Uji Aktivitas Penghambatan Enzim α-Glukosidase serta Uji ...
Universitas Gadjah Mada Fakultas Teknik Departemen Teknik ... Uji Hipotesis.pdf · 2 dan σ X2 2...
Transcript of Universitas Gadjah Mada Fakultas Teknik Departemen Teknik ... Uji Hipotesis.pdf · 2 dan σ X2 2...
Universitas Gadjah Mada Fakultas Teknik Departemen Teknik Sipil dan Lingkungan
INFERENSI STATISTIS: UJI HIPOTESIS Statistika dan Probabilitas
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis
18-Oct-16 Uji Hipotesis
2
q Model Matematis vs Pengukuran q komparasi garis teoretik (prediksi menurut model) dan data pengukuran
q jika prediksi model sesuai dengan data pengukuran, maka model diterima
q jika prediksi model menyimpang dari data pengukuran, maka model ditolak
q Dalam sejumlah kasus, yang terjadi adalah q hasil komparasi prediksi model dan data pengukuran tidak cukup jelas untuk
menyatakan bahwa model diterima atau ditolak
q uji hipotesis sebagai alat analisis dalam komparasi tersebut
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Prosedur Uji Hipotesis
18-Oct-16 Uji Hipotesis
3
q Rumuskan hipotesis
q Rumuskan hipotesis alternatif
q Tetapkan statistika uji
q Tetapkan distribusi statistika uji
q Tentukan nilai kritik sebagai batas statistika uji harus ditolak
q Kumpulkan data untuk menyusun statistika uji
q Kontrol posisi statistika uji terhadap nilai kritik
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Kemungkinan Melakukan Kesalahan
18-Oct-16 Uji Hipotesis
4
Keputusan Keadaan nyata
Hipotesis benar Hipotesis salah
Menerima H0 Tidak salah Kesalahan tipe II à β
Menolak H0 Kesalahan tipe I à α Tidak salah
α adalah probabilitas melakukan kesalahan tipe I β adalah probabilitas melakukan kesalahan tipe II
α dan β diinginkan bernilai kecil α lebih penting daripada β
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis
5
Notasi
H0 = hipotesis (yang diuji)
H1 = hipotesis alternatif à notasi lain yang kadang dipakai: Ha
1 − α = tingkat keyakinan (confidence level)
18-Oct-16
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis Nilai Rata-rata
18-Oct-16 Uji Hipotesis
6
H0 : µ =µ1
H1 : µ =µ2
X ≤µ1− z1−α
σX
n⇒ Z ≤ −z1−α
Distribusi Normal σX
2 diketahui
Z =
nσX
X −µ1( )Statistik uji: berdistribusi normal
Jika μ1 > μ2: H0 ditolak jika
Jika μ1 < μ2: H0 ditolak jika X ≤µ1+ z1−α
σX
n⇒ Z ≥ z1−α
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis 7
luas = α
z1−α
prob Z ≥ z1−α( ) = α
18-Oct-16
luas = 1 − α
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis Nilai Rata-rata
18-Oct-16 Uji Hipotesis
8
H0 : µ =µ1
H1 : µ =µ2
X ≤µ1− t1−α ,n−1
sX
n
Distribusi Normal σX
2 tidak diketahui
T =
nsX
X −µ1( )Statistik uji: berdistribusi t
H0 ditolak jika: jika μ1 > μ2
X ≥µ1+ t1−α ,n−1
sX
njika μ1 < μ2
⇒ T ≤ −t1−α ,n−1
⇒ T ≥ t1−α ,n−1
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis Nilai Rata-rata
18-Oct-16 Uji Hipotesis
9
H0 : µ =µ0
H1 : µ ≠µ0
Z =n
σX
X −µ0( ) > z1−α 2
Distribusi Normal σX
2 diketahui
Z =
nσX
X −µ0( )Statistik uji: berdistribusi normal
H0 ditolak jika:
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis Nilai Rata-rata
18-Oct-16 Uji Hipotesis
10
H0 : µ =µ0
H1 : µ ≠µ0
T =n
sX
X −µ0( ) > t1−α 2,n−1
Distribusi Normal σX
2 tidak diketahui
T =
nsX
X −µ0( )Statistik uji: berdistribusi t
H0 ditolak jika:
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji Hipotesis Nilai Rata-rata
18-Oct-16 Uji Hipotesis
11
q Hasil uji hipotesis adalah q menolak H0 atau
q tidak menolak H0
q Artinya q H0: μ = μ0
q Tidak menolak H0 à “menerima” H0 berarti bahwa μ tidak berbeda secara signifikan dengan μ0
q Tetapi tidak dikatakan bahwa μ benar-benar sama dengan μ0 karena kita tidak membuktikan bahwa μ = μ0
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji hipotesis beda nilai rata-rata dua buah distribusi normal
18-Oct-16 Uji Hipotesis
12
H0 : µ1−µ2 = δ
H1 : µ1−µ2 ≠ δ
Z =X1−X2 −δ
σ12 n1+σ2
2 n2( )1 2Statistik uji: berdistribusi normal
H0 ditolak jika: Z > z1−α 2
Distribusi Normal σX1
2 dan σX22 diketahui
http://istiarto.staff.ugm.ac.id
Uji hipotesis beda nilai rata-rata dua buah distribusi normal
18-Oct-16 Uji Hipotesis
13
H0 : µ1−µ2 = δ
H1 : µ1−µ2 ≠ δ
Statistik uji: berdistribusi t dengan (n1+n2−2) degrees of freedom
H0 ditolak jika:
Distribusi Normal σX1
2 dan σX22 tidak diketahui
T =X1−X2 −δ
n1+ n2( ) n1−1( ) s12 + n2 −1( ) s2
2#$
%&
n1n2 n1+ n2 −2( )#$ %&
'()
*)
+,)
-)
1 2
T > t1−α 2,n1+n2−2
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis
14
Uji Hipotesis Nilai Varians
H0 : σ2 = σ02
H1 : σ2 ≠ σ02 Distribusi Normal
χc
2 =Xi −X( )2
σ02
i=1
n
∑Statistik uji: berdistribusi chi-kuadrat
H0 diterima (tidak ditolak) jika: χα 2,n−1
2 < χc2 < χ1−α 2,n−1
2
18-Oct-16
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis
15
Uji Hipotesis Nilai Varians
H0 : σ12 = σ2
2
H1 : σ12 ≠ σ2
2 2 Distribusi Normal
Fc =
s12
s22
Statistik uji: berdistribusi F dengan
H0 ditolak jika: Fc > F1−α ,n1−1,n2−1
n1−1( ) dan n2 −1( ) degrees of freedom
s12 > s2
2
18-Oct-16
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis
16
Uji Hipotesis Nilai Varian
H0 : σ12 = σ2
2 = ... = σ k2
H1 : σ12 ≠ σ2
2 ≠ ... ≠ σ k2 Distribusi Normal
Q hStatistik uji: berdistriusi chi-kuadrat dengan (k – 1) degrees of freedom
H0 ditolak jika: Q h > χ1−α ,k−1
2
Q = n−1( ) lnni −1( ) si
2
N − ki=1
k
∑#
$%%
&
'((i=1
k
∑ − n−1( ) ln si2
i=1
k
∑
h =1+1
3 k −1( )1
ni −1
)
*+
,
-.
i=1
k
∑ −1
N − k
#
$%%
&
'((
N = nii=1
k
∑18-Oct-16
http://istiarto.staff.ugm.ac.id Uji Hipotesis 17 18-Oct-16