Bahan Kuliah Statistik 2 PENGUJIAN HIPOTESIS. Toto Sugiharto

Bahan Kuliah Statistik 2

PENGUJIAN HIPOTESIS

Toto Sugiharto

Fakultas Ekonomi Universitas Gunadarma 2009

Sugiharto S.

Universitas Gunadarma

Pengujian Hipotesis (Hypthesis Testing)

Beberapa Definisi Penting (Important Definitions) a. Hipotesis (Hypothesis): Pernyataan tentang karakteristik suatu populasi, utamanya, nilai parameter populasi. b. Hipotesis Nol (Null Hypothesis) H0: Pernyataan tentang nilai parameter suatu populasi yang diasumsikan akan benar jika kita melakukan uji suatu hipotesis. Pertanyaan dimaksud harus berisi persyaratan kesamaan dan harus ditulis dengan salah satu dari ketiga simbol berikut: <= (lebih kecil atau sama dengan); >= (lebih besar atau sama dengan); atau = (sama dengan). (Catatan: Meskipun kita bisa mengekspresikan H0 dengan simbol ≤ atau ≥, kita selalu melakukan uji dengan mengasumsikan bahwa simbol = berlaku. Kita harus melakukan pengujian dengan menggunakan nilai spesifik-pasti untuk parameter dimaksud sehingga kita bisa bekerja dengan suatu distribusi yang spesifik pula).

c. Hipotesis Alternatif/Penelitian (Alternative/Research Hypothesis) H1: Pernyataan tentang nilai paramater suatu populasi yang harus benar jika hipotesis nol H 0 ternyata salah. Pernyataan harus ditulis dengan menggunakan satu dari ketiga simbol berikut: < (lebih kecil); > (lebih besar); atau = (sama dengan). Pemakaian simbol pertama (<) dan kedua (>), hipotesis alternatif dikategorikan sebagai bersisi-satu (one-sided) atau berekor-satu (one-tailed). Sedangkan untuk pemakaian simbol terakhir (=), hipotesis alternatif dikategorikan sebagai bersisidua (two-sided) atau berekor-dua (two-tailed).

Pengujian Hipotesis

Halaman 2 dari 21

Sugiharto S.


d. Uji Statistik (Test Statistic): Suatu statistik, yang diukur dari sejumlah data sampel, yang kita gunakan untuk mengakses bukti yang bertentangan (berlawanan) dengan hipotesis nol H0. Secara umum dikatakan bahwa statistik dimaksud akan memiliki beberapa distribusi yang telah diketahui yang akan bergantung pada: (i)

parameter yang sedang dikaji;

(ii)

ukuran sampel; dan/atau

(iii)

populasi dari mana sampel dimaksud diambil.

e. Nilai-P dari Suatu Pengujian (P Value of a Test): Probabilitas dalam mengobservasi nilai dari suatu uji statistik yang, paling tidak (at least), sama ekstrimnya dengan nilai dari suatu uji statistik yang diambil dari data sampel, dengan asumsi bahwa hipotesis nol H0 ternyata benar. Nilai-P adalah ukuran dari jumlah pasti dari bukti yang bertentangan (berlawanan) dengan H 0 di mana semakin kecil nilai-P, semakin banyak bukti yang bertentangan (berlawanan) dengan H0. Contoh: Umpama anda melakukan uji dengan ―sampel-besar‖ dari H0: yang dipertentangkan dengan hipotesis alternatif H 1, di mana

=

0

= rata-rata dari

suatu distribusi normal dengan nilai deviasi standar atau simpangan baku (standard deviation)

dan

0—dengan

nilai tertentu—yang telah diketahui.

Kemudian, diketahui bahwa nilai z dari uji statistik yang dikaji adalah:

z=

- µ0 / n

(1)

Nilai-P dihitung dengan cara sebagai berikut. if H1: µ > µ0,

P-value = P(Z ≥ z)

if H1: µ < µ0,

P-value = P(Z ≤ z)

if H1: µ = µ0,

P-value = 2P(Z ≥ z) if z ≥ 0 = 2P(Z ≤ z) if z < 0

Pengujian Hipotesis

Halaman 3 dari 21

Sugiharto S.


Rumus nilai-P yang sama akan berlaku untuk uji H0: p = p0, di mana p adalah proporsi populasi, dalam keadaan bahwa syarat ―sampel-besar‖ untuk membuat kesimpulan tentang p dipenuhi.

f.

Tingkat Signifikansi (Significance Level): Tentukan value) sehingga 0 <

sebagai nilai pasti (fixed

< 1. Dengan demikian hasil dari suatu uji hipotesis

dikatakan secara statistik signifikan/nyata (statistically significant) pada tingkat jika dan hanya jika nilai-P dari uji dimaksud lebih kecil daripada atau sama dengan ( )

. Dalam kasus seperti ini, kita katakan bahwa hipotesis nol H 0

ditolak pada tingkat signifikansi

. Jika nilai-P dari uji dimaksud lebih besar

daripada , maka kita katakan bahwa kita gagal menolak hipotesis nol H 0 pada tingkat signifikansi .

Suatu tingkat signifikansi merupakan representasi dari bukti standar (standard evidence) yang kita putuskan di depan sebagai titik-batas (cut-off point) di bawah mana nilai-P akan diambil untuk mewakili bukti yang secara statistik signifikan/nyata bertentangan (berlawanan) dengan hipotesis nol H 0 dan berpihak (in favor of) kepada hipotesis alternatif H1. Pilihan tingkat signifikansi yang paling umum dalam praktik adalah 0,05 (tingkat signifikansi 5%) dan 0,01 (tingkat signifikansi 1%). Perlu kita catat bahwa signifikansi statistik (statistical significance) dan apa yang biasa dipahami oleh umum sebagai signifikan (significant) bukan merupakan hal yang sama. Di bawah kondisi yang benar/tepat, perbedaan angka yang kecil sekali pun antara nilai uji statistik dan nilai parameter di bawah hipotesis alternatif H0, dapat dikatakan sebagai signifikan secara statistik.

Pengujian Hipotesis

Halaman 4 dari 21

Sugiharto S.


g. Daerah Kritis atau Daerah Penolakan (Critical or Rejection Region): Seperangkat nilai dari uji statistik yang dapat menyebabkan kita untuk menolak hipotesis nol H0 dan berpihak kepada hipotesis alternatif H1. Jika nilai uji statistik berada di dalam daerah kritis, kita menolak H0 dan menerima H1; jika berada di luar daerah kritis, kita gagal menolak H0.

Ukuran daerah kritis bergantung

kepada tingkat signifikansi dari uji yang kita lakukan. Semakin kecil

, daerah

kritis akan semakin sempit, dan bukti yang lebih kuat yang berlawanan dengan H0 dibutuhkan untuk menolak H0. h. Ketidaksamaan Kritis (Critical Inequality): Suatu ketidaksamaan, berdasarkan uji statistik dan nilai tingkat signifikansi

, yang memungkinkan kita untuk secara

sepintas mendeterminasi apakah nilai uji statistik berada dalam daerah kritis atau tidak. Ketidaksamaan kritis secara khusus bermanfaat dalam kasus-kasus ketika nilai-P sukar untuk dihitung secara manual.

i.

Kekeliruan Tipe I (Type I Error): Kekeliruan dalam menolak hipotesis nol H0 ketika hipotesis dimaksud ternyata benar. Probabilitas untuk melakukan kekeliruan tipe ini adalah sama dengan tingkat signifikansi,

, dari uji yang

dilakukan. j.

Kekeliruan Tipe II (Type II Error): Kekeliruan dalam kegagalan menolak hipotesis nol H0 ketika hipotesis dimaksud ternyata salah. Yakni ketika hipotesis alternatif H1 ternyata benar. Probabilitas untuk membuat kekeliruan tipe ini dilambangkan dengan . Nilai spesifik

akan bergantung kepada nilai alternatif

di mana parameter diasumsikan berada di bawah H 1 ketika H0 ternyata salah. Dengan demikian,

tidak lain adalah fungsi dari parameter.

k. Pangkat suatu Pengujian (Power of a Test): Probabilitas untuk menolak hipotesis nol H0 ketika hipotesis dimaksud ternyata salah, yakni probabilitas untuk secara tepat menyadari bahwa hipotesis nol H 0 ternyata salah.

Pengujian Hipotesis

Halaman 5 dari 21

Sugiharto S.


Pangkat dimaksud sama dengan 1 - , dengan nilai spesifik bergantung kepada nilai alternatif di mana parameter diasumsikan berada di bawah hipotesis alternatif H1. Dengan demikian, seperti halnya

, pangkat dimaksud adalah

fungsi dari parameter. Pangkat ini merupakan ukuran dari analisis sensitivitas (sensitivity analysis) dari uji yang dilakukan. Suatu uji dengan pangkat tinggi akan menampakkan diri ketika hipotesis nol H 0 ternyata salah dengan menghasilkan penolakan atas H0.

Grafik antara pangkat 1 -

dan nilai-nilai alternatif yang memungkinkan dari

parameter yang berbeda di bawah hipotesis alternatif H 1 dinamakan kurva pangkat (a power curve) atau kurva karakteristik (a characteristic curve). Suatu uji dengan pangkat tinggi, (yang ternyata lebih disukai) akan menampakkan kurva pangkat yang naik secara tajam. Tuntunan dalam Memilih H0 dan H1 (Guidelines of Choosing H0 and H1) Jika kita berkeinginan untuk secara langsung menguji suatu pernyataan tentang parameter, maka lambangkan pernyataan tersebut sebagai H0 (hipotesis nol). Kemudian, tulis hipotesis alternatif H1 sehingga hipotesis dimaksud melingkupi semua nilai parameter yang tidak termasuk ke dalam rentang nilai yang dilingkupi oleh hipotesis nol, H0. Contoh: Seorang dosen suatu matakuliah menyatakan bahwa rata-rata nilai ujian akhir mahasiswanya paling rendah (at least) 55. Untuk menguji pernyataan tersebut, kita boleh menggunakan hipotesis nol H0: H1:

>= 55 dan hipotesis alternatif

< 55. (Dalam praktik kita hanya akan menguji H0:

ditolak dan berpihak kepada H1: semua nilai

= 55; jika H0:

= 55

< 55, maka tentu hipotesis nol akan ditolak untuk

lebih besar daripada 55). Jika H0 ditolak dan berpihak kepada H1,

maka terdapat bukti yang cukup untuk menyanggah pernyataan dosen di atas. Jika H0 tidak ditolak, maka tidak ada cukup bukti untuk menyanggah pernyataan di atas.

Pengujian Hipotesis

Halaman 6 dari 21

Sugiharto S.


Jika kita berkeinginan untuk melihat apakah terdapat bukti yang mendukung atau alasan untuk mempercayai suatu pernyataan tentang suatu parameter, maka lambangkan pernyataan dimaksud sebagai hipotesis alternatif H 1, dan tulis hipotesis nol H0 yang hanya menyangkut satu nilai (yang akan dideterminasi oleh rentang yang dilingkupi oleh hipotesis alternatif H 1). Dalam hal ini, pernyataan dalam hipotesis alternatif H1 biasa dinamakan sebagai hipotesis penelitian (research hypothesis).

Contoh: Dekan suatu fakultas meyakini bahwa rata-rata gaji pertama lulusan fakultasnya adalah lebih besar daripada Rp500.000. Untuk mengakses bukti yang mendukung klaim tersebut, dekan dimaksud perlu melakukan uji atas hipotesis nol H0:

≤ 500.000 ―melawan‖ hipotesis penelitian H1:

> 500.000. Jika hipotesis nol

H0 ditolak (artinya menerima H1), maka terdapat cukup bukti untuk mendukung keyakinan dekan tersebut di atas. Jika hipotesis nol H 0 gagal ditolak, maka tidak cukup bukti untuko mendukung keyakinan dekan dimaksud. Menulis Laporan Hasil Uji Hipotesis (Reporting Results of a Test) Kita bisa melaporkan hasil suatu uji dalam 2 (dua) cara, yaitu sebagai berikut. 1. Secara ringkas melaporkan hasil pengujian pada tingkat signifikansi

tertentu,

yakni menolak atau gagal menolak hipotesis nol H 0. Yakni, melaporkan apakah nilai uji statistik memenuhi (syarat) ketidaksamaan kritis. 2. Melaporkan nilai-P dari uji yang dilakukan. Keunggulan dari pendekatan ―menolak‖ dibandingkan dengan ―gagal menolak‖ dari suatu pengujian: a. Pendekatan ini bermuara pada jawaban yang definitif dan objektif, berdasarkan pada nilai

yang kita tentukan. (Dalam beberapa kasus,

= 0,05 atau

= 0,01

dipilih oleh para peneliti untuk menunjukkan keberadaan bukti yang cukup kuat untuk menolak hipotesis nol H0). b. Penghitungannya cukup sederhana dan bisa dikerjakan secara manual, sementara menghitung nilai pasti dari nilai-P secara manual untuk kasus tertentu cukup sulit. Pengujian Hipotesis

Halaman 7 dari 21

Sugiharto S.


Keunggulan pendekatan nilai-P dari suatu pengujian: a. Nilai-P memberikan ukuran pasti dari bukti yang bertentangan dengan hipotesis nol H0. b. Dengan mengetahui nilai-P memungkinkan kita untuk secara cepat melihat hasil pengujian pada semua tingkat signifikansi

yang memungkinkan, tidak hanya

pada satu tingkat signifikansi . Untuk melihat hasil pada tingkat signifikansi , secara singkat bandingkan nilai-P dengan ; jika nilai-P

, maka hipotesis nol

H0 ditolak pada tingkat signifikansi . c. Perkembangan dalam perangkat lunak komputer dan kalkulator untuk menghitung hasil pengujian telah membuat keunggulan pendekatan ―menolak atau gagal menolak‖ menjadi tidak begitu penting. d. Jika dua nilai uji statistik sangat berdekatan (hampir sama), tetapi yang satu berada di dalam daerah kritis sementara yang lainnya berada di luar, maka pendekatan ― menolak atau gagal menolak‖ akan bermuara pada dua hasil yang samasekali berbeda untuk dua perangkat (set) data yang sama, sementara nilai-P dari kedua data tersebut hampir sama, suatu refleksi yang lebih akurat tentang hubungan nyata antarkedua perangkat data dimaksud. Contoh Pengujian Hipotesis

Prosedur Pengujian (Test Procedures) Catatan: Dalam prosedur pengujian berikut, kita mengasumsikan bahwa kita melakukan pengujian pada tingkat signifikansi

. Jika nilai-P digunakan, maka kita

menolak hipotesis nol H0 pada tingkat signifikansi menolak hipotesis nol H0 pada tingkat signifikansi

a. Menguji hipotesis nol H0: distribusi normal standar

=

0

jika nilai-P

dan gagal

jika nilai-P > .

( adalah rata-rata populasi) berdasarkan pada

Uji statistik: z=

x- 0 / n

Pengujian Hipotesis

(2)

Halaman 8 dari 21

Sugiharto S.


Ketidaksamaan kritis dan nilai-P: H1:

>

Tolak H0 jika z > z

0

Nilai-P: P(Z >= z) = 1 - Φ (z) H1:

<

Tolak H0 jika z < -z

0

Nilai-P: P(Z <= z) = Φ (z) H1:

Tolak H0 jika z > z /2

0

Nilai-P: 2P(1 - Φ ( z ))

Asumsi: a. Data diambil dari suatu distribusi N( , ) dengan

diketahui.

b. Data diambil dari suatu distribusi N( , ) dengan nya besar (n

diketahui tetapi nilai n-

30).

c. Data diambil dari suatu distribusi arbitrary dengan nilai rata-rata diketahui

dan varians

2

tidak

terbatas tidak diketahui, dengan nilai n besar.

(Ingat teorema limit tengah/Central Limit Theorem). b. Menguji hipotesis nol H0: p = p0 (p adalah proporsi populasi yang berhasil) Uji statistik: z=

p - p0 p0(1 - p0) n

(3)

(p = proporsi sampel yang berhasil)

Ketidaksamaan kritis and nilai-P: H1: p > p 0

Tolak H0 jika z > z Nilai-P: P(Z >= z) = 1 - Φ (z)

H1: p < p 0

Tolak H0 jika z < -z Nilai-P: P(Z <= z) = Φ (z)

H1: p

p0

Tolak H0 jika z > z /2 Nilai-P: 2P(1 - Φ ( z ))

Pengujian Hipotesis

Halaman 9 dari 21

Sugiharto S.


Asumsi: a. Sampel acak ukuran n diambil dari suatu populasi besar untuk mana proporsi populasi yang berhasil = p. b. n

cukup

besar sehingga

memungkinkan

kita

untuk menggunakan

aproksimasi normal atas distribusi binomial: np0, n(1 – p0) >= 10.

c. Menguji hipotesis nol H0: bebas (df) = n – 1

=

0

berdasarkan pada distribusi t dengan derajat

Uji statistik: t=

-

0

(4)

s/ n


>

0

Tolak H0 jika t > t

H1:

<

0

Tolak H0 jika t < -t

0

Tolak H0 jika t > t

H1:

/2

Asumsi: Data diambil dari distribusi N( , ) dengan

tidak diketahui dan nilai n-nya kecil

(n < 40).

Catatan: Dalam hal ini, penghitungan nilai-P yang pasti menggunakan tabel t biasanya tidak memungkinkan. Kita bisa memperoleh nilai-P dengan menggunakan kalkulator atau Minitab. d. Menguji hipotesis nol H0: 2 = 20 ( 2 adalah varians populasi) berdasarkan distribusi chi-kuadrat dengan derajat bebas v = n -1 Uji statistik: 2

=

(n - 1)s2

(5)

2 0


2

>

Pengujian Hipotesis

2 0

Tolak H0 jika

2

>

2

Halaman 10 dari 21

Sugiharto S.

H1:


<

H1:

Tolak H0 jika

2

0

<-

Tolak H0 jika

2

0

>

atau

2

>

2 (1 - ) 2 ( /2)

2 (1- /2)

Asumsi: Data diperoleh dari distribusi N( , ).

Rumus-rumus Penting Ukuran sampel untuk menguji hipotesis nol H0:

=

0

Dimisalkan kita sedang menguji hipotesis nol H0: hipotesis bersisi-satu, baik H1:

>

0

maupun H1:

bahwa tingkat signifikansi dari uji ini adalah nilai

yang sebenarnya sama dengan

tipe II adalah

1,

= <

0

dipertentangkan dengan

0.

Lebih lanjut dimisalkan

dan apabila H1 ternyata benar dan

probabilitas untuk melakukan kekeliruan

(atau ekivalen dengan pangkat uji adalah 1 - ). Ukuran sampel n

yang akan menghasilkan kekeliruan dimaksud diberikan melalui rumus: 2

n=

(z - z )2 ( 0 - )2

Jika kita menguji hipotesis nol H0:

(6)

=

0

―melawan‖ hipotesis bersisi-dua H1:

0,

kemudian ukuran sampel n yang akan menghasilkan kekeliruan di atas diperoleh dengan rumus: 2

n=

(z - z )2 ( 0 - )2

(7)

Dalam kedua kasus di atas, kita diharuskan untuk membulatkan ke atas ke arah bilangan bulat terdekat jika kita memperoleh jawaban bilangan tak-bulat. Pengujian Hipotesis untuk Rata-rata Populasi Tunggal dengan Jumlah Populasi Takberhingga (INFINITE) dan Ukuran Sampel (n) Besar (n 30) Contoh 1a (Standar Deviasi Populasi ( ) Diketahui) Pengujian Hipotesis

Halaman 11 dari 21

Sugiharto S.


Seorang pejabat Direktorat Jenderal Pendidikan Tinggi menyatakan bahwa rata-rata IPK (Indeks Prestasi Kumulatif) mahasiswa Indonesia adalah tidak kurang dari (>) 2,7. Untuk membuktikan benar-tidaknya pernyataan tersebut, dilakukan analisis statistik—dalam hal ini—pengujian hipotesis.

Pernyataan pejabat di atas, dapat dikategorikan sebagai suatu hipotesis, yakni hipotesis alternatif atau hipotesis penelitian H 1. Dengan demikian, Hipotesis nol

H0:

= 2,7 ( = rata-rata IPK)

Hipotesis alternatif

H1:

> 2,7

Uji statistik yang dipakai dalam pengujian hipotesis ini adalah:

z=

/ n

(8)

di mana: = rata-rata hitung sampel = rata-rata hitung populasi = deviasi standar populasi n

= jumlah (ukuran) sampel

Di sini berlaku pengujian hipotesis bersisi-satu (one-sided). Dengan demikian, keputusan statistiknya adalah:

H0 ditolak jika 1. Menggunakan nilai z: nilai z-hitung lebih besar daripada z-tabel (z-hitung > z-tabel). 2. Menggunakan nilai P: nilai P lebih kecil daripada tingkat signifikansi (P < ). Di mana P = P(Z).

Pengujian Hipotesis

Halaman 12 dari 21

Sugiharto S.


Untuk pengujian hipotesis ini, dilakukan penelitian. Ukuran sampel (n) adalah 100. Setelah dihitung, ternyata IPK rata-rata sampel (x-bar) adalah 2,9. Deviasi standar populasinya ( )

adalah 0,6. Tingkat signifikansi ( ) adalah 0,05 (5%). Dengan

demikian, uji statistik, z, adalah:

Z

=

2.9 - 2.7 0.6/ 100

=

0.2 0.06

= 3.33

Keputusan statistik: 1. Menggunakan nilai z Nilai Z-tabel pada tingkat signifikansi 0,05 (5%) atau z(0.05) atau z(0.4500) adalah, setelah diinterpolasi, 1,645 (LIHAT TABEL DISTRIBUSI Z). Karena z-hitung (3,33) lebih besar daripada z-tabel (3,33 > 1,645), disimpulkan bahwa H0 ditolak. 2. Menggunakan nilai-P Probabilitas untuk memperoleh rata-rata hitung yang berkaitan dengan nilai zhitung 3,33 (LIHAT TABEL DISTRIBUSI Z) adalah 0.4996. Artinya, probabilitas (nilai-P) untuk memperoleh rata-rata hitung lebih besar dari 2,9 adalah 0,0004 (0,5 – 0,4996). Karena P (0,0004) <

(0,05) atau P < 0,05, disimpulkan bahwa

hipotesis nol ditolak.

P = 0.0005

Pengujian Hipotesis

Halaman 13 dari 21

Sugiharto S.


Dari kedua keputusan statistik tersebut di atas, dapat ditarik kesimpulan bahwa ratarata IPK mahasiswa Indonesia tidak sama dengan 2,7 melainkan lebih besar dari 2,7.

Contoh 2a (Standar Deviasi Populasi ( ) Tidak Diketahui): Seorang manajer Pemasaran Perusahaan Telekomunikasi memperkirakan bahwa rata-rata lama pembicaraan telepon konsumennya telah mengalami perubahan dari 3,8 menit dalam setiap jam.

Pengujian hipotesis untuk mengkaji ketepatan

perkiraan tersebut perlu dilakukan.

Hipotesis nol

H0:

Hipotesis alternatif

H1:

= 3,8 ( = rata-rata lama bicara/jam) 3,8


Z=

s/ n

(9)

di mana: = rata-rata hitung sampel = rata-rata hitung populasi s

= deviasi standar sampel

n


Di sini berlaku pengujian hipotesis bersisi-dua (two-sided). Dengan demikian, keputusan statistiknya adalah:

H0 ditolak jika 1. Menggunakan nilai z: nilai z-hitung lebih besar daripada z-tabel (z-hitung > z-tabel). 2. Menggunakan nilai P: nilai P lebih kecil daripada tingkat signifikansi (P < ). Di mana P = 2P(Z). Pengujian Hipotesis

Halaman 14 dari 21

Sugiharto S.


Seratus (100) pelanggan secara acak dipilih sebagai sampel. Dari hasil perhitungan diperoleh angka rata-rata sampel 4,0 menit/jam. Deviasi standar sampel tersebut (s) adalah 0,5 menit. Tingkat signifikansi ( ) adalah 0,02 (2%).


Z=

s/ n

=

4 - 3.8 0.5/ 100

=

0.2 = 4,00 0.05

Keputusan statistik: 1. Menggunakan nilai z Nilai Z-tabel pada tingkat signifikansi 0,02 (2%) atau z (0.02) atau z(0.4800) adalah 2.05 (LIHAT TABEL DISTRIBUSI Z). Karena z-hitung (4,00) lebih besar daripada z-tabel (2,33), yakni 4,00 > 2,05, disimpulkan bahwa H 0 ditolak. 2. Menggunakan nilai-P Probabilitas untuk memperoleh rata-rata hitung yang berkaitan dengan nilai zhitung 4,00 (LIHAT TABEL DISTRIBUSI Z) adalah 0.4999. Artinya, probabilitas (nilai-P) untuk memperoleh rata-rata hitung lebih besar dari 4,00 atau kurang dari 3,6 (3,8 – [4,0 –3,8]) adalah 2 x 0,0001 (2 x [1 – 0,4999]), yakni 0,0002. Karena P (0,0002) <

(0,02) atau P < 0,02, disimpulkan bahwa hipotesis nol

ditolak.

Dari kedua keputusan statistik tersebut di atas, dapat ditarik kesimpulan bahwa ratarata lama bicara konsumen tidak sama dengan 3,8 menit/jam melainkan lebih besar dari 3,8.

Pengujian Hipotesis

Halaman 15 dari 21

Sugiharto S.


Pengujian Hipotesis untuk Rata-rata Populasi Tunggal dengan Ukuran Sampel Kecil (kurang dari [<] 30) dan Deviasi Standar Populasi ( ) Tidak Diketahui Untuk kondisi seperti ini uji statistik yang digunakan adalah uji t sebagai berikut:

t=

-

(10)

s/ n



n


H0 ditolak jika 1. Menggunakan nilai t: nilai t-hitung lebih besar daripada t-tabel (t-hitung > t-tabel). 2. Menggunakan nilai P: nilai P lebih kecil daripada tingkat signifikansi (P < ). Di mana P = 2P(Z).

Contoh 1b: Manajer produksi pabrik kabel baja memperkirakan bahwa kekuatan kabe; baja buatan prabriknya adalah kurang dari (<) 1 ton. Untuk menguji hipotesis manajer tersebut dilakukan suatu pengujian.

Hipotesis nol H0:

=1

Hipotesis alternatif H1:

<1

Di sini berlaku pengujian hipotesis bersisi-satu (one-sided). Tingkat signifikansi yang dipilih

Pengujian Hipotesis

adalah 0,05 (5%). Derajat bebasnya adalah n-1.

Halaman 16 dari 21

Sugiharto S.


Untuk keperluan tersebut, diambil 10 lempeng kabel baja untuk diuji. Hasil uji tersebut menunjukkan bahwa rata-rata kekuatannya adalah 0,96 ton dengan deviasi standar sampel 0,15 ton.

Karena jumlah atau ukuran sampelnya (n) kecil, yakni 10, maka uji statistiknya adalah distribusi t:

t=

s/ n

(11)



n


Berdasarkan hasil pengukuran kekuatan, nilai t adalah:

t=

/ n

=

0.96 - 1 -0.04 = 0.047 0.15/ 10

Tingkat signifikansi

= - 0,84

= 0,05 (5%) dengan derajat bebas = 9 (10 – 1), t-tabelnya

adalah (LIHAT TABEL DISTRIBUSI t) (t0,05; df: 9) 1,833. Karena nilai tersebut berada di bawah kurva rata-rata, maka nilainya menjadi –1,833.

Keputusan statistik: 1. Menggunakan nilai t: t-hitung (-0,84) lebih besar daripada t-tabel (-1,833). Oleh karena itu, H0 tidak bisa (gagal) ditolak. 2. Menggunaka nilai-P: jika dihitung dengan menggunakan salah satu program statistik (Minitab atau SPSS) nilai P untuk t =-0,84 adalah 0,1977. Karena P lebih besar daripada

Pengujian Hipotesis

(tingkat signifikansi = 0,05), maka H0 tidak bisa (gagal) ditolak.

Halaman 17 dari 21

Sugiharto S.


Dari hasil pengujian hipotesis di atas, dapat disimpulkan bahwa kabel baja dari pabrik dalam contoh ini kekuatan rata-ratanya adalah 1 ton.

Contoh 2b: Manajer Restoran Cepat-Saji Mang Dulloh ingin menguji kebenaran pendapat konsultannya bahwa hamburger buatannya mengandung lemak rata-rata 4 gram. Pengujian hipotesis dilakukan untuk tujuan di atas.

Hipotesis nol

H0:


= 4,00 4,00

Pengujian hipotesis bersisi-dua (two-tailed) berlaku di sini.

Sang manajer, untuk tujuan pengujian hipotesis, secara acak membeli sejumlah hamburger dari 9 toko/cabang. Kemudian dengan cara tertentu mengukur kandungan lemaknya. Hasil pengukuran tersebut adalah sebagai berikut.

3,3 4,8 5,1 4,5 4,0 3,9 4,7 5,0 dan 3,6

Rata-rata kandungan lemak sampel adalah 3,22 gram dengan deviasi standar 0,644.

Karena jumlah (ukuran) sampelnya (n) hanya 9, maka uji statistik yang dipakai adalah uji t:

t=

s/ n

(12)



n


Pengujian Hipotesis

Halaman 18 dari 21

Sugiharto S.


Tingkat signifikansi ( ) adalah 0,05 (5%).

Berdasarkan hasil pengukuran di atas diperoleh nilai t:

t

=

4.322 - 4.000 = s/ n 0.644/ 9

=

0.322 = 1,500 0.215

Kepuutusan statistik:

1. Menggunakan nilai t: Pada tingkat signifikansi 0,05 untuk uji hipotesis bersisi-dua dengan derajat bebas 8 (9-1) nilai t-tabel (LIHAT TABEL DISTRIBUSI t) adalah (t 0,025; df: 8) 2,306. Karena nilai t-hitung lebih kecil daripada nilai t-tabel (1,500 < 2,306), maka disimpulkan bahwa H0 tidak bisa (gagal) ditolak. 2. Menggunakan nilai-P: Jika analisis dilakukan dengan menggunakan program komputer nilai-P akan diperoleh yang besarnya adalah 0,17. Oleh karena nilai-P lebih besar daripada nilai

(0,17 > 0.05), maka disimpulkan bahwa H0 tidak bisa (gagal) ditolak.

Kesimpulan yang dapat ditarik dari hasil uji hipotesis di atas adalah bahwa ratarata kandungan lemak hamburger adalah 4 gram.

Pengujian Hipotesis untuk Proporsi Suatu Populasi

Contoh 1c: Sebuah pabrik penghasil kabel bawah tanah mendapat laporan dari petugas lapangannya bahwa persentasi kerusakan produknya yang besarnya 2% telah berkurang. Manajer produksi berkeinginan untuk menguji ketepatan laporan tersebut. Pengujian hipotesis, dengan demikian, dilakukan.

Hipotesis nol Pengujian Hipotesis

H0:

= 0,02 Halaman 19 dari 21

Sugiharto S.



< 0,02

Pengujian hipotesis bersisi-satu (one-tailed) berlaku di sini.

Teknik acak sederhana dilterapkan dalam proses ini dan 358 sampel dipilih. Dari sampel tersebut ditemukan 4 di antaranya cacat/rusak. Jadi p adalah 0,0112 (4/358).

Uji statistik yang digunakan adalah:

Z

=

X/n - p p(1 -p) n

(13)

di mana:

X

= jumlah sampel yang terdeteksi kerusakannya/kelainannya

n


p

= proporsi populasi

X/p sama dengan p-bar.

Berdasarkan hasil penelitian dapat dihitung nilai z sebagai berikut:

Z

=

4/358 - 0.02 0.02(1 - 0.02) 358

=

-0.0088 0.0074

= -1,19

Keputusan statistik: 1. Menggunakan nilai z: Nilai z-tabel (LIHAT TABEL DISTRIBUSI z) untuk tingkat signifikansi

0,10

(10%) adalah -1,28. Tandanya negatif karena berada di bawah rata-rata hitung kurva. Karena z-hitung lebih besar daripada z-tabel, maka disimpulkan bahwa hipotesis nol H0 tidak bisa (gagal) ditolak. Pengujian Hipotesis

Halaman 20 dari 21

Sugiharto S.


2. Menggunakan nilai-P: Nilai-P untuk z = -1,28 adalah 0,1170 (0,5 – 0,3830). Karena nilai-P lebih besar daripada nilai

(0,1170 > 0,1000). Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa

hipotesis nol H0 tidak bisa (gagal) ditolak. Kesimpulan: Dari hasil pengujian hipotesis di atas, dapat ditarik kesimpulan bahwa pada tingkat signifikansi 10%, peningkatan kualitas (yang ditunjukkan dengan menurunnya persentasi produk yang cacat/rusak) tidak terbukti. (Dengan perkataan lain, tingkat kerusakan produk masih berkisar pada angka 2%). Referensi Sanders, D. H. 1995. Statistics: A First Course. Fifth Edition. McGraw-Hill Inc. New York. NY. USA. Naiman, A., R. Rosenfeld, and G. Zirkel. 1986. Understanding Statistics. Third Edition. McGraw-Hill International Editions: Mathematics and Statistics Series. New York. NY. USA. Levin, R.I., and D. S. Rubin. 1994. Statistics for Management. Sixth Edition. Prentice Hall. Engelwood Cliffs. New Jersey. USA.

Pengujian Hipotesis

Halaman 21 dari 21

Bahan Kuliah Statistik 2 PENGUJIAN HIPOTESIS. Toto Sugiharto

Recommend Documents