metode statistika ii
DESCRIPTION
METODE STATISTIKA II. Pertemuan 6 UJI HIPOTESIS. Uji Hipotesis. HIPOTESIS: Hipo: di bawah Thesa : kebenaran Jawaban bersifat sementara thd pertanyaan. Contoh : Masyarakat mempunyai gol darah A = 25 % Nilai ujian matematika secara nasional kurang dari 5 skala 1-10. - PowerPoint PPT PresentationTRANSCRIPT
METODE STATISTIKA II
Pertemuan 6
UJI HIPOTESIS
Uji Hipotesis HIPOTESIS:
– Hipo: di bawah– Thesa : kebenaran– Jawaban bersifat sementara thd pertanyaan.
Contoh : – Masyarakat mempunyai gol darah A = 25 %– Nilai ujian matematika secara nasional kurang dari 5
skala 1-10.– Masyarakat alkoholik meningkat 0,2 persen
Hipotesis statistik adalah pernyataan atau dugaan mengenai satu atau lebih populasi.
UJI HIPOTESIS
Tujuan : Menentukan apakah dugaan tentang parameter suatu populasi didukung kuat oleh informasi sampel (atau tidak)
pernyataan tentang parameter :
harga parameter dapat benar atau salah
dua hipotesis yang komplementer :
H : pernyataan benar
H’ : pernyataan salah
menggunakan informasi sampel :
Keputusan menolak H atau tidak menolak H
Dalam uji hipotesis Ho vs H1 selalu dianggap Ho benar, kecuali secara kuat data sampel tidak mendukungnya
Uji hipotesis Ho adalah aturan yang apabila harga sampel telah diperoleh akan mengarah pada keputusan menerima atau menolak Ho
Variabel random yang digunakan untuk menentukan keputusan adalah statistik uji/penguji.
Bagian dari (harga-harga dari) variabel random yang menentukan Ho ditolak adalah daerah penolakan/kritis uji
Bagaimana menentukan daerah penolakan ???
Kesalahan yang mungkin terjadi :
+ kesalahan tipe I = menolak Ho benar
+ kesalahan tipe II = tidak menolak Ho salah
diharapkan keduanya mempunyai probabilitas atau kemungkinan kecil
= P (membuat kesalahan tipe I)
= P (membuat kesalahan tipe II)
Keputusan\Hakikat H0 benar H0 salah
Menolak H0 Salah Tipe I Benar
Tidak menolak H0 Benar Salah Tipe II
Langkah-langkah pokok dalam melakukan uji hipotesis :
► identifikasi model dari populasi
► tentukan Ho dan H1, ada 3 keadaan yang mungkin, yaitu : A. Ho : = o vs H1 : o
B. Ho : o vs H1 : > o
C. Ho : o vs H1 : < o
► Tentukan tingkat signifikansi ( 0 %)
► Tentukan kriteria uji hipotesis (daerah yang menentukan Ho ditolak atau Ho diterima/gagal ditolak)
► Hitung statistik uji dari data sampel
► Ambil kesimpulan (bandingkan statistik uji vs kriteria uji)
Contoh : (uji hipotesis untuk mean populasi)
a) distribusi populasi tidak diketahui, ambil n cukup besar ( n 30) b) distribusi populasi normal
- diketahui- tidak diketahui
a) – Ho : = o
versus
H1 : A. ≠ o
B. > o
C. < o
- = … ??, pilih 5 % atau 10 % atau …
- daerah kritis/kriteria uji : tentukan statistik uji untuk uji mean adalah mean sampel X
Karena n 30, maka )σ
,N(μ~X2
o n
Ho benarKriteria Uji :
A. Ho ditolak jika2
α-ZZ atau2
αZZ
Ho diterimagagal ditolak
jika2
α
2
α ZZZ-
B. Ho ditolak jikaαZZ
Ho diterima jika αZZ
C. Ho ditolak jika αZ< ZHo diterima jika αZZ
Perhitungan :
Jika tidak diketahui diganti s
ohit
X μZ
σn
Kesimpulan :
Jika Zhit terletak di daerah penolakan Ho, Ho ditolak sebaliknya, jika Zhit terletak di daerah penerimaan Ho, Ho tidak ditolak
Apabila kriteria uji dinyatakan dalam gambar, maka
A.
2α
Z2
αZ
2
α
2
α
Z
B.
αZ
α
Z
C.
αZ
α
Z
Karena )σ
,N(μ~X2
o n, maka daerah kritis dapat pula
dinyatakan sebagai berikut :
A. Ho ditolak jika
o
2
α μn
σ.-ZX atau o
2
α μn
σ.ZX
B. Ho ditolak jika
oμn
σ.ZX
C. Ho ditolak jika
oμn
σ.-ZX
dengan diganti s, jika tidak diketahui
Dengan memperhatikan bahwa :
S adalah statistik yang digunakan untuk P dan
s adalah penyimpangan standar distribusi sampling harga S, maka
p1 – p25.
i Tidak dik.
diganti si
1 - 24.
p3.
s2.
s Tidak dik.
diganti s
1.
Ket.sSP
X
n
X
21 XX
2
2
1
1
n
X
n
X
n
σ
2n
σ
n
x1
n
x
2
22
1
21
n
σ
n
σ
21 n
1
n
1)p̂(1p̂
21
21
nn
xxp̂
B) Jika populasi berdistribusi normal dengan diketahui, maka langkah-langkah untuk uji hipotesis adalah seperti dalam a).
Untuk tidak diketahui, lakukan langkah-langkah seperti dalam a) dengan mengganti
αZ dengan 1)(n ; tα
α/2Z dengan 1)(n ; tα/2
hitZ ohit
x μt
s n
dengan
Catatan : Walaupun cara di atas dapat digunakan untuk n sebarang, biasanya hanya digunakan untuk n < 30 (n kecil)
B) Ho = o
Ha A. o
= …
B. > o
C. < o
Kriteria Uji :Ho ditolak jika
α/2hitα/2hit tatau t t tA.
αhit t tB.
α/2hit -t tC.
Perhitungan : ohit
x μt
s n
Kesimpulan :
Uji hipotesis untuk parameter-parameter lain (p, , 1 - 2 , p1- p2,1- 2) dibedakan menurut :
a. Uji hipotesis dengan sampel besar
b. Uji hipotesis dengan populasi berdistribusi normal (digunakan untuk n kecil)
Lihat contoh tentang uji hipotesis untuk mean bagian a)
ganti μ dengan p
oμ opdengan
n
σdengan sσ
X dengan S
maka P adalah parameter yang akan diuji Po adalah harga parameter dibawah Ho
Uji hipotesis parameter jika sampel berukuran kecil sangat bergantung pada distribusi populasi dan parameter yang akan diuji
Untuk uji hipotesis walaupun distribusi populasi normal, uji hipotesis untuk masing-masing parameter ditentukan oleh distribusi yang berbeda
22
2121
2 σσ,μμ,σ μ,
Untuk uji hipotesis p tidak diperlukan asumsi distribusi populasi normal. Uji hipotesis ditentukan oleh distribusi binomial
21 μμatau μ ditentukan oleh distribusi t
2σ ditentukan oleh distribusi 2X2
22
1 σσ ditentukan oleh distribusi F
Uji hipotesis beda mean dua populasi independen :
UJI HIPOTESIS, SAMPEL DARI POPULASI NORMAL
- Ho : 1 = 2 atau 1 - 2 = 0
H1 A. 1 2 atau 1 - 2 0 B. 1 > 2 atau 1 - 2 > 0 C. 1 < 2 atau 1 - 2 < 0
versus
- = … ??? (tentukan 0 %)- daerah kritisjika 1 dan 2 diketahuilihat uji hipotesis mean satu populasi dengan n 30jika 1 dan 2 tidak diketahuilihat uji hipotesis mean satu populasi normal1 = 2= : (n-1) diganti (n1 + n2-2)1 2 : (n-1) diganti v
2
2
2
22
1
2
1
21
2
2
22
1
21
n
ns
n
ns
ns
ns
v
Perhitungan :
jika 1 dan 2 diketahui,
2
22
1
21
2121hit
nσ
nσ
μμXXZ
, dengan 1-2 = 0
jika Ho benar
jika 1 dan 2 tidak diketahui,
1 = 2 = :
21p
21hit
n1
n1
s
XXt
2nn
1)s(n1)s(ns
21
222
2112
p
1 2
2
22
1
21
21hit
ns
ns
XXt
Kesimpulan
Bandingkan hasil perhitungan dengan daerah kritis/ kriteria uji untuk menentukan apakah Ho ditolak/ diterima
Uji hipotesis beda mean dua populasi dependen : (perbandingan pasangan)digunakan data berpasangan (X11 , X12), (X21, X22), …, (Xn1, Xn2) untuk memperoleh
d1, d2, …, dn dengan di=Xi1 – Xi2
)σ,N(μ~d 2ddi
21d μμμdengan )XVar(Xσ 21
2d
)X,(X Cov 2- )Var(X)Var(X 2121
Berdasarkan sampel randomd1, d2, …, dn
maka daerah kritis dan perhitungan adalah sesuai dengan uji hipotesis satu mean populasi normal
Uji hipotesis variansi / deviasi standar satu populasi2o
2o σσ:H -
versus2o
21 σσ A. :H
2o
2 σσ B. 2o
2 σσ C.
22 2
(n 1)2
(n 1)skarena ~
σx x
- = … ??
- daerah kritis :
Kriteria Uji :
A.
2
1)(n;2
α
x 2
1)(n;2
α1
x
Ho ditolak jika
2
1)(n;2
α2
xx atau 2
1)(n;2
α1
2
xx
Ho diterima jika 2
1)(n;2
α1
22
1)(n;2
α
xxx
0
2α
2α
0
B.
2
1)(n;α1 x
α
Ho ditolak jika2
1)(nα);-(12
xxHo ditolak jika
21)(nα);-(1
2xx
0
C.
21)(nα; x
α
Ho ditolak jika2
1)n α;2
xxHo ditolak jika
21)(n α;
2xx
Perhitungan :
Kesimpulan : …
2o
22hit σ
1)s(n x
Contoh :Suatu pabrik baterai mobil menjamin bahwa baterainya akan tahan rata-rata 3 tahun dengan simpangan baku baku 1 tahun. Bila dicoba beberapa baterai, tahan hidupnya adalah sebagai berikut :
1,9 2,4 3,0 3,5 4,2
(dalam tahun). Apakah pembuatnya masih yakin bahwa simpangan baku baterai tersebut 1 tahun ?
1)5(5
xx5
15
xxs
25
1ii
5
1i
2i
5
1i
2i
2
= 0,815
3,261
1)0,815(5
σ
1)s(n2
22
x
2
1)(n;2
α
x 2
1)(n;2
α1
x
2
α2
α
dari tabel 143,11 ,484,0 24;925,0
24;024,0 xx
Ho : 2 = 1 masih dapat diterima
Uji hipotesis perbandingan variansi/deviasi standar dua populasi independen
1σ/σatau σσ:H 22
21
22
21o
versus 1σ/σatau σσ A. H 2
22
12
22
11
1σ/σatau σσ B. 22
21
22
21
1σ/σatau σσ C. 22
21
22
21
- = … ?- daerah kritis
karena
lihat uji hipotesis variansi/deviasi standar satu populasi,
1)(n1);(n22
21 21
F~/ssF
21)(nx diganti 2)(n1);(n 21
F
- perhitungan
- kesimpulan : ………….
22
21hit /ssF hitung
LOGO
SELAMAT MENEMPUHUTS
Sampai ketemu dengan Pertemuan 7