Transcript Kwt-Rancob1-9.RAL FAKTORIAL

Kuswanto
RAL FAKTORIAL
 Sebagaimana
percobaan dengan RAL
faktor tunggal, homogenitas
lingkungan juga menjadi syarat pada
percobaan RAL faktorial.
 Prosedur pengacakan dan penataan
pada RAL faktor tunggal dapat
langsung digunakan pada RAL
faktorial.
Contoh Soal

Percobaan pot mempelajari pengaruh
pemberian kapur CaCO3 dan Phospat
terhadap pertumbuhan dan hasil kacang
tanah. Pemberian kapur terdiri 0 g (K0)
dan 4 g (K1), sedang pupuk terdiri 0 g
(P0), 1,75 g (P1) dan 3,5 g (P2). Hasil
penimbangan bobot biji kering seperti
Tabel dibawah (Yitosumarto, 1990).
Data bobot biji kering
Perlakuan
Ulangan
1
2
3
Total
4
K0P0
22,32 28,02 27,37 28,47 106,18
K0P1
19,10 23,46 27,35 19,37 89,28
K0P2
26,92 29,50 28,09 32,52 117,03
K1P0
27,32 21,89 24,89 21,72 95,82
K1P1
38,77 25,64 29,82 37,32 131,55
K1P2
40,32 34,13 27,12 22,59 124,16
Total
664,02
Tahapan perhitungan :  sama dengan RAL
faktor tunggal




FK = (664,2)²/(4x2x3) = 18381,8
JK total (terkoreksi) =
{(22,32)²+(28,02)²+…+(22,59)²}-FK = 746,847
JK perl = {(106,18)²+(89,28)²+…+(124,16)²}/4
- FK = 339,155
Perlakuan terdiri atas Dosis Kapur (K) dan Dosis
Pupuk (P), maka selain JK perlakuan juga
dihitung JK K dan JK P. Dengan kata lain JK
perlakuan dipecah menjadi JK masing-masing
faktor dan JK interaksi antar faktor JK KP.
• JK masing-masing faktor digunakan
untuk menghitung KT dan F hitung.
• Apabila F hitung masing-masing faktor
diketahui, maka akan diketahui tingkat
beda nyatanya.
• Apabila faktor K nyata, artinya
perbedaan dosis K memberikan hasil
yang berbeda nyata pada bobot biji
kering kacang tanah.
• Hal ini juga dapat terjadi pada faktor P.
Untuk menghitung JKK, JKP, JKKP, perlu
disusun tabel 2 arah
K0
P0
106,18
P1
89,28
P2
117,03
Total
312,49
K1
95,82
131,55
124,16
351,53
Total
202
220,83
241,19
664,02
Perhatikan cara menyusun tabel 2 arah
Perhitungan JK faktor dan interaksi




JKK = {(312,49)² + (351,53)²}/(4x3) =
63,5051
JKP = {(202)² + (220,83)² +
(241,19)²}/(4x2) = 96,0398
JKKP= JKperl – JKK – JKP = 339,115–
63,5051–96,0398 = 179,61
JK galat = JK total - JKK - JKP - JKKP =
746,847 – 63,5051 – 96,0398 – 179,61 =
407,093
5. Susun tabel analisis ragam
Fhit
Ftab 5% Ftab 1%
63,5051
2,804tn
4,41
96,0398
48,0199
2,12tn
3,55
2
179,61
89,8049
3,96*
3,35
Galat
18
407,093
22,6496
Total
23
746,847
SK
Db JK
KT
Perlakuan
5
399,155
67,831
K
1
63,5051
P
2
KP
Apabila ingin diketahui perbedaan
keragaman dengan variabel yang lain
(misalnya dengan umur berbunga), maka
dapat dihitung koefisien keragaman
(koefisien variasi)_(KK)
 KK = akar KT galat/rata-rata


= {(√22,6496)/(644,02/24)} x 100%
= {4,7592 /26,83} x 100%
= 17,74%
Uji F (ragam/varian)
Dari tabel F, dengan  = 0,05, diperoleh bahwa F
tabel (1, 18) dan F tabel (2, 18) adalah 4,41 dan
3,55.
 Kesimpulan : terdapat interaksi yang nyata antara
K (kapur) dengan P (pospat) terhadap bobot biji
kering kacang tanah, artinya pada setiap dosis K
akan diperoleh bobot biji kering yang berbeda
apabila dosis P juga berbeda.
 Atau dengan kata lain pengaruh dosis K terhadap
hasil biji kering kacang tanah akan berbeda pada
dosis P yang berbeda.

Perlu diketahui



Karena perlakuan K dan P masing-masing
bersifat kuantitatif, maka dapat dilanjutkan
dengan melihat bentuk interaksinya dan
bentuk respon masing-masing perlakuan
dengan menggunakan koefisien ortogonal
polinomial.
Respon perlakuan merupakan salah satu
pokok bahasan dalam Mata Kuliah Rancob 2.
Sebaliknya, apabila perlakuannya kualitatif
dapat diketahui perbedaan antar kelompok
perlakuan dengan menggunakan ortogonal
kontras (telah diberikan sebelum UTS)





Apabila ada faktor yang berbeda nyata perlu
diuji dengan uji perbandingan berganda untuk
mengetahui level manakah yang saling berbeda.
Secara teori faktor yang hanya mempunyai 2
level tidak perlu diuji dengan uji perbandingan
berganda, karena apabila faktor tersebut nyata
artinya terdapat perbedaan nyata pengaruh
antar level-level didalamnya.
Apabila levelnya hanya 2, secara otomatis
perbedaan faktor tersebut sudah menunjukkan
perbedaan antar level-levelnya.
Namun dalam prakteknya uji tersebut sering
dilakukan.
Selama hasil ujinya tidak berbeda dengan dasar
teori tersebut, tidak menyebabkan
permasalahan.
Uji perbandingan berganda
Uji perbandingan berganda untuk RAL
faktorial dapat menggunakan BNT, BNJ
atau DMRT, sesuai dengan tingkat
ketelitian yang diinginkan dan jumlah level
atau kombinasi perlakuan yang diuji.
Apabila terdapat interaksi nyata, maka
cara menyajikan data rata-rata kombinasi
perlakuan adalah sbb:
Uji BNT

BNT0,05 = tα x √(2 KTg/r)
 Dimana tα = t table untuk db galat
(18) pada taraf 5% = 2,101 (atau dapat
juga digunakan tarap 1% untuk BNT
0,01)
Maka BNT0,05 = 2,101 x √(2 x 22,6496/4)
= 7,07
 Selanjutnya  tabel rata-rata

Tabel rata-rata
Perlakuan
K0P0
K0P1
K0P2
K1P0
K1P1
K1P2
BNT
Rata-rata bobot
biji
26,55
22,32
29,26
23,95
32,89
31,04
7,07
Hasil uji BNT
abc
a
bc
ab
c
c
Seandainya interaksi tidak nyata, dan hanya salah satu
atau kedua faktor yang nyata, atau tidak ada yang
nyata, maka cara menyajikan data rata-rata perlakuan
Perlakuan
Rata-rata bobot biji
Dosis Kapur
K0
K1
BNT
34,72
39,06
??
Dosis Pupuk P
P0
P1
P2
BNT
22,44
24,54
26,79
??
Hasil uji BNT
TUGAS DIKUMPULKAN MINGGU
DEPAN SEBELUM KULIAH!
Carilah atau susunkan data penelitian
yang menggunakan RAL faktorial 3 x 4.
Jangan data dari praktikum.
 Lakukan analisis data untuk melengkapi
tabel analisis varian.
 Lakukan uji perbandingan berganda
terhadap faktor yang nyata.
 Berikan kesimpulan dan interpretasi
secara singkat.
