PENERAPAN UJI F, UJI QUADE DAN UJI FRIEDMAN TERHADAP PENGAMATAN HASIL UJI ORGANOLEPTIK
AYOE INDRIA WINURI
JURUSAN STATISTIKA FAKULTAS MATEMATIKA DAN ILMU PENGETAHUAN ALAM INSTITUT PERTANIAN BOGOR BOGOR 2001
RINGKASAN AYOE INDRIA WINURI. Penerapan Uji F, Uji Quade dan Uji Friedman terhadap Pengamatan Hasil Uji Organoleptik (Applied of F Test, Qtiade Test and Friednion Test to Observation of Organoleptic Test). Dibimbing ole11 AUNUDDIN dan AAM ALAMUDI. Penelitian bidang teknologi pangan dan hasil pertanian banyak yang nlenggunakan uji organoleptik yang dilakukan ole11 panelis untuk menentukan nilai faktor mutu yang bersifat kualitatif. Data yang diperoleh dan' uji tersebut bempa skor yang lnempunyai skala ordinal yang biasanya diperlakukan sebagai suatu llasil percobaan dengan RAK dengan panelis sebagai kelompok. Dalam penelitian ini dicoba menelaah pengarutl transfonnasi terlladap data kualitatif, membandingkan analisis RAK data asal dengan data transforn~asi,mernbandingkan analisis RAK parametrik data transformasi dengan hasil uji Quade dan Friedman sebagai versi nonparamehk, serta ~nernbandingkanlrasil uji Quade dan Friedman. Sebagai kasus, di sini digunakan beberapa data llasil penelitian di LP-IPB yang menggunakan uji organoleptik dan data mentalmya mudall ditelusuri. Berdamkan penelitian ini disi~npulkanballjva dalam kasus ini, transfor~nasitemyata tidak dapat membuat analisis lebil~baik. Tmsformasi data tidak meningkatkan kesensitifan uji dan ketemdalan percobaan. Uji F parametrik tampahya tidak dapat diterapkan pada data hasil uji organoleptik yang ditransformasi dengan pendekatan Box-Cox. Hasil uji nonpmnetrik, dalam ha1 ini uji Friedman atau uji Quade, tidak semuanya memberikan hasil pengujian yang sama. Dengan membandingkan nilai-p dari kedua hasil uji nonparametrik, dalam penelitian ini belurn dapat diperoleli kesimpulan uji mana yang lebill baik.
PENERAPAN UJI F, UJI QUADE DAN UJI FRIEDMAN TERHADAP PENGAMATAN HASIL UJI ORGANOLEPTIK
AYOE INDRIA WINURI
Skripsi sebagai Salah Satu Syarat untuk Memperoleh Gelar Sarjana Sains pada Jurusan Statistika
JURUSAN STATISTIKA PAKULTAS MATEMATIKA DAN ILMU PENGETAHUAN ALAM INSTITUT PERTANIAN BOGOR BOGOR 2001
: Uji I:. Uji Q u i ~ d cdan Uji I'ricdlniln tcrlladap Penganlaln~lI-lasil Uji Organoleptik Judul N ~ I I I I ~ :I AYOCllidriik W ~ I I I I I . ~ NIII' : GO3496006
Dr. 11.. Aunuddin Pembinibing I
RIWAYAT HIDUP Penulis dilahirkan di Padang Sidempuan, Sumatera Utara pada tanggal 14 April 1978 sebagai anak ketiga dari lima bersaudara, dari Bapak H. R. Moelyawan dan Ibu Hj. Fatma Aira. Pendidikan dasar sejak kelas satu sampai dengan pertengahan kelas lima SD, penulis selesaikan di SDN 8 Pariaman. Penulis melanjutkan SD di SDN 4 Majalengka dan lulus pada tahun 1990. Penulis menyelesaikan kelas 1 SMP di SMPN 1 Majalengka dan setelah itu dilanjutkan di SMPN 2 Bogor dan lulus pada tahun 1993. Pada tahun 1996 penulis lulus dari SMA Negeri 5 Bogor dan masuk IPB melalui jalur Undangan Seleksi Masuk IPB pada Jumsan Statistika. Penulis menjalankan tugas Praktek Lapang di Pusat Data Departemen Pertanian pada Bagian Basis Data sela~nadua bulan, dari 3 1 Januari 2000 sampai dengan 1 April 2000.
PRAKATA Alhamdulillah, segala puji dan syukur hanya kepada Allah SWT yang selalu memberikan rahmat dan hidayah-Nya sehingga karya ilmiah ini dapat diselesaikan dengan baik. Semoga shalawat dan salam selalu tercurah kepada junjungan kita Nabi Muhammad SAW beserta keluarga dan para sahabatnya. Penulis menghaturkan terilna kasih yang sebesar - besarnya kepada semua pihak yang telah memberikan segala bantuan sehingga tulisan ini bisa terselesaikan, antara lain : 1. Bapak Dr. Ir. Aunuddin dan Bapak 11. Aam Alamudi M S . selaku dosen pembimbing atas segala perhatian, waktu, saran, arahan serta bimbingannya selama ini. 2. Papa dan Mama, k a k a k u Nuke dan Winny, adikku Ririen dan Ade, kakak iparku Ivan dan Yuli, keponakanku Nadya dan Nidya, dan keluarga besar almarhum kakek di Bukittinggi dan eyang R. Soedaryo atas segala doa, dukungan, cinta dan kasih sayangnya. 3. Untuk An, yang telah banyak memberi arti pada hidupku. 4. Dosen Jurusan Statistika FMIPA IPB, atas ilmu yang telah diajarkan. 5. Ibu Lina, Ibu Ony, Teh Neni dan staf LP-IPB lainnya, atas dukungan pengumpulan laporan hasil penelitian. 6 . Ibu Dedeh, Ibu Sulis, Ibu Markonah, Ibu Balgis dan Bang Sudin yang sangat membantu penulis. 7. Noor, Didah, Arif, Risma, Taufiq dan Eva, atas masukannya pada kolokium dan seminar. 8. Rina, Mella, Reny, Sri, Utami, Yusro, Farah, Firza, Eni G., Asih, Hanhan, Eka, 'Njoe, Dini, Faisal dan teman - teman STK'33 lainnya, atas segala bantuan, dorongan dan kebersamaannya. 9. Kak Puji, Mbak Titi, Kak Putra dan STK'32 lainnya dan juga Yadi, Bram dan adik - adik tingkat lainnya. 10. geluarga Hj. Maryam di CB 148 dan H. Rachmatdi B M atas do'a dan dorongannya. Penulis berharap semoga karya ilmiah ini dapat memberi manfaat.
Bogor, Agustus 2001 Ayoe Indria Winuri
DAFTAR IS1 Halarnan DAFTAR GAMBAR ................................................................................................................... DAFTAR TABEL ...........................................
..................................................................... . .
vi vi
DAFTAR LAMP PENDAHULUAN Latar B Tujuan TINJAUAN PUSTAKA Penilaian Organolep Pemeriksaan Asums ................................................................................ Transfomsi Data ............................................................................................................. Uji Statistik ............................................................................................... . Nonparametrik . Uji Fnedman ......................................................................................................... Uji Quade .............................................................................................................
BAHAN DAN METODE
Bahan ............................................................................................................................... Metode ..............................................................................................................................
HASIL DAN PEMBAHASAN ................................................................................................ Transfomsi dan Pemeriksaan Asumsi ............................................................................ Perbandingan Hasil Sidik Ragam Data Asal dan Data Hasii Transfomsi .......................... Perbandingan Hasil Analisis Uji Paramehik dan Uji Nonparametrik ................................... -. . ................. Perbandingan Aasii Anaiisis VJIrnedman daniiji Quaae ........................... Uji F, Uji Friedman dan Uji Quade .................................................................................... KESIMPULAN DAN SARAN
DAFTAR PUSTAKA
8
DAFTAR GAMBAR Halaman I. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Warna Roti Tawar dalam Berbagai Perlakuan ............ 2. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Rasa Mie Rehidrasi dalam Berbagai Perlakuan ........... 3. Histogram Nilai Rata-rata Skor terhadap Aroma Mie Kering dalam Berbagai Perlakuan ...........
5 5 5
DAFTAR TABEL Halaman 1. Perbandingan Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji Parametrik dan . . 1 ..........................................................................................................6 Nonparametrik Penel~t~an 2. Perbandingan Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji Parametrik dan .. Nonparametrik Penel~ttan2 ..........................................................................................................6 3. Perbandingan Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji Parametrik dan . . 3 .......................................................................................................... 6 Nonparametrik Penel~t~an
DAFTAR LAMPIRAN Halaman 1. Makro Minitab untuk Melakukan Uji Quade ............................................................................... 10 2. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Peneiitian I .................... . . . ................................................... 12 3. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 2 ................................................................................. 13 4. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparamehik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 3 5. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi 6. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 2 7. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 3 8. Plot galat untuk data transformasi Peneli
PENDAHULUAN
TINJAUAN PUSTAKA
Latar Belalcang Penelitian bidang teknologi pangan dan lusil perlanian banyak yang lnenggunakan uji organoleptik untuk ruenentukan nilai faktor mutu, yang bersifat kualitatif, seperti aroma, warna, dan rasa dari ballan olalm. Pengarnatannya dilakukan oleh panelis dengan memberi peringkat kesukaan. Data yang diperoleh dari uji organoleptik adalah berupa skor yang mempunyai skala ordinal. Signifrkasi lasil nji ini kadang kala diuji dengan rnetode parametxik berdawkan model Rancangan Acak Kelompok (RAK) dengan panelis sebagai kelompok. Uji F adalah statistik uji paramehik yang digunakan untuk membandingkan lebih dari dua perlakuan sekaligus dalam analisis ragam. Salali satu asumsi dalam uji F ini adalah bahwa data minimal berskala selang (Siegel, 1994). Apabila asnmsi ini tidak terpenuhi maka salah satu cara mengatasinya adalah dengan hansformasi data. Namun apabiia masih belum memenuhi asumsi analisis ragam, maka hatus digunakan cara lain, yaitu analisis nonparametrik yang sesuai dengan analisis ragam yang dimaksudkan (Sokal & Rohlf, 1981). Siegel (1994) menyebutkan bahwa analisis nonpammetrik lebih sesnai untuk diterapkan pada data yang mempunyai skala ordinal dan nominal.
Penitaian Organoleptik Penilaian dengan indera yang juga disebut penilaian organoleptik atau penilaian sensorik banyak digunakan untuk rnenilai mutu komoditi hasil pertanian dan makanan. Penilaian dengan cara ini banyak disenangi karena dapat dilaksanakan dengan cepat dan langsung. Dalam beberapa hal, p e ~ l a i a n dengan indera bahkan melebihi ketelitian alat yang paling sensitif (Soekarto, 1985). Untuk melaksanakan suatu penilaian organoleptik diperlukan panelis yang bertugas menilai sifat atau mutu bahan berdasarkan kesan subjektifnya masing-masing. Penilaian cita rasa ini dilakukan dengan metode hedonik yang jeNs penilaiannya bisa dibuat berdasarkan skala kesukaan (hedonic scale test) (Nasoetion, 1980). Salah satu cam pelaksanaan penilaian dengan skala kesukaan adalah dengan skala verbal (I~edonic rating test), misalnya berdasarkan sembilan tingkat skala kesukaan, yaitu amat sangat suka, sangat suka, suka, agak suka, n e d , agak tidak suka, tidak suka, sangat tidak suka, dan amat sangat tidak suka. Skala hedonik dapat diientangkan atau diciutkan menurut rentangan skala yang dikehendaki (Soekarto, 1985). Dalam analisis, skala hedonik dikodekan menurut skala numerik dengan angka menaik menurut tingkat
-ujuan L
Tujuan penelitian ini adalah melakukan kajian terhadap data lusil penelitian yang bersifat Iualitatif dari uji organoleptik, yaitu : 1. Melihat pengarul~transformasi terhadap data kualitatif dengan membandingkan analisis RAK data asal dan data transformasi. 2. Mernbandingkan hasil analisis data transformasi dengan hasil uji Qnade dan Friedman sebagai versi nonparametrik dari analisis tersebut. 3. Menlbandingkan hasil nji Quade dan Friedman sehingga diketahui yang lebih baik untnk kasus-kasns penelitian di sini. Dari penelitian ini dilmpkan diperoleh uji yang lebih baik untuk diterapkan terhadap peuball respon yang bersifat kualitatif dengan rancangan acak kelompok. Kasus penelitian yang digunakan addall beberapa kasns penelitian di LP-IPB yang menggunakan uji organoleptik yang data ~nentalmyadapat ditelusuri.
hS3UdcUl.
Pemeriksaan Asumsi Analisis Ragam Kesinfpulan yang diperoleh dari analisis ragam dapat berlaku secara sah apabila asumsi-asumsi yang mendasarinya terpenuhi. Asumsi-asumsi yang harus dipenuhi dalanl analisis ragam adalali (1) pengaruh perlakuan dan lingkungan bersifat aditif, (2) galat bersifat acak dan saling bebas, (3) ragarn galat homogen, dan (4) galat menyebar normal. Pelanggaran terhadap asumsi analisis ragam lnernpenganthi tamf signilikan dan sensitifitas ujinya (Steel et a1.,1997). Uji 'formal ya& dilakukan untnk uji kenormalan galat, kehomogenan ragam dan keaditifan model, masing-masing adalah nji Kolmogorov-Smirnov, uji Barlett clan uji Tukey. Sedangkan secara visual, untuk melihat kenormalan galat, kebebasan galat dan kehornogenan ragam adalah plot peluang nonnal, plot galat dan plot antam sisaan dengan rataan perlakuan.
Dengan pemenuhan asumsi yang lebih baik, F hitung akan cenderung lebih besar dibandingkan F hitung data asli yang tidak memenuhi asumsi. Kebalikannya, berlaku untuk nilai-p dan koefisien keragaman (KK). Namun demikian, peruhahan nilai-nilai tersebut biasanya tidak menghasilkan keputusan uji hipotesis analisis ragam yang berbeda. (Nantoro, 2000) Transformasi Data Transformasi data adalah pengubahan data dari suatu skala ke skala yang lain. Tujuan transformasi pada penelitian ini adalah untuk mengubah data kualitatif menjadi data kuantitatif yang berskala selang. Sebenarnya pada skor yang diamati ada suatu kekontinuan, walaupun skor a h a 1 yang diamati berupa kategori diskret (Siegel, 1994). Transformasi yang dipilih terhadap data berskala ordinal adalah transformasi yang tidak mengubah skala yaitu transformasi yang monoton (monotonic transformation) (Zanten, 1980). Pemilihan transformasi yang sesuai dapat dilalrukan dengan pendekatan Box-Cox yang berbentuk Y'=(YP-l)/p untuk p # 0 dan ln(Y) untuk p = 0; p adalah parameter yang ditentukan berdasarkan data (Aunuddin, 1988). Menurut Box & Tiao (1973), hasil transformasi dengan pendekatan Box-Cox bersifat monoton. Kriteria pemilihan p yang sesuai adalah dengan menentukan nilai p yang membuat nilai fungsi jumian ituaarar gaiai berdasarkan ira~&lriiasi tersebut maksimum. Uji Statistik Nonparametrik Uji statistik nonparametrik adalah uji yang modelnya tidak menetapkan syarat-syarat mengenai parameter populasi yang merupakan sumber contoh. Asumsi-asumsi tertentu dikaitkan dengan sejumlah besar uji statistik nonparametrik yakni bahwa pengamatannya bebas dan bahwa peubah yang diteliti pada dasamya memiliki kontinuitas. Meskipun demikian, asumsi-asumsi ini lebih sedikit dan jauh lebih ringan dibandingkan asumsi-asumsi yang berkaitan dengan uji parametrik. Uji nonparametrik tidak menuntut pengukuran sekuat yang dituntut oleh uji parametrik. (Siegel, 1994) Uji Friedman Uji Friedman merupakan versi nonparametrik dari uji F atas data hasil percobaan dengan rancangan acak kelompok (Siegel, 1994). Hipotesis yang diuji dalam ha1 ini adalah :
H, : TI=T2=...=Tk HI : Tidak semua T adalah sama Statistik uji dalam uji Friedman adalah :
dengan derajat hebas k-I; k adalah jumlah perlakuan, b adalah jumlah blok, dan R ; adalah jumlah peringkat perlakuan ke-i. Apabila dijumpai peringkat yang sama, maka statistik ini dikoreksi yaitu dengan membagi x~~dengan suatu pembagi, P, yaitu :
-
denean
x,,
Ti = t l i h - Z h tih ti, adalah jumlah pengamatan yang sama pada blok ke-i dan h adalah indeks untuk menrineat pasangan yang sama dalam blok. Jika X2n hasil perhitungan lebih besar atau sama dengan nilai x2[b Ix.l maka Ha ditolak.
- -
Uji Quade Quade (1979) mencoba membuat uji yang lebih kuat daripada uji Friedman. Metode Quade memberi lebih banyak informasi dalam contoh daripada uji Friedman yang tidak menimbang informasi antar blok (Iman et al, 1984). Hipotesis yang diuji pada uji Quade sama dengan uji Friedman, yaihl : H, : r 1 = 7 2 = ...= Tk HI : Tidak semua T adalah sama Statistik uji yang digunakan dalam uji Quade adalah :
dengan A , = b(b+l)(Zb+l)k(k+l)(k-!)I72
Jika ada peringkat yang sama,
dengan b adalah jumlah blok, k adalah jumlah perlakuan, dan Sij adalah peringkat dari range pada masing-masing blok dikalikan dengan hasil pengurangan antara peringkat dalam blok i dan rataan peringkat dalam blok. Jika TI lehih hesar dari F, kl, k2 dengan kl=k-1 dan k2=(b-l)(k-1) maka
Ho ditolak. Sebaran F dalam ha1 ini adalah sebaran pendekatan untuk sebaran T I karena tabel yang pasti belum tersedia (Conover, 1980).
BAHAN DAN METODE Bahan Data yang digunakan adalah hasil penelitian di Lembaga Penelitian IPB (LP-IPB) yang mempakan data hasil pengamatan yang bersifat kualitatif dengan skala ordinal. Data tersebut diperoleh setelah menelaah 1228 laporan, dan yang dipilih ini adalah laporan penelitian yang menyertakan data mentabnya. Peneliti yang bersangkutan menggunakan uji Friedman untuk menguji signifikansi hasilnya. Adapun data tersebut adalah :
1. Karakterisasi Tepung dan Pati Jali (Coix lacryma-jobi, LINN) untuk Pengembangan Produk Makanan Bergizi (Sulaeman el al., 1993). Perlakuan yang dicobakan adalah : a) tingkat substitusi tepung jali terhadap terigu dalam 100 gr Roti Tawar. Tingkat substitusi tepung jali terdiri dari 4 taraf, yaitu : TlJO = tingkat substitusi 0% T2J1 = tingkat substitusi 10% T3J2 = tingkat substitusi 20% T4J3 = tingkat substitusi 30% -... UJI organoiep~i~ diiakukan icriiadap warria, rasa, tekstur, dan aroma roti tawar. b) tingkat substitusi tepung jali dalam mie kering dan mie rebus. Tingkat substitusi tepung jali pada masing-masing mie terdiri dari 5 taraf, yaitu : M l JO = tingkat substitusi 0% M2J1 = tingkat substitusi 10% M3J2 = tingkat substitusi 20% M4J3 = tingkat substitusi 30% M5J4 = tingkat substitusi 40% Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, tekstur, dan rasa mie rebus; dan terliadap warna, aroma, dan tekstur mie kering. c) tingkat substitusi tepung jali dalam biskuit. Tingkat substitusi tepung jali terdiri dari 6 taraf, yaitu : TlJO = tingkat substitusi 0% T2J1 = tingkat substitusi 20% T3J2 = tingkat substitusi 40% T4J3 = tingkat substitusi 60% T5J4 = tingkat substitusi 80%
T6J5 = tingkat substitusi 100% Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, tekstur, dan rasa biskuit. Semua perlakuan di atas menggunakan 30 panelis. 2. Studi Karakteristik Fisik, Kimia, dan Fungsional Biji Teratai Putih (Nymphaea alba) dan Tepungnya, serta Pemanfaatannya sebagai Bahan Pangan Potensial (Sulaeman, 1993). Perlakuan pada penelitian ini adalah : a) tingkat substitusi tepung "ghol" dalam pembuatan cake, yaitu : TIGO = tingkat substitusi 0% T2G3 = tingkat substitusi 30% T3G4 = tingkat substitusi 40% T4G5 = tingkat substitusi 50% T5G6 = tingkat substitusi 60% b) tingkat substitusi tepung "ghol" dalam pembuatan roti, yaitu : TlGO = tingkat substitusi 0% T2G1 = tingkat substitusi 10% T3G2 = tingkat substitusi 20% T4G3 = tingkat substitusi 30% T5G4 = tingkat substitusi 40% Uji organoleptik dilakukan terhadap rasa, warna, tekstur, aroma cake dan roti dengan 25 panelis. 3. Mempelajari Penggunaan Tepung Ubi Kayu (Manihot sp.) sebagai Bahan Substitusi Tepung Terigu dalam Pembuatan Mi Basah, Cookies da: %'-ti (?.<ar!iya:i, !??C>. Tingkat substitusi tepung terigu dengan tepung singkong dalam pembuatan cookies dalam 6 taraf merupakan perlakuan, yaitu : SO = tingkat substitusi 0% S1 = tingkat substitusi 20% S2 = tingkat substitusi 40% S3 = tingkat substitusi 60% S4 = tingkat substitusi 80% S5 = tingkat substitusi 100% Uji organoleptik dilakukan terhadap warna, aroma, rasa, dan kerenyahan cookies dengan 30 panelis. Metode Langkah-langkah yang dilakukan dalam penelitian ini adalah : 1. Melakukan transformasi terhadap data asal. 2. Memeriksa asumsi data hasil transformasi. 3. Melakukan analisis ragam menggunakan RAK dengan panelis sebagai kelompok terhadap data asal dan data hasil hansformasi. 4. Melakukan pembandingan hasil sidik ragam yaitu nilai-p dan F hitung dan juga koefisien
keragarnan data asal dan data sesudah transformasi. 5. Menlbandingkan kesimpulan dan ketelitian dari uji paranletrik (uji F) data transformasi dengan nji nonparametrik (uji Friedman dan uji Quade) berdasarkan nilai-p yang diperoleh. 6. Menlbandingkan kesi~npulan dan ketelitian dari uji Friedman dan uji Quade berdasarkan nilai-p yang diperoleh.
HASIL DAN PEMBARASAN Hasil transfonnasi data ordinal dengan pendekatan Box-Cox temyata mampu membuat semua data pada ketiga penelitian memenuhi asumsi kenormalan. Sedangkan asumsi kehomogenan dan keaditifan dilanggar oleh beberapa peubah, sehingga terhadap data tersebnt perln dilakukan transformasi nlang. Tetapi proses transformasi terhadap data yang tidak memennhi aslunsi tersebnt, belnm dapat membuat pemenuhan asumsi yang lebih baik. Disamping ada peubah yang tidak memenulu asumsi analisis ngarn, ternyata transformasi tidak membnat keterandalan percobaan dan sensitifitas njinya menjadi lebih baik. Dari hasil transformasi, yang sesnai dengan penelitian Nantoro (2000) adalah bahtva transformasi tidak merubah kesimpulan yang diperoleh pada selurul~peubah. r a penelitian ~ iui, ilai iersebui keiii-fin&rrn b e s i karena nilai-p dan F-hitung tidak banyak mengalami perubahan setelah data ditransformasi. Peningkatan sensitifitas nji ditandai oleh peningkatan F-litung dan penurunan nilai-p. Dari seluruh peubah pada ketiga penelitiw lmya sebagian kecil peuball yang mengalami ha1 tersebut. F-llitung dan nilai-p peubah lainnya, ada yang tetap bahkan ada yang berubah tidak sesuai dengan yang dihampkan. Penurunan nilai koefisien keragaman setelah data ditransfornlasi menunjukkan ketemdalan peicobaan yang lebih baik. Sedangkan pada penelitian ini ditunjukkan bahwa yang mengalami p e n m a n hanya dialami ole11 peubah yang melanggar asmnsi. Nilai-p nji F tidak berbeda janh dengan uji Friedman dan Quade. Hal ini mengakibatkan tidak ada perbedaan kesimpulan antara nji F dan uji Friedman. Perbedaan kesimpulan pada taraf nyata 0.05, teqadi llanya antara uji F dan uji Quade yang dialani oleh sebagian kecil peubah. Nilai-p antara uji Friedman dan uji Quade terlladap data asal
tidak berbeda jauh, sehingga lnmpir selnua peubal~ menghasilkan kesimpulan yang sama pada taraf nyata 0.05. Dari penelitian ini belum diketahui uji nonparametrik mana yang lebiil baik karena lebih dari setengah peubah dari ketiga penelitian menghasilkan nilai-p yang sama dan juga tidak konsistennya uji dengan nilai-p terkecil dari setiap peubah. Transformas dan Pemeriksaan Asumsi Disamping sebagai transformasi yang monoton, transfonnasi dengan pendekatan Box-Cox dipilih karena hasil transfonnasi yang diperoleh akan rne~nbuat data lebih mendekati asumsi normal dibandingkan data aslinya. Berbagai nilai parameter p dari pendekatan Box-Cox untuk ketiga penelitian dapat dilibat pada lampiran. Dari pemeriksaan secan visual dengan plot galat, data hansformasi yang menunjukkan adanya penyimpangan terjadi pada penelitian 1 yaitu pada peubah lasa mie rehidrasi (Lampiran 8a) dan wama roti tawar (Lampiran 8b). Hal ini terjadi karena adanya pencilan. Pemeriksaan terhadap data yang menjadi pencilan tidak dapat dilakukan sehingga data tersebnt tidak &pat dihilangkan dari pewamatan. Pemeriksaan secan formal menunjukkan bahwa pelanggaran asumsi dilakukan oleh penbah pada penelitian 1, yaitn asumsi keaditifan oleh peubah wama roti tawar dan aroma mie kering, dan zslm.si kehomogenan dilang~aroleh peubah rasa mie rehidrasi. Proses transformasi yang dilakukan terlndap peubah yang tidak memenuhi asumsi tersebut, ternyata tidak ~nemperbaikipemenuhan asumsi dimana nilai-p pemeriksaan asumsi tidak ~nenunjukkanpernbahan. Terlibat disini baltwa transfomasi dengan pendekatan Box-Cox lnampu ~nembuatpeubahpeubah pada ketiga penelitian tersebut memenuhi asu~nsikenonnalan. Nilai-p pemeriksaan asumsi data transformasi ketiga penelitian disajikan masing-masing pada Lampiran 5, 6 dan 7. Perbandingan Hasil Sidik Ragam Data Asal dun Data Hasil Transformasi Tidak semua peubah mengalanu peningkatan Flutung setelah data ditransformasi. Disamping i t ~ peningkatan yang terjadi tidak besar. Hal ini bisa dilihat dari penelitian 1 yaitn pada peubal~rasa dan aroma roti tawar, wama mie rehidrasi, wama dan aroma biskuit, penelitian 2 pada penball tekstur roti dan peubah aroma dan kerenyahan cookies pada penelitian 3. Terlihat ballwa dari selnruh peubah yang memennhi asumsi dari ketiga penelitian,
hanya 8 peubah yang r~~engalarni peningkatan Flutung setelab data ditansformasi (33.3 %). Sisanya mengalami F-lutung tetap ballkan ada yang t m setelah data ditransfonnasi. Dari sini juga terlihat bahwa F-lutung yang meningkat dilakukan oleh peubah yang memenulu asumsi analisis ragam. Akibat dari peningkatan F-lutnng, nilai-p yang diperoleh kemungkinan ada yaig lebih keci dibandingkan data sebelnm ditransformasi. Dan ini tentunya dilakukan ole11 peubali-peubah yang mengalami peningkatan F-liitung, yang pada penelitim 1 dilakukan oleh peubali aroma roti tawar, wama dan aroma biskuit, dan aroma cookies pada penelitian 3. Temyata hanya ada 4 dari 24 peubah (16.7 %) yang mengalami penurunan nilaip. Selain keempat peubah tersebut, banyak peubah lain meln~erolehnilai-P tetaP bahkan ads beberapa yang mengalami peningkatan nilai-p setelah data ditaisfonnisi. Nilai koefisien kera~aman data transfomasi yang diharapkan menjadi'iebih kecil dibandingkan data a d , temyata hanya dapat diwujndkan oleh sebagian kecil peubah yaitu rasa mie rehidrasi dan aroma mie kering pada penelitian 1. Sedan@ kedua peubah ini adalah termasuk peubah yang tidak memenuhi asumsi. Niai koefisien keragaman peubah lain mengalami peningkatan yang cukup besar dibandingkan data a d , t e m s u k juga nilai koefisien keragaman dari peuball-peubah yang ~nengala~nipeningkatan F-llitung dan atau p s z z ~ u - zz&- r -9% r- k&ga pene!$izc. ~i lnenunjukkan bahwa transformasi data tersebut tidak membuat keterandalan percobaan menjadi lebih baik. Dan perubahan F-Iutnng dan nilai-p yang tidak sesuai dengan yang d i p k a n menunjukkan bahwa transformasi juga tidak membnat kesensitifan uji meningkat. Keseluruhan F-hitung, nilai-p dan koefisien keragaman data asal dan data lransformasi ketiga penelitian dapat diiihat masing-masing disajikan ~ a d Lam~iran a 2.3 dan 4. 1.anipirdn 2a ~ncmperlilmlkdnbal~wa peubali ynng r~iclanggarasunlsi, yailu pe11b111wnma roti lawar incnunjukkan pcrlakwn Lingkt subs tit us^ tepung jali berbeda iiyara terl~adapdata asal pcubah tersebut. Sulae~nanel a1 (1993) ~ne~~yatakm ballwa perlakuan yang berbcda dengan yang 1:iinnya adalah wama r0ti &war dengan tingkat substitusi tepung jali 30 % V4J3) sekaligus memperoleli skor rata-rata terendah. 2a juga memperlil'atkan per'akuan tingkat substitusi tepung jali berbeda nyata pada taraf 0.05 terhadap rasa ~niereliidrasi. Namun secara eksploratif, seperti Gambar 2 di bawah,
rnenurut Sulaeman et a/ (1993), tidak terdapat perbedaan yang nyata antam pengaruh tingkat penggunaan tepung jali terhadap rasa mie rehidrasi, yaitu masih dalam batas disukai panelis (nilai ratarata 4.9 - 5.4).
1
I
. .--
. -"-
.
. ."-
Prrlakunn
~ m b a 1. r Histogram Nilai ~ ~ t a - ~ a t a ~ k ~ rWt~rh~da~ Roti ~ a w a &lam r Berbngni Pcrlakuan
I
I
MIJO
MZJI
M3J2
M4J3
M5J4
Pcrlnkusn
I
Gambar 2. Histogram Nilai Ratn-rala Skor t e h d a p Rnu Mie ?.ehi?nsi &!am Rcrhazai Perlakttnn
Dari Lampiran 2a terlihat bahwa peubah aroma ~nie k e ~ g memberikan perlakuan tingkat substitusi tepung jali yang tidak berbeda nyata. Hal ini sesuai dengan pemyataan Sulaeman et a1 (1993) dan juga didukung secara visual pada Gambar 3, yaitu aroma mie kering liasil penelitian pada se~nua taraf perlakuan disukai panelis. 1
5.6
2 m
-
5.4 5.2
5 A R
M1JO
M2J1
M3J2
M4J3
M5J4
Pcrlakuan
Garnbar 3. Histogram Nilai Raln-rata Skor terhadap Aroma Mio Kering d a l m Berbagai Perlakuan
Perbandingan Hasil Analisis Uji Parametrik dan Uji Nonparametrik Hasil analisis uji parametrik yang dibandingkan adddl berasal dari data transfonnasi yang i~~emenuhi asuinsi. Tabel 1, Tabel 2 dan Tabel 3 nlenyajikan nilai-p pengad1 perlakuan uji F data wansfonnasi, uji Friedman dan uji Qnade untuk ketiga penelitian. Tabsl 1
I
.
Perbandingan Nilai-p Pcngaruh Perlakuan Hnsil Uji P m n ~ e v i kdnn Nanparamotrik Penelilia" 1
I
Uji P Data dh lTransformasi
I
1
I I
.Uji Fncdn~an Qunde Uji
kesimpulan yang sama. Nilai-p kedua uji pada ketiga penelitian dapat dilihat masing-inasing pada Tabel 1, 2 dan 3. Perbedaan kesimpulan pada taraf nyata 0.05 dihasilkan ole11 2 peubal~dari 27 peubah yng diamati pada ketiga penelitian (7.4 %) yaitu aroma roti tawar (penelitian 1) dan peubah aroma cookies (penelitian 3). Kesirnpuian pada taraf nyata 0.05 yang diisilkan kedua peubah tersebut adalah nyata pada uji Friedman dan tidak nyata pada uji Quade. Hal ini karena nilai-p uji Friedman lebih kecil daripada uji Quade pada kedua peubalt. Tetapi jika taraf nyatanya diganti menjadi 0.01 inaka tidak ada tejadi perbedaan kesi~upulanpada seluruh peubah pada ketiga penelitian, karena pada dasamya, besar nilai-p dari kedua uji sejalan. Tabel 2
.
.
Perbandinean Nilai-I, P e n- m h Perlakuan Haril Uji
Ket. : .'Pengaruh Perlakuan TidakNyata plda a = 0.05
Terlihat bah~vanilai-p uji F tidak berbeda jauh dengan uji Friedman dan Quade. Kesimpulan uji F dengan uji Friedman pada ketiga penelitian sama, tetapi dengan uji Quade perbedaan kesimpulan tejadi pada peubah aroma roti tawar penelitian 1) dan peubah aroma cookies penelitian 3). Dari la1 tersebut diketahui balluna sedikit k e m u n g k ' i peneliti yang menggunakan uji F akan inenemukan kesunpulm yang berbeda dengan lasil uji nonparametrik. Tetapi dengan menggunakan uji nonparametrik, lasil yang diperolel~ akan lebih dipercaya mengingat penggunaan uji F terhadap data asal akan rnelanggar asumsi pada uji parametrik sedangkm uji F terlladap data transfonnasi dengan pendekatan Bos-Cox tidak me~nbuatpe~ngkatansensitifitas uji dan keterandalan percobaan. Perbandingan Basil Analisis Uji Friedman dan Uji Quade Nilai-p yang diperolell dari uji Friedman dan uji Quade terhadap data asal tidak berbeda jauh sehingga hampu s e n m peubal~ menghasilkan
Tabel 3 . Perbandinga Nilai-p Pengaruh Perlakuan Hasil Uji ; a-a;, kn:< ---&--Ts 1 ;:'i!:2;F 3 U j i F B t a db Uji Uji Trpnsformasi Frifdnmn Quade Penpmatan Cmkies
0.000 0.000 0.000 5 a. Wama 0.05S7 0.026 0.035 b. Aroma 5 0.000 0.000 0.000 c. Rasa 5 0.000 0.001 d. Kerenyalml 5 0.000 Ket. : "Pengmh Perlakuan TidakNyab pa& a a 0.05
PerWaan nilai-p yang besar antara kedua uji diiasilkan oleh peubal~yang menggunakan jumlall perlakuan terbanyak d a i ketiga penelitian, yaitu enam perlakuan. Peubah tersebut, adalah peubab wanla, aroma d m rasa biskuit pada penelitian 1 d m peubah aroma cookies pada penelitian 3. Dari keempat peuball tersebut, lmya peubah aroma biskuit dengan nilai-p uji Quade lebih kecil daripada uji Friedman. Sisanya menunjukkan nilaip uji Friedman yang lebih kecil. Walaupun perbedaan nilai-p besar, kesimpulan yang berbeda lmya dilakukan ole11 peubah aroma cookies. Nilai-p pengamatan yang lainnya tidak berbeda jauh walaupun tejadi perbedaan kesimpulan pada peubah aroma roti tawar seperti telah dijelaskan di
atas. Sebagian besar peubah menglasilkan nilai-p yaug bisa dikatdai sanla untuk kedua uji, yaitu 0.000 yang berarti ada pengarul~perlakuan. Peubah tersebut ada sebanyak 15 dari 27 peubali (55.5 %) pada ketiga penelitian. Dari sisa peubah yaihl dengan nilai-p kedua uji pang besarnya tidak berbeda j a u l ~ uilai-p uji Friedman lebih kecil daripada uji Quade dihasikan oleh peuball aroma roti tawar dan rasa muie rehidrasi pada penelitian 1 d m selurull sisa peubah pada penelitian 2. Sedangkan peubah aroma dan tekstur mie rehidrasi, dan aroma mnie kering menglnsilkan nilai-p uji Quade lebih kecil daripada uji Friedman. Terlihat bahwa dengan melihat nilai-p tidak dapat diketatmi dengan pasti uji mana yang lebih baik. Hal ini dikarenakan banyak peubah (lebili dari 50 % peubah) menglnsilkan nilai-p kedua uji sania dan juga dari peubah dengan perbedaan nilaip antara kedua uji tidak berbeda jauh, ada kalanya pada suatu pengamatan, nilai-p uji Friedman lebih kecil dibanding uji Quade. Dan bersamaan dengan itu, ada peubah dengan nilai-p uji Quade yang lebih kecil. Demikian pula halnya dengan peubah yang menghasilkan perbedaan nilai-p kedua uji besar.
Untuk ukuran contoll besar (n r 25), statistik uji Friedman menyebar mendekati sebaran chi-square (Hollander, 1973). Sebaran yang pasti dari statistik uji Quade belum tersedia tetapi untuk ukuran contoh besar, sebarannya mendekati sebaran F. Terlihat bahwa untuk ukuran contoll besar,sebaran statistik uji kedua uji nonparametrik tersebut muendekati sebam yang secara teori berasal dari data yang menyebar normal. Hal ini sesuai dengan teorema limit pusaf sehingga untuk ukuran contoll besar, penggunaan uji parametrik tepat. Hal ini mnengakibatkan nilai-p dan kesimpulan dari uji Friedman dan uji Quade tidak terlalu berbeda, bahkan banyak peubah yang memperoleh nilai-p kedua uji sama pada ketiga penelitian. Dan lal itu juga dialami oleh uji F parametrik terhadap data transformasi dengan pendekatan Box-Cox. Menurut Iman el a1 (1984), transformasi seluruh pengamatan menjadi peringkat dan mnenggunakan uji F parametrik terhadap data peringkat tersebut akan mnemberi lebih banyak informasi dibandingkan uji Friedman atau uji Quade.
KESIMPULAN DAN SARAN Uji F, Uji Friedman dan Uji Quade Persamaan antara uji Friedman dan uji Quade addall digunakannya peringkat di dalam blok. Uji Quade memberi lebih banyak informasi &lam centoh rlziperla ~vjiFriedman karena meng-makm p e ~ g k a tantar blok dari range blok sehingga inforlnasi antar blok tidak diabaikan. Range adalah ukuran keraganm yang tidak bagus kecuali ketika jumlah perlakuan kecil. Menurut Cotlover (1980), uji Quade lebih baik digunakan jika jumlall perlakuan kurang dari lima d m uji Friedman untuk jumlah perlakuan lima atau lebili. Penulilm penggunaan uji Friedman atau uji Quade perlu muempertimbangkan kelemahan dan keunggulan dari kedua uji tersebut disaniping keunggulan yang telah disebutkan di atas. Keunggulan lam dari uji Friedmuan adalall muudahnya penglutungan karena analisis RAK dengan nonparametrik yang terkenal adalali uji Friedman sehingga untuk melakukan analisis lebih lanjut telal~tersedia sofhvare-nya. Tetapi kedua uji nonparametrik tersebut mnempunyai kelemahan dalarn statistik ujinya. Statistik uji Friedman berasal dani sebaran chi-square, yaitu penjulal~an dari kuadrat peubah acak normal baku dari jumldl peringkat setiap perlakuan dengan rataan b0;11)12 dan mgam bk(k+l)/l2.
Kesimpulan Untuk kasus dalam penefitian ini, transformasi atas data hasil uji organoleptik ternyata tidak selalu z.s:~h?t %x?!.'i$ia !&!: hnilr. P~nsfs!.mSf~l-~.zsl tidak selalu dapat membuat data menjadi memenulu asumsi keaditifan dan juga kehomuogenan ragam. Transfonnasi data dengan pendekatan Box-Cox tidak dapat meningkatkan kesensitifan uji dan keterandalan percobaan walaupun keputusan uji hipotesis yang diperoleh mungkin tidak berbeda. Hasil pengamatan kualitatif yang berskala ordinal, yang diolah dengan dua jenis uji nonparametrik dengan dasar Rancangan Acak Kelompok yaitu uji Friedman dan uji Quade ternyata tidak semuanya melnberikan lnsil pengujian yang sana pada taraf nyata 0.05. Berdasarkan nilai-p dari hasil penelitian yang dicoba dengan uji nonparametrik belum dapat diperoleh kesimpulan uji mana yang lebih baik. Saran D a r i pe~lelitianini tampak bahwa tidak ada satu mnetode baku yang dapat diterapkan secara umumu terhadap setiap kasus penelitian. Pendekatan eksploratif terhadap data yang diladapi perlu
niendapat perhatian, selingga analisis yang tepat dapal dibuat sesuai dala yang bersnngkutan.
Snekarto, S. T. 1985. Penilaian Organoleptik untuk hdustri Pangan dun Hasil Pertanian. Bluataxa Karya Aksara, Jakarta.
DAFTAR PUSTAKA
Soka1,RR & F.J.Rohlf. 1969. Biometry. The Principles and Practice of Statistics in Biological Research. W.H.Freeman and Co., New York.
Aunuddiu. 1988. Statistika : Rancanga17 don Analisis Data. Jurusan Statistika FMIPA IPB, Bogor. Box, G. E. P. & G. C. Tiao. 1973. Bayesian I~ference in Statistical Analysis. AddisonWesley Publisliing Company, Inc., New York. Conover, W. J. 1980. Practical Nonparantetric Statistics. 2ndedition. John Wiley & Sons, Inc., New York. Bollandcr, M. & D. A. Wolfe. 1973. Nonparantetric Statistical Methods. John Wilery & Sons, Inc., New York.
Steel, RG.D., J.E.Torrie & D.A. Dicliey, 1997. Principles and Procedures of Statistics : A Biornetrical Approach. McGraw-Hill. New York. Sulaeman, A. , F. Anwar, Desnawati & R Sariningrum. 1993. Karakterisasi Tepung dan Pati Jali (Coix lacry~naa-jobiLINN) untuk Pengembangan Produk Makanan Bergizi. Laporan Akllir Penelitian, Institut Pertanian Bogor. Bogor.
Iman, R L,S. C. Hora & W. J. Conover. 1984. Comparison of Asymptotically DishibutionFree Procedures for the Analysis of Complete Blocks. Journal of the American Statistical Association, 79,674-685.
Sulaeman, A. 1993. Studi Karakteristik Fisik, Kimia, dan Fungsional Biji Teratai Putih (Nyntphaea alba) dan Tepungnya serta Pemanfaatannya sebagai Bahan Pangan Potensial. Laporan Akhir Penelitian, Institut Pertanian Bogor. Bogor.
Marliyati, S. A. 1990. Mempelajari Penggunaan Tepung Ubi Kayu (Manihof sp.) sebagai Bahan
Zanten, W. V. 1980. Statistika untuk Ilnzu - i l ~ ~ t u Sosial. PI. Gramedia, Jakarta.
"..L-I:r..:
>UUDULUDI
-..-+ln16U ,,..In...
T"
iGpUil6
T^-:^.
,.,..n+nn
ULULUll I *IIIULIYLLY~
hr:
Basah, Cookies dan Roti. Laporan Akllir Penelitian, Inslitut Pertanian Bogor. Bogor. Nantoro, P. 2000. Pemeriksaan Aslunsi Analisis Ragam Data Percobaan. Skripsi. Jnrnsan Statistika FUIPA, Institut Pertanian Bogor. Bogor. Nasoetion, A. 1980. Metode Penilaian Citarasa I. IPB, Departemen Ilmu Kesejaliteraan Keluarga Pertanian, Bogor. Quade, D. 1979. Using Weighted Rankings in the Analysis of Complete Blocks with Additive Block Effects. Journal of the Anterican Statistical Association, 74, 680-683. Sicgel, S. 1994. Statistik Nonparbntetrik untuk Ilnru - illnu Sosial. Terjemahan Zanzawi Suyuti dan Landung Simatnpang. PT. Granedia Pustaka Utama, Jakarta.
Lanlpiran 1. Makro Minitab untuk Melakukan Uji Quade macro Quade Resp Perl Blok mconstant nperl nblok np nb nr ~ncolumnresp per1 blok rresp noecho let nr=count (resp) let np=count @erl) let nb=count (blok) if (np=nb) and (np=nr) and (nb=nr) call JUMLAH resp per1 blok nperl nblok np call UJIQUAD resp per1 blok nperl nblok note Analisis Ragam Data Asal GLM resp=perl blok note Hasil Uji Friedman Friedman resp per1 blok else note note Maaf, uji Quade tidak dapat dilakukan note karena banyaknya baris perlakuan, blok note dan atau respon tidak sama. note endif endmacro macro UJIQUAD resp per1 blok nperl nblok mconstant i j nperl nblok r-rank ssp2 bl fp alpha mconstant tI kI k2 fl f2 nilaipl p-value al kons mco!l?mn resp per! blob vran".p q sp p s.!-s.nh!oli VS
mcolumn mresp. I-mresp.nblok mrank. lmrank.nblok mmatrix ss mmresp noecho call VEKMAT resp nperl nblok mmresp copy mmresp mresp. I-mresp.nblok do i=l:nblok rank mresp.i mrank.i range mresp.i kons let vrange(i) =kons enddo rank vrange q let r-rank=(nperl+ l)/Z do i=l :nperl do j=l :nblok let s.j(i)=qo)*(mrank.j(i)-r-rank) enddo enddo copy s.1-s.nblok ss call MATVEK ss nperl nblok vs let al=SSQ(vs) RSUM s. 1-s.nblok sp
let sspZ=SSQ(sp) let bl=sspZ/nblok if al=bl set p I :nperl end mult PO) by ~(2)...byp(nperl),fp let alpha=(l/fp)**(nblok-1) note Titik berada di daerah kritik dengan note Nilai P = prin alpha if alpha
u.
Lampiran 1. (Lanjutan) macro JUMLAH resp per1 blok nperl nblok np mconstant i j nperl nblok np mcolumn vperl vblok per1 blok resp noecho let j=l do i=l:np if i=l let vperl(i)=perl(i) let j=j+l else if perl(i)operl(i- I) let vperl(i)=perl(i) letj=j+l endif endif enddo let nperl=count(vperl) let i=l leij=l while i<=(np/nperl) ' let vblok(i)=blok(i) let i=i+l endwhile let nblok=count(vblok) endmacro macro !n_qTVEK mmzt %per! %h!& vcli mconstant i j nperl nblok mcolumn mat.1-mat.nblok vek mmatrix mmat noecho copy mmat mat.1-mat.nblok do i=l :nperl do j=l:nblok let vek(((i-l)*nblok)+j)=mat.j(i) enddo enddo endmacro macro VEKMAT vek nperl nblok mmat mconstant i j nperl nblok mcolulnn mat.1-mat.nblok vek mmairix mmat noecho do j=l:nblok let mat.j(i)=vek((nblok*(i-l))+j) enddo enddo
copy mat.1-mat.nblok mlnat endmacro
Lampiran 2. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta Hasil Uji Nonparametrik (Uji Friedlnan dan Uji Quade) Penelitian 1 a.
Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transformasi serta Nilai Parameter p Transformasi
b. Hasil Uji Friedman dan Uji Quade ' Derajat ' Uji Miedman I Pengamatan Bebas P-Val X2hi, (db)
Uji Quade
W
P-Val
Lampiran 3. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta 1-lasil Uji Nonparametrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 2 a.
Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transfol.masi serta Nilai Parameter p Transformasi
Roti
a. Rasa b. Wama c. Tekstur d. Aroma
I 1.5 1.5 1
4 4 4 4
5.98 1.81 10.71 8.33
b. Hasil Uji Friedman dan Uji Quade Uji Friedman Derajat Pengamatan Bebas x 2hi, P-Val (db)
0.000 0.134 0.000 0.000
I
15.80 26.10 23.30 22.50
Uji Quade
W
P-Val
5.98 1.76 10.95 8.33
0.000 0.144 0.000 0.000
28.59 43.90 40.40 33.30
L a n ~ p i r a n4. Hasil Uji F terhadap Data Asal dan Transformasi serta 1-lasil Uji Nonpara~netrik (Uji Friedman dan Uji Quade) Penelitian 3 Hasil Uji F dan Koefisien Keragaman (KK) Data Asal dan Transformasi serta Nilai Parameter p Transformasi
b.
Hasil Uji Friedman dan Uji Quade Uji Friedman Derajat Pengamatan Bebas P-Val X2hit (d b)
I
Uji Quade
W
P-Val
Lampiran 5. Pemeriksaan Asumsi Data Transfor~nasiPenelitian 1 Pengamatan I Roti Tawar ........ - .. -. a.Warna b. Rasa c. Tekstur d. Aroma
I
.....7 Mie Rehidrasi
I
a. Warna b. Aroma c. Tekstur d. Rasa 3.Mie K e r i ~ g a.Warna b. Aroma c. Tekstur 4. Biskuit
Aditif
I
Nilai-P Homogen
0.004 0.514 0.177 0.446
1 1 1 1
0.632 0.890 0.588 0.827
I
I
I 1 1 1 1 1
~e~utusan'
Normal
I >0.15 >0.15 >0.15 >0.15
I
1
TA, H, N A, H, N A, H, N A, H, N
I
0.261 0.992 0.902 0.595
0.547 0.819 0.821 0.005
>0.15 20.15 >0.15 >0.15
A, H, N A, H, N A, H, N A, TH, N
0.401 0.000 0.708
0.420 0.023 0.846
>0.15 >0.15 >0.15
A, H, N TA, H, N A, H, N
c. Tekstur TH = Tidak Homogen, TN = TidakNormal
Lampiran 6 . Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 2 Pengamatan
Cake
I
Aditif
I I
Nilai-P Homogen
/
~e~utusan~
Normal
1
1
TH = Tidak Hornogen, TN = Tidak Normal
Lampiran 7. Pemeriksaan Asumsi Data Transformasi Penelitian 3 Pengamatan
Aditif
I
Nilai-P Homogen
I
Normal
~e~ntusan"
Cookies 0.855
0.028
A, H, N
;ri
Lampiran 8. Plot galat untuk data transformasi Penelitian 1 yang tidak memenuhi asumsi analisis ragam
(a) Respon Rasa Mie Rehidrasi
(b) Respon Warna Roti Tawar
Plot Kenormalan Galat
-
3
P
2
ci
,< ,'
rn
#.
Plot KenormaIan Galat
/.+'
2
E %.
-
.. ... 4
.
.......
2 .,
". .-./-''
4
-I
.......*.
...#
0
.
rnSmn
....
.I
NamaiSmie
Plot Galat
Plot Galat
7
Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan
Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan
I 0,1
..... * ..*.. ID
.................. 2.m
206
Rataan Perlakcan
2,o
Lampiran 8. (Lanjutan) (c) Respon Arotna Mie Kering
Plot Kenormalan Galat
m I
Normal SEore
I
Plot Galat
index
Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan
P
I
Rataan Perlakuan
