UJI SATU NILAI TENGAH DAN RAGAM Pertemuan 11 – Teori Statistika II Matakuliah
Download
Report
Transcript UJI SATU NILAI TENGAH DAN RAGAM Pertemuan 11 – Teori Statistika II Matakuliah
Matakuliah
Tahun
: I0184 – Teori Statistika II
: 2009
UJI SATU NILAI TENGAH DAN RAGAM
Pertemuan 11
Materi Pokok 11
UJI SATU NILAI TENGAH DAN RAGAM
1. Galat 1 dan Galat 2 Uji Nilai Tengah
Pada pengujian hipotesis, akan keputusan apakah akan
menolak atau menerima Hipotesis H0 dan untuk
melakukannya perlu untuk memisahkan ruang contoh atas
dua bagian misalnya C dan C1, jika (X1, X2, …., Xn ) C,
tolak H0 maka (X1, X2, …., Xn ) C1 terima H0. Wilayah
penolkan H0 adalah wilayah C merupakan wilayah kritik.
Jika (X1, X2, …., Xn ) C bila H0 benar dan penolakan Ho
padahal H0 benar disebut tipe galat 1 dan jika (X1, X2, ….,
Xn ) C bila H1 benar, maka penerimaan H0 padahal H1
2
benar merupakan tipe galat 2. Tipe Galat 1 = dan tipe
Bina Nusantara University
= P[(X1, X2, …., Xn) C; H0] adalah peluang bahwa (X1,
X2, ….,Xn) jatuh di C bila H0 benar dan = P[(X1, X2, ….,
Xn) C1; H1] adalah peluang penerimaan H0 bila H0 salah,
misalnya :
n 16, C X : X 53 , X ~ N50, 36
Maka X ~ N50, 36 16 bila H 0 benar
dan X ~ N55, 36 16 bila H1 benar
X - 50 53 - 50
α PX 53; H 0 P
; H0
64
64
1 - Φ 2 0,0228 dan
X - 55 53 - 55
β PX 53; H1 P
; H1
64
64
4
Φ 1 - 0,9087 0,0913
3
Bina Nusantara University
3
_
f (X )
0,2
H0
H1
0,1
0
45
50
55
60
Gambar. Fungsi Kepekatan X pada H0 dan H1
Bina Nusantara University
4
Contoh 11.1.
Peubah Acak X menyebar normal dengan nilai tengah
dan ragam 2 = 100. Pada Pengujian hipotesis H0 : = 60,
H1= > 60 diambilx contoh acak dan nilai tengah
x 62,75 dengan n
= 52 nilai tengah
. Tentukan nilai p.
Jawaban :
Nilai p Px 62,75 ; μ 60
x - 60 62,75 - 60
P
; μ 60
10 52 10 52
62,75 - 60
1- Φ
1 - Φ 1,983 0,0237
10 52
p 0,0237 0,05 tolak H 0 : μ 60
Bina Nusantara University
5
2. Hipotesis dan Wilayah Kritik Uji Nilai Tengah Dengan
Ragam Diketahui
H0
H1
= 0
> 0
= 0
< 0
= 0
0
Wilayah Kritik
Z Zα atau x μ 0 Zα σ n
Z - Zα atau x μ 0 Zα σ n
Z Zα 2 atau x μ 0 Zα 2 σ n
3. Hipotesis dan wilayah kritik uji nilai Tengah dengan ragam
tidak diketahui
H0
H1
= 0
> 0
= 0
< 0
t t n - 1 atau x μ 0 t n - 1 s n
α
α
t - t n - 1 atau x μ 0 t n - 1 s n
=
0
t t
Bina Nusantara University 0
Wilayah Kritik
α
α 2n - 1
α
atau x - μ 0 t
α 2n - 1
s
n
6
Statistik Uji T
x -μ
S2 n
x -μ
S2 n
Untuk n 30 statistik uji
x -μ
x -μ
Z
2
2
S n S n
sama pada no. 2 di atas tetapi σ diganti dengan S.
Contoh 11.2
Misalkan X (milimiter) adalah pertumbuhan tumor setelah 15 hari
diinjeksikan pada percobaan tikus. Asuransi X ~ N(µ, 2).
Hipotesis H0 : µ = µ0 = 4,0 vs H1: µ 4,0. Jika n = 9 dan taraf
nyata = 0,10 maka wilayah kritik
x - 4,0
t
t α 2 8 1,860
S 9
Jika hasil pengamatan n 9, x 4,3 dan S 1,2 maka :
Bina Nusantara University
7
4,3 - 4,0
t
0,75, t 0,75 1,860
1,2 9
sehingga H 0 tidak dapat ditolak.
Nilai P = P(|T| 0,75) = 2 P (T 0,75), pada tabel + dengan
derajat bebas dan tidak terdapat nilai 0,75 yang ada 0,706
sebagai penggantinya.
2pmenolak
Pkita
T tidak
0,706dapat
T 0,706H0: 0,50
Dengan p = p0,50
= 4,0
Hipotesis dan
H 0 :Wilayah
σ 2 σ 02 Kritik Uji Ragam
4. Hipotesis
Teorema 11.1.
Misalkan S2 sebagai ragam contoh yang dihitung pada
pengematan
dari sebaran
2
2
2 normal dengan nilai tengah dan 2.
Ambil χ n - 1 S σ 0
Bina Nusantara University
8
a) Uji H 0 : σ 2 σ 02 lawan H1 : σ 2 σ 02 pada taraf nyata α, menolak H 0
2 2
σ
χ n - 1
jika χ 2 χ α2 n - 1 atau S2 0 α
n -1
2
2
2
2
b) Uji H 0 : σ σ 0 lawan H1 : σ σ 0 pada taraf nyata α, tolak H 0
2 2
σ
χ1 - α n - 1
2
2
2
0
jika χ χ α, n - 1 atau S
n -1
c) Uji H 0 : σ 2 σ 02 lawan H1 : σ 2 σ 02 pada taraf nyata α, tolak H 0
2 2
σ
χ1 - α n - 1
2
2
2
0
jika χ χ α, n - 1 atau S
n -1
Bina Nusantara University
9
Contoh 11.3.
Diketahui n 23, α 0,05, H 0 σ 2 100, H1 : σ 2 100,
Statistik χ 2 n - 1 S2 σ 02 22 S2 100
Pada tabel χ 2 diperoleh :
2
2
22 10,98 dan χ 0,025
22 36,78
χ 0,975
H 0 ditolak jika :
22 S2
100 10,98
χ
10,98 S2
100
22
2
S2 49,91 atau
22 S2
100 36,78
χ
36,78 S2
100
22
2
S2 167,18
Bina Nusantara University
10
Jika S2 = 147,82 maka H0 tidak dapat ditolak karena :
49,91 < S2 = 147,82 < 167,18 dan dengan
2 22 147,82
χ
32,52
100
10,98 < 2 = 32,52 < 36,78.
Nilai p = 2[P( 32,52)]
[P( 32,52)] = Nilai p
untuk H1 : 2 > 100 , = 22 S2/100
Pada tabel 2 (22) dapat diperoleh P( 30,81) = 0,10 dan
P( 33,92) = 0,05
0,05 < Nilai p = P( 32,52) 0,10 sehingga untuk
2[P( 32,52)] diperoleh 0,10 < Nilai p < 0,20.
Bina Nusantara University
11