, memperlihatkan realitas
masih rapuhnya sektor perbankan
Indonesia. Kerapuhan ini terutama
dikarenakan buruknya manajemen
kredit dari dunia perbankan, yang
kemudian banyak melahirkan masalah kredit macet, atau dengan kata
lain karena buruknya keterkaitan
antara sektor perbankan dan sektor
riil atau sektor investasi.
d. Menurunnya pengaruh negatif dari
jumlah uang beredar dalam jangka
panjang, namun demikian, menunjukkan adanya mekanisme penyesuaian,
yang sebenarnya bersifat positif,
meskipun belum mampu menghilangkan sama sekali pengaruh negatif
dari shock kebijakan moneter dalam
jangka pendek.
e. Dibandingkan dengan hasil penelitian
Triyono dan Utomo (2004), yang mendapatkan nilai elastisitas jangka
pendek dan jangka panjang jumlah
uang beredar masing-masing sebesar
-0,4012 dan -1,2938 selama periode
1970-1997, berbagai deregulasi yang
dilakukan pemerintah di sektor perbankan selama dan pasca krisis terlihat membawa perbaikan, yang
cukup signifikan.
Saran
a. Ssektor perbankan meskipun telah
terus-menerus mengalami deregulasi
sejak krisis perbankan yang sangat
parah di akhir periode 1990-an, meski
telah memperlihatkan perbaikan,
tampaknya masih perlu terus dibenahi. Pembenahan semestinya difokuskan pada memperkuat keter-
Efektivitas Pengaruh KebijakanMoneter Dalam Kinerja Sektor
Perbankan (1 - 14)
kaitan antara sektor perbankan dan
sektor riil atau sektor investasi. Dua
hal harus dilakukan untuk mencapai
hal ini, yakni tingkat bunga yang stabil
pada tingkat yang kondusif bagi perluasan kredit, serta kebijakan pemerintah non-perbankan, yang secara
langsung memberi kemudahankemudahan bagi sektor riil untuk
mengembangkan investasi, seperti
kemudahan perizinan, dan diberantasnya rent seeking behaviour pada
birokrasi pemerintah pelaksana kebijakan sektor riil.
b. Aspek law enforcement dan kemandirian (interdepen-dency) Bank Indonesia harus mendapatkan penekanan
Yuni Prihadi Utomo, Bambang Setiaji
c.
ekstra ketat dalam proses penyehatan sektor perbankan, mengingat
potensi moral hazard yang sangat
tinggi di sektor ini sebagai akibat dari
sistem fractional reserve.
Mengingat hasil-hasil yang tidak
selaras dengan teori, sangat diperlukan dilakukan penelitian dengan
model-model alternatif lain, sebagai
pembanding. Demikian pula, perlu
dilakukan penelitian pendamping
berkenaan dengan isu, yang sempat
disinggung di dalam pembahasan,
yakni berkaitan dengan motivasi
masyarakat dalam menabung atau
mendepositokan uangnya di bank.
DAFTAR PUSTAKA
Adefeso, H.A. dan H.I. Mobolaji, 2010, “The Fiscal-Monetery Policy and Economic
Growth in Nigeria”, Pakistan Journal of Social Sciences, 7 (2): p. 137-142.
Aditjondro, George Junus, 2010, Membongkar Gurita Cikeas di Balik Skandal Bank
Century, Yogyakarta: Penerbit GalangPress.
Agénor, Pierre-Richard dan Peter J. Mon-tiel, 2008, Development Macroecono-mics,
3rd Edition, New Jersey: Princeton University Press
Ajisafe, R.A., dan Folorunso, B.A., 2002, “The Relative Effectiveness of Fiscal and
Monetary Policy in Macroeconomic Management in Nigeria”, The African Economic
and Business Review, Vol. 3, No. 1, Spring: p. 23-40.
Ali, Shahid, Somia Irum dan Asghar Ali, 2008, “Whether Fiscal Stance or Monetary
Policy Is Effective For Economic?”, The Pakistan Development Review, Vol. 47,
Issue 4:791-799.
Basalim Umar, Moch. Rum Alim, dan Helma Oesman, 2000, Perekonomian Indonesia:
Krisis dan Strategi Alternatif, Jakarta: Universitas Nasional Jakarta dan PT
Pustaka Cidesindo.
Fatima Ambreen dan Azhar Iqbal, 2003, “The Relative Effectiveness of Monetary and
Fiscal Policies: An Econometric Study”, Pakista Economic and Social Review, Vol
XLI, No. 1&2: p. 93-116.
Ismail, Maqdir, 2009, Perpu Bank Indonesia dan Perubahan Peraturan Fasilitas Darurat,
www.hukumonline.com.
13
DAYA SAING Jurnal Ekonomi Manajemen Sumber Daya
Vol. 13, No. 1, Juni 2012
Mangkoesoebroto, Guritno, 1993. Ekonomi Publik, Edisi 3, Yogyakarta: BPFE.
Rahman, Habibur, 2005, “Relative Effectiveness of Monetary and Fiscal Policies on
Output Growth in Bangladesh: A VAR Approach”, Bangladesh Journal of Political
Economy, Vol. 22, No. 1 & 2: p. 419-440.
Raman, Abdur, 2009, “Analisis Efektivitas Kebijakan Fiskal dan Moneter Terhadap
Produk Domestik Bruto Indonesia “, Tesis, Program Pasca Sarjana Ilmu Ekonomi,
Universitas Sumatra Utara.
Sachs, D. Jeffrey, dan Felipe Larrain B., 1993. Macroeconomics in the Global Economy.
USA: Prentice-Hall, Inc.
Santoso, Teguh, 2009, “Analisis Dampak Kebijakan Fiskal dan Moneter dalam
Perekonomian Indonesia: Aplikasi Model Mundell-Fleming”, Skripsi, Progdi.
IESP, Fakultas Ekonomi, Universitas Diponegoro.
Sexton, Robert L., 2008. Exploring Macroeconomics, 5th edition, USA: South-Western
Cengage Learning.
Snyder, Tricia Coxwell dan Donald Bruce, 2004, “Tax Cuts and Interest Rate Cuts: An
Empirical Comparison of The Effectiveness of Fiscal and Monetary Policy”, Journal
of Business & Economics Research, Vol. 2, Number 8, August: p. 1-12.
Tempo, Edisi 36/02 – 8 Nopember 1997, Analisa & Peristiwa.
Triyono dan Yuni Prihadi Utomo, 2004 “Studi Komparasi Efektivitas Pengaruh
Kebijakan Fiskal dan Moneter dalam Perekonomian Indonesia”, Ekobis, Vol. 5,
No. 1a, April: p. 79-91.
World Bank, 1997. World Development Report 1997, New York: Oxford University Press,
Inc.
14
Fly UP