Penerapan Uji F, Uji Quade dan Uji Friedman Terhadap Pengamatan Hasil Uji Organoleptik

(1)

RINGKASAN

AYOE INDRIA WINURI. Penerapan Uji F, Uji Quade dan Uji Friedman terhadap Pengamatan Hasil Uji Organoleptik (Applied of F Test, Qtiade Test and Friednion Test to Observation of Organoleptic Test).

Dibimbing ole11 AUNUDDIN dan AAM ALAMUDI.

Penelitian bidang teknologi pangan dan hasil pertanian banyak yang nlenggunakan uji organoleptik yang dilakukan ole11 panelis untuk menentukan nilai faktor mutu yang bersifat kualitatif. Data yang diperoleh dan' uji tersebut bempa skor yang lnempunyai skala ordinal yang biasanya diperlakukan sebagai suatu llasil percobaan dengan RAK dengan panelis sebagai kelompok. Dalam penelitian ini dicoba menelaah pengarutl transfonnasi terlladap data kualitatif, membandingkan analisis RAK data asal dengan data transforn~asi, mernbandingkan analisis RAK parametrik data transformasi dengan hasil uji Quade dan Friedman sebagai versi nonparamehk, serta ~nernbandingkan lrasil uji Quade dan Friedman. Sebagai kasus,

di

sini digunakan beberapa data llasil penelitian di LP-IPB yang menggunakan uji organoleptik dan data mentalmya mudall ditelusuri.

(2)

PENERAPAN UJI F, UJI QUADE DAN UJI FRIEDMAN

TERHADAP PENGAMATAN HASIL UJI ORGANOLEPTIK

AYOE INDRIA

WINURI

JURUSAN STATISTIKA

FAKULTAS MATEMATIKA DAN ILMU PENGETAHUAN ALAM

INSTITUT PERTANIAN BOGOR

(3)

RINGKASAN

AYOE INDRIA WINURI. Penerapan Uji F, Uji Quade dan Uji Friedman terhadap Pengamatan Hasil Uji Organoleptik (Applied of F Test, Qtiade Test and Friednion Test to Observation of Organoleptic Test).

Dibimbing ole11 AUNUDDIN dan AAM ALAMUDI.

Penelitian bidang teknologi pangan dan hasil pertanian banyak yang nlenggunakan uji organoleptik yang dilakukan ole11 panelis untuk menentukan nilai faktor mutu yang bersifat kualitatif. Data yang diperoleh dan' uji tersebut bempa skor yang lnempunyai skala ordinal yang biasanya diperlakukan sebagai suatu llasil percobaan dengan RAK dengan panelis sebagai kelompok. Dalam penelitian ini dicoba menelaah pengarutl transfonnasi terlladap data kualitatif, membandingkan analisis RAK data asal dengan data transforn~asi, mernbandingkan analisis RAK parametrik data transformasi dengan hasil uji Quade dan Friedman sebagai versi nonparamehk, serta ~nernbandingkan lrasil uji Quade dan Friedman. Sebagai kasus,

di

sini digunakan beberapa data llasil penelitian di LP-IPB yang menggunakan uji organoleptik dan data mentalmya mudall ditelusuri.

(4)

PENERAPAN UJI F, UJI QUADE DAN UJI FRIEDMAN

AYOE

INDRIA WINURI

Skripsi

sebagai Salah Satu Syarat untuk Memperoleh Gelar

Sarjana Sains

pada

Jurusan Statistika

JURUSAN STATISTIKA

PAKULTAS MATEMATIKA DAN ILMU PENGETAHUAN ALAM

(5)

Judul : Uji I:. Uji Q u i ~ d c dan Uji I'ricdlniln tcrlladap Penganlaln~l I-lasil Uji Organoleptik N ~ I I I I ~ I : AYOC llidriik W ~ I I I I I . ~

NIII' : GO3496006

(6)

RIWAYAT HIDUP

Penulis dilahirkan di Padang Sidempuan, Sumatera Utara pada tanggal 14 April 1978 sebagai anak ketiga dari lima bersaudara, dari Bapak H. R. Moelyawan dan Ibu Hj. Fatma Aira.

Pendidikan dasar sejak kelas satu sampai dengan pertengahan kelas lima SD, penulis selesaikan di SDN 8 Pariaman. Penulis melanjutkan SD di SDN 4 Majalengka dan lulus pada tahun 1990. Penulis menyelesaikan kelas 1 SMP di SMPN 1 Majalengka dan setelah itu dilanjutkan di SMPN 2 Bogor dan lulus pada tahun 1993. Pada tahun 1996 penulis lulus dari SMA Negeri 5 Bogor dan masuk IPB melalui jalur Undangan Seleksi Masuk IPB pada Jumsan Statistika.

(7)

PRAKATA

Alhamdulillah, segala puji dan syukur hanya kepada Allah SWT yang selalu memberikan rahmat dan hidayah-Nya sehingga karya ilmiah ini dapat diselesaikan dengan baik. Semoga shalawat dan salam selalu tercurah kepada junjungan kita Nabi Muhammad SAW beserta keluarga dan para sahabatnya.

Penulis menghaturkan terilna kasih yang sebesar - besarnya kepada semua pihak yang telah memberikan segala bantuan sehingga tulisan ini bisa terselesaikan, antara lain :

1. Bapak Dr. Ir. Aunuddin dan Bapak 11. Aam Alamudi M S . selaku dosen pembimbing atas segala perhatian, waktu, saran, arahan serta bimbingannya selama ini.

2. Papa dan Mama, k a k a k u Nuke dan Winny, adikku Ririen dan Ade, kakak iparku Ivan dan Yuli, keponakanku Nadya dan Nidya, dan keluarga besar almarhum kakek di Bukittinggi dan eyang R. Soedaryo atas segala doa, dukungan, cinta dan kasih sayangnya.

3. Untuk An, yang telah banyak memberi arti pada hidupku.

4. Dosen Jurusan Statistika FMIPA IPB, atas ilmu yang telah diajarkan.

5. Ibu Lina, Ibu Ony, Teh Neni dan staf LP-IPB lainnya, atas dukungan pengumpulan laporan hasil penelitian.

6 . Ibu Dedeh, Ibu Sulis, Ibu Markonah, Ibu Balgis dan Bang Sudin yang sangat membantu penulis. 7. Noor, Didah, Arif, Risma, Taufiq dan Eva, atas masukannya pada kolokium dan seminar.

8. Rina, Mella, Reny, Sri, Utami, Yusro, Farah, Firza, Eni G., Asih, Hanhan, Eka, 'Njoe, Dini, Faisal dan teman

-

teman STK'33 lainnya, atas segala bantuan, dorongan dan kebersamaannya.

9. Kak Puji, Mbak Titi, Kak Putra dan STK'32 lainnya dan juga Yadi, Bram dan adik

-

adik tingkat lainnya.

10. geluarga Hj. Maryam di CB 148 dan H. Rachmatdi B M atas do'a dan dorongannya. Penulis berharap semoga karya ilmiah ini dapat memberi manfaat.

Bogor, Agustus 2001

(8)

DAFTAR IS1

Halarnan

...

DAFTAR GAMBAR vi

...

DAFTAR TABEL

.

vi

DAFTAR LAMP PENDAHULUAN

Latar B Tujuan

TINJAUAN PUSTAKA Penilaian Organolep

Pemeriksaan Asums

...

Transfomsi Data

...

Uji Statistik Nonparametrik _{. .}

...

Uji Fnedman

...

Uji Quade

BAHAN

DAN METODE

Bahan

...

Metode

...

HASIL DAN PEMBAHASAN

...

Transfomsi

dan

Pemeriksaan Asumsi

Perbandingan Hasil Sidik Ragam Data Asal dan Data Hasii Transfomsi

...

Perbandingan Hasil Analisis Uji Paramehik

-

_. dan Uji Nonparametrik

...

Perbandingan Aasii Anaiisis VJI rnedman daniiji

Quaae

...

.

...

Uji F, Uji Friedman dan Uji Quade

KESIMPULAN DAN SARAN

(9)

DAFTAR GAMBAR

Halaman

I. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Warna Roti Tawar dalam Berbagai Perlakuan

...

₅ 2. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Rasa Mie Rehidrasi dalam Berbagai Perlakuan

...

₅ 3. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Aroma Mie Kering dalam Berbagai Perlakuan

...

₅

DAFTAR TABEL

Halaman

1. Perbandingan Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji Parametrik dan

. .

...

Nonparametrik Penel~t~an 1 6

. .

...

Nonparametrik Penel~ttan 2 6

. .

...

Nonparametrik Penel~t~an 3 6

DAFTAR LAMPIRAN

Halaman

1. Makro Minitab untuk Melakukan Uji Quade

...

10 2. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik

(Uji Friedman dan Uji Quade) Peneiitian I

...

.

...

12 3. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik

(Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 2

...

13 4. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparamehik

(Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 3 5. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi

(10)

PENDAHULUAN

TINJAUAN PUSTAKA

Latar Belalcang

Penelitian bidang teknologi pangan dan lusil perlanian banyak yang lnenggunakan uji organoleptik untuk ruenentukan nilai faktor mutu, yang bersifat kualitatif, seperti aroma, warna, dan rasa dari ballan olalm. Pengarnatannya dilakukan oleh panelis dengan memberi peringkat kesukaan.

Data yang diperoleh dari uji organoleptik adalah berupa skor yang mempunyai skala ordinal. Signifrkasi lasil nji ini kadang kala diuji dengan rnetode parametxik berdawkan model Rancangan Acak Kelompok (RAK) dengan panelis sebagai kelompok.

Uji F adalah statistik uji paramehik yang digunakan untuk membandingkan lebih dari dua perlakuan sekaligus dalam analisis ragam. Salali satu asumsi dalam uji F ini adalah bahwa data minimal berskala selang (Siegel, 1994). Apabila asnmsi

ini

tidak terpenuhi maka salah satu cara

mengatasinya adalah dengan hansformasi data. Namun apabiia masih belum memenuhi asumsi analisis ragam,

maka

hatus digunakan

cara

_lain, yaitu analisis nonparametrik yang

sesuai

dengan analisis ragam yang dimaksudkan (Sokal & Rohlf, 1981). Siegel (1994) menyebutkan bahwa analisis nonpammetrik lebih sesnai untuk diterapkan pada data yang mempunyai skala ordinal

dan

nominal.

-

_L_ujuan

Tujuan penelitian ini adalah melakukan kajian terhadap data lusil penelitian yang bersifat Iualitatif dari uji organoleptik, yaitu :

1. Melihat pengarul~ transformasi terhadap data kualitatif dengan membandingkan analisis

RAK data asal dan data transformasi.

2. Mernbandingkan hasil analisis data transformasi dengan hasil uji Qnade dan Friedman sebagai versi nonparametrik dari

analisis tersebut.

3. Menlbandingkan hasil nji Quade dan Friedman sehingga diketahui yang lebih baik untnk kasus-kasns penelitian di sini.

Dari penelitian ini dilmpkan diperoleh uji yang lebih baik untuk diterapkan terhadap peuball respon yang bersifat kualitatif dengan rancangan acak kelompok. Kasus penelitian yang digunakan addall beberapa kasns penelitian di LP-IPB yang menggunakan uji organoleptik yang data ~nentalmya dapat ditelusuri.

Penitaian Organoleptik

Penilaian dengan indera yang juga disebut penilaian organoleptik atau penilaian sensorik banyak digunakan untuk rnenilai mutu komoditi hasil pertanian dan makanan. Penilaian dengan cara ini banyak disenangi karena dapat dilaksanakan dengan cepat dan langsung. Dalam beberapa hal, p e ~ l a i a n dengan indera bahkan melebihi ketelitian alat yang paling sensitif (Soekarto, 1985).

Untuk melaksanakan suatu penilaian organoleptik diperlukan panelis yang bertugas menilai sifat atau mutu bahan berdasarkan kesan subjektifnya masing-masing. Penilaian cita rasa ini dilakukan dengan metode hedonik yang jeNs penilaiannya bisa dibuat berdasarkan skala kesukaan (hedonic scale test) (Nasoetion, 1980).

Salah satu cam pelaksanaan penilaian dengan skala kesukaan adalah dengan skala verbal (I~edonic rating test), misalnya berdasarkan sembilan tingkat skala kesukaan, yaitu amat sangat suka, sangat suka, suka, agak suka, n e d , agak tidak suka, tidak suka, sangat tidak suka, dan amat sangat tidak suka. Skala hedonik dapat diientangkan atau diciutkan menurut rentangan skala yang dikehendaki (Soekarto, 1985). Dalam analisis, skala hedonik dikodekan menurut skala numerik dengan angka menaik menurut tingkat

hS3UdcUl.

Pemeriksaan Asumsi Analisis Ragam Kesinfpulan yang diperoleh dari analisis ragam dapat berlaku secara

sah

apabila asumsi-asumsi yang mendasarinya terpenuhi. Asumsi-asumsi yang harus dipenuhi dalanl analisis ragam adalali (1) pengaruh perlakuan dan lingkungan bersifat aditif, (2) galat bersifat acak dan saling bebas, (3) ragarn galat homogen, dan (4) galat menyebar normal. Pelanggaran terhadap asumsi analisis ragam lnernpenganthi tamf signilikan dan sensitifitas ujinya (Steel et a1.,1997).

(11)

Dengan pemenuhan asumsi yang lebih baik, F hitung akan cenderung lebih besar dibandingkan F hitung data asli yang tidak memenuhi asumsi. Kebalikannya, berlaku untuk nilai-p dan koefisien keragaman (KK). Namun demikian, peruhahan nilai-nilai tersebut biasanya tidak menghasilkan keputusan uji hipotesis analisis ragam yang berbeda. (Nantoro, 2000)

Transformasi Data

Transformasi data adalah pengubahan data dari suatu skala ke skala yang lain. Tujuan transformasi pada penelitian ini adalah untuk mengubah data kualitatif menjadi data kuantitatif yang berskala selang. Sebenarnya pada skor yang diamati ada suatu kekontinuan, walaupun skor a h a 1 yang diamati berupa kategori diskret (Siegel, 1994). Transformasi yang dipilih terhadap data berskala ordinal adalah transformasi yang tidak mengubah skala yaitu transformasi yang monoton (monotonic transformation) (Zanten, 1980).

Pemilihan transformasi yang sesuai dapat dilalrukan dengan pendekatan Box-Cox yang berbentuk Y'=(YP-l)/p untuk p # 0 dan ln(Y) untuk p = 0; p adalah parameter yang ditentukan berdasarkan data (Aunuddin, 1988). Menurut Box

& Tiao (1973), hasil transformasi dengan pendekatan Box-Cox bersifat monoton. Kriteria pemilihan p yang sesuai adalah dengan menentukan nilai p yang membuat nilai fungsi jumian ituaarar gaiai berdasarkan ira~&lriiasi

tersebut maksimum.

Uji Statistik Nonparametrik

Uji statistik nonparametrik adalah uji yang modelnya tidak menetapkan syarat-syarat mengenai parameter populasi yang merupakan sumber contoh. Asumsi-asumsi tertentu dikaitkan dengan sejumlah besar uji statistik nonparametrik yakni bahwa pengamatannya bebas dan bahwa peubah yang diteliti pada dasamya memiliki kontinuitas. Meskipun demikian, asumsi-asumsi ini lebih sedikit dan jauh lebih ringan dibandingkan asumsi-asumsi yang berkaitan dengan uji parametrik. Uji nonparametrik tidak menuntut pengukuran sekuat yang dituntut oleh uji parametrik. (Siegel, 1994)

Uji Friedman

Uji Friedman merupakan versi nonparametrik dari uji F atas data hasil percobaan dengan rancangan acak kelompok (Siegel, 1994). Hipotesis yang diuji dalam ha1 ini adalah :

H, : TI=T2=...=Tk

HI : Tidak semua T adalah sama

Statistik uji dalam uji Friedman adalah :

dengan derajat hebas k-I; k adalah jumlah perlakuan, b adalah jumlah blok, dan R ; adalah jumlah peringkat perlakuan ke-i. Apabila dijumpai peringkat yang sama, maka statistik ini dikoreksi yaitu dengan membagi

x~~

dengan suatu pembagi, P, yaitu :

denean

-

Ti =

x,,

t l i h

-

Z h tih

ti, adalah jumlah pengamatan yang sama pada blok ke-i dan h adalah indeks untuk menrineat

- -

pasangan yang sama dalam blok. Jika X2n hasil perhitungan lebih besar atau sama dengan nilai x2[b Ix.l maka Ha ditolak.

Uji Quade

Quade (1979) mencoba membuat uji yang lebih kuat daripada uji Friedman. Metode Quade memberi lebih banyak informasi dalam contoh daripada uji Friedman yang tidak menimbang informasi antar blok (Iman et al, 1984).

Hipotesis yang diuji pada uji Quade sama dengan uji Friedman, yaihl :

H, : r 1 = 7 2 =

...=

Tk

Statistik uji yang digunakan dalam uji Quade adalah :

dengan

A , = b ( b + l ) ( Z b + l ) k ( k + l ) ( k - ! ) I 7 2

Jika ada peringkat yang sama,

(12)

Ho

ditolak. Sebaran F dalam ha1 ini adalah sebaran pendekatan untuk sebaran T I karena tabel yang pasti belum tersedia (Conover, 1980).

BAHAN DAN METODE

Bahan

Data yang digunakan adalah hasil penelitian di Lembaga Penelitian IPB (LP-IPB) yang mempakan data hasil pengamatan yang bersifat kualitatif dengan skala ordinal. Data tersebut diperoleh setelah menelaah 1228 laporan, dan yang dipilih ini adalah laporan penelitian yang menyertakan data mentabnya. Peneliti yang bersangkutan menggunakan uji Friedman untuk menguji signifikansi hasilnya. Adapun data tersebut adalah :

1. Karakterisasi Tepung dan Pati Jali (Coix lacryma-jobi, LINN) untuk Pengembangan Produk Makanan Bergizi (Sulaeman el al., 1993).

Perlakuan yang dicobakan adalah :

a) tingkat substitusi tepung jali terhadap terigu dalam 100 gr Roti Tawar. Tingkat substitusi tepung jali terdiri dari 4 taraf, yaitu :

TlJO = tingkat substitusi 0% T2J1 = tingkat substitusi 10% T3J2 = tingkat substitusi 20% T4J3 = tingkat substitusi 30%

-...

UJI organoiep~i~ diiakukan icriiadap warria, rasa, tekstur, dan aroma roti tawar.

b) tingkat substitusi tepung jali dalam mie kering dan mie rebus. Tingkat substitusi tepung jali pada masing-masing mie terdiri dari 5 taraf, yaitu :

M l JO = tingkat substitusi 0% M2J1 = tingkat substitusi 10% M3J2 = tingkat substitusi 20% M4J3 = tingkat substitusi 30% M5J4 = tingkat substitusi 40%

Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, tekstur, dan rasa mie rebus; dan terliadap warna, aroma, dan tekstur mie kering.

c) tingkat substitusi tepung jali dalam biskuit. Tingkat substitusi tepung jali terdiri dari 6 taraf, yaitu :

TlJO = tingkat substitusi 0%

T2J1 = tingkat substitusi 20% T3J2 = tingkat substitusi 40% T4J3 = tingkat substitusi 60% T5J4 = tingkat substitusi 80%

T6J5 = tingkat substitusi 100%

Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, tekstur, dan rasa biskuit.

Semua perlakuan di atas menggunakan 30 panelis.

2. Studi Karakteristik Fisik, Kimia, dan Fungsional Biji Teratai Putih (Nymphaea alba) dan Tepungnya, serta Pemanfaatannya sebagai Bahan Pangan Potensial (Sulaeman, 1993). Perlakuan pada penelitian ini adalah :

a) tingkat substitusi tepung "ghol" dalam pembuatan cake, yaitu :

TIGO = tingkat substitusi 0% T2G3 = tingkat substitusi 30% T3G4 = tingkat substitusi 40% T4G5 = tingkat substitusi 50% T5G6 = tingkat substitusi 60%

b) tingkat substitusi tepung "ghol" dalam pembuatan roti, yaitu :

TlGO = tingkat substitusi 0% T2G1 = tingkat substitusi 10% T3G2 = tingkat substitusi 20% T4G3 = tingkat substitusi 30% T5G4 = tingkat substitusi 40%

Uji organoleptik dilakukan terhadap rasa, warna, tekstur, aroma cake dan roti dengan 25 panelis.

3. Mempelajari Penggunaan Tepung Ubi Kayu (Manihot sp.) sebagai Bahan Substitusi Tepung Terigu dalam Pembuatan Mi Basah, Cookies da: %'-ti (?.<ar!iya:i, !??C>.

Tingkat substitusi tepung terigu dengan tepung singkong dalam pembuatan cookies dalam 6 taraf merupakan perlakuan, yaitu :

SO = tingkat substitusi 0% S1 = tingkat substitusi 20%

S2 = tingkat substitusi 40% S3 = tingkat substitusi 60% S4 = tingkat substitusi 80% S5 = tingkat substitusi 100%

Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, rasa, dan kerenyahan cookies dengan 30 panelis.

Metode

Langkah-langkah yang dilakukan dalam penelitian ini adalah :

1. Melakukan transformasi terhadap data asal. 2. Memeriksa asumsi data hasil transformasi. 3. Melakukan analisis ragam menggunakan

RAK dengan panelis sebagai kelompok terhadap data asal dan data hasil hansformasi. 4. Melakukan pembandingan hasil sidik ragam

(13)

keragarnan data asal dan data sesudah transformasi.

5. Menlbandingkan kesimpulan dan ketelitian dari uji paranletrik (uji F) data transformasi dengan nji nonparametrik (uji Friedman dan uji Quade) berdasarkan nilai-p yang diperoleh. 6. Menlbandingkan kesi~npulan dan ketelitian

dari uji Friedman dan uji Quade berdasarkan nilai-p yang diperoleh.

HASIL DAN PEMBARASAN

Hasil transfonnasi data ordinal dengan pendekatan Box-Cox temyata mampu membuat semua data pada ketiga penelitian memenuhi asumsi kenormalan. Sedangkan asumsi kehomogenan dan keaditifan dilanggar oleh beberapa peubah, sehingga terhadap data tersebnt perln dilakukan transformasi nlang. Tetapi proses transformasi terhadap data yang tidak memennhi aslunsi tersebnt, belnm dapat membuat pemenuhan asumsi yang lebih baik.

Disamping ada peubah yang tidak memenulu asumsi analisis ngarn, ternyata transformasi tidak

membnat keterandalan percobaan dan sensitifitas njinya menjadi lebih baik. Dari hasil transformasi, yang sesnai dengan penelitian Nantoro (2000) adalah bahtva transformasi tidak merubah kesimpulan yang diperoleh pada selurul~ peubah. -

r apenelitian iui, ~ ilai iersebui keiii-fin&rrn b e s i karena nilai-p dan F-hitung tidak banyak mengalami perubahan setelah data ditransformasi.

Peningkatan sensitifitas nji ditandai oleh peningkatan F-litung dan penurunan nilai-p. Dari seluruh peubah pada ketiga penelitiw lmya sebagian kecil peuball yang mengalami ha1 tersebut. F-llitung dan nilai-p peubah lainnya, ada yang tetap bahkan ada yang berubah tidak sesuai dengan yang dihampkan.

Penurunan nilai koefisien keragaman setelah data ditransfornlasi menunjukkan ketemdalan peicobaan yang lebih baik. Sedangkan pada penelitian ini ditunjukkan bahwa yang mengalami p e n m a n hanya dialami ole11 peubah yang melanggar asmnsi.

Nilai-p nji F tidak berbeda janh dengan uji Friedman dan Quade. Hal ini mengakibatkan tidak ada perbedaan kesimpulan antara nji F dan uji Friedman. Perbedaan kesimpulan pada taraf nyata 0.05, te qadi llanya antara uji F dan uji Quade yang dialani oleh sebagian kecil peubah. Nilai-p antara uji Friedman dan uji Quade terlladap data asal

tidak berbeda jauh, sehingga lnmpir selnua peubal~ menghasilkan kesimpulan yang sama pada taraf nyata 0.05. Dari penelitian ini belum diketahui uji nonparametrik mana yang lebiil baik karena lebih dari setengah peubah dari ketiga penelitian menghasilkan nilai-p yang sama dan juga tidak konsistennya uji dengan nilai-p terkecil dari setiap peubah.

Transformas dan Pemeriksaan Asumsi Disamping sebagai transformasi yang monoton, transfonnasi dengan pendekatan Box-Cox dipilih karena hasil transfonnasi yang diperoleh akan rne~nbuat data lebih mendekati asumsi normal dibandingkan data aslinya. Berbagai nilai parameter p

dari

_{pendekatan Box-Cox untuk ketiga}

penelitian dapat dilibat pada lampiran.

Dari pemeriksaan secan visual dengan plot galat, data hansformasi yang menunjukkan adanya penyimpangan terjadi pada penelitian 1 yaitu pada peubah lasa mie rehidrasi (Lampiran 8a)

dan

wama roti tawar (Lampiran 8b). Hal ini terjadi karena adanya pencilan. Pemeriksaan terhadap data yang menjadi pencilan tidak dapat

dilakukan sehingga

data tersebnt tidak &pat dihilangkan

dari

pewamatan.

Pemeriksaan secan formal menunjukkan bahwa pelanggaran asumsi dilakukan oleh penbah pada penelitian 1, yaitn asumsi keaditifan oleh peubah wama roti tawar

dan

aroma mie kering, dan zslm.si kehomogenan dilang~ar oleh peubah rasa mie rehidrasi. Proses transformasi yang dilakukan terlndap peubah yang tidak memenuhi asumsi tersebut, ternyata tidak ~nemperbaiki pemenuhan asumsi dimana nilai-p pemeriksaan asumsi tidak ~nenunjukkan pernbahan.

Terlibat disini baltwa transfomasi dengan pendekatan Box-Cox lnampu ~nembuat peubah- peubah pada ketiga penelitian tersebut memenuhi asu~nsi kenonnalan. Nilai-p pemeriksaan asumsi data transformasi ketiga penelitian disajikan masing-masing pada Lampiran 5, 6 dan 7.

Perbandingan Hasil Sidik Ragam Data Asal dun Data Hasil Transformasi

(14)

hanya 8 peubah yang r~~engalarni peningkatan

F-

rnenurut Sulaeman et a/ (1993), tidak terdapat lutung setelab data ditansformasi (33.3 %). Sisanya perbedaan yang nyata antam pengaruh tingkat mengalami F-lutung tetap ballkan ada yang t m _{penggunaan tepung jali terhadap rasa mie rehidrasi,} setelah data ditransfonnasi. Dari sini juga terlihat yaitu masih dalam batas disukai panelis (nilai rata- bahwa F-lutung yang meningkat dilakukan oleh rata 4.9

-

5.4).

peubah yang memenulu asumsi analisis ragam.

Akibat dari peningkatan F-lutnng, nilai-p yang

1

I

diperoleh kemungkinan ada yaig lebih keci dibandingkan data sebelnm ditransformasi. Dan ini tentunya dilakukan ole11 peubali-peubah yang mengalami peningkatan F-liitung, yang pada penelitim 1 dilakukan oleh peubali aroma roti tawar, wama dan aroma biskuit, dan aroma cookies

pada penelitian 3. Temyata hanya ada 4 dari 24

ditaisfonnisi. -

-

Nilai koefisien kera~aman data transfomasi

I

peubah (16.7 %) yang mengalami penurunan nilai- p. Selain keempat peubah tersebut, banyak peubah

yang diharapkan menjadi'iebih kecil dibandingkan data a d , temyata hanya dapat diwujndkan oleh sebagian kecil peubah yaitu

rasa

mie rehidrasi dan aroma mie kering pada penelitian 1. Sedan@

kedua peubah ini adalah termasuk peubah yang tidak memenuhi asumsi. Niai koefisien keragaman peubah lain mengalami peningkatan yang cukup besar dibandingkan data a d , t e m s u k juga nilai koefisien keragaman dari peuball-peubah yang ~nengala~ni peningkatan F-llitung dan atau

p s z z ~ u -

zz&-

r -9% r- k&ga pene!$izc.

~i

lnenunjukkan bahwa transformasi data tersebut tidak membuat keterandalan percobaan menjadi lebih baik. Dan perubahan F-Iutnng dan nilai-p yang tidak sesuai dengan yang d i p k a n menunjukkan bahwa transformasi juga tidak membnat kesensitifan uji meningkat.

Keseluruhan F-hitung, nilai-p dan koefisien keragaman data asal dan data lransformasi ketiga penelitian dapat diiihat masing-masing disajikan ~ a d a Lam~iran 2.3 dan 4.

. .

--

.

-"-

. ."-

P r r l a k u n n

M I J O M Z J I M3J2 M 4 J 3 M 5 J 4

[image:14.605.301.505.162.319.2]

P c r l n k u s n

I

lain meln~eroleh nilai-P tetaP bahkan ads beberapa ~ m b a r 1. Histogram Nilai ~ ~ t a - ~ a t a ~ k ~ r t ~ r h ~ d a ~ W- yang mengalami peningkatan nilai-p setelah data Roti ~ a w a r &lam Berbngni Pcrlakuan

Gambar 2. Histogram Nilai Ratn-rala Skor t e h d a p Rnu Mie ?.ehi?nsi &!am Rcrhazai Perlakttnn

Dari Lampiran 2a terlihat bahwa peubah aroma ~nie k e ~ g memberikan perlakuan tingkat substitusi tepung jali yang tidak berbeda nyata. Hal ini sesuai dengan pemyataan Sulaeman et a1 (1993) dan juga didukung secara visual pada Gambar 3, yaitu aroma mie kering liasil penelitian pada se~nua taraf perlakuan disukai panelis.

1.anipirdn 2a ~ncmperlilmlkdn bal~wa peubali 1 5.6

ynng r~iclanggar asunlsi, yailu pe11b111 wnma roti _5.4 lawar incnunjukkan pcrlakwn Lingkt subs tit us^

2

tepung jali berbeda iiyara terl~adap data asal pcubah m 5.2

tersebut. Sulae~nan el a1 (1993) ~ne~~yatakm ballwa

-

5 perlakuan yang berbcda dengan yang 1:iinnya A R adalah wama r0ti &war dengan tingkat substitusi

tepung jali 30 % V4J3) sekaligus memperoleli skor rata-rata terendah.

M1JO M2J1 M3J2 M4J3 M5J4 P c r l a k u a n

2a

juga memperlil'atkan

per'akuan

_Garnbar_3. _{Histogram Nilai Raln-rata} _Skor_{terhadap Aroma} tingkat substitusi tepung jali berbeda nyata pada _{Mio Kering d a l m}Berbagai Perlakuan

(15)

Perbandingan Hasil Analisis Uji Parametrik dan Uji Nonparametrik

Hasil analisis uji parametrik yang dibandingkan adddl berasal dari data transfonnasi yang i~~emenuhi asuinsi. Tabel 1, Tabel 2 dan Tabel 3 nlenyajikan nilai-p pengad1 perlakuan uji F data wansfonnasi, uji Friedman dan uji Qnade untuk ketiga penelitian.

Tabsl 1 . Perbandingan Nilai-p Pcngaruh Perlakuan Hnsil Uji P m n ~ e v i k dnn Nanparamotrik Penelilia" 1

1

Uji P Data

I

.Uji

I

Uji

I

dh lTransformasi Fncdn~an Qunde

Terlihat bah~va nilai-p uji F tidak berbeda jauh dengan uji Friedman dan Quade. Kesimpulan uji F dengan uji Friedman pada ketiga penelitian sama, tetapi dengan uji Quade perbedaan kesimpulan tejadi pada peubah aroma roti tawar penelitian 1)

dan peubah aroma cookies penelitian 3).

Dari la1 tersebut diketahui balluna sedikit k e m u n g k ' i peneliti yang menggunakan uji F akan inenemukan kesunpulm yang berbeda dengan lasil uji nonparametrik. Tetapi dengan menggunakan uji nonparametrik, lasil yang diperolel~ akan lebih dipercaya mengingat penggunaan uji

F

terhadap data asal akan rnelanggar asumsi pada uji parametrik sedangkm uji F terlladap data transfonnasi dengan pendekatan Bos-Cox tidak me~nbuat pe~ngkatan sensitifitas uji

dan

keterandalan percobaan.

Perbandingan Basil Analisis Uji Friedman dan Uji Quade

Nilai-p yang diperolell dari uji Friedman

dan

uji Quade terhadap data asal tidak berbeda jauh sehingga hampu s e n m peubal~ menghasilkan

kesimpulan yang sama. Nilai-p kedua uji pada ketiga penelitian dapat dilihat masing-inasing pada Tabel 1, 2 dan 3. Perbedaan kesimpulan pada taraf nyata 0.05 dihasilkan ole11 2 peubal~ dari 27 peubah yng diamati pada ketiga penelitian (7.4 %) yaitu aroma roti tawar (penelitian 1) dan peubah aroma cookies (penelitian 3). Kesirnpuian pada taraf nyata 0.05 yang diisilkan kedua peubah tersebut adalah nyata pada uji Friedman dan tidak nyata pada uji Quade. Hal ini karena nilai-p uji Friedman lebih kecil daripada uji Quade pada kedua peubalt. Tetapi jika taraf nyatanya diganti menjadi 0.01 inaka tidak ada tejadi perbedaan kesi~upulan pada seluruh peubah pada ketiga penelitian, karena pada dasamya, besar nilai-p dari kedua uji sejalan.

Tabel 2 . Perbandinean Nilai-I, P e n m h Perlakuan Haril Uji

.

-

Ket. : .'Pengaruh Perlakuan TidakNyata plda a = 0.05

Tabel 3 . Perbandinga Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji

; a-a;, kn:< ---&--Ts ;1:i':!2F; 3

PerWaan nilai-p yang besar antara kedua uji diiasilkan oleh peubal~ yang menggunakan jumlall perlakuan terbanyak d a i ketiga penelitian, yaitu enam perlakuan. Peubah tersebut, adalah peubab wanla, aroma d m rasa biskuit pada penelitian 1 d m peubah aroma cookies pada penelitian 3.

Dari

keempat peuball tersebut, lmya peubah aroma biskuit dengan nilai-p uji Quade lebih kecil daripada uji Friedman. Sisanya menunjukkan nilai- p uji Friedman yang lebih kecil. Walaupun perbedaan nilai-p besar, kesimpulan yang berbeda lmya dilakukan ole11 peubah aroma cookies.

Nilai-p pengamatan yang lainnya tidak berbeda jauh walaupun tejadi perbedaan kesimpulan pada peubah aroma roti tawar seperti telah dijelaskan di

-

Cmkies

a. Wama b. Aroma c. Rasa

d. Kerenyalml

Uji Uji

db

Ket. : "Pengmh Perlakuan TidakNyab pa& a a 0.05

5

5 5

U j i F B t a Penpmatan 0.000 0.035 0.000 0.000 Frifdnmn

Trpnsformasi Quade

[image:15.602.75.287.197.453.2] [image:15.602.304.510.283.480.2]

(16)

atas. Sebagian besar peubah menglasilkan nilai-p yaug bisa dikatdai sanla untuk kedua uji, yaitu 0.000 yang berarti ada pengarul~ perlakuan. Peubah tersebut ada sebanyak 15 dari 27 peubali (55.5 %)

pada ketiga penelitian. Dari sisa peubah yaihl dengan nilai-p kedua uji pang besarnya tidak berbeda j a u l ~ uilai-p uji Friedman lebih kecil daripada uji Quade dihasikan oleh peuball aroma roti tawar dan rasa muie rehidrasi pada penelitian 1 d m selurull sisa peubah pada penelitian 2. Sedangkan peubah aroma dan tekstur mie rehidrasi, dan aroma mnie kering menglnsilkan nilai-p uji Quade lebih kecil daripada uji Friedman. Terlihat bahwa dengan melihat nilai-p tidak dapat diketatmi dengan pasti uji mana yang lebih baik. Hal

ini

dikarenakan banyak peubah (lebili dari 50 % peubah) menglnsilkan nilai-p kedua uji sania dan juga dari peubah dengan perbedaan nilai- p antara kedua uji tidak berbeda jauh, ada kalanya pada suatu pengamatan, nilai-p uji Friedman lebih kecil dibanding uji Quade. Dan bersamaan dengan itu, ada peubah dengan nilai-p uji Quade yang lebih kecil. Demikian pula halnya dengan peubah yang menghasilkan perbedaan nilai-p kedua uji besar.

Uji F, Uji Friedman dan Uji Quade Persamaan antara uji Friedman

dan

uji Quade addall digunakannya peringkat di dalam blok. Uji Quade memberi lebih banyak informasi &lam centoh rlziperla ~vji Friedman karena meng-makm p e ~ g k a t antar blok dari range blok sehingga inforlnasi antar blok tidak diabaikan.

Range adalah ukuran keraganm yang tidak bagus kecuali ketika jumlah perlakuan kecil. Menurut Cotlover (1980), uji Quade lebih baik digunakan jika jumlall perlakuan kurang dari lima d m uji Friedman untuk jumlah perlakuan lima atau lebili.

Penulilm penggunaan uji Friedman atau uji Quade perlu muempertimbangkan kelemahan dan keunggulan dari kedua uji tersebut disaniping keunggulan yang telah disebutkan di atas. Keunggulan lam dari uji Friedmuan adalall muudahnya penglutungan karena analisis RAK dengan nonparametrik yang terkenal adalali uji Friedman sehingga untuk melakukan analisis lebih lanjut telal~ tersedia sofhvare-nya. Tetapi kedua uji nonparametrik tersebut mnempunyai kelemahan dalarn statistik ujinya. Statistik uji Friedman berasal dani sebaran chi-square, yaitu penjulal~an dari kuadrat peubah acak normal baku

dari

jumldl peringkat setiap perlakuan dengan rataan b0;11)12 dan mgam bk(k+l)/l2.

Untuk ukuran contoll besar (n

r

25), statistik uji Friedman menyebar mendekati sebaran chi-square (Hollander, 1973). Sebaran yang pasti dari statistik uji Quade belum tersedia tetapi untuk ukuran contoh besar, sebarannya mendekati sebaran F. Terlihat bahwa untuk ukuran contoll besar,sebaran statistik uji kedua uji nonparametrik tersebut muendekati sebam yang secara teori berasal dari data yang menyebar normal. Hal

ini

sesuai dengan teorema limit pusaf sehingga untuk ukuran contoll besar, penggunaan uji parametrik tepat. Hal ini mnengakibatkan nilai-p

dan

kesimpulan dari uji Friedman dan uji Quade tidak terlalu berbeda, bahkan banyak peubah yang memperoleh nilai-p kedua uji sama pada ketiga penelitian. Dan lal itu juga dialami oleh uji F parametrik terhadap data

transformasi dengan pendekatan Box-Cox.

Menurut Iman el a1 (1984), transformasi seluruh pengamatan menjadi peringkat dan mnenggunakan uji F parametrik terhadap data peringkat tersebut

akan

mnemberi lebih banyak informasi dibandingkan uji Friedman atau uji Quade.

KESIMPULAN DAN SARAN

Kesimpulan

Untuk kasus dalam penefitian ini, transformasi atas data hasil uji organoleptik ternyata tidak selalu z.s:~h?t %x?!.'i$ia !&!: hnilr. P~nsfs

!.mSf~l-~.zsl

tidak selalu dapat membuat data menjadi memenulu asumsi keaditifan dan juga kehomuogenan ragam. Transfonnasi data dengan pendekatan Box-Cox tidak dapat meningkatkan kesensitifan uji dan keterandalan percobaan walaupun keputusan uji hipotesis yang diperoleh mungkin tidak berbeda.

Hasil pengamatan kualitatif yang berskala ordinal, yang diolah dengan dua jenis uji nonparametrik dengan dasar Rancangan Acak Kelompok yaitu uji Friedman dan uji Quade ternyata tidak semuanya melnberikan lnsil pengujian yang sana pada taraf nyata 0.05. Berdasarkan nilai-p dari hasil penelitian yang dicoba dengan uji nonparametrik belum dapat diperoleh kesimpulan uji mana yang lebih baik.

Saran

(17)

niendapat perhatian, selingga analisis yang tepat dapal dibuat sesuai dala yang bersnngkutan.

DAFTAR PUSTAKA

Aunuddiu. 1988. Statistika : Rancanga17 don Analisis Data. Jurusan Statistika FMIPA IPB, Bogor.

Box, G. E. P. & G. C. Tiao. 1973. Bayesian I~ference in Statistical Analysis. Addison- Wesley Publisliing Company, Inc., New York. Conover, W.

J.

1980. Practical Nonparantetric

Statistics. 2nd edition. John Wiley & Sons, Inc., New York.

Bollandcr, M. & D. A. Wolfe. 1973.

Nonparantetric Statistical Methods. John Wilery & Sons, Inc., New York.

Iman, R

L,

S. C. Hora & W. J. Conover. 1984. Comparison of Asymptotically Dishibution- Free Procedures for the Analysis of Complete Blocks. Journal of the American Statistical Association, 79,674-685.

Marliyati, S. A. 1990. Mempelajari Penggunaan Tepung Ubi Kayu (Manihof sp.) sebagai Bahan

"..L-I:r..: T"

-..-+

T^-:^. ,,..In... ,,,..,.,...n+nn hr:

> U U D U L U D I i G p U i l 6 ln16U ULULUll I *IIIULIYLLY~ Basah, Cookies dan Roti. Laporan Akllir

Penelitian, Inslitut Pertanian Bogor. Bogor. Nantoro, P. 2000. Pemeriksaan Aslunsi Analisis

Ragam Data Percobaan. Skripsi. Jnrnsan Statistika FUIPA, Institut Pertanian Bogor. Bogor.

Nasoetion, A. 1980. Metode Penilaian Citarasa

I.

IPB, Departemen Ilmu Kesejaliteraan Keluarga Pertanian, Bogor.

Quade, D. 1979. Using Weighted Rankings in the Analysis of Complete Blocks with Additive Block Effects. Journal of the Anterican Statistical Association, 74, 680-683.

Sicgel, S. 1994. Statistik Nonparbntetrik untuk Ilnru - illnu Sosial. Terjemahan Zanzawi Suyuti dan Landung Simatnpang. PT. Granedia Pustaka Utama, Jakarta.

Snekarto, S. T. 1985. Penilaian Organoleptik untuk hdustri Pangan dun Hasil Pertanian.

Bluataxa Karya Aksara, Jakarta.

Soka1,RR & F.J.Rohlf. 1969. Biometry. The Principles and Practice of Statistics in Biological Research. W.H.Freeman and Co., New York.

Steel, RG.D., J.E.Torrie & D.A. Dicliey, 1997.

Principles and Procedures of Statistics : A Biornetrical Approach. McGraw-Hill. New York.

Sulaeman, A.

,

F. Anwar, Desnawati & R Sari- ningrum. 1993. Karakterisasi Tepung

dan

Pati Jali (Coix lacry~naa-jobi LINN) untuk Pengem- bangan

Produk

Makanan Bergizi. Laporan Akllir Penelitian, Institut Pertanian Bogor. Bogor.

Sulaeman, A. 1993. Studi Karakteristik Fisik, Kimia,

dan

Fungsional Biji Teratai Putih

(Nyntphaea alba) dan Tepungnya serta Peman- faatannya sebagai Bahan Pangan Potensial. Laporan Akhir Penelitian, Institut Pertanian Bogor. Bogor.

(18)

(19)

Lanlpiran 1. Makro Minitab untuk Melakukan Uji Quade

macro

Quade Resp Perl Blok

mconstant nperl nblok np nb nr ~ncolumn resp per1 blok rresp noecho

let nr=count (resp) let np=count @erl) let nb=count (blok)

if (np=nb) and (np=nr) and (nb=nr)

call JUMLAH resp per1 blok nperl nblok np call UJIQUAD resp per1 blok nperl nblok note Analisis Ragam Data Asal

GLM resp=perl blok note Hasil Uji Friedman Friedman resp per1 blok else

note

note Maaf, uji Quade tidak dapat dilakukan note karena banyaknya baris perlakuan, blok note dan atau respon tidak sama.

note endif endmacro

macro

UJIQUAD resp per1 blok nperl nblok

mconstant i j nperl nblok r-rank ssp2 bl fp alpha mconstant tI kI k2 fl f2 nilaipl p-value al kons mco!l?mn resp per! blob vran".p q sp p s.!-s.nh!oli

VS

mcolumn mresp. I-mresp.nblok mrank. l- mrank.nblok

mmatrix ss mmresp noecho

call VEKMAT resp nperl nblok mmresp copy mmresp mresp. I-mresp.nblok do i=l:nblok

rank mresp.i mrank.i range mresp.i kons let vrange(i) =kons enddo

rank vrange q

let r-rank=(nperl+ l)/Z do i=l :nperl

do j=l :nblok

let s.j(i)=qo)*(mrank.j(i)-r-rank)

enddo enddo

copy s.1-s.nblok ss

call MATVEK ss nperl nblok vs let al=SSQ(vs)

RSUM s. 1-s.nblok sp

let sspZ=SSQ(sp) let bl=sspZ/nblok if al=bl set p I :nperl end

mult PO) by ~(2)...by p(nperl),fp let alpha=(l/fp)**(nblok-1)

note Titik berada di daerah kritik dengan note Nilai P =

prin alpha if alpha<O.OI

note Kesimpulan : Tolak HO pada alpha 1% else

note Kesimpulan : Terima HO pada alpha 1% endif

if alpba<0.05

note Kesimpulan : Tolak HO pada alpba 5% else

note Kesimpulan : Terima HO pada alpba 5% endif

else

let tl=((nblok-l)*bl)/(al-bl)

let kl=nperl-l

let k2=(nblok-l)*(nperl-1) invcdf 0.99 [fl];

F kl k2.

invcdf 0.95

[El;

li!

u.

cdf tl nilaipl; F kl k2.

let p-value=l -nilaip 1

note Nilai P dan Statistik Uji Quade print p-value tl

if p-value<O.Ol

note Kesimpulan : Terima HO pada alpha 1% endif

if p-value<O.Oj

note Kesilnpulan : Terima HO pada alpha 5% endif

(20)

Lampiran 1. (Lanjutan) macro

JUMLAH resp per1 blok nperl nblok np mconstant i j nperl nblok np

mcolumn vperl vblok per1 blok resp noecho

let j=l do i=l:np

if i=l

let vperl(i)=perl(i) let j=j+l

else

if perl(i)operl(i- I) let vperl(i)=perl(i) letj=j+l

endif endif

enddo

let nperl=count(vperl) let i=l

leij=l

while i<=(np/nperl)

'

let vblok(i)=blok(i) let i=i+l

endwhile

let nblok=count(vblok) endmacro

macro

!n_qTVEK mmzt %per! %h!& vcli mconstant i j nperl nblok

mcolumn mat.1-mat.nblok vek mmatrix mmat

noecho

copy mmat mat.1-mat.nblok do i=l :nperl

do j=l:nblok

let vek(((i-l)*nblok)+j)=mat.j(i)

enddo enddo endmacro

macro

VEKMAT vek nperl nblok mmat mconstant i j nperl nblok mcolulnn mat.1-mat.nblok vek mmairix mmat

noecho

do j=l:nblok

let mat.j(i)=vek((nblok*(i-l))+j)

enddo enddo

(21)

Lampiran 2. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik (Uji Friedlnan dan Uji Quade) Penelitian 1

a. Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transformasi serta Nilai Parameter p Transformasi

b. Hasil Uji Friedman dan Uji Quade

' Derajat ' Uji Miedman I Uji Quade Pengamatan Bebas

(22)

Lampiran 3. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta 1-lasil Uji Nonparametrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 2

a. Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transfol.masi serta Nilai Parameter p Transformasi

Roti

a.

Rasa b. Wama c. Tekstur d. Aroma

b. Hasil Uji Friedman dan Uji Quade I

1.5 1.5 1

Pengamatan

4 4 4 4

Derajat Bebas

(db)

Uji Friedman

I

Uji Quade 5.98

1.81 10.71

8.33

2

x

hi, P-Val

W

0.000 0.134 0.000 0.000

P-Val 15.80 26.10 23.30 22.50

5.98 1.76 10.95

8.33

0.000 0.144 0.000 0.000

(23)

L a n ~ p i r a n 4. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta 1-lasil Uji Nonpara~netrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 3

Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transformasi serta Nilai Parameter p Transformasi

b. Hasil Uji Friedman dan Uji Quade

Pengamatan

Derajat Bebas

(d b)

Uji Friedman

I

Uji Quade

(24)

Lampiran 5. Pemeriksaan Asumsi Data Transfor~nasi Penelitian 1

Pengamatan

... - .. -.

a.Warna b. Rasa c. Tekstur

I Roti Tawar

I

1 I

Nilai-P

Aditif

I

Homogen

I

Normal

d. Aroma

~ e ~ u t u s a n '

0.004

1

0.632

1

>0.15 0.514

1

0.890

1

>0.15 0.177

1

0.588

1

>0.15

0.446

1

0.827

1

>0.15

1

A, H, N ...

... ....

a. Warna b. Aroma c. Tekstur d. Rasa

4. Biskuit

c. Tekstur

TH = Tidak Homogen, TN = TidakNormal

TA, H, N A, H,

N

A, H,

N

7 Mie Rehidrasi

I

3.Mie K e r i ~ g a.Warna b. Aroma c. Tekstur

0.261 0.992 0.902 0.595

0.401 0.000 0.708

0.547 0.819 0.821 0.005

>0.15 20.15 >0.15 >0.15

A, H,

N

A, H,

N

A, H,

N

A, TH, N

0.420 0.023 0.846

>0.15 >0.15 >0.15

A, H,

N

TA, H, N

(25)

Lampiran 6 . Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 2

TH = Tidak Hornogen, TN = Tidak Normal

Lampiran 7. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 3 Pengamatan

Cookies

0.855 0.028 A, H,

N

Cake

I

1

Nilai-P

Aditif

I

Homogen

/

Normal

Pengamatan

~ e ~ u t u s a n ~

Nilai-P

(26)

Plot Galat

7

Lampiran 8. Plot galat untuk data transformasi Penelitian 1 yang tidak memenuhi asumsi analisis ragam

(a) Respon Rasa Mie Rehidrasi (b) Respon Warna Roti Tawar

Plot Kenormalan Galat Plot KenormaIan Galat

Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan

I

-

3

/.+'

#.

P ,<',

2 rn

ci

".

.-./-''

..

-

. . .

4 . -I

rn Smn

0,1 ...

*

....*.... ...

I D 2.m 206 2,o

Rataan Perlakcan

;ri

....

- ...#

...*.

2 0

E .

%

....

2

.,

....

...

4 . .I

NamaiSmie

Plot Galat

(27)

Lampiran 8. (Lanjutan)

(c) Respon Arotna Mie Kering

Plot Kenormalan Galat

m

I

Normal SEore

I

Plot Galat

index

Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan

P

(28)

PENERAPAN UJI F, UJI QUADE DAN UJI FRIEDMAN

AYOE INDRIA

WINURI

JURUSAN STATISTIKA

FAKULTAS MATEMATIKA DAN ILMU PENGETAHUAN ALAM

(29)

PENDAHULUAN

TINJAUAN PUSTAKA

Latar Belalcang

ini

maka

hatus digunakan

cara

sesuai

dan

nominal.

-

_L_ujuan

analisis tersebut.

hS3UdcUl.

sah

(30)

PENDAHULUAN

TINJAUAN PUSTAKA

Latar Belalcang

ini

maka

hatus digunakan

cara

sesuai

dan

nominal.

-

_L_ujuan

analisis tersebut.

hS3UdcUl.

sah

(31)

Dengan pemenuhan asumsi yang lebih baik, F hitung akan cenderung lebih besar dibandingkan F hitung data asli yang tidak memenuhi asumsi. Kebalikannya, berlaku untuk nilai-p dan koefisien keragaman (KK). Namun demikian, peruhahan nilai-nilai tersebut biasanya tidak menghasilkan keputusan uji hipotesis analisis ragam yang berbeda. (Nantoro, 2000)

Transformasi Data

Transformasi data adalah pengubahan data dari suatu skala ke skala yang lain. Tujuan transformasi pada penelitian ini adalah untuk mengubah data kualitatif menjadi data kuantitatif yang berskala selang. Sebenarnya pada skor yang diamati ada suatu kekontinuan, walaupun skor a h a 1 yang diamati berupa kategori diskret (Siegel, 1994). Transformasi yang dipilih terhadap data berskala ordinal adalah transformasi yang tidak mengubah skala yaitu transformasi yang monoton (monotonic transformation) (Zanten, 1980).

Pemilihan transformasi yang sesuai dapat dilalrukan dengan pendekatan Box-Cox yang berbentuk Y'=(YP-l)/p untuk p # 0 dan ln(Y) untuk p = 0; p adalah parameter yang ditentukan berdasarkan data (Aunuddin, 1988). Menurut Box

& Tiao (1973), hasil transformasi dengan pendekatan Box-Cox bersifat monoton. Kriteria pemilihan p yang sesuai adalah dengan menentukan nilai p yang membuat nilai fungsi jumian ituaarar gaiai berdasarkan ira~&lriiasi

tersebut maksimum.

Uji Statistik Nonparametrik

Uji statistik nonparametrik adalah uji yang modelnya tidak menetapkan syarat-syarat mengenai parameter populasi yang merupakan sumber contoh. Asumsi-asumsi tertentu dikaitkan dengan sejumlah besar uji statistik nonparametrik yakni bahwa pengamatannya bebas dan bahwa peubah yang diteliti pada dasamya memiliki kontinuitas. Meskipun demikian, asumsi-asumsi ini lebih sedikit dan jauh lebih ringan dibandingkan asumsi-asumsi yang berkaitan dengan uji parametrik. Uji nonparametrik tidak menuntut pengukuran sekuat yang dituntut oleh uji parametrik. (Siegel, 1994)

Uji Friedman

Uji Friedman merupakan versi nonparametrik dari uji F atas data hasil percobaan dengan rancangan acak kelompok (Siegel, 1994). Hipotesis yang diuji dalam ha1 ini adalah :

H, : TI=T2=...=Tk

Statistik uji dalam uji Friedman adalah :

dengan derajat hebas k-I; k adalah jumlah perlakuan, b adalah jumlah blok, dan R ; adalah jumlah peringkat perlakuan ke-i. Apabila dijumpai peringkat yang sama, maka statistik ini dikoreksi yaitu dengan membagi

x~~

dengan suatu pembagi, P, yaitu :

denean

-

Ti =

x,,

t l i h

-

Z h tih

ti, adalah jumlah pengamatan yang sama pada blok ke-i dan h adalah indeks untuk menrineat

- -

pasangan yang sama dalam blok. Jika X2n hasil perhitungan lebih besar atau sama dengan nilai x2[b Ix.l maka Ha ditolak.

Uji Quade

Quade (1979) mencoba membuat uji yang lebih kuat daripada uji Friedman. Metode Quade memberi lebih banyak informasi dalam contoh daripada uji Friedman yang tidak menimbang informasi antar blok (Iman et al, 1984).

Hipotesis yang diuji pada uji Quade sama dengan uji Friedman, yaihl :

H, : r 1 = 7 2 =

...=

Tk

Statistik uji yang digunakan dalam uji Quade adalah :

dengan

A , = b ( b + l ) ( Z b + l ) k ( k + l ) ( k - ! ) I 7 2

Jika ada peringkat yang sama,

(32)

Ho

BAHAN DAN METODE

Bahan

-...

Metode

(33)

Ho

BAHAN DAN METODE

Bahan

-...

Metode

(34)