RANCANGAN ACAK LENGKAP (RAL) NON FAKTORIAL

RANCANGAN

BUJUR SANGKAR LATIN (RBSL)

Pada RAK, pengacakan dilakukan satu arah yakni arah horizontal atau arah vertikal. Hal ini dilakukan karena penyebab heterogenitas materi percobaan sudah dapat diketahui.

Apabila heterogenitas materi percobaan tidak diketahui dengan pasti atau tidak beraturan, maka pengacakan satu arah tidak akan mampu menurunkan galat percobaan sehingga tujuan percobaan tidak tercapai.

Dasar Filosofis

Penggunaannya

Untuk mengatasi kendala heterogenitas materi percobaan yang tidak beraturan tersebut, digunakan rancangan lain yakni Rancangan Bujur Sangkar Latin (RBSL)

Rancangan Bujur Sangkar Latin adalah rancangan dasar dengan dua arah pengelompokan yakni arah horizontal (baris) dan arah vertikal (lajur).

RBSL umumya digunakan pada

percobaan lapangan terbuka.

Jumlah taraf perlakuan = jumlah ulangan = jumlah baris = jumlah lajur.

Salah satu diagonal “RBSL Dasar”

ditempati oleh perlakuan yang sama.

Setiap baris dan lajur berisi perlakuan lengkap dan tidak terdapat perlakuan yang sama.

PERSYARATAN RBSL

Sistem acak (random) pada RBSL adalah sistem acak terbatas atau disebut juga sistem acak dengan menggunakan baris dan lajur sebagai pembatasan dalam pengacakan.

Setiap plot percobaan dalam satu baris dan lajur memiliki peluang yang sama besar untuk menerima perlakuan.

Sistem Acak (Random) & Lay

Out

1.

Tentukan salah satu RBSL Dasar berdasarkan jumlah taraf perlakuan yang diuji

2.

Lakukan pengacakan baris

3.

Susun hasil acak baris di setiap plot percobaan

4.

Hasil Acak baris selanjutnya dilakukan pengacakan berdasarkan lajur.

5.

Susun hasil acaknya, dan hasil ini merupakan hasil acak baris dan lajur.

Prosedur peletakan perlakuan pada

setiap plot percobaan pada RBSL :

Baris

Lajur

Total Baris

Rataan Baris

1 2 3 4

1 Y11

(V₁) Y21

(V₃) Y31

(V₂) Y41

(V₄) Y_.1 Ῡ_.1

2 Y₁₂

(V₄)

Y₂₂ (V₁)

Y₃₂ (V₃)

Y₄₂ (V₂)

Y_.2 Ῡ_.2

3 Y₁₃

(V₂)

Y₂₃ (V₄)

Y₃₃ (V₁)

Y₄₃ (V₃)

Y_.3 Ῡ_.3

4 Y₁₄

(V₃)

Y₂₄ (V₂)

Y₃₄ (V₄)

Y₄₄ (V₁)

Y_.4 Ῡ_.4 Total

Lajur Y_1. Y_2. Y_3. Y_4. Y.. -

Rat.

Lajur Ῡ_1. Ῡ_2. Ῡ_3. Ῡ_4. - Ῡ_..

MODEL TABEL PENGAMATAN

Y ^ijk = μ _o + ρ _i + α ^j + β _k + Є ^ijk

dimana :

i = 1, 2, 3, 4, ..., l j = 1, 2, 3, 4, ..., b k = 1, 2, 3, 4, ..., t

t = jumlah taraf perlakuan (treatment) l = jumlah lajur

b =jumlah baris

Model Linier Additif RBSL

Model Tabel ANOVA RBSL

SK dB JK KT F.hit F

_.05

F

_.01

Nilai

Tengah 1 JK NT - - - -

Lajur l – 1 JK l JK l/dB l KT l/KT G

(dB l ; dB G) Baris b - 1 JK b JK b/dB

b KT

b/KT G (dB b ; dB G) Perlakuan t - 1 JK P JK P/dB

P

KT P/KT G

(dB P ; dB G) Galat ^(l-1)

(b-2) JK G JK G/dB

G - - -

Total l x b JK T - - - -

Analisis data percobaan dilakukan dengan menghitung Jumlah Kuadrat (JK) masing- masing sumber keragaman. Caranya sebagai berikut :

JK NT (FK) = (Y..)²/(t x r)

JK Total = Y

11

² + Y

21

² + ... + Y

41

² + ... + Y

44

²

JK Lajur = [(Y

1.

² + Y

2.

² + Y

3.

² + Y

4.

²)/b] – JK NT (FK)

JK Baris = [(Y

.1

² + Y

.2

² + Y

.3

² + Y

.4

²)/l] – JK NT (FK)

JK Perlakuan = [(Y

t1

² + Y

t2

² + Y

t3

² + Y

t4

²)/r] – JK NT (FK)

JK Galat = JK Total - JK NT (FK) - JK Perlk – JK l – JK b

Metode Analisis Data

Koefisien Keragaman (KK) menunjukkan tingkat ketepatan (akurasi) percobaan atas perlakuan yag dibandingkan dan menjadi indeks penentu baik tidaknya keadaan percobaan.

Semakin tinggi nilai KK, makin rendah keandalan percobaan tersebut.

Besarnya Koefisien Keragaman ditentukan dengan menggunakan rumus :

KK = (√KT G)/Ÿ..) x 100%

Koefisien Keragaman (KK)

Hipotesis adalah dugaan sementara atas jawaban masalah yang akan diteliti dan harus diuji kebenarannya melalui penelitian ilmiah.

Ada dua kemungkinan atas jawaban masalah tersebut, boleh jadi dugaannya benar, dan boleh jadi pula dugaannya tidak benar (artinya : ada hipotesis dan ada antitesis/ hipotesis tandingan).

Karena itu hipotesis diasumsikan ada dua, yakni : H

₀

: μA

₁

= μA

₂

= μA

₃

= .. = μA

_t

H

₁

: μA

₁

≠ μA

₂

≠ μA

₃

≠ .. ≠ μA

_t

Pengujian Hipotesis

dan Penarikan Kesimpulan

Pengujian hipotesis dilakukan berdasarkan hasil yang diperoleh pada tabel analisis ragam (ANOVA) :

Jika Fhit. Perlakuan < F.05, maka perlakuan dinyatakan

“berpengaruh tidak nyata” atau “tn” atau “ns”. Hal ini berarti bahwa tidak ada pengaruh antar taraf perlakuan yang diuji terhadap parameter yang diamati. Dengan demikian, kita menerima H0 dan menolak H1.

Jika F.05 ≤ Fhit. Perlakuan ≥ F.01, maka perlakuan dinyatakan

“berpengaruh nyata” atau *. Hal ini berarti bahwa paling sedikit ada satu perlakuan yang berbeda dengan perlakuan lain yang dicobakan. Dengan demikian, kita menolak H0 dan menerima H1

pada tingkat keyakinan 95%.

Jika Fhit. Perlakuan > F_.01, maka perlakuan dinyatakan

“berpengaruh sangat nyata” atau **. Hal ini berarti bahwa terdapat paling sedikit ada satu perlakuan yang sangat berbeda dengan perlakuan lain yang dicobakan. Dengan demikian, kita menolak H0 dan menerima H1 pada tingkat keyakinan 99%.

Penarikan kesimpulan harus berdasarkan hasil pengujian hipotesis.

Karena itu, terhadap hubungan yang erat antara perumusan hipotesis, pengujian hipotesis, dan penarikan kesimpulan.

KESIMPULAN

TELADAN PENERAPAN

Pengujian 4 varietas padi (V1, V2, V3, dan V4) pada tanah yang memiliki

tingkat kesuburan yang bervariasi. Produksi keempat varietas padi tersebut

(ton/ha) disajikan pada tabel berikut :

Total Rataan

I II III IV Baris Baris

I A C B D

15,2 21,5 17,8 18,2 72,70 18,18

II D A C B

19,7 17,3 24,1 18,8 79,90 19,98

III B D A C

17,1 17,6 16,8 22,7 74,20 18,55

IV C B D A

21,9 16,5 18,3 17,4 74,10 18,53

Total Lajur 73,90 72,90 77,00 77,10 300,90 - Rataan Lajur 18,48 18,23 19,25 19,28 - 18,81

Lajur

Baris

Lakukan pengujian apakah keempat varietas padi tersebut nyata berbeda produksinya

Apakah sistem pengacakan baris dan lajur

tersebut mampu mengefisiensikan hasil

percobaan?

TERIMA KASIH