Penelitian P. Nurwandono dan Damhuri Nasution[22]

Penelitian yang berjudul Integrasi Pasar Modal dan Perbankan Indonesia, tersebut mengamati perkembangan pasar modal Indonesia dan hubungannya dengan sektor perbankan dalam kurun waktu penelitian dari kuartal I tahun 1989 hingga kuartal IV tahun 1995. Hasil penelitian menyebutkan bahwa belum ada keterkaitan antara kinerja pasar modal dengan sektor perbankan di Indonesia. Hal itu ditunjukkan dari rendahnya koefisien korelasi antara tingkat bunga riil dengan volume saham yang diperdagangkan di pasar. Proporsi ini semakin diperkuat dengan kenyataan bahwa tingkat bunga simpanan riil menunjukkan derajat integrasi yang berbeda. Aktivitas saham, menurut model yang digunakan lebih ditentukan oleh daya beli daripada tingkat bunga simpanan.

Penelitian ini memfokuskan pada peran pasar modal dalam mobilisasi dana melalui perdagangan saham. Model yang dikembangkan dalam penelitian ini adalah model permintaan untuk aset-aset finansial. Permintaan akan aset-aset finansial dipengaruhi oleh preferensi konsumen. Dengan gambaran tersebut, kuantitas saham yang diperdagangkan dapat diformulasikan dalam bentuk persamaan regresi linier berganda sebagai berikut:

  LVOLt = β0 + β1LNMt + β2DRRt+1 + β3CVIHSGt+1 + β4US-DRRt + et

Keterangan:

LVOLt              = Logaritma natural volume saham yang diperdagangkan

LNMt           = Logaritma natural nilai impor

DRRt+1         = Expected real deposits rate (% per tahun)

CVIHSGt+1 = Expected koefisien variasi IHSG (%) = expected risk

US-DRR      = Tingkat bunga riil di US (Federal Fund)

Tabel 2.1

Hasil Estimasi Penelitian P. Nurwandono dan Damhuri

Variabel Koefisien t-statistik p-value Koefisien Parsial
Konstanta    -19.755 -5.85 0.0001
LNM    2.917     11.06   0.0001 0.9484
DRR  -0.071     -3.99   0.0006 0.3728
CVIHSG  -0.044   -2.23   0.0364 0.1827
IHK   0.080 -2.04   0.0537 0.1588
    Adj R2 = 0.9420             F = 106.6        D-W = 2.033

  Sumber: Hasil Perhitungan

Dari hasil estimasi di atas, tampak bahwa pada tingkat signifikansi 95% variabel yang mencerminkan kekayaan, expected return dari tingkat suku bunga simpanan domestik dan resiko mempunyai pengaruh signifikan untuk melihat volume perdagangan saham. Sedang untuk tingkat signifikansi 90% keempat variabel bebas mempunyai pengaruh yang signifikan terhadap volume saham yang ditransaksikan di bursa. Lebih jauh koefisien variabel nilai impor yang dijadikan sebagai proksi terhadap tingkat kekayaan masyarakat bernilai positif dan lebih besar dari satu. Hal ini berarti jika tingkat kekayaan masyarakat meningkat maka aktivitas perdagangan saham di bursa juga akan semakin meningkat dan respon perubahan volume saham yang ditransaksikan terhadap perubahan kekayaan masyarakat bersifat elastis. Sifat elastis ini erat kaitannya dengan karakteristik saham sebagai salah satu aset finansial yang tergolong luxury.

Variabel tingkat bunga riil deposito walaupun berpengaruh signifikan terhadap kuantitas saham yang ditransaksikan di bursa, namun elastisitasnya kurang dari satu. Hal tersebut menggambarkan volume perdagangan saham yang bersifat inelastis terhadap perubahan tingkat bunga riil deposito tersebut. Hal ini mengindikasikan belum sempurnanya proses integrasi antara pasar modal dengan sektor perbankan selama periode observasi di Indonesia.

Di lihat dari koefisien korelasi parsialnya, tampak bahwa faktor kekayaan masyarakat merupakan faktor yang paling signifikan mempengaruhi  volume saham yang diperdagangkan di bursa, dengan koefisien korelasi parsial 94.84%. Dominannya pengaruh kekayaan dalam menentukan volume saham yang diperdagangkan mencerminkan belum “terdidiknya” para investor untuk melaksanakan analisis fundamental sehingga keputusan untuk membeli saham lebih didasarkan pada faktor daya beli dengan analisis fundamental yang sangat minim. Kondisi demikian merupakan tipikal dari sebuah pasar modal yang sedang berkembang.

Dari kesimpulan sementara di atas, terlihat bahwa sampai dengan tahun 1995 pasar modal Indonesia telah dipertimbangkan sebagai salah satu alternatif portofolio bagi masyarakat. Akan tetapi, pasar modal Indonesia masih belum secara sempurna terintegrasi dengan sektor perbankan sehingga perilaku yang ditampilkan belum sepenuhnya responsive terhadap perilaku pasar perbankan.

Pembuktian hal tersebut secara ekonometrik dapat dilakukan dengan uji kointegrasi. Uji ini meliputi dua tahapan, yang dikenal dengan uji akar dan uji derajat integrasi. Pada intinya, uji ini bermaksud menjaga prinsip stasionaritas dari data yang digunakan dalam analisis regresi. Suatu seri data tersebut stasioner apabila rata-rata dan variance-nya selalu konstan.

                                                               Tabel 2.2

               Uji Unit of Root dan Derajat Integrasi Penelitian

                                   P. Nurwandono dan Damhuri

Variabel Uji Unit of Root Uji Derajat Integrasi
LVOL          -3.989              -3.084
DR          -0.31               -1.866

       Sumber: Hasil Perhitungan

Dari hasil pengamatan di atas, terlihat bahwa variabel tingkat bunga deposito sampai dengan uji derajat integrasi I, belum menunjukkan nilai yang signifikan. Kenyataan tersebut mengindikasikan bahwa volume perdagangan dan tingkat bunga deposito belum terintegrasi satu sama lain. Ada beberapa kemungkinan untuk menjelaskan bahwa terintegrasinya sektor pasar modal dengan perbankan di Indonesia. Pertama, relatif belum terdidiknya para pelaku di pasar modal dalam melakukan analisis portofolio mereka. Kedua, pelaku pasar modal dengan pasar perbankan masih terpisah satu sama lain. Kemungkinan masih sangat kecil investor yang masuk dalam kedua pasar, baik pasar modal maupun perbankan. Ketiga adalah tidak sempurnanya informasi yang ada.

Penelitian Roger Otten dan Dennis Bams[23]

Penelitian ini membahas performa reksa dana di Amerika dengan variabel-variabel yang digunakan yaitu jumlah reksa dana, momentum, book to market, dan indeks harga obligasi. Model pertama yang digunakan untuk mengevaluasi risk-adjusted fund performance berdasarkan penelitian Sharpe, Lintner, dan Mossin menggunakan Capital Asset Pricing Model (CAPM) sebagai berikut:

                                               Rit – Rft = αi + βi (Rmt-Rft)+ eit                              ……(1)

Keterangan:

Rit              = Return dari dana i pada waktu t

Rft         = Return dari treasury bill periode 1 bulan pada waktu t

Rmt        = Return indeks harga saham pada waktu t

αi             = Intersep

eit          = Error term

Berdasarkan persamaan di atas, Fama & French mengembangkan model baru sebagai berikut:

                          Rit – Rft = αi + β0i (Rmt -Rft)+ β1i SMBt + β2i HMLt + eit              ……(2)

Keterangan:

SMBt    = Perbedaan return antara portofolio perusahaan kecil dengan portofolio  perusahaan besar pada waktu tdari dana i pada waktu t

HMLt   = Perbedaan return antara portofolio dengan book to market yang tinggi dengan portofolio dengan book to market rendah pada waktu t

Pada tahun 1993, model di atas diperbaharui oleh Jega deesh & Titman dengan menambahkan variabel keempat, sehingga didapat persamaan sebagai berikut:

                Rit – Rft = αi + β0i (Rmt -Rft)+ β1i SMBt + β2i HMLt + β3i PRIYRt + eit   ……(3)

Keterangan:

PRIYRt  = Perbedaan return antara portofolio perusahaan yang mengalami  keuntungan dengan perusahaan yang mengalami kerugian pada waktu t.

Model (3) dapat menjelaskan return reksa dana dengan lebih baik dibandingkan model lainnya, dan dapat digunakan untuk mengukur kinerja reksa dana.

Penelitian Sudjono[24]

Penelitian ini mengamati hubungan jangka panjang dan simultan antara variabel ekonomi makro dengan indeks harga saham gabungan di Bursa Efek Jakarta pada periode Januari 1990 hingga Desember 2000. Penelitian ini menggunakan model Vector Autoregression dan Error Correction  Model. Variabel yang digunakan adalah Indeks Harga Saham Gabungan (IHSG), interest rate time deposit periode satu bulan (Depo 1) dan dua belas bulan (Depo 12), tingkat bunga SBI, money supply (M2), nilai tukar rupiah terhadap dollar AS (rupiah), dan inflasi.

  • Uji Stationary

Hasil penelitian menunjukkan bahwa data asli tidak stationary baik menggunakan model grafik, maupun akar unit menolak H0, sedangkan data 1st difference menunjukkan bahwa variabel ekonomi makro maupun IHSG stationary yaitu tidak menolak H0.

  • Uji Granger Causality

Dari delapan variabel penelitian setelah dilakukan Granger Causality Test pada tingkat signifikansi pada 5% ternyata sebanyak empat variabel yang tidak menolak H0 yang berarti terdapat hubungan kausalitas antara variabel-variabel penelitian tersebut, yaitu IHSG, Depo 1, SBI, dan Rupiah. Oleh karena itu, variabel-variabel lain yang tidak memenuhi syarat dari Granger Causality Test dikeluarkan dari model.

  • Uji Panjang Lag

Asumsi yang digunakan adalah mencari log likehood test statistik terkecil dari LR= -2 (L1-1) atas persamaan VAR maupun ECM. Dari rekapitulasi log likehood persamaan VAR dan ECM mulai lag 1 sampai 12 untuk periode 1990:01 sampai 2000:12, angka yang terkecil terletak pada lag 9, periode 1990:01 sampai 1997:07 log likehood terkecil pada lag 3, sedangkan period 1997:08 sampai 2000:12 log likehood terkecil pada lag 2.

  • Uji Kointegrasi

Pada uji kointegrasi periode 1990:01 sampai 2000:12 diketahui bahwa dari nilai 1-trace (0) statistik disimpulkan tidak menolak hipotesis nol bahwa tidak ada vektor yang terkointegrasi, sedangkan pada 1-trace (1) disimpulkan menolak hipotesis nol yaitu terdapat dua atau tiga vektor yang terkointegrasi dan tidak menolak hipotesis alternatif. Hal ini terjadi karena pada pertengahan 1998, terjadi kenaikan yang tinggi pada variabel-variabel SBI, depo 1, maupun rupiah. Pada periode 1990:01 sampai 1997:07 disimpulkan menolak hipotesis nol bahwa terdapat empat vektor yang terkointegrasi dan tidak menolak hipotesis alteratif bahwa tidak terdapat lebih dari dua vektor yang kointegrasi.

Pada periode 1997:08 sampai 2000:12 disimpulkan tidak menolak hipotesis nol bahwa tidak ada vektor yang kointegrasi, dan menolak hipotesis alternatif bahwa terdapat satu atau lebih vektor yang kointegrasi.

Pengujian kointegrasi periode 1990:01 sampai 2000:12 lebih mampu menunjukkan hubungan dan keseimbangan jangka panjang dibandingkan dengan kointegrasi periode lainnya (sebelum dan sesudah krisis moneter). Hal ini disebabkan periode terlalu pendek untuk data time series.

Hasil penelitian ini membuktikan bahwa dengan model VAR maupun ECM periode 1990:01 sampai 2000:12, variabel rupiah lebih mampu menjelaskan pengaruhnya terhadap variabel-variabel IHSG, Depo 1 maupun SBI. Hasil ini mendukung penelitian sebelumnya yang dilakukan oleh Domian, Gilster dan Louton (1996) yaitu adanya pengaruh negatif antara perubahan tingkat bunga dengan harga saham dan hubungan negatif antara nilai tukar rupiah terhadap harga saham.

[22] P. Nurwandono dan Damhuri Nasution, Agustus 1996, Integrasi Pasar Modal dan Perbankan Indonesia, Jurnal Keuangan dan Moneter, Vol.2 No. 3

[23] Otten, Roger and Bams, Dennis, How to Measure Mutual Fund Performance, Economic Versus Statistical Relevance, Journal of Finance, 2003

[24] Sudjono, September 2002, Analisis Keseimbangan & Hubungan Simultan Antara Variabel Ekonomi Makro Terhadap Indeks Harga Saham di Bursa Efek Jakarta dengan Metode VAR dan ECM, Jurnal Riset Ekonomi & Manajemen, Jakarta: UI Press, Vol. 2 No. 3

Leave a Reply

Your email address will not be published. Required fields are marked *