HUBUNGAN KADAR OVERNIGHT MONEY ANTARA BANK KONVENSIONAL DENGAN BANK ISLAM: BUKTI EMPIRIKAL DI MALAYSIA

Transkripsi

1 HUBUNGAN KADAR OVERNIGHT MONEY ANTARA BANK KONVENSIONAL DENGAN BANK ISLAM: BUKTI EMPIRIKAL DI MALAYSIA Zulkefly Abdul Karim & Norai Mod Asri Fakulti Ekoomi da Periagaa Uiversiti Kebagsaa Malaysia M. Farid Wajdi Fakultas Ekoomi Uiversitas Muhammadiyah Surakarta Atoi Fakultas Ekoomi Uiversitas Bug Hatta, Padag Abstract The objective of this study is to examie the relatioship betwee overight moey of Islamic bak ad covetioal bak based o daily data begis from 2th October 998 util 0th Jue This study is importat to determie whether overight moey of covetioal bak or overight moey of Islamic bak, become the leader or follower i the iterbak moey market. The ecoometrics tests such as uit root test, VAR model ad Grager causality test have bee applied. Result shows that both variables are statioary at level form or I(0). This implies that we do t eed to further aalysis with coitegratio test. I this case, we appllied the traditioal model of VAR ad Grager causality test. Empirical fidigs idicates that the existece of bi-directioal causality betwee overight moey of Islamic bak ad covetioal bak. Keywords: Overight moey, Islamic bak, uit root, Grager, autoregressive PENDAHULUAN Kestabila kadar buga merupaka prasyarat pertumbuha kegiata ekoomi dalam jagka pajag. Misalya, meurut McKio (973) kadar buga bear yag positif adalah diperluka utuk meggalakka age ekoomi membuat pegumpula baki uag bear, meigkatka pegatara keuaga da peyatua pasar keuaga yag bisa meyalurka sumber ekoomi secara tepat utuk mejaa pertumbuha ekoomi. Situasi ii dapat dicapai jika kadar buga domestik dibiarka bergerak secara bebas dalam pasar tapa campur taga kerajaa. Bagaimaapu, pegalama egara Malaysia telah meujukka liberalisasi kadar buga sejak tahu 978 telah meyebabka persaiga yag hebat di kalaga lembaga keuaga dalam meawarka kadar buga yag kompetitif. Hal ii meyebabka kadar buga pijama da simpaa megalami volatiliti yag kerap terjadi da meyulitka proses membuat keputusa pelabura da meyimpa. Keadaa demikia meyebabka Bak Negara 226 BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006

2 Malaysia (BNM) terpaksa megubah strategi dasar moeter kepada pegedalia kadar buga. Pegedalia kadar buga mempuyai empat alasa atau tujua yaitu meyalurka daa pelabura yag lebih efisie, memobilisasi sumber domestik secara efektif, membekalka sumber kredit yag murah da memastika kestabila makroekoomi. Meyadari petigya stabilitas kadar buga, Bak Negara Malaysia (BNM) telah megubah strategi pelaksaaa dasar moeter egara. Strategi dasar moeter tersebut bisa dibagi ke dalam dua periode waktu. Pada periode pertama yaitu sebelum November tahu 995, Bak Negara Malaysia (BNM) megguaka strategi peawara uag sebagai sasara dasar. Dalam periode ii, BNM seatiasa mematau pertumbuha agregat keuaga supaya sejala dega matlamat ekoomi yag diigika. Periode kedua yag berawal November 995 higga kii, BNM telah beralih kepada sasara kadar buga. Di bawah regim kadar buga, ia bisa dipisahka mejadi dua periode. Pertama, BNM memasukka kadar campur taga tiga bula da Nisbah Keperlua Rizab ke dalam formula pegiraa Kadar Pijama Asas (KPA). Ii berarti, BNM bisa megawal KPA sektor perbaka domestik. Kedua, mulai 23 April 2004 higga kii BNM telah memperkealka ragka kerja baru kadar faedah yaitu megguaka Kadar Dasar Semalama (overight policy rates) sebagai operasi moeter yag baru. Melalui strategi ii, BNM meetapka Kadar Dasar Semalama (KDS) sebayak 2,7 perse. Utuk memiimalka volatiliti KDS, BNM meetapka batas atas da bawah sebayak 25 mata asas pada ligkuga KDS. Ii berarti, dega KDS yag ditetapka pada 2,7%, batas atas aka berada pada 2,95% da batas bawah pada 2,45%. Di bawah ragka kadar faedah yag baru ii, setiap lembaga perbaka aka megumumka KPA masig-masig berdasarka struktur biaya daa da strategi periagaa mereka. Peraliha strategi dasar keuaga kepada sasara kadar buga telah meyebabka struktur kadar buga deposit da pijama mejadi lebih stabil yag dapat memberika kesa positif perkembaga sektor pelabura da pegguaa domestik. Di Malaysia, pelaksaaa dua sistem perbaka yaitu sistem perbaka Islam da perbaka kovesioal telah memode da medalamka lagi sistem keuaga egara. Situasi ii telah memberika bayak mafaat khususya kepada peggua da pelabur, sebab mereka mempuyai piliha (bak Islam atau bak kovesioal) utuk membuat urusa keuaga masig-masig. Persaiga atara bak kovesioal dega bak Islam juga semaki yata, khususya melalui aktivitas di pasar uag atarbak. Pasar uag atarbak mejadi tempat bagi lembaga keuaga utuk meyalurka kelebiha daa mereka (memberika pijama) atau utuk medapatka daa (membuat pijama) jika megalami masalah likuiditas. Terdapat beberapa jeis kadar utuk aktivitas di pasar uag atarbak (bak Islam da bak kovesioal) yaitu kadar uag semalama (overight moey), kadar miggu, bula, 3 bula, 6 bula da 2 bula. Secara logikya, peserta dalam pasar uag atarbak aka memijam dari sumber yag lebih murah da memberika Hubuga Kadar Overight Moey (Zulkefly Abdul Karim dkk) :

3 pijama (melabur) kepada sumber yag lebih kompetitif. Keadaa ii sudah pasti meyebabka pasar uag Islam da pasar uag kovesioal terpaksa bersaig sesama sediri utuk meawarka daa pijama dega kadar yag lebih kompetitif. Bagaimaapu, sama ada kadar atarbak Islam atau kadar atarbak kovesioal mejadi peetu (leader) atau pegikut (follower) merupaka persoala empirikal yag memerluka kajia lajut. Justru, tujua utama kajia ii adalah utuk meeliti secara empirikal hubuga kadar atarbak Islam dega kadar atarbak kovesioal berdasarka kepada pegguaa data haria. Kajia ii tidak membahas hubuga semua jeis kadar buga atarbak kovesioal dega kadar atarbak Islam. Fokus utama kajia ii haya pada pegguaa kadar uag semalama (overight moey), sebab ia merupaka istrume yag terpetig dalam kegiata pasar uag atarbak di Malaysia. Utuk memudahka pembahasa, kajia ii dipilah mejadi beberapa bagia. Bagia kedua membicaraka latar belakag peelitia sebelumya. Bagia ketiga membahas metode peelitia da keputusa empirikal, sedagka bagia keempat merupaka ikhtisar da kesimpula. PENELITIAN TERDAHULU Kajia dalam bidag itegrasi keuaga yag melibatka struktur kadar buga bisa dilihat dari dua sudut padag yaitu itegrasi kadar buga domestik da itegrasi kadar buga atarbagsa. Kajia megeai itegrasi kadar buga domestik terutamaya di pasar uag sudah perah dikaji secara medalam di kebayaka egara maju. Misalya, Saro da Thorto (2003) telah megkaji hubuga diamik atara kadar daa persekutua (federal fuds rate-ff) dega kadar bil perbedaharaa (treasury bill rate- TB) di pasar uag Amerika Serikat (AS). Kajia tersebut megguaka data haria dari tahu 974 higga tahu 999. Hasil kajia meujukka adaya hubuga jagka pajag atara kedua jeis kadar buga, da hubuga tersebut adalah stabil di sepajag regim dasar keuaga yag dilaksaaka sama ada pegedalia kadar buga maupu pegedalia agregat keuaga. Para peeliti sebelumya memberika alasa bahwa FF da TB memiliki kecederuga bergerak bersama-sama. Sebab dua variabel kadar buga tersebut mempuyai kaita yag rapat dega hipotesis jagkaa. Misalya, lihat peelitia Cook da Hah (989), Goodfried (99), Poole (99), Rudebusch (995, 200) da Woodford (999). Di sampig itu, sejak 5 tahu yag lalu terdapat bayak kajia yag telah megguaka kaedah ekoometrik rutut waktu (time series) seperti pedekata koitegrasi da model error correctio (VEC) utuk meguji kebeara hipotesis jagkaa terhadap struktur kadar buga. Misalya, lihat peelitia Egle da Grager (987), Stock da Watso (988), Campbell da Shiller (99), Hall et al. (992) serta Egsted da Taggaard (994). Kebayaka hasil peelitia tersebut telah merumuska bahwa terdapat hubuga jagka pajag atara struktur kadar buga FF dega TB. Peemua kajia ii meujukka bahwa pergeraka kedua kadar buga tersebut secara bersama- 228 BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006

4 sama meuju pada keseimbaga jagka pajag. Di sampig kajia itegrasi kadar buga domestik, terdapat juga beberapa kajia yag memberi tumpua kepada itegrasi kadar buga di perigkat iterasioal. Misalya, Bremes et al. (200) telah megguaka kaedah koitegrasi Johase (988) pelbagai variabel, di sampig kaedah peguraia varias da fugsi tidak balas utuk megaalisis hubuga atara kadar buga jagka pedek da jagka pajag di egara AS, Jerma da Norway. Hasil kajia meujukka bahwa kadar buga egara AS sigifika mempegaruhi atau mejadi peyebab perubaha kadar buga Jerma da Norway. Di kalaga egaraegara Asia, Chi da Frakel (995) telah megamati pegaruh kadar buga AS da Jepag terhadap kadar buga di egara Hog Kog, Malaysia, Taiwa da Sigapura. Hasil kajia meujukka adaya hubuga jagka pajag atara kadar buga di egara Hog Kog, Malaysia da Taiwa dega kadar buga egara AS da Jepag, maakala Sigapura haya mempuyai hubuga jagka pajag dega kadar buga AS saja. Phylakis (999) dalam kajiaya terhadap itegrasi pasar modal di egaraegara kawasa Pasifik seperti Sigapura, Malaysia, Hog Kog, Korea, Taiwa da Jepag telah medapati adaya hubuga jagka pajag atara pasar modal di egara-egara tersebut sejak dilaksaaka proses deregulasi. Di sampig itu, terdapat juga kajia di egara-egara Asia Timur khususya rumpu egara Chia seperti Taiwa, Chia da Hog Kog. Misalya, Nieh da Yau (2004) telah medapati adaya hubuga jagka pajag atara kadar buga pasar keuaga di ketiga egara tersebut. Dalam jagka pedek diperoleh hasil bahwa kadar buga egara Chia secara sigifika mempegaruhi kadar buga di Taiwa da Hog Kog. Ii mejelaska bahwa kadar buga di egara Chia mejadi peetu, maakala kadar buga di Taiwa da Hog Kog mejadi pegikut. Di Malaysia, kajia megeai itegrasi keuaga domestik dari aspek kadar buga belum lagi dikaji dega medalam higga kii. Sepegetahua peeliti, masih belum ada kajia empirikal yag dilakuka utuk megkaji hubuga kadar buga atarbak kovesioal dega kadar atarbak Islam. Hal ii telah memberika motivasi utuk meerokai isu tersebut dega megguaka kaedah ekoometrik rutut waktu. Kajia ii petig utuk melihat sama ada kadar atarbak kovesioal mejadi peetu kepada kadar atarbak Islam atau sebalikya. Di sampig itu, kajia ii dapat dijadika peritis kepada peelitia di masa medatag utuk meerokai isu itegrasi keuaga domestik secara lebih medalam dega megambilkira semua struktur kadar buga di pasara keuaga. METODE PENELITIAN Seperti yag telah dijelaska sebelum ii, tujua utama peelitia ii adalah utuk megkaji hubuga kadar buga atarbak kovesioal (IBK) dega kadar atarbak Islam (IBI). Variabel yag dipakai terdiri dari kadar buga overight moey bak kovesioal da kadar overight moey Islam. Sampel data peelitia berupa data haria dari 2 Oktober 998 higga 0 Jui 2005 yaitu Hubuga Kadar Overight Moey (Zulkefly Abdul Karim dkk) :

5 melibatka sebayak 783 cerapa. Kaedah ekoometrik rutut waktu yaitu uji uit root, model VAR da uji kausalitas Grager diaplikasika dalam kajia ii.. Uji Uit Root Suatu data rutut waktu dikataka o-statioer jika mi da varia data rutut waktu tersebut bergatug kepada waktu (time-depedet). Sebalikya, sesuatu data rutut waktu dikataka statioer jika mi da variaya adalah malar melalui waktu (time-idepedet). Nelso da Plosser (982) berpedapat bahwa kebayaka variabel ekoomi termasuk variabel keuaga bisa dikategorika sebagai o stasioer. Gordo (995) juga berpedapat bahwa kebayaka data rutut waktu ekoomi adalah ostasioer da haya mecapai stasioer pada tahap perbedaa pertama (first differeces) atau yag lebih tiggi lagi. Ada beberapa jeis uji yag serigkali diguaka oleh para peeliti terdahulu dalam meetuka stasioeritas setiap data rutut waktu yaitu uji Augmeted Dickey Fuller (ADF) yag diperkealka oleh Said da Dickey (984). Kaedah ADF ii dijalaka dega megguaka persamaa-persamaa seperti di bawah. Regresi tapa tred: Y t = β 0 + β Y t Regresi dega tred: Y = t β dimaa: 0 + β Y t + k + β T + 2 δ Y i k t i δ Y i + ε t i t.() + ε 2t.(2) Y t ialah pembedaa pertama (Y t - Y t- ) utuk rutut waktu Y t, Parameter β 0 ialah pitasa, ε da ε ialah error term, t 2t T ialah waktu atau variabel tred da k ialah pajagya lag waktu. Uji ADF memerluka ilai k yag optimum ditetuka terlebih dahulu. Utuk itu, ilai k yag optimum aka ditetuka dega megguaka kaedah Akaike Iformatio Criteria (AIC) yag dicadagka oleh Akaike (977). Hipotesis yag terlibat dalam uji ii ialah H 0 : β = 0 (o stasioer) melawa H 0 : β < 0 (stasioer), dimaa peolaka da peerimaa hipotesis ditetuka dega membadigka ilai mutlak statistik uji da ilai mutlak kritikal. Sekiraya ilai mutlak statistik uji yaitu τˆ µ (regresi tapa tred) atau τˆ τ (regresi dega tred) lebih besar daripada ilai mutlak kritikal masigmasig, pada kadar sigifikasi α tertetu, maka parameter ii adalah sigifika. Ii berarti data rutut waktu Y adalah stasioer pada perigkat paras. Sebalikya, sekiraya ilai mutlak statistik ii lebih kecil daripada ilai mutlak kritikalya, pada kadar sigifikasi α tertetu, maka parameter β adalah tidak sigifika yag berarti data rutut waktu Y adalah o stasioer pada perigkat paras. Oleh karea itu, data rutut waktu Y perlu dibedaka sekali da uji di atas aka dilakuka semula dega perigkat pembedaa pertama. Nilai kritikal yag dimaksudka bagi uji ii diperoleh dari Fuller (976). 230 BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006

6 Stasioeritas rutut waktu adalah berkaita erat dega derajat itegrasiya. Pada umumya, jika rutut waktu Y t dibedaka sebayak d kali sebelum diriya mecapai tahap stasioeritas maka rutut waktu Y t adalah beritegrasi pada derajat d yaitu Y t ~ I(d). Ii bermaka, jika rutut waktu Y t stasioer pada perigkat paras, maka rutut waktu ii dikataka beritegrasi pada perigkat paras yaitu Y t ~I(0). Seterusya, jika sesuatu rutut waktu itu haya mecapai stasioeritas setelah dibedaka sekali saja, maka ia dikataka beritegrasi pada derajat pertama (itegrated of order oe) yaitu Y t ~I(). Hasil uji uit root kaedah PP da ADF ditujukka pada tabel. Berdasarka tabel, didapati kedua istrume pasar uag atarbak sama ada IBI (kadar uag semalama bak Islam) atau IBK (kadar uag semalama bak kovesioal) mecapai stasioer atau beritegrasi pada betuk paras atau I(0). Oleh karea kedua variabel IBK da IBI stasioer pada perigkat paras atau I(0), maka uji koitegrasi tidak perlu dilakuka. Ii karea meurut Egle-Grager (987) da Johase (988) bahwa uji koitegrasi haya bisa dijalaka terhadap variabel rutut waktu yag o stasioer pada perigkat paras atau I(0). Ii disebabka koitegrasi merujuk kepada kombiasi liear variabel yag o stasioer (Eders, 2004). 2. Model Tradisioal Vektor Autoregresif (VAR) Disebabka kedua kadar atarbak stasioer pada derajat itegrasi yag sama yaitu pada perigkat paras atau I(0), maka uji selajutya haya bisa dilakuka dega megguaka pedekata model VAR (vector autoregressive) tradisioal da uji kausalitas Grager biasa. Persamaa VAR ditulis seperti berikut: y t = A y t- + + A p y t-p + BΩ t + є t.(3) dimaa: y t adalah vektor k bagi variabel edogeous, Ω t adalah vektor d bagi variabel eksogeous, A,., A p da B adalah matriks koefisie yag diaggarka da є t pula adalah vektor iovasi. Hasil uji VAR seperti yag ditujukka oleh Tabel 2 membuktika bahwa IBR da IBI salig pegaruhi secara positif da sigifika di atara satu sama lai. Tabel. Hasil Uji Uit Root Philip-Perro (PP) da Augmeted Dickey Fuller(ADF) Variabel Betuk Paras Kadar uag semalama bak Islam (IBI) Kadar uag semalama bak kovesioal (IBK) Nota : Model dijaa oleh lat da pitasa serta tiada tre. * Sigifika pada aras keertia % ** Sigifika pada aras keertia 5% PP ** * Jeis Uji ADF ** * Hubuga Kadar Overight Moey (Zulkefly Abdul Karim dkk) :

7 Tabel 2. Keputusa Uji Model Vektor Autoregresif (VAR) Variabel Bebas Variabel Bersadar IBI IBK IBI (-) ( ) (0.098) (3.26)*** ( )*** IBK (-) (0.0063) (0.0503) (0.4894)*** ( )*** C (0.0086) (0.0944) ( )*** (-2.457)*** R 2 terselaras Statistik-F Durbi-Watso Nota : Uji VAR ii dilakuka dega lat. Nilai dalam kuruga merujuk kepada ilai ralat piawai. Nilai dalam kuruga yag ditebalka (bold) da dimirigka (italic) pula merujuk kepada ilai statistik-t. ***sigifika pada aras keertia perse Hasil kajia meujukka jika terjadi keaika perse dalam IBK, maka IBI aka meigkat sebayak perse. Nilai R 2 sebayak meujukka 98.8 perse perubaha dalam IBI berupaya diteragka oleh lat IBK da lat IBI itu sediri. Nilai statistik Durbi Watso juga membuktika tidak adaya masalah autokorelasi dalam model tersebut. Sebalikya, bagi IBK jika terjadi keaika perse dalam IBI, maka IBK aka meigkat sebayak 0.82 perse. Nilai R 2 sebayak juga meujukka sebayak 95.8 perse perubaha dalam IBK berupaya diteragka oleh lat IBI da lat IBK itu sediri. Nilai statistik Durbi-Watso yag medekati 2, juga membuktika tidak ada masalah autokorelasi bagi model tersebut. 3. Uji Kausalitas Grager Meurut Grager (969), sesuatu variabel Y itu dikataka sebagai peyebab Grager kepada variabel X, jika maklumat-maklumat lepas variabel Y adalah sigifika dalam membuat peramala ke atas ilai X. Sekiraya kedua-dua variabel X da Y adalah beritegrasi pada betuk paras atau I(0), maka uji kausalitas Grager tradisioal adalah masih sah diguaka. Oleh yag demikia, uji kausalitas Grager biasa yag aka diguaka adalah seperti berikut; t = α0 + δi IBKt i + φi IBK IBI + v t i t.(4) IBI t = α 20 + δ 2i IBKt i + φ2i IBI t i + v2t.(5) Uji kausalitas Grager ii haya dapat meetuka hubuga sebab akibat jagka pedek saja. Ii dapat diukur melalui uji wald (statistik F) pada 232 BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006

8 sekumpula koefisie φ i dalam persamaa (4) da sekumpula koefisie δ 2i dalam persamaa (5). Hipotesis yag dipakai megukur kausalitas Grager jagka pedek adalah seperti berikut; H 0 : φ = φ 2 =... = φ = 0 H : φ = φ 2 =... = φ 0 da H 0 : δ 2 = δ 22 =... = δ 2 = 0 H : δ 2 = δ 22 =... = δ 2 0 Utuk melihat arah hubuga kausalitas tersebut, ilai p bagi statistik F aka diguaka utuk meolak atau meerima hipotesis pada kadar sigifikasi 5 perse atau 0 perse. Jika ilai p ii lebih kecil daripada kadar sigifikasi, maka hipotesis ol aka ditolak da sekiraya ilai p lebih besar daripada kadar sigifikasi, maka hipotesis ol aka gagal ditolak. Peolaka H 0 : φ = φ 2 =... = φ = 0 bermaksud IBI adalah peyebab Grager jagka pedek kepada IBK, maakala peolaka H 0 : δ 2 = δ 22 =... = δ 2 = 0 juga membawa maksud IBK adalah peyebab Grager jagka pedek kepada IBI. Kesa positif ataupu egatif dapat diperoleh dega mejumlahka koefisie dalam persamaa (4) da (5). Jika φ i meghasilka ilai egatif, maka IBI memberika kesa egatif terhadap IBK da sebalikya. Jika δ meghasilka 2i ilai positif, maka IBK memberika kesa positif terhadap IBI da sebalikya. Keputusa uji kausalitas Grager ditujukka pada Tabel 3. Hasil peelitia meujukka bahwa kedua variabel kadar overight moey (IBK da IBI) salig mempegaruhi atara satu sama lai atau dega perkataa lai ada hubuga arah kausalitas dua hal atara IBK dega IBI. Ii dapat dilihat apabila ilai p bagi kedua hipotesis ol adalah sigifika pada kadar sigifikasi α= perse. Maka, dalam hal ii kita terpaksa meolak kedua hipotesis ol tersebut. Peolaka hipotesis ol tersebut berarti, IBK adalah peyebab Grager kepada IBI, maakala IBI juga adalah peyebab Grager kepada IBK. SIMPULAN Tujua utama kajia ii adalah utuk meeliti hubuga atara kadar overight moey bak kovesioal (IBK) dega kadar overight moey bak Islam (IBI). Kajia ii petig utuk meujukka sama ada bak kovesioal atau bak Islam mejadi peetu atau pegikut dalam pasar uag atarbak. Kaedah Tabel 3. Keputusa Uji Kausalitas Grager Hipotesis Nol Statistik-F Probabilitas (p) IBK buka peyebab Grager kepada IBI *** IBI buka peyebab Grager kepada IBK *** Nota: *** sigifika pada α=% Hubuga Kadar Overight Moey (Zulkefly Abdul Karim dkk) :

9 ekoometrik rutut waktu seperti uji uit root, model tradisioal VAR da uji kausalitas Grager telah diaplikasika dalam kajia ii. Hasil peelitia meujukka bahwa variabel IBK da IBI mecapai stasioer perigkat paras atau I(0). Ii meujukka uji koitegrasi tidak perlu dilakuka. Keputusa uji VAR da uji kausalitas Grager meujukka bahwa kedua variabel overight moey adalah salig mempegaruhi atara satu sama lai dalam jagka pedek. Hal ii berarti ada hubuga kausalitas dua arah (bi-directioal causality) atara IBK dega IBI. Peemua kajia ii memberika beberapa implikasi pada aktivitas di pasar uag atarbak da dasar moetar egara. Pertama, disebabka IBK (overight moey bak kovesioal) da IBI (overight moey bak Islam) salig mempegaruhi atara satu sama lai, maka dalam jagka pedek peserta pasar bisa membuat piliha sama ada memijam di IBK atau IBI. Ii disebabka kadar overight moey di kedua lembaga tersebut salig bergatug satu sama lai dalam jagka pedek. Kedua, di pihak lembaga keuaga (bak Islam da bak kovesioal) aka mewujudka persaiga yag sehat dalam meawarka daa (memberi pijama) melalui aktivitas pasar uag atarbak. Ii disebabka tiada lembaga keuaga maapu yag domia atau mejadi peetu dalam pasar uag atarbak. Persaiga yag sehat ii sudah pasti memajuka lagi perdagaga di pasar uag atarbak khususya kepada istrume overight moey. Ketiga, salig mempegaruhi atara IBK dega IBI cederug meyebabka volatiliti kadar overight moey. Volatiliti yag terus meerus perlu diatasi supaya aktiviti pasar uag atarbak berada pada kodisi stabil. Justru, di pihak BNM peraliha kepada strategi megguaka Kadar Dasar Semalama (KDS) sebagai operasi moeter yag baru mulai 23 April 2004 merupaka suatu lagkah pragmatik. Ii disebabka operasi overight moey sama ada secara Islam atau kovesioal semaki bertambah dega begitu pesat sekali. Maka, dalam hal ii pegedalia KDS aka dapat mempegaruhi kestabila struktur kadar buga yag lai, di sampig berupaya mempegaruhi likuiditas sistem perbaka. Tambaha lagi, persaiga atara bak kovesioal dega bak Islam dijagka aka memajuka lagi perdagaga di pasar uag atarbak. Justeru, pegedalia terhadap KDS aka dapat memastika kestabila IBK da IBI supaya kedua sistem perbaka tersebut bersama-sama medapat mafaat melalui aktivitas di pasar uag atarbak. DAFTAR PUSTAKA Akaike, H. (977). O Etropy Maximizatio Priciple. I P. R. Krisiah (977). Applicatio of Statistics. North-Hollad Amsterdam. Bremes, H., Oystei, G., & Frode, S Likage amog Iterest Rates i the Uited States, Germay ad Norway. Scadiavia Joural of Ecoomics, 03(), Campbell, J.Y, & Shiller, R.J. 99. Yield Spreads ad Iterest Rates Movemet: A Bird s Eye View. Review of Ecoomic Studies, 58, Chi, M.D., & Frakel, J.A Who Drives Real Iterest Rates aroud the Pacific Rim: The USA or Japa? 234 BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006

10 Joural of Iteratioal Moey ad Fiace, 4(6), Cook, T & Hah, T The Effect of Chage i the Federal Fuds Rate Target o Market Iterest Rates i the 970s. Joural of Moetary Ecoomics, 24, Eders, W. (2004). Applied Ecoometric Time Series. New York : Joh Wiley & Sos, Ic. Egsted, T & Taggaard, C Coitegratio ad the US term structure. Joural of Bakig ad Fiace, 8, Egle, R. F. & Grager. C. W. J. (987). Co-itegratio ad Error Correctio: Represetatio, Estimatio, ad Testig. Ecoometrica, 55, Fuller, W. A. (976). Itroductio to Statistical Time Series. New York: Joh Wiley ad Sos. Goodfried, M. 99. Iterest Rates ad the Coduct of Moetary Policy. Caregie-Rochester Series o Public Policy, 34, Gordo, D. V. (995). Optimal Legth i Estimatig Dickey-Fuller Statistics: a Empirical Note. Applied Ecoomics Letters, 2, Grager, C. W. J. (969). Ivestigatig Causal Relatios by Ecoometrics Models ad Cross-Spectral Methods. Ecoometrica, 55, Hall, A.D, Aderso, H.M & Grager, C.W.J A Coitegratio Aalysis of Treasury Bill Yields. Review of Ecoomics ad Statistics, 74, Johase, S. (988). Statistical Aalysis of Coitegratio Vectors. Joural of Ecoomic Dyamic Cotrol, 2, McKio, R.(973). Moey ad Capital i Ecoomic Developmet. Washigto DC: Brookigs Istitutios. Nelso, C. R. & Plosser, C. I. (982). Tred ad Radom Walks i Macroecoomic Time Series: Some Evidece ad Implicatio, Joural of Moetary Ecoomic, Nieh, C-C & Yau, H-Y Time Series Aalysis for the Iterest Rates Relatioship amog Chia, Hog Kog, ad Taiwa Moey Markets. Joural of Asia Ecoomics, 5, Phylaktis, K Capital Market Itegratio i the Pacific Basi Regio: A Impulse Respose Aalysis. Joural of Iteratioal Moey ad Fiace, 8, Poole, W. 99. Iterest Rates ad the Coduct of Moetary Policy: A Commet. Caregie-Rochester Series o Public Policy, 34, Rudebusch, G.D Federal Reserve Iterest Rates, Targetig Ratioal Expectatios, ad the Term Structure. Joural of Moetary Ecoomics, 35, Rudebusch, G.D Term Structure Evidece o Iterest Rates Smoothig ad Moetary Policy Iertia. Federal Reserve Bak of Sa Frasisco, Mimeo. Said, S. E. & Dickey, D. A. (984). Testig for Uit Roots i Autoregressive Movig Average Models of Ukow Order. Biometrika, 7, Saro, L. & Thorto, D.L The Dyamic Relatioship betwee the Federal Fuds Rate ad the Treasury Bill Rate: A Empirical Ivestigatio. Hubuga Kadar Overight Moey (Zulkefly Abdul Karim dkk) :

11 Joural of Bakig & Fiace, 27, Stock, J. H & Watso, M.W Testig for Commo Treds. Joural of the America Statistical Associatio, 83, Woodford, M Optimal Moetary Policy Iertia: The Machester School 67 (Supplemet), BENEFIT, Vol. 0, No. 2, Desember 2006