PEMBANDINGAN GANDA Pertemuan 17 – Teori Statistika II Matakuliah
Download
Report
Transcript PEMBANDINGAN GANDA Pertemuan 17 – Teori Statistika II Matakuliah
Matakuliah
Tahun
: I0184 – Teori Statistika II
: 2009
PEMBANDINGAN GANDA
Pertemuan 17
Materi Pokok 17
PEMBANDINGAN GANDA
1. Metode Tukey
Metode ini digunakan untuk menguji kesamaan pasangan
nilai tengah secara individual yaitu H0 : I = j lawan H1 : i
j untuk i j.
Pada uji ini, uji ditampilkan dengan menggunakan i - j.
Definisi 20.1.
Misalkan 1, 2,…, k adalah himpunan m peubah acak
bebas yang menyebar secara normal dengan nilai tengah
dan ragam 2 dan R adalah range.
R = maks i – min i
i
i
2
Bina Nusantara University
Ambil S2 yang didasarkan pada peubah acak khi-kuadrat dengan
v derajat bebas, i bebas, dengan E(S2) = 2.
Qk,v = R/S
Q, k, v = persentil 100(1 - ) dari Qk,v untuk = 0,05 dan 0,01
dapat dilihat pada tabel Qk,v = Studentized Range (Larsen: Tabel
A.5) misalnya untuk k = 4 dan v = 8, Q0,05; 4,8 = 4,53 artinya
P(R/S 4,53) = 0,05 , R = range dari 4 peubah acak normal
yang simpangan bakunya = S dengan derajat bebas = 8.
Teorema 20.1.
Misalkany . j , j = 1,2,…,k sebagai nilai tengah dari rancangan
k
acak lengkap berfaktor satu dan nj = r, ulangannya
semua sama
2
dan j adalah nilai tengah untuk j = 1, 2,…,
k maka peluang
untuk semua pasang =
dari - memenuhi secara serentak
y . i y . j D KTG μ i μi j jy . i y . j D KTG
ketaksamaan.
D Qα, k, rk k / r
Bina Nusantara University
3
Jika nilai nol tidak tercukupi dalam selang ini maka tolak H0
: I = j dan sebaliknya nilai nol tercakup pada selang ini
terima H0. (Studi kasus 12.3.1 Larsen)
2. Pembanding Ortogonal
Penguji H0 : i = j lawan H1 : i j dari semua pasangan
secara individual serentak dapat dilakukan dengan
menggunakan pembanding ortogonal.
Definisi 20.2.
Misalkan 1, 2,…,k sebagai nilai tengah sesungguhnya
dari taraf faktor suatu kombinasi linear C, menjadi
k
pembanding jika jumlah koefisiennya
nol. Pembanding
C cj μ j
k
dengan konstanta Cj sehingga
j 1
cj 0
4
Bina Nusantara University
j 1
Contoh 20.1.
Diketahui k=5, untuk menguji H0 : 1 = 2 atau H0 : 1 - 2 =
0 maka C = 1 - 2 = (1)1 + (-1)2 + (0)3 + (0)4 + (0)5
Bila
μ1 μ 2 μ 3 μ 4 μ 5
, maka
2
3
1
1
1
1
1
C μ1 μ 2 - μ 3 - μ 4 - μ 5
2
2
3
3
3
H0
Sifat-sifat pembanding:
Cˆ
k
j 1
E Cˆ
Bina Nusantara University
cj y. j
k
j 1
c j Ey . j C
5
Var Cˆ
k
j 1
c j2 Var y . j
Sc2ˆ KTG
k
2 k
σ
j 1
C j2
nj
C j2
nj
KTG kuadrat tengah pada ANOVA
Sc2ˆ dugaan var
Cˆ ECˆ
z
Var Cˆ
χ 21
Cˆ
Cˆ C
Var Cˆ
Cˆ C
ˆ
Var C
Bina Nusantara University
6
Bila H 0 : μ1 μ 2 μ k benar, C 0 sehingga
χ 21
ˆ2
C
2 k
σ
j 1
c j2
nj
Sifat dua pembanding :
C1
k
j 1
C1j μ j dan C 2
k
j 1
C 2j μ j
ortogonal jika
k
j 1
C1j C 2j
k
j 1
Csj C tj
nj
Bina Nusantara University
nj
0 secara umum
0 untuk semua s t
7
Definisi 20.3.
Misalkan
Ci
Dengan
Ĉi
k
j 1
k
j 1
Cij μ j
, jumlah kuadrat
Ci JKCi
Cˆ i 2
k
j 1
Cij 2
nj
Cij y . j
Teorema 20.2.
k 1
k
ˆ
Misalkan Ci Cij y . j
sebagai penduga maka
j 1
i 1
JKP
k nj
y.
j 1 i 1
j y ..2
JKC1 JKC 2 ... JKC k 1
Bina Nusantara University
8
Teorema 20.3.
Misalkan C pembanding ortogonal mempunyai koefisienkoefisien yang sama untuk hipotesis
H0: C1 1 + C2 2 + … + Ck k = 0 dengan
k
j 1
C j 0, n
k
j 1
n j maka
JKC 1
a . F
~ F1, n - k
JKG n - k
b . H 0 C1 μ1 C 2 μ 2 C k μ k 0
ditolak pada taraf nyata α jika F F1 - α , 1, n - k
(Lihat studi kasus 12.4.1, Larsen)
Bina Nusantara University
9
3. Transformasi Data (Larsen 12.5)
Asumsi dalam Analisis Ragam (varians)
• Nilai-nilai pengamatan harus bebas.
• Nilai-nilai pengamatan menyebar secara normal.
• Varians perlakuan-perlakuan adalah sama.
Bila ketiga syarat ini tidak dipenuhi akan mempengaruhi
validitas uji F. Transformasi data adalah upaya untuk
memenuhi syarat-syarat di atas.
Misalkan yij dengan fy(yij , j) , i = 1, 2,…, nj
j = 1, 2,…, k.
Var(yij) = g(j)
Transformasi A : A(yij) = wij
Var(wij) = C12 = konstanta.
Bina Nusantara University
10
Ekspansi Taylor.
ωij A μ j yij - μ j A1 μ j
E ωij A μ j
A yij - μ j 0
2
2
1
A μ j g μ j
var ωij
C1
1
A μ j
g μ j
g μ j
1
1
A yij C1
dyij C 2
g y
Var ωij E ωij - E ωij
Bina Nusantara University
ij
11