Uji Beda Rataan
-
Upload
dimas-aqil -
Category
Documents
-
view
5 -
download
0
description
Transcript of Uji Beda Rataan
![Page 1: Uji Beda Rataan](https://reader036.fdocument.pub/reader036/viewer/2022082519/5695d1791a28ab9b0296b075/html5/thumbnails/1.jpg)
1. Uji Beda Rataan 1-sampel
Tujuan : Membandingkan rata-rata populasi (μ) dengan suatu nilai tertentu (μ0)
Hipotesis Statistik : H0 : μ=μ0 H0 : μ=μ0 H0 : μ=μ0
H0 : μ≠μ0 H0 : μ<μ0 H0 : μ>μ0
(Dua Pihak) (Pihak Kiri) (Pihak Kanan)
Statistik Hitung : t hitung=x−μ0s /√n
Titik Kritis : t tabel=t(α; n−1 ) untuk dua pihak gunakan α /2
Kriteria : Tolak H0 jika |t hit|≥t tabContoh-1 Suatu jurnal mengungkapkan bahwa setiap lembar daun tumbuhan T di hutan
Afrika mengandung 4,5 persen kadar zat X. Untuk tujuan komparasi sampel 31 lembar jenis daun tersebut diambil di hutan Kalimantan, memiliki rata-rata kadar zat X sebesar 4,9 persen dengan simpangan baku 0,8 persen.
Hipotesis statistik : H0 : μ=4,5 lawan H1 : μ≠4,5Titik kritis : ttab = t (0,025;30) = 2,04
thit. = 4.9−4.50.8/√31
=2,78
Keputusan : H0 ditolak karena thit. > ttab
Kesimpulan : ada perbedaan kadar X pada daun tumbuhan T antara yang tumbuh di hutan Kalimantan dengan yang tumbuh di hutan Afrika
Catatan : Seandainya sebelum sampling ada dugaan rasional bahwa yg di Kalimantan lebih tinggi maka H1 : μ>4,5. Dan seandainya dugaan itu di Kalimantan lebih rendah maka tdk perlu diteliti
Contoh-2 Pada suatu makanan kaleng tertera isi bersih 5 ons, namun akhir-akhir ini masyarakat mengeluhkan dan meragukannya. Untuk menguatkan keluhan masyarakat diambil sampel acak 23 kaleng, diperoleh rata-rata 4,9 ons dengan simpangan baku 0,2 ons.
![Page 2: Uji Beda Rataan](https://reader036.fdocument.pub/reader036/viewer/2022082519/5695d1791a28ab9b0296b075/html5/thumbnails/2.jpg)
2. Uji Beda Rataan 2-sampel
Tujuan : Membandingkan rata-rata dua populasi (μ1dengan μ2)
Hipotesis Statistik : H0 : μ1=μ2 H0 : μ1=μ2 H0 : μ1=μ2
H1 : μ1≠μ2 H1 : μ1<μ2 H1 : μ1>μ2
(Dua Pihak) (Pihak Kiri) (Pihak Kanan)
Jika kedua populasi homogen :
Statistik Hitung : t hit=
x1−x2
s √ 1n1+ 1n2 , dimana s=√ (n1−1 ) s12+(n2−1 ) s2
2
n1+n2
Titik Kritis : t tabel=t(α; n1+n2−1)
Kriteria : Tolak H0 jika |t hit|≥t tab Jika kedua populasi tidak homogen :
Statistik Hitung : t hit=
x1−x2
√ s12n1+ s22
n2
Kriteria : Tolak H0 jika |t hit|≥
s12
n1×t α (n1−1)+
s22
n2×tα (n2−1)
s12
n1+s22
n2
Uji Homogenitas :
Hipotesis statistik : H0 : σ 12=σ2
2 H1 : σ 12≠σ2
2
Statistik hitung : Fhit=max {s1
2 , s22}
min {s12 , s2
2 }
Titik kritis : F tab=Fα (db− pembilang ,db− penyebut )
Kriteria : Tolak H0 jika Fhit≥ Ftab
![Page 3: Uji Beda Rataan](https://reader036.fdocument.pub/reader036/viewer/2022082519/5695d1791a28ab9b0296b075/html5/thumbnails/3.jpg)
Contoh-1. Suatu penelitian ingin mengetahui ada/tidaknya pengaruh peningkatan konsentrasi ekstrak terhadap kecepatan suatu reaksi kimia. Pada konsentrasi ekstrak 1,5 mol/liter reaksi dicoba 15 kali diperoleh rata-rata 7,5 mikromol/30menit dengan simpangan baku 1,5. Pada konsentrasi ekstrak 2,0 mol/liter reaksi dicoba 12 kali diperoleh rata-rata 8,8 mikromol/30menit dengan variansi 1,2.
Uji Homogenitas :Hipotesis statistik : H0 : σ 1
2=σ22 H1 : σ 1
2≠σ22
Fhit=1,51,2
=1,25
F tab=F (0,05 ;14,11)=2,74Keputusan : H0 diterima karena Fhit<Ftab
Kesimpulan : Asumsi homogen dipenuhi
Uji beda rata-rata :Hipotesis statistik : H0 : μ1=μ2 H1 : μ1<μ2
s=√ (n1−1 ) s12+(n2−1 ) s2
2
n1+n2=√ (14 )(1,22)+ (11 )(1,09)
27=1,03
t hit=x1−x2
s √ 1n1+ 1n2= 7,5−8,8
1,03√ 115 + 112
=−3,25
t tabel=t0,05 (25)=1,71
Keputusan : H0 ditolak karena |t hit|>t tab
Kesimpulan : Rata-rata kecepatan reaksi pada konsentrasi ekstrak 1,5 mol/liter lebih kecil dibandingkan rata-rata kecepatan reaksi pada konsentrasi ekstrak 2,0 mol/liter. Atau, peningkatan konsentrasi s ekstrak berpengaruh terhadap kecepatan suatu reaksi kimia
Contoh-2 Hasil analisis kandungan asam sitrat 2 jenis minuman
Minuman NRata-rata
Standar deviasi
![Page 4: Uji Beda Rataan](https://reader036.fdocument.pub/reader036/viewer/2022082519/5695d1791a28ab9b0296b075/html5/thumbnails/4.jpg)
A 10 12,8 1,55B 10 13,65 1,42
3. Uji Beda Rataan k-Sampel
Tujuan : untuk membandingkan rata-rata k-populasi (μ1 , μ2 , μ3 ,…,μk¿
Hipotesis statistik : H0 : μ1=μ2=μ3=…=μk H1 : Minimal 2 μ❑tidak sama
Contoh-1 Pertambahan berat (ons) 3 perlakuanA B C
2.1 2.4 2.52.3 2.2 2.82.1 2.4 3.22.4 2.7 2.8
2.5
Hipotesis statistik : H0 : μ1=μ2=μ3 H1 : Minimal 2 μ❑tidak sama
Statistik hitung :
∑ x1=8,9 ∑ x2=12,2 ∑ x3=11,3 ∑ x tot=32,4 ∑ x tot2 =81,943
JK tot=∑ x tot2 −¿¿¿1,189231
JKant=(∑ x1)
2
n1+(∑ x2)
2
n2+(∑ x3)
2
n3−¿¿19,8025 + 29,768 + 31,9225 – 80,75077 = 0.742231
JKdal=JK tot−JK ant=¿ 0,447
Fhit=
JKantk−1JKdalN−k
=0,742231 /20,447 /10
=¿8,302358
F tab=F (α ;k−1 , N−k)=F (0,05 ;2,10 )=¿ 4,10
![Page 5: Uji Beda Rataan](https://reader036.fdocument.pub/reader036/viewer/2022082519/5695d1791a28ab9b0296b075/html5/thumbnails/5.jpg)
Keputusan : H0 ditolak karena Fhit¿ F tab
Kesimpulan : Ada perbedaan rata-rata pertambahan berat antara ketiga perlakuan (perlu uji lanjut untuk mengetahui mana yg berbeda)