repository.ugm.ac.id · 2016. 9. 2. · bunga utang, dan rasio utang pemerintah riil (~) yang merupakan hasil pengalian rasio utang Yl+1 pemerintah dengan pertumbuhan PDn rii! yang

dt gt ht Tt ()m'+1 m,-= -+ - --- (1 + It'+1) 1 +Y'+1 --+-Yr Yt Yt Yt Yl+1 Yt

dt b, ) hr+l-= -(1+ Rt)-+ (1+ ltt+l)(1+Yt+1 -Yr Yr Yt.1

Persamaan di alas menunjukkan rasio defisit primer unggaran (~) tergantung pada tingkat sukuy,

bunga utang, dan rasio utang pemerintah riil (~) yang merupakan hasil pengalian rasio utangYl+1

pemerintah dengan pertumbuhan PDn rii! yang merupakan penjumlahan pertumbuhan PDB

nominal atau Yt+l dan inflasi atau ltt+!. Jika tingkat pertumbuhan PDB dan harga positif, maka

persamaan utang dapat stabil atau tiduk stabll tergantung pada:1+ R,

(2.42)(1+ n,)( 1+1,)'

Menurut Wickens (2008:98), jika 0 < l 1;R j < 1 maka rasio utang stabil. lmplikasi(I+.tl+y)

persamaan di atas menunjukkan bahwa jika (It + y) > R maka rasio utang akan terbatas dengan

mcngabaikan nilai mula-mula dari rasio dcfisit anggaran primer (~). Kcbijakan fiskal akany,

berkelanjutan untuk semua rasio defisit primer anggaran (~) jika kondisi defisit primery,

permanen (:!» 0 dan rasio utang akan konstan. Jika rasio utang terhadap PDB konstan,y

makaa (;) = 0 sehingga diperoleh persamaan '2l>_1_~Yl - n+'I-R Yl

(2.43)

Tidak hanya kekokohan fiskal dapat berkelanjutan, tetapi permanen defisit primer akan

menyebabkan permanen total detisit.

~ = ~ + R'2l (2.44)y, y, y,

E.4. Konsep Sleady Stat« Utang Pemerintah

Jika tujuan utama kebijakan fiskal adalah kesinambungan fiskal maka utang pemerintah

harus dijaga tetap stabil atau he = hi -1 dan konsep ini dijelaskan oleh Favero dan Monacelli

(2005) serta Farmer (2002:311). Konsep defisit penyetabil utang adalah jenis kaidah fiskal yang

mampu menciptakan kesinambungan, karena besamya sasaran defisit ditetapkan pada tingkat

yang terkendali dalam jangka panjang yang menjaga rasio utang pemerintah terjaga bahkan

menurun sepanjang tahun. Penerapan kaidah ini akan memberikan kepercayaan kepada investor

14

tingginya komitmcn dan kapasitas ncgara dalarn mcngclola kcuangan negaranya, mcningkatkan

stabilisasi kinerja fiskal keuangan pemerintah khususnya untuk kebijakan penyesuaian

penerimaan dan belanja. Farmer (2002:j 12) dan Blanchard et al.• (2010) menjelaskan

persamaan anggaran pemerintah sebugai berikut,

be = 2.:!l be-1 + diltg,

Pcrsamaan di atas mengindikasikan bahwa pcnambahan utang (be) dapat dilakukan pcmerintah

tahun ini karena dun alasan yakni pcmcrintah harus mcmbayar hunga atas utang yan~ dilakukan

tahun lalu sebesar ~ be-I dan untuk membiayai defisit primer anggaran tahun ini (d;). Jikal+gl

diasumsikan defisit primer anggaran sarna dengan nol (d; = 0), maka pemerintah hums

meningkatkan pajak untuk menutupi defisit atau pemerintah harus berutang sebesar (1 + Tt)

untuk membayar bunga dan pertumbuhan ekonomi akan rncmacu peningkatan penerimaan pajak.

Faktor iniluh yang mcnyebabkan rasio utang pemcrintah ( be) meningkat,

Pernerintah dalam mengelola utang ukan tergantung kondisi beban bunga pembayaran

utang (rt). tingkat pertumbuhan ekonomi (9t) serta mempertimbangkan kondisi defisit primer

angaran ld;) yang terjadi. Menurut Farmer (2002:311), jika rt > 9t atau beban bunga utang

lebih tinggi dari pertumbuhan ekonomi maka utang pemerintah (bt) akan meningknt ,

sebaliknya jika beban bunga utang lebih kecil dari pertumbuhan ekonomi atau rt < 9t maka

rasio utang pemerintah ( bt) akan menurun.

Dengan asumsi utang stabil atau be = be-1 dapat dibuat persamaan yang

menghubungkan defisit anggaran dengan utang masa /a/u, seperti yang dilakukan Favero dan

Monacelli (2005). Favero dan Monacelli mernperoleh persamaan atau konsep defisit penyetabil

utang (debt stabilizing deficit) sebagai berikut.• - - r,-Slt b

t-1dt = 1+.Q,

(2.55)

Persarnaan defisit penyetabil utang (d;) di atas mengindikasikan bahwa jika pemerintah

rnenerapkan konsep utang yang stabil sepanjang tahun (steady state) maka hubungan defisit

saat ini Cd'c) dan rasio utang pemerintah tahun lalu atau Cbl-I) tergantung pada selisih antara (

rt - 9()·

15

F.J. Pcngaruh Delislt Anggaran tcrhadap Varlabcl-Varlabel Ekonoml Malero

Delisit anggaran berpengaruh terhadap varibael-variabel ekonomi rnakro, seperti

ditemukan oleh Ballassone (2005). Sargent dan Wallace (19l! I), Cebula (/997), Laubach (2005)

Beare (1978). Agar konsep defisit anggaran tersebut dapat diterapkan dalam pcrekonomian di

Indonesia. maka pcrlu diamati pcrilaku pcngaruh pcncrapan dcfisit pcnyctabil dcngan bcbcrapa

variabcl-variabel ekonomi makro di Indonesia.

F.t.J. Pengaruh Delisi! Anggaran Terhadap Output

Ballassone (2005) menemukan bahwa peningkatan defisit anggaran akan meningkatkan

permintaan agregat dan mendorong pertumbuhan ekonomi Pengaruh pcmbiayaan detisit

anggaran yang bersumber dari dana masyarakat akan mendorong terjadinya crowding out. Jika

sumber pembiayaan defisit anggaran didanai dengan pajak, maka kebijakan ini akan

meningkatkan inflasi dan berdampak pada penurunan konsumsi rnasyarakat dan juga investasi.

Jika pembiayaan defisit anggaran melalui utang luar negeri, akan meningkatkan resiko premium

(risk premium) pada bunga utang tersebut sehingga bisa terjadi gagal bayar idefault) yang bisa

menurunkan tingkat kredibilitas pemerintah dan kepercayaan rnasyarakat.

Pengaruh detisit anggaran terhadap OUlpUI dapnt dijelaskan dengan model IS-LM-MP,

sementara menurut Romer (2006:346) hubungun kedua variabcl scbagai berikut:

E = E(Y. r,G. T).

o < e; < 1. e. < O. fc > O. ET < 0

E = C(Y - T) + /(1') + G

Jika pcrsamaan ini disubstitusikan ke pcrsamaan di atas. maka:

Y = f(Y.r.G. T)

F.1.2. Pengaruh Delisit Anggaran terhadap Inflasi

Sargent dan Wallace (198/) menemukan dalam jangka panjang, detisit anggaran

mcmpcngaruhi inflasi, namun tidak dalam jangka pendek. Metin (1998) mcncmukan di Turki

bahwa ketika dcfisit anggaran meningkat telah mcningkatkan inflasi dan rnenurunkan

pendapatan nasional. Hubungan antara detisit anggaran dan inflasi lainnya dijelaskan dengan

menggunakan Kurva Phillips yang merupakan sebuah hubungan antara tingkat inflasi riil (rr )

dengan selisih antara agregat output riil (VJ dcngan kecenderungan outputnya (yT) , atau

dirumuskan oleh Williamson (2008:206) sebagai berikut. .'. ,rr = H( Y _ yT)

16

11" - 11"" = a ( Y _ yT)

11" = 11"" + cr ( Y _ yl")

Sargent dan Wallace (19MI) mcngcmukakan bahwa dctisit anggaran yang didanai dengan

menambah uang dalam masyarakat (money base atau H), akan mernpengaruhi tingkat harga.

F.1.3. Pengaruh Delisit Anggaran Terhadap Tingkat Suku Bunga

Cebula (/997) menjclaskan dalam jangka panjang. defisit anggaran mempengaruhi suku

bunga tetapi tidak dalam jangka pendek. Demikian juga Laubach (2005) menemukan jib terjadi

kenaikan sebesar i persen delisit anggaran akan menyebabkan kenaikan suku bunga jangka

panjang scbcsar 25-30 basis poin. Hubungan antara dctisit anggaran dan suku bunga ditcliti

Beare (1978). Hubungan kebijakan fiskal dengan suku bunga rnelalui mekamisme crowding 0111.

Ketika pemerintah melakukan defisit anggaran dengan meminjam dana dari masyarakat akan

mendorong kenaikan suku bunga

F.I.4. Pengaruh Delisit Anggaran Terhadap Nilai Tukar dan Asa Nilai Tukar

Burney (1992) dan Bernheim (1988) menemukan delis it kembar atau twin deficit, yaitu

kondisi perekonomian dimana ketika terjadi kenaikan defisit anggaran akan mendoromg

kenaikan nilai tukar riil domestik. Selain perbedaan ringkat suku bunga, penyebab utama

terjadinya pergerakan arus modal internasional adalah adanya asa perubahan nilai tukar.

Peningkatan delisit anggaran dapat dipandang sebagai salah satu indikator kerentanan liskal

yang membuat resiko investasi menjadi meningkat sehingga terjadi aliran modal keluar (Culha,

2006). Baily dan Friedman (1995: 190) menyatakan bahwa terdapat banyak faktor yang dapat

mempengaruhi asa investor terhadap nilai tukar, misalnya prediksi menurunnya produksi

manufaktur yang berdampak pada menurunnya ekspor suatu negara, sehingga nilai tukar

melemah, sebaliknya prediksi peningkatan produksi manufaktur akan berdampak pada

menurunnya impor, sehingga asa nilai tukar akan mengalami apresiasi. Perubahan-perubahan

yang terjadi pada asa nilai tukar inilah yang menycbabkan terjadinya aliran modal intcmasional,

dimana asa apresiasi nilai tukar akan menyebabkan aliran modal masuk dan asa depresasi nilai

tukar akan menyebabkan aliran modal keluar.

Y = A(rO

, Y) + G + NX (Y, E)

17

dE 1 - Ay-xy(-)yy = > 0

dY xQ

Y=E(y,r',G,T,rer).,bE >0.clrer

F.1.5. Pengaruh Delislt Anggaran terhadap Neraca Transaksl Berjalan

Hubbard et 01.• (2012:580) menjelaskan pengaruh defisit anggaran dengan defisit neraea

transaksi berjalan melalui nilai tukar menggunakan pendekatan IS-MP-NCF. Ketika pemerintah

mencrapkan kebijakan defisit anggaran untuk membiayai peningkatan pengeluaran pemerintah

akan mcnggcscr kurva IS dari IS, ke IS]. Pcrgcscran ini akan mcndorong kcnaikan suku bunga

dan kcscimbangan jangka pcndck bcrgcscr dari A kc B. Pcningkatan suku bunga riil ini,

membuat investasi dalarn negeri menjadi lebih menarik. Peningkatan permintaan rupiah

menyebabkan nilai rupiah menguat sehingga terjadi peningkatan impor kc dalam negeri, yang

akhirnya menyebabkan neraea transaksi berjalan bertambah defisit.

IM(Y, E)Y = C(Y - T) + I (Y, r) + G - -- + X(Y' E)

ENX = X ((Y' E) - 1M (y, E)/E

IM(Y,E)Y - C - T = C(Y - T) + I(Y, r) + G - -E- + X (Y' E) - C - T

S = I +G-T-NXNX = S + (T - G) - I

Defisit anggaran mempunyai hubungan searah dengan neraea transaksi berjalan, artinya jika

defisit anggaran meningkat akan meningkatkan defisit neraea transaksi berjalan. Kondisi ini

dikenal dengan defisit kembar (twill deficit) seperti ditemukan Bernheim (1988).

F.1.6. Persamaan Defislt Primer Anggaran

Persamaan defisit primer anggaran dalam disertasi ini menggunakan model Favero dan

Monacelli (2005) yang sudah dimodifikasi -dengan menghilangkan variabel rezim pada

persamaan kebijakan fiskal karena diasumsikan Indonesia tidak mengenal penggunaan rezim

fiskal dan menambah defisit penyetabil utang,

dt = lo + hyr + hd;+E6t

G. Model dan Tahapan Penelltian

Gl. Model Penelltian dan Modlfikasl

18

Model pcnclitian dalam discrtasi ini bersifal deduksi atau saintifik karena menguji

penerapan suatu pemikiran ekonomi dalarn suatu keseimbangan umum. Agar pemikiran atau

leori tersebut dapat diaplikasikan, dilakukan verilikasi alas pemikiran atau leori tersebut.

Beberapa modifikasi model yang dilakukan yaitu pertama, menambahkan variabel defisit

pcnyctabil utang pad a sctiap sistcrn persamaan. Untuk mcmpeljelas peran kcbijakan fiskal dalam

pcrckonomian, maka pcrsamaan Arcstis (2009) ini dimodifikasi dengan mcnambahkan variabcl

defisit penyelabil utang. Kedua, menyusun ulang persamaan agar lebih sisternatis, ketiga,

menghilangkan variabel rezim pada persamaan kebijakan fiskal Favero dan Monacelli (2005),

karena diasumsikan Indonesia tidak mengenal penggunaan rezim fiskaI, mengubah nama

kejutan (shock) struktural pada pesamaan, keempat, menamai ulang beberapa variabeI beserta

koefisiennya agar konsisten dan mudah dipahami. Asumsi yang digunakan dalam penelitian ini,

dalam jangka panjang [XI-I]=[XI], [XI-I] hanya mempengaruhi [XI] dalam jangka pendek,

untuk variabel eksogen dilakukan penycsuaian berupa penurunan dengan variabel endogen dan

sedangkan variabel eksogen tetap diperlakukan sebagai eksogen, [Xt]-I( I), dan keempat

[£1]-1(0). Model persamaan dalam penelitian ini akhrinya menjadi sebagai berikut,

Pcrsamaan IS yr = aD + al r~ + aldi + a~et + a4E[Y~~d + Eit

Pcrsamaan IA p? = blyr + b.d; + bJ(E[pt+ll- E[p~d) + Eu

Persamaan MP r~ = Cn + C1Y? + c.E[p~+11 + c,d; + '4r' + E3tPersamaan NiIai Tukar et = fo + fl [r~1 - r('] + fzd; + fleAI + f4E[et+tl + E4tPersamaan Beraca Transaksi Berjalan CAt = no + h1[Yr - yr] + hzd; + h3et + EStPersamaan Kebijakan Fiskal dt = io + ilY~ + izd;+E61Defisit Penyetabil Utang d; = - «it-g,) bl-11+)(1)

Notasi Arti

~~ Kesenjanganoutput

Suku Bunga

r' Suku BungaKebijakan

Definisi operasional variabel-variabel dalam model tersebut adalah sebagai berikut,

Definisi VariabelKesenjangan output domestik adalah selisih Produk DomestikBruto (Riil) dikurangi POB riil potensial Satuan POB Riil :Iriliun rupiah. Sumber :BPS. PDB riil potensial diperoIeh denganmenggunakan metode H-P FilterSuku bunga nominal,diproksi menggunakan suku bungasimpanan 3 bulanan. Satuan: persen,. Data dipcroleh dari StatistikEkonomi Indonesia (SEKI) Bank Indonesia.Yaitu tingkat suku bunga yang I,~nsisten dengan kesenjanganoutput sarna dengan nol atau (y~t;: 0 ). Suku bunga kebijakan,menggunakan BT Rate. Sumber: BT

19

r.. Suku Bunga Dunia

P Tingkat HargaDomcstik

p:: Tingkat HargaDunia

Yr Kesenjanganoutput Luar Negeri

Rer Nilai Tukar Riil

CA Current AccountE Asad" Defisit Penyetabil

Utang

Delisit Primer

r:1 - rCISelisih suku bunga

:: domestik dengansuku bunga duniaSelisih outputdomestikdenganoutput dunia.

[Yl'-Yr)

Yaitu tingkat suku bunga nominal dunia yang diproksi dengantingkat suku bungaLmOR 3 bulanan. Satuan: persen. Sumber:CErC Data Base. MF.lndek Harga Konsumen (IHK) domestik dengan Tahun Dasar2005. Sumbcr: IMFIndek Harga Konsumen (IHK) dunia yang diproksi dengan IHKrata-rata di negara-negara yang tergabung dalam Uni Eropa,dengan Tahun Dasar 2005. Sumber: IMFYaitu output potensial rata-rata dari negara yang tergabungdalam Uni Eropa dikurangi Produk Domcstik Riil, Sumbcr IMF.Satuan juta $. Output potensial diperoleh dengan rnenggunakanH·P Filter.real e,~~~Jn~crate (ni Ini tukar riil). didapatkan dari perkalian nilaitukar Icrl'~'~I~;' III K Indonesia dibagi IHK rata-rataMEEle,' ~ CPJ M~EI·

". ',' •. ll"luL: ..•, h_ •.;.•1

Neraca Transaksi Berjalan. Satuan : juta $. Sumber: IMF.Merupa~~ ?operator asa (t-4). .Y':illl <lel;sil yang menjaga utang yang stabil. d; ==- "l-K' b., J .i,ildalahpersentase tingkat pembayaranbunga utang

+Hpernerintah riil terhadap total utang pemerintah riil • gtadalahpertumbuhan ekonomi riil .bt-I merupakan rasio utangpemerintah riil terhadap PDB riiJperiode sebelumnya. Sumberdata mentah: Statistik Direktorat Jenderal PengeJolaan Utang(DJPU) Republik Indonesia.Defisit Primer Riil adalah Pengeluaran Pemerintah Riil sebelumdikurangi beban pembayaran utang dikurangi penerimaan pajakriil . Rasio Defisit Primer terhadap PDB riil dikali 100persenadalah (G-n/PDB. Satuan: persen. Sumber data mentah : DJPUdanBKFSuku bunga domestik menggunakan suku bunga simpanan 3bulanan ,suku bunga dunia yang diproksi dengan suku bungaLlBORSelisih nilai riil PDB Indonesia dan PDB riilrata-rata negarayang tergabung dalam Uni Eropa

Model jangka pcndck dalam pcnclitian ini mcnggunakan mcdel VECM schagai berikut.

A4yr = ao + a. A.(rn + C(2A4(di) + C(3A.(et) + C(.A.•(E[Y~H») + as eet(-4)A4P? = ~lA4(y~) + ~2A.•(di) + 133A.{E[p?+4]- E[p~ .•]} + 134ect(-4)A4rf = Yo + yIA .•(r;) + Y2A4(y~) + Y3A.•(E[pt •• ]) +Y4A4(d;) + Ys eet(-4)A4CAt = CPo+ !flIA.•M- y(") + !flZA4(di ) +!fl3 A.(et) +!fl .• eet (-4)A4dt = Ilo HIIA.cyr) HlzA4(di) + 83ect (-4)

20

Definisi variubel-variabcl yang ada dalam model dinarnis adalah scbagai bcrikut.

fl.y~1 udnluh kesenjangan outputfl. (r:') udaluh suku bunga simpananfl. (I'j) mlnlnh suku bunga kebijakanfl. (et ) adalah nilai tukar rupiah terhadap eurofl. p~1udulah tingkat harga-harga di dalam negerifl. (CAt) aduluh neraca transaksi berjalanfl.(dj) udalnh defisit penyetabil utangfl.dt ndalah dcfisit anggaran primerfl4 [r~ - r;-" j adalah selisih suku bunga di dalam negeri dengan suku bunga rata-rata di Uni

Eropafl. (y:1 - yr'l adalah sclisih kescnjangan output dalam ncgeri dengan rata-rata output

di negara-negara Uni Eropafl.(E[y~+4») adalah asa kesenjangan outputfl. (E pr+4j) adalah aSH harga barang di dalam negerifl.(E[et+4J) udalah asa nilai tukar rupiah terhadap mata uang eurofl.{E p~I+4J- Elp~4J} udalah selisih an tara asa harga-hargu dalarn negeri

dengan asa harga rata-rata di negara-negara Uni EropaEeT( -4);5' EeT( -4)1 •• EeTe -4),. ECT( -4) • ECT( -4)< •. EeTe -4)dtadalaherror correction term untuk masiug-masing persamaanao. )'0. CPo.60.80 adaluh konstanta masing-rnasing persarnnan. di mana 10> 0al" az. a3. a4,PI'PZ'P), YI' Yz. Y3Y.' CPl'CPz.<P3.<P•• 61• 620 63.810 Bz3dalah koefisienelasritiras variabcl indcpcndcn terhadap variabcl dcpcndcn,

C.2. Hipotesls

Hipotesis utama dalam penelitian ini adalah sebagai berikut.

HI: Penerapan kaidah defisit penyetabil utang berpengaruh positifterhadap kesenjangan output,

tingkat harga, nilai kurs rupiah tcrhadap euro, ncraea transaksi berjalan dan defisit primer

anggaran;

H2: Kejutan defisit penyetabil utang berpengaruh terhadap kesenjangan output, tingkat harga,

suku bunga, nilai kurs rupiah terhadap euro, neraea transaksi berjalan dan defisit primer

anggaran.

Secara rinci hipotesis dari masing-masing persamaan jangka panjang adalah sebagai berikut.

I. Perrnintaan Agregat (IS)

y~ = 30 + 31r~ + 32d; + 33e! + 34E[y~+11+ E1t

21

Hipotesis.a, < O. a2 > O. a3 < O. a. > 0

a1 < 0: Diduga suku bunga simpanan domestik berpengaruh negatif terhadapkesenjangan output

a2 > 0 : Diduga delis it penyetabil utang berpengaruh positifterhadap kesenjanganoutput

a3 < 0 :Diduga nilai tukar rupiah riil domestik berpengaruh negatif terhadapkesenjangan output

a4 > 0 : Diduga harapan peningkatan kesenjangan output berpengaruh positifterhadap kesenjangan output

2. Penawaran Agregat (IA)

pr = b1y;1 + bzdi + bl{E[p~+ll- E[p~tl} + ell (2.133)

Hipotesis: b, > O. b2 > O. bl > 0b I > 0 : Diduga kescnjangan output berpengaruh positif terhadap tingkat hargabz > 0 : Diduga defisit penyetabil utang berpengaruh positifterhadap tingkat hargab:l > 0: Diduga selisih antara harapan harga dalam negeri dan luar negeri

bcrpcngaruh positif tcrhadap tingkat harga

3.Kebijakan Moneter (MP)

rr = Co+ Clyr + czElp~H 1+ C3d; + c.r· + ell (2.134)

Hipotesis: CI < O. C2 > O. C3 > O. c. > 0C1 < 0: Diduga kesenjangan output berpengaruh negatif terhadap suku bunga

simpananCz > 0 : Diduga harapan kenaikan harga berpengaruh positif terhadap suku bunga

simpananC3 > 0 :Diduga defisit penyetabil utang berpengaruh positif terhadap suku bunga

simpananC4 > 0 :Diduga suku bunga kehijakan berpengaruh positifterhadap suku bunga

simpanan4.Nilai Tukar (E)

el ;:: fo + fl[r~ - rtl + fzdi + f3eAt + f:E[el+d + e41 (2.135)

Hipotesis.f, > 0 .r, > 0 .r, < 0 .r, > 0fl > 0 : Diduga selisih suku bunga simpanan dalam negeri dan luar negeri

berpengaruh positif terhadap nilai tukar riil domestikf2 > 0 :Diduga delis it penyetabil utang berpengaruh positif terhadap nilai tukar riil

domestikf:l < 0 : Diduga neraea transaksi berjalan berpengaruh negatif terhadap nilai tukar riil

domestikf4 > 0 :Diduga harapan nilai tukar masa datang berpengaruh positifterhadap nilai

tukar riil domestik

22

5.Ncraea Transaksi Bcrjalan arau Current Account (CA)

CAt = ho + h, [y11 - yn + hzd; + h3el + E~t (2.136)

Hipotesis: hi < 0, h2 > 0, hJ < 0hI < 0 : Diduga selisih kesenjangan output dalam dan luar negeri berpengaruh

negatif terhadap neraea transaksi berjalanh2 > 0: Diduga dcfisit penyetabil utang berpengaruh positif tcrhadap neraea

transaksi berjalanh, < 0 : Diduga nilai tukar riil domestik berpengaruh negatifterhadap neraea

transaksi berjalan

6.Kebijllkan Fiskal (rp)

a, = lo + hY~'+ hd; +E61 (2.137)

lIipotesis: i1 > 0, iz > 0it > 0 : Diduga kesenjangan output berpengaruh positifterhadap defisit primerh > 0: Diduga dcfisit penyetabilng berpengaruh positif terhadap defisit primer

G.3. Tahapan Penelltlan

Langkah awal adalah rnclakukan transformasi data ke bentuk logaritma keeuali yang

mengandung unsur persen yaitu suku bunga dan variabcl-variabcl yang mcngandung nilai

negatif. Untuk menghilangkan clck musirnan pada data kuartalan dilakukan transformasi data

dengan rnengamati data secara tahunan LI''')'). dirnana datu ditransfer sehingga masing-rnasing

data mempunyai lag 4 atau tJ.4Xt = XI - Xt-4. Dalam pcnelitian ini menggunakan 4 variabcl

ekspektasi (as nalar) . yairu asa kesenjangan output E[yf+41, asa harga domestik E PI+4j, asa

harga luar negeri E[pr:4] dan asa nilai tukar rupiah E[et+4] dan untuk memperolehnya didekati

dengan metode Filled Value.

Tahapan uji ekonornetris diawali dengan pengujian akar unit (unit root test). Pengujian

:.,akar unit dilakukan dengan pendekatan Augmented Dickey Fuller (ADF-test) dan Phil/ips-

Perron test (pP test). Pada umumnya variabel makroekonomi memiliki keeenderungan bersifat

non stasioner Menurut Gujarati dan Porter, 2009:762, jika kombinasi pergerakan dua atau lebih

data yang non stasioner tersebut rnerniliki kemungkinan perilaku yang sarna dalam jangka

panjang, maka data berkointegrasi. Untuk mengetahui apakah model persamaan memiliki

hubungan jangka panjang yang konsisten dengan teori, dilakukan uji kointegrasi dengan

kointegrasi Johansen (Johansen Co integration Test).

Untuk menguji ada tidaknya heteroskedastieity dan autokorelasi dilakukan uji akar unit

terhadap residu masing-masing persamaan. Untuk menguji stabilitas model persamaan regresi

23

digunakan uji CUSUM dan CUSUMSQ. Untuk model pcrsamaan yang tidak stabil dilakukan

pemberian kejutan dalam suatu proses simulasi. Jika setelah mengalami kejutan model

persamaan kembali ke keseimbangan berarti model konsisten dengan teori, sebaliknya jika tidak

kembali ke keseimbangan maka model tidak konsisten dengan teori dan tidak baik untuk

pcramalan sclanjutnya. Untuk mcnaksir koefisien parameter yang diarnati digunakan metode

VECM. Metode ini digunakan untuk menguji perilaku variabel ckonomi baik perilaku variabel

dalamjangkajangka maupun dalamjangka pendek dan hubungan keduanya.

H. Hasil dan Pembahasan

H.l. Uji Akar Unit

Hasil uji akar unit dengan menggunakan met ode ADF-Test dan PP test menunjukkan

dari 14 varia bel yang diuji akar unitnya, hanya terdapat 4 variabel yang stasioner pada 1(0)

menggunakan trend dan intercept dan 3 variabel yang stasioner pada 1(0) menggunakan

intercept, sementara dengan menggunakan metode PP test terdapat 5 variabel yang stasioner

menggunakan trend dan intercept dan 7 variabel yang stasioner menggunakan intercept.

Pengujian terus dilakukan untuk memperoleh derajad stasioner yang sarna dengan menurunkan

kembali setiap variabelnya. Hasil ADF test masih terdapat 2 variabel yang belum stasioner

namun dengan PP test baik menggunakan trend dan intercept dan intercept menunjukkan bahwa

semua variabel telah stasioner pada 1(1).1 Hal ini mengindikasikan kemungkinan terdapat

hubungan jangka panjang antar variabel dalam model yang dibentuk.

Tabell.l. Ujl Akar Unit Pendekatan ADF test dan PP Test

No Variabel Simbol ADF test 1(0) PP Test 1(0) ADF test 1(1) PP Test 1(1)

Tread.ad Intercep. Tread .ad Interet'p' Tread latercept Tread Iatereept

latercept Intercept .Dd .Dd

Intercept Intercept

1 Kcscnjangan -).1169 J.l008 ·1I.11S) 11.0452' -4.7883' -4.6904' ·],9557" -3.9764-~-~..-.-

Output x"2 Harga ~; ---.;...- ·~.646S -2.7174 ·:!.7429 ·).495)" -2.7245·' -2.6717" -:!.1574'· -2.2505"

p' .

3 Suku Bunga :~~; ·).5425 -2.1356 -2.3215 -1.S06O ·).5058" ·).5916' ·2.4811" ·2.5041"

'Dengan lujuan untuk mcnghilangkan efek musiman pada data, maka digunakan teknik penurunan variabel sebagaiberikut I!..X, = X, - X,_.

24

NilniTubr ').l<J.H ·1.6117 ·UUI'- .1.t.])1-- •.••,VUd· •.••.hUU· . .1.l7:17" I ..1,.-2OV"

Current A..:oouut CA ·2.06S9 ·IA121 ·1.nb7 .(I.9111) ·n~711" .).1'.1117'· .n71J..1··1 ·lHB··

Ocli:iil Primer ., .{Jl}~ U477~ ·SlIIV7· ·S.02IP ·HIIMM" ·S S)7v· ·S 7l71J· I ·S.SJ7v·..Deli-.it Penstebil ·54029" ·511524" ·54020· ·5.1437· ·3.9887·· ...••.1870· ...••.77,,· I ...:"7H"Ulan,

Suku Run¥,11 j ·38HI7"" I ·2 "'0 ·2egg7 I ·13"151 I ·'.P.e7·· I ".0'112· I ·2."'75 -1----=2.51515-

Kcbijukan

Asn Ke.e:njnngan E[·, <, , .-5.15383' I ·55oeP· I--:s:s••• •

Output ......10 I Gap Kesenjangun r, .... il ·370••• • I ·,7'81· I =101728' f ~-;i:i.26()O· I ·3.1e ••S" I ·'2098·· I ., 215'·· T- ·'.2512··

Output Domestik..r', i,

dun LN

II I Senjnng Suku I ·3.0431 r2 I ·2.2344 I -1.9716 I ,3.4882' I ·3.6498' I -23518" I -2.3211".' ',',"1'Bunge I>omcstik

dlll1LN

12 I AJu Nilai Tukar E[ ......... 1 ·5,.e7· I" 1925" 1 ·5.3383' 1 ·3.20"'· 1 -H201 1 -,.,88- 1 -'.5814- I ".72012-

Domcltilc ", •.II

13 I Asa Harga -Herga E[",::. ; 1 -2.7102 I -28279 I -20109--T~..---,--:J.tI(ft"-T Cnn'-,--1 -'4f9-"·~.-

Domcstilc I'·· .•·

14 I Scnjang Asa r ··1 ·1.6887 1 -0.96'7 1 ·2.9518 .0.9270 -3."718 -'.515'- T -'.7689- I -3.803e-

Harp Dorrestik ,..TPi? .• 1dIIIlLN - HI/"'~~·II

I

Catalan. Tandu (*), (**) menunjukkan variabel signifikan puda derajad kepercuyaan 1 persen clan 5 persen

11..2. Uji Kointegrasi Johansen

Hasil uji kointcgrasi mcnggunakan pcndckatan Kointcgrasi Johansen dipcrolch bahwa .

masing-masing persamaan dalam model memiliki minimal satu hubungan jangka panjang. Pada

persamaan IS berdasarkan pendekatan trace statistic memiliki 2 hubungan kointegrasi,

sedangkan dengan metode max-eigen diperoleh I hubungan kointegrasi. Persamaan harga

mempunyai 2 hubungan kointegrasi dengan metode trace-statistic dan 3 hubungan kointegrasi

dengan metode max-eige. Pada persamaan suku bunga atau kebijakan moneter terlihat bahwa

model ini memiliki 4 hubungan kointegrasi berdasarkan pendekatan trace-statisitc dan 2

hubungan jangka panjang berdasarkan nilai max-eigen. Selanjutnya, persamaan nilai tukar (E)

baik berdasarkan pendekatan trace statistic maupun max-eigen memiliki 2 hubungan kointegrasi.

Persamaan neraca transaksi berjalan (CA) memiliki 1 hubungan kointegrasi dengan metode trace

statistic dan 2 hubungan kointegrasi dengan metode max-eigen. Pada persamaan kebijakan

fiskal (FP) mempunyai 3 hubungan kointegrasi baik dengan pendekatan trace statistic maupun

25

max-eigen. Sccara umum, hasil uji kointcgrasi ini mempunyai implikasi bahwa model yang

dipergunakan di dalam pcnclitian ini dapat ditcrima dan ada hubungan jangka panjang.

Tabel 1.2. Ujl Kolntegrasl JohansenI.Perumlan PermlnlllaAcrccal (IS)

Ho Ht Trote Statistics S%CV Max-Eigcn Statistic S%CV

reO •.••1 123.8841- 88.8038 53.4055- 38.3310

rSl •.••2 70.4785- 63.8761 29.6995 32.1183

rS2 ,.,.3 40.7790 42.9152 19.2245 25.8232

rS3 1"'4 21.5545 25.8721 15.2292 19.3870

rS4 •...~ 6.3252 12.5179 6.3252 12.5179

2. Perslmlan Innollon AdJullment (IA)

Ho HI Truce Statistics so;, CV Max-Eigen Statistic so;, cvr-O ,...1 120.9358- 63.8761 67.4777- 32.1183

rSl ,...2 53.5812- 42.9152 27.7295- 25.8232

rS2 •.••3 25.7285 25.8721 20.7723- 19.3870

rS3 r=4 4.9561

12.5179 4.9561 12.5179

3.Persamaan KebljakanMoneler IMP)

Ho HI Truce Statistics so;, CV Max-Eigen Statistic So;,CV

r=O r=1 148.4161- 88.8038 53.7393- 38.3310

rSl r=2 94.6766- 63.8761 46.8366- 32.1183

rS2 r=3 47.8400- 42.9152 21 ..4729 25.8232rS3 r-4 26.3671- 25.8721 17.7882 19.3870

rS4 •.••S 8.5788 12.5179 8.57887 12.5179

4.Persamaan NUalTukar (E)

Ho HI Truce Statistics S%CV Max-Eigen Statistic so;, CV

r=O ,...1 136.4804- 76.9727 81.4144- 34.8058

rSl r=2 55.0659- 54.0790 29.8823- 28.5880.;

rS2 r=3 25.1836 35.1927 19.7852 22.2996

rS3 r=4 5.3984 20.2618 3.8075 15.8921

rS3 r=4 1.5908 9.1645 1.5908 9.1645

S.Persamaan Currenl Account (CA)

Ho HI Trace Statistics so;, CV Max-Eigen Statistic SO;,CV

r=O r=1 68.6894- 63.8761 32.4139- 32.1183

rSl •.••2 36 ..2754 42.9152 25.9973- 25.8232

rS2 ",3 10.2781 25.8721 8.4769 19.3870

26

r$l r-4 1,8011 12,5179 1,8011 12,5179

6,Penlm.an KebiJakanFilkal (FP)

He HI Trace Statistics 5% CV Max-Eigen Statistic 5 %CY.

r-O •• I 81,0397' 42,9152 42,4538' 25,8232. 1$1 ••2 38,5859' 25,8721 25,4541' 19,3870

r$! r=3 13,1317' 12,5179 13,1317' 12,5179

Catatan: Tandat") menunjukkan hubungan kointegrasi, dimana nilai trace dan max-eigen statistlcs Iebih besar dati

nilai kritis Spers.n,

H,3. Ujl Autokorelasl dan HeteroskedasUas

Salah satu asumsi dasar dalam perhitungan regresi dengan two stage least square (2sls)

adalah regresi tersebut tidak boleh mengandung autokorelasi dan heteroskedastisitas.

Autokore1asi yaitu hubungan antara residual satu observasi dengan residual observasi lainnya,

Bila estimator mengandung autokorelasi, maka estimator akan bersifat LUE (linear, unbiased

estimate), tidak BLUE (best, linear, unbiased estimate). Asumsi berikutnya adalah model tidak

memiliki masalah hctcrokcdastisitas. Jika tcrjadi hctcrokedastisitas, uji F dan uji t yang

berdasarkan standard error tidak dapat dipcrcaya karena variannya tidak minimum, Salah satu

metode untuk menganilisis ada tidaknya hetcroskedustisitas dan autokorelasi adalah dengan

menguji akar unit dari residu masing-masing persamaan. Dengan formula sebagai berikut.

flY1 = a1·flXI - 02£1-1 + 1/1

Dimana III adalah residu dan III = I (0) atau III stasioner jika:

(I) E(flXI Ill) = 0

(2) E (Ill) = 112

Hasil uji akar unit terhadap residual rnasing-rnasing persamaan dengan menggunakan metode

ADF-Test mcnunjukkan bahwa scmua residu masing-masing pcrsamaan stasioncr pada J(O)H

Hasil estimasi ini menunjukkan bahwa model tidak mengandung unsur heteroskedasitas dan

autokorelasi, Sehingga langkah estimasi selanjutnya sahih dilakukan.

Tabel 1.3. Ujl Akar Unit Terhadap Residual Pendekatan ADF test

No Persamaan Simbol ADFTest)(0) Prob

I Kesenjangan Output ." -5,9494 0,00002 Harga suo -7,3768 0,00003 Suku Bunga ?~ -3,3493 0,00834 Nilai Tukar ~f -6,2113 0,0000

27

5 I Neraea Transaksi Berjalan6 I Delisil Primer Anggaran

H.4. Ujl Stabllltas

Uji CUSUM dan CUSUMSQ dilakukan untuk mernastikan stabilitas koelisien parameter.

Uji CUSUM menggunakan recursive residual. uji CUSUMSQ menggunakan total residual

rekursif yang dikuadratkan (R2 adjusted). Berdasarkan hasil uji stabilitas diperoleh 3 persamaan

yang stabil yaitu persamaan kesenjangan output, persamaan persamaan harga dan nilai tukar,

dan terdapat 3 model persamaan yang tidak stabil, yakni persamaan suku bunga, neraea transaksi

berjalan dan defisit primer. Ketidakstabilan perilaku variabel independen dalam model

persamaan suku bunga diduga akibat penerapan tingkat suku bunga kebijakan (81 Rate) oleh

otoritas moneter yang dilakukan dalam rangka menjalankan fungsi pengendalian harga

Ketidakstabilan pada neraca transaksi berjalan di Indonesia kemungkinan disebabkan beberapa

kejadian di luar negeri, yakni krisis ekonomi di Amerika Tahun 2010 dan dilanjutkan dengan

krisis Eropa tahun 2012, digunakannya mata uang euro sebagai alat transaki perdagangan di

negara-negara yang tergabung dalam kawasan Uni Eropa. Terjadinya fenomena-fenomena

ekonomi tersebut mempengaruhi perdagangan internasional Indonesia yang menekan neraea

transaksi berjalan, sehingga neraea transaksi berjalan tidak stabil. Ketidakstabilan pada

persamaan defisit primer anggaran dimungkinkan terjadinya karena ada perubahan kebijakan

fiskal yang signilikan khususnya dalam sistem pengelolaan anggaran, yaitu dari prinsip

penyusunan anggaran berimbang (balanced budget) menjadi anggaran tidak berimbang dan

dinamis (unbalanced budget) yang dasar pelaksanaanya dengan UU no 17 Tabun 2003 yang

diikuti dengan perubahan penyusunan anggaran dari model T-account menjadi I-account,

sehingga rnerubah posisi utang pemerintah, posisi penerimaan dan pengeluaran negara serta

adanyapolicy lag.

Tabel 1.4. Ujl Stabllltas CUSUM dan CUSUMSQ

Persamaan Nama Persamaan J.ANGKA PANJANG JANGKA PENDEKCUSUM CUSUMSO CUSUM CUSUMSO

IS Kesenianzan Outout Stabil Stabil Stabil StabilIA Harga Stabil Stabil Stabil StabilMP Suku Bunga Tidak Stabil Tidak Stabil Tidak Stabil StabilE Nilai Tukar Stabil Stabil Stabil StabilCA Current Account Stabil Tidak Stabil Stabil Tidak StabilKF Delisit Primer Stabil Tidak Stabil Stabil Tidak Stabil

28

H.S. Model Vektor Koreksl Kesalahan (Vector Error Correction Model- VECM)

Dalam jangka panjang seluruh variabel yang diamati berada dalam keseimbangan,

semen tara dalam jangka pendek variabel-variabel yang terkena dampak kejutan memerlukan

waktu untuk berubah dari keseimbangan yang lama ke kcscirnbangan yang barn. Waktu

penyesuian (speed of adjustment) menjadi tcmuan pcnting dalam model VECM ini karena

mampu menggambarkan berapa lama pengaruh kcjutan berdampak dan akhimya sarna dengan

nol dalam jungka panjang. Model VECM ini mensyaratkan variabe1 adalah /(1) dan

terkointcgrasi yang didukung oleh dasar teori ekonomi yang kuat. Model VECM menurut

Briiggemann (2006) adalah scbagai berikut.

Yt = Po + PIXt + /it (3.13)

/it = Yt - Po - P1Xt (3.14)

lIt ndalah error correction term (eet) yaitu residual yang stasioner dan diperoleh dari persamaan

regresi terkointegrasi dan memiliki varian yang konstan. Jika persamaan regresi kointegrasi

mempunyai error yang stasioner atau [(0). maka persamaan VECM dalam studi dapat

diformulasikan sebagai berikut.

I4fl = ao + a1.t:..X1 - azJlt-4 + EI (3.15)

Koefisien eet menunjukkan besamya pengaruh kejutan masa lalu terhadap Yt (Briiggeman,

2006). Koefisien eet seeara absolut harus lebih keeil dari satu (Thomas, 1997: 286) yang artinya,

setiap perubahan kejutan masa lalu sebesar satu unit akan menghasilkan perubahan Yr yang lebih

keeil dari satu dan kejutan itu akhiroya akan hilang dan menuju keseimbangan kembah. Makin

besar koefisien eet rnakin eepat proses menuju ke keseimbangan.

H.6. Two Stage Least Square (TSLS)

Metode VECM diestimasi menggunakan metode TSLS. Model TSLS dipergunakan

untuk mengatasi masalah kehadiran variabel endogen sebagai variabel independen dalam

persamaan dan untuk mengestimasi regresi linear yang mengandung variabe1 instrument.

Regresi TSLS melalui dua tahap. Tahap pertama yakni meregresi menggunakan variabel

instrument yang tidak berkorelasi dengan error terms untuk mengestimasi nilai prediksi. Tahap

kedua, menggunakan hasil prediksi pertama tersebut untuk mengestimasi model regresi linier

dari variabel terikatnya. Karena nilai yang dihitung didasarkan pada variabel yang tidak

29

berkorc1asi dengan error term, maka hasil cstimasi optimal. Pada umumnya scmua variabe1

eksogen dalam variabel penje\as dispesifikkan sebagai variabel instumen.

H.6.1. Identlflkasl Sistem Persamaan

Sebelum dilakukan estimasi dilakukan identifikasi sistem persamaan dalam TSLS

ditujukan untuk memastikan parameter dalam sistem dapat diestimasi dan syarat parameter

dalam sistem dapat dicstimasi adalah over identified (Gujarati, 2003:748). Hasil identititikasi

persamaan dalam model penelitian menunjukkan bahwa seluruh persamaan dalam kondisi over

identified, sehingga seluruh parameter dapat diestimasi

Tabel l.4a. Identltas PersamaanNo Persamaan K-k m-I (K-k) ><= (m-I) Keterane:an1 IS 8-2 - 6 4-1-3 6>3 Over Identi led2 IA 8 -3 = 5 2-1 = 1 5> 1 Over Identi led3 MP 8-2=6 4-1=3 6> 3 Over Identi led4 E 8-3=5 4-1=3 5>3 Over Identi led5 CA 8-2=6 4-1=3 5>3 Over Identi led6 KF 8-2=6 2-1=1 5>1 Over Identi led

I. Hasll Estlmasl Sistem Persamaan Jangka Panjang dan Jangka Pendek

Tabel1.5. dan 1.6 menyajikan hasil cstimasi sistem pcrsamaan jangka panjang danjangka

pendek dengan menggunakan metode Two Stage Least Square (TSLS). Dalam analisis sistem

persamaan jangka panjang, konstanta dan signifikan tidak dianalisis meskipun dalam regresi

dilakukan penghitungan. Jangka panjang adalah kondisi yang menggambarkan teori sehingga

analisis dititik beratkan pada analisis koefisien melalui kesesuaian tanda dengan teori.

Tabel 1.5. Koefisien Estimasi Persamaan Jangka Panjang

Simbol Coefficient

C(1) 0.000389

C(2) -0.004101

C(3) 1.111060

C(4) 0.001287

C(5) -7.716477

C(6) 0.167877

C(7) 1.169884

C(8) -£.086175

C(9) -0.787693

C(10) -0.101255

C(11) 0.874927

30

C(12)

C(13)

C(14)

C(15)

C(16)

C(17)

C(18)

C(19)

C(20)

.Q.OOO290

1.010797

.Q.011530

.Q.Ol0193

-4.522141

.Q.082611

0.323049

46.71777

.Q.ll0SOO

Dalam jangka pendck pcrubahan variabcl dependen tidak hanya dijelaskan oleh perubahan

variabel independcn tctapi juga olch variabe1 ketidakseimbangan masa lampau atau error

correction term (eet). Nilai eet dapat mcngindikasikan kecepatan penyesuaian suatu variabel

kembali ke keseimbangannya setelah menghadapi kejutan (Thomas: 1997:384).

Tabell.6. Hasll Estimasl Model Sistem Persamaan Jangka Pendek

Coefficient ..Std. Error t-Statistic Prob.

C(l) 0.000281 0.000290 0.967050 0.3345

C(2) .Q.009729 0.007623 -1.276224 0.2031

C(3) 0.604125 0.136776 4.416884 00סס.0

C(4) 0.000800 0.000125 6.376350 00סס.0

C(5) -'1.631834 0.279507 -2.260531 0.0018

C(6) .Q.560857 1.803749 .Q.310940 0.7561

C(7) 0.000611 0.001263 0.483559 0.6291

C(8) 1.350913 0.127717 10.57740 00סס.0

C(8) -'1.788272 0.444688 -2.247073 0.0056

C(10) -117.5666 44.24234 -2.657332 0.0084

C(ll) .Q.514832 2.041029 .Q252241 0.8011

C(12) .Q.024702 0.031776 .Q.777399 0.4377

C(13) 0.694354 0.079150 8.772610 00סס.0

C(14) -'1.418791 0.179935 ·7.885031 0.0000

C(15) 0.002170 0.001192 1.820438 0.0699

C(16) 1.071672 0.129755 8.259227 00סס.0

C(17) .Q.014557 0.005704 -2.551947 0.0113

C(18) 0.004075 0.003668 1.110989 0.2677

C(19) -'1.439018 0.220231 ·1.993447 0.0474

C(20) 26.78273 38.00358 0.704742 0.4817

C(21) .Q.002684 0.059886 .Q.044817 0.0643

C(22) -12.74393 5.073987 -2.511621 0.0127

C(23) -'1.485222 0.311029 -1.560056 0.0201

31

C(24)

C(25)

C(26)

-131.4610

0.400393

~.540523

176.5862

0.121928

0.276140

-0.744458

3.283851

-1.943347

0.4573

0.0012

0.0300

Determinant residual covariance 2.19E-09

1.1. Perum •• n K••• nJ.ngln Output (JS)

Berdasarkan hasil estimasi persamaan jangka panjang diperoleh hasil suku bunga

bcrpcngaruh ncgatif tcrhadap kcscnjangan output (C I), nilai tukar bcrpcngaruh ncgatif tcrhadap

kcscnjangan output (C2), ckspcktasi kcscnjangan output mcmpunyai hubungan scarah dengan

kesenjangan 'output aktual (C3) dan defisit penyetabil utang berpengaruh positif terhadap

kesenjangan output (C4). Dalam jangka pendek seperti yang ditunjukkan pada C I Tabel I.6, suku

bunga tidak signifikan mempengaruhi variasi kesenjangan output di Indonesia. Dalam model

ECM pcrubahan variabcl kcscnjangan output tidak hanya dijelaskan olch pcrubahan variabel

independennya namun juga dipengaruhi oleh variabel ketidakseimbangan mas a lamp au ectr_4•

Nilai eet pada persamaan kesenjangan output atau C5 pada Tabel I.6 diperoleh sebesar -0,63 J 8,

artinya jika ada kejutan yang menyebabkan tingkat kesenjangan output lebih tinggi dari tingkat

output potensialnya menyebabkan terjadinya peningkatan kesenjangan output. Kondisi ini

menyebabkan kesenjangan output mengalami penyesuaian sebesar 0,63 persen dari

ketidakseimbangan masa lalu tersebut dalam setiap periode. Sehingga untuk meneapai

keseimbangan yang baru dibutuhkan waktu 1,58 periode.

1.2.Persamaan Harga (P)

Berdasarkan hasil penelitian menunjukkan dalam jangka panjang ada hubungan tidak

searah antara kesenjangan output dengan tingkat harga, sementara dalam jangka pendek,

kesenjangan output tidak signifikan mempengaruhi pembentukan harga di dalam negeri.

hubungan jangka panjang antara tingkat harga barang dengan penerapan defisit penyetabil

utang. Dalam jangka pendek, penerapan defisit penyetabil utang (C7) pada Tabe1 1.6 tidak

signifikan mempengaruhi pembentukan variasi harga-harga barang, hal ini merupakan dampak

lanjutan adanya konsekuensi kekakuan harga (sticky price) dalam perekonomian, ditambah lagi

dengan kekelemahan pada kebijakan fiskal itu sendiri yang menurut Hubbard et al., (2012:432)

terjadi pada aspek policy lag yang akan menyebabkan time lag ..

32

Ekspcktasi harga yang tcrlalu tinggi ccndcrung akan mcningkatkan harga aktual,

scbaliknya ekspektasi harga yang terlalu rendah cenderung menggeser harga aktual menurun.

Jika senjang ekspektasi masyarakat terhadap harga-harga barang (Ce) pada Tabel 1.6 meningkat

sebesar I persen, maka dalam jangka pendek akan mendorong kenaikan harga barang dalam

ncgcri scbcsar 1,16 pcrscn, HnsiI ini mendukung beberapa tcmuan pcnclitian bahwa faktor yang

paling dominan mcncntukan tingkat harga adalah ckspcktasi harga.

Nilai koefisien ectt_4 pad a persamaan harga atau C9 pada Tabel 1.6 sebesar -0,7992,

artinya jika ada kejutan yang membuat tingkat harga lebih tinggi atau lebih rendah dari tingkat

harga keseimbangan, maka tingkat harga akan melakukan penyesuaian sebesar 0,79 atau

persarnaan harga membutuhkan waktu 1,26 periode untuk kembali ke keseimbangan setelab

mengalami kejutan.

1.3.Persamaan Suku Bunga

Persamaan suku bunga yang diterapkan di Indonesia mengadopsi penerapan kaidah

moneter. Untuk mengendalikan harga dan nilai tukar, otoritas moneter menetapkan target suku

bunga kebijakan. Variabel suku bunga dalam model persamaan suku bunga ditentukan oleh 4

variasi variabel independen yakni kesenjangan output, ekspektasi harga, kebijakan fiskal dan

suku bunga kebijakan. Berdasarkan hasil estimasi diperoleh bahwa dalam perilaku jangka

panjang, seluruh variabel penentu suku bunga tersebut mempunyai arab yang mendukung teori.

Hubungan jangka panjang anatara kesenjangan output dengan suku bunga negatif.,

artinya jika terjadi peningkatan kesenjangan output yang disebabkan peningkatan output nasional

yang mclcbihi output potcnsial atau y > Yp • kondisi ini akan mcndorong terjadinya kescnjangan

harga. Ketika harga-harga barang cenderung terus meningkat, dalam jangka panjang otoritas

moneter akan mempengaruhi suku bunga pasar agar turun melalui penurunan suku bunga

kebijakan. Arah yang sarna juga terjadi dalam jangka pendek yang ditunjukkan oleh C 10 Tabel

1.6 dimana jika terjadi peningkatan kesenjangan output sebesar Rp 1 triliun akan menurunkan

suku bunga sebcsar 117,56 point.

Ketika ekspektasi masyarakat terhadap harga terlalu tinggi maka ekspektasi ini

cenderung akan mendorong pelaku ekonomi membeli barang-barang lebih banyak, dorongan ini

akan memicu kenaikan harga barang. Kenaikan harga-harga barang yang terus menerus dalam

jangka panjang ini, memaksa Bank Indonesia mengintervensi pasar untuk menstabilkan

33

kembali harga mclalui pcnurunnn suku bunga kebijakan dcngan harapan suku bunga pasar turun.

Peningkatan I persen ekspektasi masyarakat terhadap harga dalam jangka pendek akan

menyebabkan suku bunga simpanan turun sebesar 0,514 persen.

Dalam jangka panjang penerapan defisit penyetabil utang mempunyai hubungan negatif

dcngan variasi suku bunga yang ditunjukkan olch koefisicn C I0 pada Tabel 1.5, scbaliknya

dalam jangka pendek, pencrapan defisit penyctabil utang tidak signifikan mcmpcngaruhi

pembentukan suku bunga pasar di Indonesia yang ditunjukkan oleh C12 pada Tabel1.6. Adanya

kendala lime lag pad a penerapan kebijakan fiskal kemungkinan menyebabkan kondisi ini terjadi.

Suku bunga kebijakan mempunyai arah yang sama dengan suku bunga pasar, baik dalam

jangka panjang CII pada Tabel 1.5. maupun dalam jangka pendek CI3 pada Tabel 1.6. Artinya

jika suku bunga kebijakan dinaikkan. maka suku bunga pasar akan naik, sebaliknya ketika suku

bunga dituronkan suku bunga pasar akan mengikutinya.

Nilai koefisien ectt_4 pnda persamaan suku bunga yang ditunjukkan oleh CI4 Tabel

1.6 sebesar -0,4187 artinya jika ada kejutan yang membuat tingkat suku bunga lebih tinggi atau

lebih rendah dari suku bunga keseimbangan, maka suku bunga akan melakukan penyesuaian

sebesar 0,41. Dengan demikian persamaan harga membutuhkan waktu 2,43 periode untuk

kembali ke keseirnbangan setelah mengalami kejutan.

1.4. Persamaan Nilai Tukar

Persamaan nilai tukar yang dibentuk oleh penerapan defisit penyetabil utang,

ekspektasi nilai tukar, neraea transaksi berjalan dan senjang suku bunga dalam negeri dan luar

negeri. Hasil estimasi pada perilaku jangka panjang pada sistcm pcrsamaan nilai tukar

menunjukkan adanya konsistensi hasil dengan teori, kecuali untuk varia bel kesenjangan suku

bunga dalam negeri dan luar negeri.

Dalam jangka panjang penerapan defisit penyetabil utang menyebabkan nilai tukar

rupiah terhadap euro melernah, hal ini tcrlihat pada CI2 Tabel 5.5, scbaliknya dalam jangka

pendek, mekanisme transmisi pcncrapan dcfisit penyetabil utang terhadap nilai tukar lebih

banyak tcrpcngaruh melalui sektor riil, dimana ketika terjadi peningkatan dcfisit anggaran

sebesar I persen melalui penerapan defisit penyetabil utang akan menguatkan nilai tukar rupiah

sebesar 0,0021 persen. Hal ini terlihat pada koefisien CIS pada Tabel 5.6. Temuan ini juga

mendukung temuan dati Maryatmo (2004).

34

Ekspcktasi nilai tukar rupiah tcrhadap curo baik dalam jangka panjang dan jangka pcndck

berpengaruh positif dan signilikan terhadap nilai tukar rupiah aktual. Ketika masyarakat

memprediksi bahwa nilai tukar rupiah akan menguat pada periode t, ekspektasi masyarakat

terhadap nilai tukar akan meningkat, Masyarakat akan beralih mernegang rupiah dan melepas

mata uang asing yang dimilikinya, akibatnya pcrmintaan rupiah meningkat dan nilai tukar

rupiah menguat atau sebaliknya ketika ckspektasi masyarakat tcrhadap nilai tukar rnclcmah

mendorong masyarakat masyarakat menjual rupaihnya, sehingga nilai mata uang rupiah tertekan.

Oalam jangka panjang yang ditunjukkan C 14 Tabe1 1.5 neraea transaksi berjalan

mempunyai hubungan negatif dan signifikan dengan nilai tukar rupiah dan temuan ini sesuai

dengan teori dan dugaan penelitian. Perilaku jangka pendek neraea transaksi berjalan terhadap

nilai tukar ditunjukkan oleh C 17 Tabel 1.5 mcngindikasikan bahwa ketika terjadi peningkatan

defisit neraea transaksi berjalan sebesar I persen maka nilai tulkar rupiah mengalami depresiasi

sebesar 0.0145 point namun dalam dalam jangka pendck hubungan kedua variabel ini tidak

signifikan ..

Persamaan nilai tukar mempunyai nilai koelisien ectt_4 sebcsar -0,4390 artinya jika ada

kejutan yang membuat nilai tukar lebih tinggi dari tingkat tukar keseimbangan, maka akan

terjadi penyesuaian nilai tukar sebesar 0,43 persen dari ketidakseimbangan masa lalu tersebut

dalam setiap peri ode. Oikaitkan dengan lamanya waktu penyesuaian, dibutuhkan waktu selama

2,32 periode bagi nilai tukar untuk meneapai keseimbangan yang baru.

1.5. Persamaan Neraca Transaksi Berjalan

Model persamaan neraea transaksi berjalan di Indonesia dalam studi ini dipcngaruhi olch,

kesenjangan tingkat output di dalam negeri dengan luar negeri, nilai tukar rupiah terhadap euro

dan kebijakan fiskal berupa penerarapan defisit penyetabil utang. Berdasarkan hasil penelitian

ditemukan bahwa dalam jangka panjang ada hubungan negatif antara kesenjangan output dalam

ncgcri dan rata-rata tingkat output di ncgara-ncgara Uni Eropa tcrhadap ncraea transaksi berjalan

Indonesia. Ketika senjang output rnakin besar dan menjauhi output potensial atau y > yp akan

terjadi kesenjangan harga barang yang makin melebar. Ketika perbedaan harga dulam negeri dan

luar negeri tcrlalu tinggi nilai tukar rupiah riil akan tcrtekan karena rer = er.~. Sebaliknya,

pe1emahan nilai tukar rupiah ini menyebabkan kinerja ekspor bersih meningkat karena harga

barang-barang ekspor relatif lebih murah dibandingkan harga barang-barang impor. Peningkatan

35

pcrmintaan barang-barang ckspor akan mcmpcrbaiki kondisi ncraea transaksi berjalnn dalarn

jangka panjang, Hal ini dlrunjukkan pada koefisien Cl6 pada Tabel 1.5. Dalam jangka pendek

ditemukan hasil sebailknya, kesenjangan output dalam negeri dan rata-rata tingkat output di

negara-negara Uni Eropa tidak mempengaruhi secara signifikan kondisi neraea transaksi berjalan

di Indonesia karcna neraea transaksi berjalan ditentukan juga oleh kondisi perekonomian di

negara-negara tujuan ekspor. Kondisi ini ditunjukkan pada kocfisicn C20 Tabcl 1.6.

Ada hubungan negatif antara neraca transaksi berjalan dan defisit penyetabil utang yang

ditunjukkan oleh C 17 Tabel 1.5. Artinya peningkatan defisit penyetabil utang akan memperbaiki

kondisi neraea transaksi perdagangan. Sebaliknya dalam jangka pendek penerapan defisit

penyetabil utang yang ditunjukkan oleh C21 Tabel 1.6 tidak signifikan mempengaruhi variasi

neraca transaksi berjalan di Indonesia. Meknnisme transmisi yang relatif eukup panjang yang

menghubungkan kedua variabel tersebut yang menyebakan kondisi ini terjadi. Makin panjang

transmisi, makin tinggi variasinya, sehingga uji statistik kadang eenderung tidak signifikan.

Kondisi hubungan kedua variabel tersebut dapat dijelasknn melalui peristiwa crowding out..

Dalarn jangka pendek neraca transaksi berjalan dipengaruhi secara signifikan dan negatif

oleh nilai tukar, ketika nilai tukar mengalami apresasi sebesar I persen akan meningkatkan

defisit neraea transaksi berjalan sebesar US$12,74 juta. Nilai tukar rupiah yang terapresasi akan

eenderung menyebabkan turunnya ekspor bersih yang mendorong neraea transaksi berjalan

bertambah defisit. Temuan ini searah dengan hasil penelitian Reisen (1997) menemukan ada

hubungan terbalik antarn neraca transaksi berjalan dengan nilai tukar.

Nilai koefisicn ectt_4 persarnaan neraca transaksi bcrjalan yang ditunjukkan oleh C 23

Tabel 1.6 scbesar -0,4852 artinya j ika ada kcjutan yang membuat neraea transaksi bcrjalan di

Indonesia lebih tinggi dari neraea transaksi berjalan dalam kondisi keseimbangan, maka akan

terjadi penyesuaian neraea transaksi berjalan sebesar 0,48 persen dari ketidakseimbangan masa

lalu tersebut dalam setiap periode. Sehingga untuk meneapai keseimbangan neraea transaksi

berjalan yang baru dibutuhkan waktu 2,08 periode.

1..6. Persamaan Kebijakan Fiskal

Persamaan kebijakan fiskal yang diproksi dengan defisit primer anggaran ditentukan oleh

dua variabel independen yaitu kesenjangan output dan defisit penyetabil utang. Defisit primer

36

anggaran mcrupakan selisih antara pcncrimaan pajak dengan pengeluaran pemerintah scbclurn

dikurangi beban pembayaran utang.

Hubungan antara kesenjangan output dengan defisit primer anggaran dalam jangka

panjang ditunjukkan oleh kocfisien pada C 19 Tabcl I.S dan perilaku jangka pendeknya oleh C24

Tabel 1.6. Hasilnya mempunyai arah yang berbcda. Dalam jangka panjang, ketika tcrjadi

peningkatan kesenjangan output dimana output nasional melebihi output potensial,

perekonomian akan membutuhkan tarnbahan modal yang lebih besar dari sebelumnya. Untuk

mengatasi ini, pemerintah rnenerapkan kebijakan fiskal ekspansif, Kondisi ini mengindikasikan

bahwa kebijakan fiskal pro-cycle lah, yang diterapkan pemerintah, artinya ketika perekonomian

sedang lesu, kebijakan fiskal ekspansif dilakukan, sebaliknya ketika perekonomian sedang

rnengalami booming. kebijakan fiskal kontraktif yang diambil. Selanjutnya dalam jangka pendek

ketika kesenjangan output meningkat sebesar Rp I triliun akan berakibat defisit primer akan

bertambah besar sebesar 131 persen. Kondisi menunjukkan betapa pentingnya kebijakan fiskal

mengatasi kebutuhan pembiayaan.

Dalam jangka panjang, penerapan defisit penyetabil utang terhadap defisit primer

anggaran ditunjukkan oleh C20 Tabel1.5 yang mempunyai pergerakan arab yang sarna, artinya

ketika pemerintah menjalankan kebijakan defisit penyetabil utang dengan tetap menjaga utang

stab ii, defisit primer anggaran akan meningkat. Hal ini ,mendukung temuan Wickens (2008)

bahwa permanen defisit primer akan menyebabkan permanen total defisit,

Kondisi hubungan ini juga terjadi dalam jangka pendek yang ditunjukkan oleh C25

Tabe! I.6. Jika defisit penyetabil utang meningkat sebesar I persen, maka defisit primer anggaran

akan meningkat sebesar 0,4 person. Kebijakan defisit anggaran dengan tetap menjaga utang

'stabil secara langsung akan menjaga kondisi dcfisit primer anggaran.

Nilai koefisien ectt_4 pada persamaan kebijakan fiskal seperti ditunjukka oleh C26

Tabe! 5.6 sebesar -0,5405, artinya jika ada kejutan yang membuat defisit primer lebih tinggi dari

kondisi keseimbangan, maka akan terjadi penyesuaian pada defisit primer anggaran sebesar 0,54

persen dari ketidakscimbangan masa lalu tersebut dalam setiap periode. Untuk mcneapai kembali

keseimbangan delis it primer yang barn dibutuhkan waktu 1,85 periode,

1.7. Pengaruh Defisit Penyetabil Utang Terhadap Variabel-Variabel Makro Ekonomi di

Indonesia

37

Pencrapan defisit pcnyetabil utang dalam pengelolaan utang pemerintah dan defisit

anggaran adalah dengan menjaga rasio utang pemerintah tetap stabil. Pennmbahan utang dapat

dilakukan pemerintah, sepanjang tingkat defisit nnggaran terkendali dengan synrat rasio utang

pemerintah dapat dijaga tetap stnbil sepanjang tahun dan tingkat pertumbuhan ekonomi hams

Icbih tinggi dari tingkat suku bunga utang. Kondisi ini mengindikasikan bahwa pcrnerintah dapat

menambah utangnya dan pcmbayaran utang pcmcrintah melalui pertumbuhan ckonomi yang

tinggi dari pemanfaatan utang lebih ban yak ke sektor-sektor yang produktif dan mempunyai efek

multiplier yang tinggi. Namun, akibat adanya kelemahan pada kebijakan fiskal yakni policy lag.

yang menyebabkan senjang waktu yang cukup lama (time lag) antara ketika usulan kebijakan

mulai disampaikan ke DPR hingga kebijakan fiskal disetujui DPR dan kebijakan dieksekusi.

Sehingga ketika kebijakan fiskal tersebut dieksekusi, efektifitasnya sudah berkurang karena

pelaku pasar sudah mengantisipasinya. Adanya time lag ini salah satu penyebab penerapan

kebijakan fiskal tidak signifikan mempengaruhi kinerja beberapa variabel makro ekonomi. Hal

ini terlihat dari hasil studi dimana penerapan defisit penyetabil utang dalam jangka pendek tidak

signifikan mempengaruhi pembentukan harga-harga barang di dalam negeri, suku bunga, nilai

tukar rupiah terhadap euro,dan neraca transaksi berjalan.

Namun dalam jangka panjang, walaupun kebijakan fiskal ini relatif sudah diantisipasi

oleh sebagian pelaku ekonomi, misalkan dengan menaikkan harga barang yang mendahului

kebijakan kenaikan harga BBM, kenaikan gaji PNS dan sebagainya, namun penerapan defisit

penyetabil utang dalam jangka panjang mampu meningkatkan kesenjangan output, mendorong

kenaikan harga barang, membawa kembali suku bunga pasar turun. Walaupun menyebabkan

nilai tukar rupiah terhadap euro melemah namun memperbaiki kondisi neraca transaksi

perdagangan di Indonesia. Alur mekanisme ini dapat dipahami sebagai berikut. Ketika penerapan

defisit anggaran diterapkan pemerintah, kebijakan ini akan meningkatkan kesenjangan output.

Peningkatan kesenjangan output menyebabkan senjang inflasi yang akan mendorong kenaikan

harga-harga barang dan suku bunga. Kenaikan suku bunga akan mendorong nilai tukar rupiah

menguat (apresiasi). Namun ketika harga barang dan nilai tukar mulai bergerak naik terus

menerus dalam jangka panjang, Bank Indonesia akan mengintervensi pasar melalui penurunan

suku bunga untuk untuk menstabilkan kembali harga barang dan nilai tukar, demikian

seterusnya mekanisme ini berlangsung. Oleh karena itu seperti dikatakan Shick (2010),

efektifitas penerapan defisit penyetabil utang yang merupakan salah satu jenis kebijakan fiscal

38

rule inl mcmbutuhkan komitmcn politik yang kuat baik dari pcmerintah rnaupun legislative

untuk menjaga disipilin fiskal dan berusaha mengurangi lime lag kebijakan. Adanya kornitmen

politik yang kuat ini penerapan kebijakan kaidah fiskal (fiscal rule) akan efektif.

J. Hasll Slmulasl

Simulasi dilakukan dengan mcrubah bcsaran defisit penyctabil utang dcngan menambah

dan mengurangi I persen besaran dcfisit penyetabil utang, sementara variabel-variabel lainnya

dianggap konstan. Sebagai base line data defisit penyetabil utang adalah data defisit penyetabil

utang sebelum dilakukan simulasi. Perubahan sebesar +/-1 persen defisit penyetabil utang

didasarkan atas pertimbangan bahwa target besaran defisit yang ditentukan oleh pemerintah

sesuai undang-undang NO 17 Tahun 2003 adalah 3 persen PDB. Jika dilakukan simulasi lalu

dianalisa apa yang terjadi pada pola respon kesenjangan output, harga, suku bunga, nilai tukar,

neraea transaksi berjalan dan delisit primer anggaran menghadapi kejutan itu. Asumsi yang

dipergunakan dalam melakukan simulusi adalah pertama, seluruh variabel dalarn model keeuali

besaran defisit penyetabil utang (de) dianggap konstan, kedua, besaran defisit penyetabil utang

sebelum dilakukan simulasi dianggap sebagai baseline rule .

. Berdasarkan hasil simulasi, seeara umum menunjukkan bahwa ketika terjadi kejutan berupa

penambahan dan pengurangan besaran defisit penyetabil utang sebesar I persen dari base line

data defisit penyetabil utang, pola respon persamaan IS atau kesenjangan output, harga, suku

bunga, nilai tukar, neraea transaksi berjalan dan defisit primer anggaran mempunyai pola yang

sarna dengan pola respon sebelum dilakukan simulasi yaitu kembali ke keseimbangan, Kondisi

ini juga mengindikasikan scmua model persamaan stabil. Pcrbcdaannya hanya pada posisi kurva.

Jika defisit penyetabil utang ditambah sebesar I persen, maka kelima persamaan menunjulckan

posisi kurva berada di atas kurva sebelum simulasi dilakukan, sebaliknya ketika besaran defisit

penyetabil utang dikurangi I persen dari base line, posisi kurva berada di bawah posisi kurva

sebelum dilakukan simulasi dimana besaran kocfisiennya lebih tinggi dibandingkan scbe1um

dilakukan simulasi.

39

Gambar I: Hasll Slmulasl

Kesenjangan Output0,004

Harga0,01000

0.002,..--~...•., './.... '-~.~~--.--- .., .

~... 3 S 7 9 11 13··l5"1;J..l~·n"~3··g 27 19

o.oeooo ,'"1 ,}~'§7~Til3i5iii'9ii"i3'25i'j:'9

-O,OlCOO ~/.:0,000

·0,002 -0,02000

OYD •• - -- OYD.seE.l ... , OYO.SCE.~

DPD

......... DPo.seE

----~ DPD_~CE_l{l,004

Suku Bunga0.40000

0.20000

0.00000

·0.20000

.0,40000

·0,60000

NUal Tukar0,02000

;;------------------------- 0,00000/-~~~-----------------II

1 3: S·,·r·9·U13.1.S.17.J.9.l123l.2J29.~,' .•..

\/ /'/

,1,/ ~..•~. '+' "g' 'IT'ij'l!) 'l7 'l'9'Z1' 23"15' '27 '2'1}'

~....·0,02000

·0,04000

-o,SOOOO ·0.06000e ----- e_sct'_l e_sce_2

rs _ ...--- rs_sce_l ..•..•..• rs_sce_2

Neraca Transaksl Berjalan1.00000

Defislt Primer Anggaran~,00000

1.00000 ,,'.~":,:\: ""---

1\ ...s"""<)"H·!3·'Wj~'\'§·cr·lT~5"~1·~~·

2.00000

,•...,""~-~--------------------------1"3"'$"7"~''!l'nrn1'r9'2nj'$'1r19'

0,50000

0.000000,00000

.{),00000ca -----ca_sce_l c::l_see_1

':,00000 dt -----dt_sr;.;>_l dt_sce_2

K. Simp ulan, Saran dan Keterbatasan

K.l.Simpulan

Pertama, penerapan defisit penyetabil utang dalam jangka panjang akan meningkatkan

kesenjangan output, mendorong kenaikan harga barang, menurunkan suku bunga, menurunkan

nilai tukar rupiah terhadap euro sehingga memperbaiki kondisi neraca transaksi perdagangan di

Indonesia, Kedua, penerapan defisit penyetabil utang dalam jangka pendek tidak signifikan

mempengaruhi pembentukan harga-harga barang di dalam negeri, suku bunga, nilai tukar rupiah

terhadap euro dan variasi neraca transaksi berjalan di Indonesia. Ketiga, pola respon kesenjangan

40

output, harga, suku bunga, nilai tukar, ncraca transaksi bcrjalan clan dcfisit primer tidak bcrbeda

dengan ketika sebelum dilakukan simulasi, namun penambahan delisit penyetabil utang

menyebabkan kinerja variabel-variabel ekonomi makro tcrsebut lebih tingg! dibandingkan

sebelum dilakukan simulasi, sebaliknya penurunan delisit penyetabil utang, kinerja variabel-

variabel ekonomi makro tersebut Icbih rendah dibandingkan scbelum dilakukan simulasi.

Keempat, mcnggunakan koclisicn nilai ect (-4) dipcrolch hasil bahwa pcrsamaan tingkat harga

relatif paling cepat menyesuaikan kembali menuju keseimbangan yang baru, kemudian diikuti

oleh persamaan kesenjangan output, sedangkan persamaan tingkat suku bunga paling lambat

menyesuaikan menuju keseirnbangan yang baru dibandingkan persamaan -persamaan

lainnya.Kelima, dalam jangka pendek maupun jangka panjang seluruh variabel ekspektasi

mempengaruhi secara positif dan signilikan terhadap masing-rnasing variabel aktual yang

diwakilinya yaitu tingkat harga aktual, nilai tukar aktual, kesenjangan output aktual clan selisih

output domestik dan luar negeri aktual.

K.2.SaranBerdasarkan basil penelitian tersebut, dapat direkomendasikan beberapa hal sebagai berikut.

Pertama, penerapan delis it penyetabil utang dapat diimplementasikan dalam sistem pengelolaan

utang di Indonesia karena mempengaruhi kinerja ekonomi makro di Indonesia dalam jangka

panjang. Kedua, penerapan kebijakan liskal kaidah (fiscal rule) berupa penerapan delisit

penyetabil liskal membutuhkan komitmen politik yang tinggi untuk melakukan disipilin

anggaran dan mengurangi policy lag sehingga time lag kebijakan fiskal tidak terlalu panjang

yang menyebabkan efektilitas kebijakan fiskal berkurang. Ketiga, peningkatan defisit penyetabil

utang sebesar I persen dapat dilakukan dan akan memberikan pengaruh positif terhadap kinerja

pcrckonomian scpanjang pcmerintah dapat mcnjaga utang stabil scpanjang tahun. Keempat,

otoritas moneter sebaiknya berkoordinasi lebih intensif dengan otoritas liskal ketika akan

menentukan suku bunga kebijakan (BI rate), sehingga target output kedua institusi dapat

terwujud untuk meningkatkan perekonomian dan menjaga kesinambungan liskal. Kelima,

variabe1 ekspektasi harga, ekspektasi nilai tukar, ekspcktasi kesenjangan output dan se1isih

ekspektasi output domestik dengan ekspetasi output Eropa harus dipcrtimbangkan oleh

pemerintah ketika kebijakan ekonomi makro akan diterapkan karena mempengaruhi kinerja

perekonomian signilikan.

41

K.3. Keterbatasan

Penelitian ini rnenggunakan model persarnaan dari Arestis (2009) yang mengalami

beberapa modifikasi. Modifikasi beberapa variabel terpaksa dilakukan karena kendala tehnis

terutama pada alat eviews untuk mengestimasinya. Modifikasi tersebut merupakan keterbatasan

dalam penelitian ini dan diharapkan dapat disempumakan pada penelitian selanjutnya. Adapun

keterbatasan dalam pcnelitian ini adalah scbagai berikut,

I) Penentuan variabel kesenjangan output menggunakan varia bel output aktual dilcurangi

output potensial, dan untuk memperoleh output potensial itu digunakan tehnik Hodrick

Prescot (HP Filter). Penggunaan konsep perhirungan kesenjangan output yang lebih

akurat dapat dikembangkan pada penelitian sclanjutnya.

2) Hasil estimasi belum sepenuhnya mengaplikasikan model Arestis (2009) namun

variabel-variabel yang penting sudah dimasukkan. Penerapan seeara utuh model Arestis

dapat dilakukan pada penelitian selanjutnya.

3) Persamaan defisit primer anggaran yang dipergunakan dalam penelitian ini belum

rnenerapkan model Favero dan MonaceIli (2005) seutuhnya, antara lain belum

memasukkan kejutan (struktural break) seperti penerapan rejim fiskal, pengaruh krisis

ekonomi. Penerapan secara utuh model Favero dan Monacelli (2005) dapat dilakukan

pada penelitian selanjutnya.

4) Simulasi dilakukan hanya dengan merubah data defisit penyetabil utang dengan

menambah dan mengurangi sebesar 1 persen dari base line data defisit penyetabil utang.

Merubah kejutan variabel makro lainnya dapat dikembangkan lebih lanjut pada

penelitian selanjutnya untuk melihat pola perbedaan respon setiap persarnaan dalam

rangka verifikasi empiris pemikiran MKB yang lebih Icngkap.

42

DAFT AR PUST AKA

Abdurohman dan Syahrir, Ika, 2012, Kebijakan Defisit Anggaran dan Utang Pemerintah, :Majalah Warta Fiskal, No.5, Kementrian Keuangan RI.

Adiningsih, Sri., 2009, The Impact of Government Debt Issuence on Short Term Interest InIndonesia, Gadjah Mada internationalJournal of Business, Vol. II, No 1,301-316.

Adji, Arti., 1995, Is Public Debt Ncutral?,Evidcnces For Indonesia, Jurnal Ekonomi dan Bisnis,Vol.! 0, No.1, 21-32.

Alesina, Alberto and T Bayoumi., 1996, The Cost and Benefits of Fiscal Rule: Evidence From USStates, Working Paper.

Arestis, Philip., 2009, New Consensus Macroeconomics: A Critical Appraisal, Working PaperCollection. No 564.

Arestis. Philip and Sawyer, Malcolm, 2003, Reinventing Fiscal Policy, The Lev)' Economicsinstitute Working PaperCollection, No. 381.

Arestis, Philip and Sawyer, Malcolm, 2004, On Fiscal Policy and Budget Deficits, Journal ofEconomics, Vol.!, No 2, 66-78

Arestis, Philip and Sawyer, Malcolm, 2004, New Consensus, New Keynesianism, andthe Economics of the "Third Way", Working PaperCollection, No. 364.

Badinger, H., 2009, Fiscal Rules, Discretionary Fiscal Policy and Macroeconomic Stability: AnEmpirical Assessment for OECD Countries,Applied Economics, No. 41, 829-847.

Baily, M. N and Friedman., P. 1995. Macroeconomics: Financial Markets and the internationalSectors, 2ndEdition. Chicago: Irwin.

Balassone, di Fabrizio and Monacelli, D., 2000, EMU Fiscal Rule: Is There A Gap? PoliticaFiscale Flessibilita Dei Mercati E Crescita.

Barro, Robert.J and Martin, Xavier Sala I., 1992, Public Finance in Model ofEconomics Growth.Review of Economics Studies. Vol.59, 645-661.

Bernheim, B, Douglas., 1988, Budget Deficits and the Balance of Trade, Tax Policy and theEconomy. Vol. 2,1-31.

Blanchard, 0., 2003, Macroeconomics. Third Edition, Pearson Education Inc, Boston.Blanchard, 0, Giovanni Dell'Ariccia and Mauro, Paolo., 2010, Rethinking

Macroeconomic Policy, Journal of Money. Credit and Banking, Supplement. Vol.42, 1-46.Blejer, Mario,l., and Adrienne Cheasty, 1991, The Measurement of Fiscal Deficits: Analytical

and Methodological Issues, Journal of Economics Literature, Vol 29, 1644-1678.Bollen, K.A, 2001, Two-Stage Least Squares and Latent Variable Models: Simultaneous Estimation

and Robustness to Misspecifications, Ch 7, pp 199-138Boschi, Melisso, and Girardi Alessandro, 2005, Euro Area Inflation: Long Run Determinants and

Short Run Dinamics, Working Paper No.60.lnstituto Di Studi E Analisi Economica.Braun, Miguel and Gadano, Nicolas., 2007, What Are Fiscal Rules For? A Critical Analysis of

the Argentine Experience, Cepal Review. Vol. 91, 53-65.Briiggemann, Ralf, 2006, Sources of German Unemployment: A Structural Vector Error

Correction Analysis, Empirical Economics. Vol. 31, 409-431.Brimmers, F Andrew and Allen, Sinnai., 1986, The Monetary-Fiscal Policy Mix: Implications

for Macroeconomics Performance, The American Economic Review. Vol. 76. No 2, 203-20S.

Brzozowski,Michal and Joanna S., 2009, The Impact Of Fiscal Rules on Fiscal PolicyVolatility,Journalof Applied Economics, Vol. XIII, No 2, 5-231.

43

Burney, A, Nadeem., 1992, Government Budget Deficits and Exchange Rate Determination:Evidence from Pakistan, The Pakistan Development Review,Vol. 31,4 Part II, 871-882.

Cebula, J, Richard., 1997, An Empirical Note on the Impact of the Federal Budget Deficit ExAnte Real Long-Termlnterest Rates, Southern Economic Journal, Vol. 63., 1094-1099.

Clark, Don P and Hsing Yu, 2005. Application of The IS-MP-IA Model and the Taylor Rule toKorea and Policy Implications. The Journal of The Korean Economy, Vol. 6, No.2, 298-311.

Cuevas, VIctor, M., 2009, The Short-Term Effects of Fiscal Policy in Mexico: An EmpiricalStudy, Estudios Economicos, Vol.24, No I, 109-144.

Culha, A, A., 2006. A Structural VAR Analysis of the Determinants of Capital Flows into Turkey.Central Bank Review, Research and Monetary Policy Department Central Bank of theRepublic of Turkey.

Departemen Keuangan, RI. 2009. Era Baru Kebijakan Fiskal, Badan Kebijakan Fiskal,Kemenkeu RI.

Departemen Keuangan, RI, 2012. Warta Fiskal, edisi 3, Badan Kebijakan Fiskal, KemenkeuRl.

Enders, Walters., 2004, Applied Economtric Time Series, Second Edition, Wiley and SonsFaini, Riccardo., 2006 , Fiscal Policy and Interest Rate in Europe, Economic Policy, Great

BritainFarmer, Roger E.A., 2002, Macroeconomics, Second Edition, South Western.Favero, Carlo and Monacelli,Tommaso., 2005, Fiscal Policy Rules and Regime (In)

Stability: Evidence From the US,NBER Working Paper, No 282.Garratt, A., Lee, K., Pesaran, M, H. dan Shin, Y.,2004. A Long Run Structural

Macroeconometric Model of the UK. Economic Journal, Vol.1l3, 412-455.Garratt, A., Lee, K., Pesaran, M. H., dan Shin, Y., 1999. A Structural Cointegrating VAR

Approach to Macroeconomctric Modelling, ESE Discussion Papers 8, Edinburgh School ofEconomics, University of Edinburgh ..

Giese, Guido and Wagner, Helmut., 2007,Graphical Analysis Of The Ncw NeoclassicalSynthesis, Diskussionsbeitrag, Nr411, 1-26.

Goodfriend, Marvin., 2002, Monetary Policy in the New Neoclassical Synthesis:A Primer,International Finance, Vol. 5,165-191.

Goodfriend.Marvin and King Robert., 1997, The New Neoclassical Synthesis and The Role OfMonetary Policy, NBER Macroeconomic Annual. Vol 12,231-295.

Gordon, J Robert., 1990, What Is New-Keynesian Economics?, Journal of Economic Literature,Vol. 28, No.3, 1115-1171.

Gujarati, D dan Porter., D.C 2009. Basic Ecdnometrlcs, 5th Edition. New York: McGraw-HillHeijdra, Ben J and Ploeg, Frederick van der., 2002, The Foundation of Modern

Macroeconomics, Oxford University Press Inc,New York.Holden, K., D.A.Peel dan J.L.Thompsons, 1985. Expectations: Theory and Evidence. St.Matin's

Press, New York.Hubbard, R Glenn; O'Brien, Rafferty Matthew and Patrick. Anthony., 2012, Macroeconomics.

PrenticeHall, New Jersey.Insukindro., 1991, Regresi Linier Lancung dalam Analisis Ekonomi: Suatu Tinjauan dengan Satu

Studi Kasus di Indonesia, Jurnal Ekonomi dan Bisnis Indonesia, Vol 6, 75-88.Insukindro,2012, Handout Sosialisasi Profesi Penilai Publik,Yogyarkarta.Insukindro, 2011, Permodelan Makroekonomi (Macroeconomic Modelling): I dan II, Materi

Pelatihan, FEB UGM.

44

Insukindro dan Sahadewo.A., 2010, Inllation Dynamics In Indonesia: Equlibrium Correction andForward-Looking Phillips Curve Approaches. Gadjah Mada International Journal ofBusiness. Vo 12, 117-133.

Jogiyanto, HM, 2007, Metodologi Penelitian Bisnis: Salah Kaprah dan Pengalaman-Pengalaman, BPFE UGM Jogyakarta.

Kobayashi, Keiichiro., 2013, A Theory of Public Debt Overhang,Takayama-online.net/pie/stagei/Japanese/d yldp20 12.

Kompas, 2012, www.komQas.com. AprilKopits,G. and Symansky S., 1998, Fiscal Policy Rules. IMF Occasional Paper. No.162,

WashingtonKumar, Mohan, and Jaejoon Woo, 2010, "Public Debt and Growth, IMF Working Paper. No

10/174.Laubach, Thomas., 2009, New Evidence on the Interest Rate Effects of Budget Deficits and

Debt,Journal of the European Economic Association. Vol 7, 858-885.Linnemann, Ludgerand Schabert, Andreas., 2000, Fiscal Policy in The New Neoclassical

Synthesis, Journal of Money. Credit. and Banking. Vol.35, No 36, 911-929.Lutkepohl, Helmut., 2005. Problems Related to Over identifying Restriction for Structural

Vector Error Correction Models, European Unievsity Institute.Mankiw, N, Gregory., 2007. Macroeconomics, 6.hEdition. New York: Worth Publishers.Maryatmo, Rogatianus., 2004, Darnpak Moneter Kebijakan Defisit Anggaran Pemerintah dan

Peranan Asa Nalar Dalam Simulasi Model Makro-Ekonomi Indonesia.,Disertasi,Universitas Gadjah Mada, Tidak dipublikasikan.

McCafferty, Stephen., I960, Macroeconomic Theory, Harper and Row Publisher Inc, New York.Metin, Kivilcim., 1998, The Relationship between Inllation and the Budget Deficit in Turkey,

Journal of Business & Economic Statistics, Vo1.16. No 4,412-422.Michel, Philippe, Thadden.Von Leopoldand Vidal, Jean Pierre., 2010, Debt Stabilizing Fiscal

Rules, Journal of Public Economic Theory, Vol.12, 923-941.Miskhin, Frederich,S., 2003, The Economics of Money Banking and Financials Market, Canada,

Pearson Education.Mitchell, Peter R, Joanenne E, Sault and Kenneth, F.W., 1999, Fiscal Policy Rules in

Macroeconomic Models: Principles and Practice, ESRC Macroeconomic ModellingBereau, Vo. 17, 171-193.

Parkin, Michael, 2012, Macroeconomics, Tenth Edition, Addison Wesle.Pcsaran, H, Hashem., Shin I. Yongchcol., 1998, Generalized Impulse Response Analysis in

Linear Multivariate Models, Economics Letters,Vol. 58, 17-29Pindyck, Robert S and Daniel L. Rubinfeld., I998, Economteric Models and Economic

Forecasting, 4'~dition, McGraw-Hill, New York.Rahmany, A.Fuad, 2009, Ketahanan Fiskal dan Manajemen Utang Dalam Negeri Pemerintah,

Era Baru Kebijakan Fiskal Pemikiran Konsep dan Implementasi, BKF, DepartemenKeuangan RI.

Rahutarni, Angelina Ika, 2007. Interaksi Sektor Moneter dan Fiskal di Indonesia Tahun 1980.1-2006.4: Pendekatan Sistem Ekonomi Simultan, Disertasi Universitas Gadjah Mada,Tidak Dipublikasikan.

Reisen, Helmut, 1997, Sustainable and Excessive Current Account-Deficits, Working Paper, No133.

Romer, David., 2006, Advanced Macroeconomics, 3 rd edition, McGraw-Hili/Irwin, New York.

45

Santoso, Wijoyo., 20 II. Interaksi Kebijakan Moneter dan Fiskal di Indonesia,Disertasi.Universitas Gadjah Mada

Sargent, Thomas J., 1987,Macroeconomics Theory, Academic Press, 2 nd edition, London,362-417.

Sargent, T and Wallace, N.• 1981, Some Unpleasant Monetarist Arithmetic, Quarterly Review,Federal Reserve Bank of Minneapolis, Vo1.5, 1-17

Shick,Allen., 2010, Post-Crisis Fiscal Rules: Stabilising Public Finance while Responding toEconomic AftershocksOECD. Journal on Budgeting, Vo1.2, 2-"17.

Silberberg, Eugene and Suen- Wing., 2001, The Structure of Economics: A MathematicalAnalysis, 3 rd edition, Irwin Mcgraw-Hill, New York.

Simorangkir, Iskandar dan Adamanti, Justina., 2010, Peran Stimulus Fiskal dan PelonggaranMoneter Pada Perekonomian Indonesia Selama Krisis Finansial Global: DenganPendekatan Financial Computable General Equilibrium, Buletin Ekonomi Moneter danPerbankan.

Socol, Cristian., 2012, Proposal for the implementation of a fiscal rule system for Romania.Estimate for the reaction of the fiscal rule system to the output's shocks, Theoretical andApplied Economics, Vol 19, No 12,5-12 ..

Snowdown, Brian, Vane. Howard and Wynarczyk, Peter., 1994, A Modern Guide ToMacroeconomies, Edward Elgar Publishing Limited, UK.

Stern, 1. David., 1998, A Multivariate Cointegration Analysis of The Role of Energy in The US.Macroeconomy, Working Papers in Ecological Economics, No.9803 .

Tatiana, Kirsanova, Wren-Lewis and Simon., 2006, Optimal Fiscal Policy Rules in a MonetaryUnion, Simple Rules, Economic Journal, Vol. 122, 238-264.

Taylor, JhonB., 1979, Estimation and Control of Macroeconomic Model With RationalExpectation, Econometrica, Vo1.47, 1267-1286.

Taylor, Jhon B., 2000, How the Rational Expectations Revolutions Has ChangedMacroeconomic Policy Research.Stanford University Working Paper, February.

Tcherneva, Pavlina, R., 2008, The Return of Fiscal Policy: Can the New Developments in theNew Economic Concensus Be Reconciled with the Post-Keynesian View, The LevyEconomics Institute Working Paper Collection, No. 539.

Thomas, R.L., 1997, Modern Economterlcs An Introduction, Addison Wesley Longman.UKWickens, Michael.,2008,Macroeconomic Theory. A Dynamic General Equlibrium Approach,

Princeton University Press, London.Williamson, D, Stephen., 2008, Macroeconomics. Third Edition, Pearson International Edition.Woodford, Michael., 1999, Revolution and Evolution in Twentieth-Century Macroeconomics,

Paper Prepared for the Conference onFrontiers of The Mind on the Twenty-FirstCentury. Library of Conggres, Washington.

Zouache, A., 2004, Toward A "New Clasiccal Synthesis"? An Analysis of The MethodologicalConvergence between New Keynesian Economics and Real Business Cycle Theory",History Economic Ideas, Vol 12, 95-117.

46

NamaTempat, Tanggal LahlrNIPPangkatlGolonganNama SuamlNama Anak

AgamaNama Orang Tua

PekcrjaanAlamat Pckerjaan

Alamat Rumah

No Telpl HP/e-maii

Pendldikan:

DAFTAR RIWAYAT HIDUP

: Marselina, S.E., M.P.M.: Bandar Lampung, 10 Juli 1967:196707101990032001: Lektor Kepala/ rvlb: Tri Joko Prasetyo, SE,M.Si, Akt: I. Muhammad Iqbal Tawakkal2. Muhammad Ichsan Tawakkal3. Muhammad IIham Tawakkal

: Islam: H. Mochtar Djayasinga (aim)Hj Musiah

: Dosen: Fakultas Ekonomika dan BisnisUniversitas LampungJI. Prof. Dr. Sumantri Brjonegoro No 1Gedung Meneng Bandar Lampung (35145)

: Perumahan Griya Sejahtera Blok D No IIGunung Terang, Bandar Lampung (35152)

: 0721 (706568) 1 0816 400 6641 [email protected]

S3 : Program Doktor IImu Ekonomi Universitas Gadjah Mada (2008-2014)S2 : Dcpartcment of Public Policy and Management, Carnegie Mellon University,

Pittsburgh, USA (1992-1994)S I : Jurusan IImu Ekonomi dan Studi Pembangunan, FEB Universitas Lampung

(1985-1989)

Pengalaman Pekerjaan:

I990-sekarang2006-20082002-20061998-2002

: Dosen FEB Universitas Lampung: Pembantu Dekan Bidang Akademik FEB Universitas Lampung: Pembantu Dekan Bidang Akademik FEB Universitas Lampung: Sekretaris Jurusan IImu Ekonomi dan Studi PembangunanFEB Universitas Lampung

Pengalaman Organisasi:

2014-2015201220112011-20122012- 20132010

: Regional Economics Untuk Propinsi Lampung, Kementrian Keuangan RI: Tenaga Ahli DPRD Propinis Lampung untuk Pansus Perda Retribusi: Staff Ahli DPRD Propinsi Lampung Komisi III: Staff Ahli DPRD Komisi D, Kota Bandar Lampung: Staff Ahli DPRD Kabupaten Lampung Timur: Konsultan dan Fasilitator "Public-Private Dialogue", disponsori Bank Dunia-

47

2010-20122010-20122006-2008

2005-20061999-2005

2001-2004

2003

2000-2004

Prestasl:

GTZ Red-Bappenas: Anggota Tim Raskin Propinsi Lampung: Anggota Dewan Riset Daerah (ORO) Prop Lampung Bidang Ekonomi: Staf Ahli Gubernur Propinsi Lampung Bidang Ekonomi dan KeuanganDaerah

: Anggota Staff Sosialisasi Anggaran Berbasis Kinerja, Propinsi Lampung.: Staff Ahli Bidang Keuangan Daerah dan Otonomi Daerah.Pusat Study danKebijakan Publik(PUSBBIK)

: Nara Sumber Bidang Keuangan Daerah Untuk beberapa NGO, DisponsoriFriederich Naufhrnan Stifftung FNS)-Jerman,JlCA,PBHI, IRCOS-Semarang,

: Konsultan Need Assasement Untuk ADEKSI (Asosiasi DPRD)Kota seIndonesia), disponsori USAID .

: Staf Ahli pada Center For Strategic and Policy Studies ( PUSSbik),disponsori nCA

Dosen Berprestasi I Tingkat FakultasDosen Berprestasi III Tingkat Universitas

Ha511Penelltlan:

1. Penyusunan Model Kcseimbangan Perekonomian Indonesia Melalui Penerapan KaidahKebijakan Fiskal Berdasarkan Pemikiran New Consensus Macroeconomics.Hibah Bersaing, DIKTI,

2. Pembentukan Model Pertumbuhan Ekonomi di Daerah Otonomi Baru UntukMengantisipasi Kegagalan Kebijakan Pemekaran Daerah, DIPA FEB Unil

3. Hubungan Kebijakan Fiksal dan Tingkat Suku Bunga di Indonesia, D1PA FEB Unila4. Eksistcnsi dan Kedudukan UU tentang PDRD terhadap UU Otonomi Daerah, Kerjasama

Bappeki Depertemen Keuangan RI dengan LP Unila5. Optimalisasi Program RASKIN melalui optimalisasi subsid, distribution, sosialisasi dan

akurasi data RTM, kerjasama BULOG-LP Unila6. Pilot Project pengembangan "Warung Desa" sebagai alternative pendistribusian

RASKIN, kerjasmaa Perum BULOG dan Kementrian Kesejahtcraan Rakyat-LP Unila7. Permasalahan dan Efektifitas Distribusi RASKIN, kerjasama Perum BULOG-LP Unila8. Evaluasi Efektifitas Pelaksanaan Program RASKIN, kerjasama Perum BULOG -LP

Unila9. Analisis Fiskal Stress Terhadap Kinerja Keuangan APBD Kota Metro dan APBD Kota

Bandar Lampung10. Analisis Anggaran Untuk Rakyat (Anggura), studi kasus APBD 10 kab/kota di Propinsi

Lampung, kerjasama dengan KOAKII. Financial Information System In Indonesia, didanai oleh RTI- World Bank12. Analisis Anggaran Berperspektif Gender di Propinsi Lampun13. Penyusunan Sistem dan prosedur Tata Cara Penyusunan program, kegiatan serta tata

cara Pembahasan RASK propinsi Lampung , Penyusunan Draft SK Gub ttg hal tersebutserta Naskah Akademis , Bappeda Propinsi Lampung

48

14. Penyusunan Sistem dan prosedur Tata Cara Pelaporan dan PertanggungjawabanAnggaran Propinsi Lampung , Penyusunan Draft SK Gub ng hal tersebut serta NaskahAkademis , Bappeda Propinsi Lampung .

IS. Penyusunan Buku Profil Lernbaga LegislatifKota Bekasi.kerjasama dengan ADEKSI16. Pcnyusunan Sisdur Tcntang Pcnyusunan Program! RASK dan Tata Cara Pcmbahasan

RASK1.7.Penyusunan Sisdur Tentang Pelaporan dan Pertanggungjawaban AnggaranI II. Peningkatan Kualitas Sumber Daya Aparatur Daerah Kab Tulang Bawang, Kerjasama

Pemda Tulang Bawang dengan LP Unila19. Pcnyusunan Mckanismc dan Proscdur Pclaporan Anggaran Bcrbasis Kincrja, Kcrjasama

Pemerintah Propinsi Lampung dengan LP Unila20. Penyusunan Juklak Pelaksanaan APBD Propinsi Lampung, Kerjasama Bipram Pemprov

Larnpung dengan LP Unila21. Program Capacity Building di Pulau Pasaran Bandar Lampung, Kerjasama Bappeda Kota

Bandar Lampung-LP Unila22. Analisis Anggaran Untuk Rakyat (Anggur) APBD Kota Bandar Lampung (Pcnelitian

Mandiri)

Publikasl Buku:

2007 : APBD , Apa dan Bagaimana, Penerbit Universitas Larnpung, ISBN2006 : Ekonomi Publik, Suatu Pengantar, Larnpung University-Press,

ISBN2005 : Bedah Anggaran Daerah, Penerbit Universitas Lampung,ISBN

979-8287- 77-02004 : Membangun Kapasitas fungsi Penganggaran DPRD, Penerbit

Konrad Adcnaucr Stifftung - Scknas ADEKSI , ISBN No. 070-98977-2-6

Kegiatan Workshop dan SeminarWorkshop:

2009 : Curriculum Development di Kentucky University, Lexington, USAdisponsori oleh USAID

2008 : Training ofTraininf(TOT) Management Keuangan Daaerah danPerencanaan Pembangunan,Lembaga Adminstrasi Negara (LAN),kerjasama SCBD Lampung Selatan

2006 : Korupsi Anggaran dan Masalahnya, UNDP, Bandung2005 : Capacity Building, ITB, kerjasama Bappeda Kota Bandar Larnpung -

ADB2005 : Pengkajian Kebutuhan Pengembangan Kapasitas Daerah (Capacity

Building Needs Assessment - CBNA Jakarta, GTZ2002 : Workshop on Political Strategies IV - Management of Resources, Cologne,

Jerman, sponsored By GTZ-Gennan2001

: The International Academy of Leadership. Gummersbach , German

49

Seminar:I. APBD Berbasisi Kinerja2. Perencanaan Anggaran Daerah Local3. Pcmbiayaan untuk NGO

Keglatan Pemakalah dan FaslUtator:

I. ToT Penguatan Parlemen Bidang Ekonomi dan Keuangan Daerah, disponsori oleh OT!-USAID,JICA

2. Training Penyusunan Anggaran Pro Poor dan Anggaran Berperspektif Gender,Bagi Anggota Legislatif untuk Kab/Kota se Propinsi Lampung, Se-Sumatera Selatan,Kola Bengkulu, Kola Padang, Prop Jambi, Propinsi NIT, Kab Sumba, Kab Alor, KabBima, Kola Malang, Dernak, Jepara, Pekanbaru, Bangka-Belitung.Sumatera Utara

3. Berbagai seminar dan training "Kebijakann, Penyusunan dan Kritisi APBD, disponsorioleh FNS, GTZ, Proda NT, YPBffi-NSN, KBH Lampung, Pussbik

4. Advokasi penyusunan program untuk DPRD Pasuruan, IRCOS-Uni Eropa,Malang5. Meningkatkan Kapasitas dan Kapabiltas Penganggaran Anggota Parlemen

Pcrempuan dari Parta Kebangkitan Bangsa (PKB), Bogor

50