EFEKTIVITAS ANALISIS PERAGAM UNTUK MENGENDALIKAN GALAT PERCOBAAN PADA RANCANGAN ACAK KELOMPOK DENGAN MATERI PERCOBAAN TERNAK BABI

Seminar Nasional Kebangkitan Peternakan – Semarang, 20 Mei 2009

EFEKTIVITAS ANALISIS PERAGAM UNTUK MENGENDALIKAN GALAT PERCOBAAN PADA RANCANGAN ACAK KELOMPOK DENGAN MATERI PERCOBAAN TERNAK BABI (Effectivity of Covariance Analysis to Controlled the Experimental Error in Randomized Block Design with Pig as Experimental Material) I Ketut Gordeyase Mas Laboratorium Biometrika Peternakan, Fakultas Peternakan, Universitas Diponegoro ABSTRAK Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui efektivitas penggunaan analisis peragam untuk percobaan yang dirancang dengan R.A.K. dengan materi percobaan ternak babi, dimana parameter yang diukur adalah bobot badan pada umur 6 bulan, dengan peubah pengiring bobot badan awal pada umur 1 bulan (saat penyapihan) dan pengelompokkan dilakukan berdasarkan jumlah anak sepelahiran dari setiap materi ternak babi sebanyak 100 ekor yang digunakan. Hasil percobaan menunjukkan bahwa penggunaan R.A.K. sangat efektif dalam mengendalikan galat percobaan, ini ditunjukan dari nilai ER-nya = 290,86% dengan tingkat keterandalan (CV) = 0,72% dan ragam yang dapat dijelaskan dari model (R 2) = 98,40%. Penggunaan analisis peragam ternyata tidak dapat meningkatkan kemampuan untuk menurunkan galat percobaan, dimana indikator statistik-nya memberikan hasil nilai ER = 6,10%, tetapi keterandalan hasil percobaan meningkat menjadi CV = 0,07% dari semula 0,72%. F-test1 untuk uji ketepatan penggunaan peubah pengiring (X) = 0, ini berarti bahwa penggunaan bobot badan pada umur 1 bulan sama sekali tidak tepat. Walaupun demikian peubah pengiring (X) tersebut menunjukkan hasil tidak berkorelasi dengan perlakuan yang dicobakan (F-test2 = 0). Dari indikator-indikator statistik tersebut dapat ditarik kesimpulan bahwa jika pengelompokkan memiliki keterandalan yang tinggi, maka analisis peragam tidak diperlukan. Kata kunci : analisis peragam, R.A.K., ternak babi. ABSTRACT The aim of this investigation, to study effectivity of the use covariance analysis for experiment which designed by randomized block design (RBD) with pig as experimental material, where the measured parameter was body weight at 6 month age, with body weight at 1 month age (at weaning age) as concomitant variable wheareas blocking to be conducted based on litter size of each head of pig, where the total pigs were 100 heads. Result of experiment showed that the use of RBD very effective to controlle the experimental error, as reflected by its relative efficiency (ER) value, namely 290,86% with rate of variation coeficient : 0.72%, on the other hand the variance can be explanated from model (R2) : 98.40% . The use covariance analysis can not increased capability to decreased the experimental error, where its statistical indicator resulted relative efficiency (ER) value : 6.10%, but the variation coeficient of experimental result increased the coeficient variation value : 0.72% to 0.07%. F-test1 for accuration test in the use of concomitant variable (X) : 0 , its means that the use of body weight at 1 month age was not accurate. Although concomitant variable (X) showed that the result did Pemberdayaan Peternakan Berbasis Sumber Daya Lokal untuk Ketahanan Pangan Nasional Berkelanjutan

655


not correlated with treatment (F-test2 : 0) Based on those statistical indicator can be concluded as followes : if the blocking have the hight correlation coeficient, thus the covariance analysis did not required. Key words : Covariance analysis, RBD, pig. PENDAHULUAN Beberapa sifat kuantitatif pada ternak babi seperti bobot lahir, bobot sapih, bobot umur 6 bulan, jumlah anak sepelahiran, umur, paritas dll., memiliki sifat yang unik yakni mempunyai hubungan fungsional satu dengan yang lain (Bundy dkk., 1976 ; Lasley, 1978; Falconer, 1981 dan Warwick dkk., 1984), sehingga dalam analisis ragam yang dilakukan untuk mengetahui pengaruh dari suatu perlakuan, perlu diperhatikan sifat-sifat yang lain jika salah satu sifat digunakan sebagai parameter yang diukur dalam percobaan tersebut. Analisis yang tepat untuk digunakan adalah analisis peragam. Prinsip dasar yang melatar-belakangi penggunaan analisis peragam adalah karena adanya suatu sifat tertentu pada ternak yang mempengaruhi atau berkorelasi dengan hubungan fungsional tertentu terhadap sifat yang diamati (peubah respons). Sifat-sifat yang mempengaruhi peubah respons dengan pola hubungan fungsional tertentu tersebut, dinyatakan sebagai peubah pengiring (concomitant variable) dimana peubah ini dapat diukur secara kuantitatif sebelum percobaan dilakukan. Analisis peragam memiliki kemampuan untuk meningkatkan pengendalian galat percobaan. Model linear aditif dari analisis peragam merupakan gabungan antara model rancangan yang digunakan dengan tambahan suku untuk peubah pengiring yang dilambangkan dengan (X), sehingga ada dua asumsi dasar lagi yang perlu dipenuhi agar hasil analisis peragam mempunyai validitas yang tinggi, yakni : (1) peubah pengiring (X) bersifat tetap, diukur tanpa kesalahan dan bebas (tidak berkorelasi) dari perlakuan yang dicobakan, dan (2) regresi 656

(Y) terhadap (X) setelah pengaruh perlakuan dan/atau kelompok dikeluarkan harus bersifat linear (Snedecor dan Cochran, 1967;Steel danTorrie, 1980 ; Gomez dan Gomez, 1984 dan Gaspersz, 1991). Jumlah anak sepelahiran pada ternak babi perlu diperhatikan, karena sifat ini mempengaruhi sifat bobot lahir. Makin banyak jumlah anak sepelahiran maka makin rendah bobot lahirnya. Jika anak babi yang digunakan sebagai materi percobaan berasal dari berbagai jumlah anak sepelahiran yang bervariasi, maka materi percobaan tersebut memiliki keragaman yang tinggi dalam merespons suatu perlakuan yang sama. Untuk itu maka sifat ini perlu dikontrol dalam kelompok (Gordeyase, 1990) Penggunaan rancangan acak kelompok (R.A.K.) dalam suatu percobaan dilakukan dengan mengelompokkan sifat-sifat tertentu dari ternak yang digunakan sebagai materi percobaan dengan tujuan untuk memperoleh satuan percobaan yang relatif homogen dalam setiap kelompok, sehingga perbedaan respons yang diamati sebagian besar disebabkan karena pengaruh perlakuan yang dicobakan. Keragaman antar satuan percobaan dalam kelompok yang berbeda secara rata-rata akan berbeda dari keragaman antar satuan percobaan dalam kelompok yang sama. Idealnya keragaman antar satuan percobaan dapat dikendalikan sehingga keragaman antar kelompok dimaksimumkan dan keragaman dalam kelompok diminimumkan. Keragaman antar kelompok tidak mempengaruhi beda antar nilai tengah respons perlakuan, karena setiap perlakuan muncul sama banyaknya dalam setiap kelompok. Penentuan keragaman kelompok yang diukur dengan jumlah kuadrat kelompok (JKK) beserta derajat bebasnya

Efektivitas Analisis Peragam untuk Mengendalikan Galat Percobaan pada Rancangan Acak Kelompok


diambil dari jumlah kuadrat galat percobaan (JKG) untuk rancangan percobaan acak lengkap (R.A.L.). Asumsi terpenting dalam penggunaan R.A.K., selain galat percobaan menyebar bebas dan normal, adalah kelompok tidak boleh berinteraksi dengan perlakuan yang dicobakan. Jika hal ini terjadi maka model akan bersifat tidak aditif dan akan menyebabkan penyimpangan atas kesimpulan uji-F karena galat tidak menyebar bebas dan normal serta ragam percobaan tidak homogen (Steel and Torrie, 1980 ; Gaspersz, 1991 dan Montgomery, 2005). Penelitian ini bertujuan untuk mengetahui sejauh mana efektivitas penggunaan analisis peragam untuk percobaan yang dirancang dengan rancangan acak kelompok (R.A.K.) pada ternak babi. Manfaat yang dapat diambil dari penelitian ini adalah

bagaimana prosedur yang tepat dan efisien dalam menggunakan analisis peragam dan sifat-sifat kuantitatif yang mana dari ternak babi yang dapat digunakan sebagai peubah pengiring (X). Hipotesisnya dirumuskan sebagai : `jika R.A.K. tidak mampu mengendalikan galat percobaan, maka analisis peragam adalah salah satu alternatif untuk mengatasinya.` MATERI DAN METODE Data yang digunakan dalam penelitian ini adalah data penelitian pendahuluan yang dilakukan oleh Gordeyase (1990) dalam menyusun thesisnya, dimana materi percobaan-nya adalah ternak babi yang ada diperusahaan peternakan `Yuli Kristion` Ungaran. Data yang dicatat berasal dari 100

Tabel 1. Data Bobot Badan Babi pada Umur 6 Bulan akibat Perlakuan Ransum, Hasil Percobaan dari Penelitian Pendahuluan yang Dilakukan oleh Gordeyase (1990). Kelompok Jumlah Anak Sepel.

P e r la k ua n Ra ns um T1

(K1) (K2) (K3) (K4) (K5)

T2

T3

T4

(X)

(Y)

(X)

(Y)

(X)

(Y)

(X)

(Y)

6,127 6,312 6,403 6,592 6,901

60,380 62,115 61,496 64,098 62,547

6,174 6,305 6,437 6,655 6,829

63,475 65,082 64,998 65,914 66,099

6,185 6,298 6,418 6,606 6,812

65,994 67,458 66,869 68,123 68,435

6,141 6,329 6,456 6,674 6,768

66,945 68,873 69,440 71,247 70,356

Total Perlk. (Xi.) 32,335 32,400 32,319 32,368 (Yi.) 310,636 325,568 336,879 346,861 Total Kelpk K X1=24,627 ; KX2=25,244 ; KX3=25,714 ; KX4=26,527 ; KX5=27,310 (X.j) (Y.j) K Y1=256,794;KY2=263,528;KY3=262,803;KY4=269,382;KY5=267,437 Catatan : Data yang ditampilkan dalam tabel dan yang akan dianalisis adalah data nilai rata-rata dari jumlah anak babi sebanyak 5 ekor per flok kandang.

Pemberdayaan Peternakan Berbasis Sumber Daya Lokal untuk Ketahanan Pangan Nasional Berkelanjutan

657


ekor anak babi berumur 1 bulan (lepas sapih) yang mempunyai hubungan saudara kandung (full sib correlation) dengan berbagai jumlah anak sepelahiran yang mendapat 4 perlakuan ransum yang disusun dari bahan-bahan : jagung kuning, katul, B51(PP) dan K52(PP) yang merupakan ransum komersial yang diproduksi oleh pabrik makanan ternak, dengan kandungan protein yang bervariasi antara 15% (T1), 17,5%(T2), 20%(T3) dan 22,5%(T4). Sifat jumlah anak sepelahiran dari asal anak babi yang digunakan sebagai materi percobaan dikontrol dalam 5 kelompok (K1=anak babi yang berasal dari jumlah anak sepelahiran 3-4 ekor; K2= 5-6 ekor; K3= 7-8 ekor; K4= 9-10 ekor dan K5= > 10 ekor) dan bobot badan umur 1 bulan (lepas sapih) digunakan sebagai peubah pengiring (X), sedangkan bobot pada umur 6 bulan adalah parameter yang diamati. Data hasil percobaannya disajikan pada Tabel 1. Data pada Tabel 1 tersebut dianalisis dalam dua tahap, yakni (1). Analisis ragam untuk rancangan acak kelompok, dimana sifat yang dikontrol dalam kelompok adalah sifat jumlah anak sepelahiran dan dievaluasi berdasarkan indikator statistik efisiensi relatif (ER), keterandalan hasil percobaan (CV) dan kemampuan dalam menjelaskan keragaman dari model (R2), (2). Analisis peragam, dimana peubah pengiring (X) adalah sifat bobot sapih pada umur 1 bulan dan dievaluasi

berdasarkan indikator statistik efisiensi relatif dari penggunaan analisis peragam (ER), keterandalan hasil analisis peragam (CV), statistik untuk menguji ketepatan pelibatan peubah pengiring (X) dalam model (F-test1), statistik untuk menguji asumsi bahwa peubah pengiring (X) tidak berkorelasi dengan perlakuan yang dicobakan (F-test2) dan nilai koefisien regresi galat (bY.X) untuk mencari nilai tengah perlakuan terkoreksi. (Steel dan Torrie, 1980 ; Gomez dan Gomez, 1984 dan Gaspersz, 1991). Untuk membantu meningkatkan akurasi hasil perhitungan digunakan paket program perangkat lunak dari Excel (Santosa dan Ashari, 2005). HASIL DAN PEMBAHASAN Analisis Ragam untuk Rancangan Acak Kelompok (R.A.K.) dengan Jumlah Anak Sepelahiran sebagai Sifat yang Dikontrol dalam Kelompok. Hasil penelitian seperti terlihat pada tabel 2. menunjukkan bahwa perlakuan ransum yang dicobakan memberikan hasil berbeda sangat nyata (p<0,01) Lebih lanjut dari tabel 2. dapat dilihat bahwa penggunaan sifat jumlah anak sepelahiran sangat efektif dalam mengendalikan galat percobaan, ini ditunjukkan dari nilai kuadrat tengah galatnya

Tabel 2. Analisis Ragam untuk R.A.K. dengan Sifat Jumlah Anak Sepelahiran Dikontrol dalam Kelompok. Sumber Derajat Keragaman Bebas Kelompok 4 Perlakuan 3 Galat 12 Total

19

Jumlah Kuadrat 23,58 145,23 2,74

Kuadrat Tengah 5,895 84,410 0,228

F-hitung 25,86** 370,22**

F – tabel 5% 1% 3,26 3,49

5,41 5,95

171,55

Catatan : ** Berbeda sangat nyata (p<0,01) dengan CV = 0,72% dan R2 = 98,40% 658



yang hanya bernilai 0,228 unit sehingga nilai F-hitung untuk kelompok menjadi besar (25,86) dan hasil ini disimpulkan sebagai teknik pengelompokkan terhadap sifat tersebut sangat bermakna (p<0,01). Fakta tersebut didukung oleh nilai CV = 0,72% yang menyatakan bahwa keterandalan hasil percobaan-nya sangat tinggi karena keragaman dari respons terhadap perlakuan dalam kelompok sangat rendah. Fakta statistik ini sesuai dengan pendapat dari Steel dan Torrie, 1980 ; Gomez dan Gomez, 1984 serta Gaspersz, 1991 yang menyatakan bahwa jika sifat yang dikontrol dalam kelompok tepat maka keragaman dalam kelompok menjadi minimum dan keragaman antar kelompok menjadi maksimum. Lebih lanjut nilai koefisien determinasi (R2) menunjukkan bahwa penggunaan R.A.K. mampu menjelaskan keragaman yang muncul sebesar 98,4%, hanya (100 – 98,4)% = 1,6% yang tidak terjelaskan dalam model. Sifat jumlah anak sepelahiran adalah salah satu sifat pada ternak babi yang sering digunakan sebagai peubah pengiring (covariat) karena bervariasinya sifat ini akan menyebabkan bervariasinya bobot badan pada saat disapih, hal ini disebabkan karena makin

banyak jumlah anak sepelahiran akan menurunkan laju pertumbuhan postnatal-nya (Hafez, 1980 dan Toelihere, 1981). Gordeyase (1990) dalam penelitiannya untuk mengetahui pengaruh paritas terhadap bobot lahir anak babi, juga menggunakan jumlah anak sepelahiran sebagai peubah pengiring. Analisis Peragam untuk Rancangan Acak Kelompok (R.A.K.) dengan Sifat Bobot Badan Saat Disapih Umur Satu Bulan sebagai Peubah Pengiring. Salah satu fungsi dari analisis peragam adalah untuk mengendalikan galat percobaan dan mengoreksi nilai tengah respons perlakuan. Pada tabel 3. berikut terlihat bahwa dengan analisis peragam, respons perlakuan menunjukkan hasil yang berbeda sangat nyata, dimana F-test = 193,64** (p<0,01). Hasil ini sejalan dengan analisis ragamnya. Dari tabel 3. diatas lebih lanjut dapat diketahui bahwa dengan menggunakan sifat bobot badan saat disapih pada umur 1 bulan sebagai peubah pengiring dalam analisis peragam, keterandalan hasil percobaan meningkat sebesar 0,65% dari 0,72% menjadi 0,07% . Perubahan peningkatan ini tidak

Tabel 3. Analisis Peragam Hasil Percobaan. Sumber Keragaman Kelompok Perlakuan Galat Total Perlakuan + Galat

Sebelum dikoreksi ( JK dan JHK) db. 4 3 12 19

(XX) 1,11 0 0 1,11

(XY) 4,48 0,03 -0,02 4,49

Setelah dikoreksi terhadap pengaruh X (YY) 23,58 145,23 2,74 171,55

Perlakuan terkoreksi Catatan : ** berbeda sangat nyata (p<0,01) dengan CV = 0,07% dan ER = 6,10%

db. 11 -

JK 2,74 -

KT 0,25 -

F-test

48,41

193,64**

147,97 14

145,23


659


Tabel 4. Beberapa Indikator Statistik sebagai Bahan Evaluasi dalam Penggunaan Analisis Peragam Indikator Statistik

Analisis untuk :

Nilai Statistiknya

ER (Efisiensi Relatif) Menguji efisiensi penggunaan sifat bobot badan pada analisis peragam. F-test1 Menguji ketepatan sifat bobot badan pada umur 1 bulan sebagai peubah pengiring Menguji ada tidaknya pengaruh per F-test2 lakuan terhadap sifat bobot badan pada umur 1 bulan bY.X Digunakan sebagai faktor koreksi terhadap nilai tengah perlakuan CV untuk peubah (X) Mengetahui tingkat keragaman dari sifat bobot badan pada saat disapih sebagai peubah pengiring (X)

begitu besar, sama-sama dibawah 1% artinya 99% hasil percobaan tersebut jika diulang akan menghasilkan kesimpulan yang sama. Untuk lebih memahami makna dari perubahan keterandalan hasil percobaan tersebut, berikut ditampilkan tabel yang memuat fakta statistik tentang nilai efisiensi reltatif (ER) dari penggunaan analisis peragam dan hasil pengujian terhadap asumsi ketepatan penggunaan sifat bobot badan saat disapih pada umur 1 bulan sebagai peubah pengiring (X) serta asumsi bahwa sifat tersebut tidak dipengaruhi oleh perlakuan yang dicobakan (F-test1 dan F-test2) dan indikator keragaman dari peubah pengiring (X) serta koefisien regresi galat bY.X sebagai faktor koreksi. Berdasarkan indikator statistik yang termuat dalam tabel 4 diatas, dapat diketahui bahwa efisiensi penggunaan analisis peragam dengan sifat bobot badan pada saat disapih umur 1 bulan sebagai peubah pengiring, menunjukkan hasil yang tidak efisien, dimana jika sifat tersebut tetap digunakan maka dibutuhkan jumlah pengamatan terhadap peubah (X) harus mencapai (100 – 6,10)% = 93,9% dari pengamatan sebesar 20 yang

660

6,10% 0 ns 0 ns 0 3,71%

digunakan. Artinya dibutuhkan jumlah pengamatan lagi sebesar 19 buah agar ER-nya mencapai 100%. Walaupun demikian dilihat dari ukuran derajat bebas galat percobaan seperti yang diisyaratkan oleh Cochcran dan Cox (1957) jumlah tersebut sebesar (5 – 1)(4 – 1) = 12 sudah memadai. Dikaji dari sudut ketepatn penggunaan sifat bobot badan sebagai peubah pengiring, hasil F-test1=0 menunjukkan bahwa sifat tersebut sama sekali tidak tepat digunakan sebagai peubah pengiring karena keragaman peubah pengiring (X) sangat kecil (3,71%) Walaupun demikian hasil F-test2=0 menunjukkan bahwa sifat bobot badan saat disapih pada umur 1 bulan tidak dipengaruhi oleh perlakuan ransum yang dicobakan. Hasil koefisien regresi galat (bY.X) = 0 menujukkan bahwa nilai tengah respons perlakuan tidak berubah, hasil ini sejalan dengan fakta-fakta statistik lainnya. Menurut Gordeyase (2009) signifikansi penggunaan analisis peragam berbanding terbalik dengan signifikansi pengelompokkan yang dilakukan, jika pengelompokkan menunjukkan hasil yang signifikans maka penggunaan analisis peragam tidak efisien untuk digunakan lagi



sebagai alat dalam mengendalikan galat percobaan.

Fakultas Pasca Gadja Mada. dipublikasikan)

Sarjana Universitas Yogyakarta. (tidak

KESIMPULAN Hasil penelitian dapat disimpulkan bahwa jika pengelompokkan menunjukkan hasil yang signifikans maka penggunaan analisis peragam tidak efisien untuk mengendalikan galat percobaan. Sifat jumlah anak sepelahiran yang digunakan sebagai sifat yang dikontrol dalam kelompok sangat tepat digunakan sebagai alat untuk mengendalikan galat percobaan, tetapi sebaliknya penggunaan sifat bobot badan pada saat disapih umur 1 bulan tidak tepat digunakan sebagai peubah pengiring dalam analisis peragam. DAFTAR PUSTAKA Bundy, C., R. Diggins dan V.W. Christensen. 1976. Swine Production. Prentice-Hall Inc., Englewood Cliffs. Falconer, D.S. 1981. Introduction to Quantitative Genetics. 2nd ed. Longman, London and New York. Gaspersz, V. 1991. Teknik Analisis dalam Penelitian Percobaan. Edisi Pertama. Penerbit `Tarsito` Bandung. Gomez, K.A. dan A.A. Gomez. 1984. Statistical Procedures for Agricultural Research 2nd Edition. John Wiley & Sons. New York. Printed in Singapore Gordeyase, M. 1990. Pendugaan Parameter Fenotipik dan Genetik Sifat Produksi dan Reproduksi Ternak Babi. Thesis.

Gordeyase, M. 2009. Analisis Ragam Bantu dalam Analisis Statistika untuk Percobaan Satu Faktor di Bidang Peternakan. Edisi `Trial test` Laboratorium Biometrika Peternakan, Fakultas Peternakan, Universitas Diponegoro. (tidak dipublikasikan) Lasley, J.F. 1978. Genetic of Livestock Improvement. 3rd Ed. Prentice-Hall of India. Private Limited, New Delhi. Montgomery, D.C. 2005. Design and Analysis of Experiments. Sixth Edition. John Wiley & Sons, Inc. New York. Santosa, P.B. dan Ashari. 2005. Analisis Statistik dengan Menggunakan Microsoft Excel dan SPSS. Cetakan Pertama. PT. Penebar Ilmu. Semarang. Snedecor, G.W. dan W.G. Cochran. 1967. Statistical Methods. 6th Ed. Oxford & IBH Publishing Co. New Delhi. Steel, R.G.D. dan J.H. Torrie. 1991. Prinsip dan Prosedur Statistika Suatu Pendekatan Biometrik. Edisi Kedua. Penerbit PT Gramedia Pustaka Utama. Jakarta. Warwick, E.J., J.M. Astuti dan W. Hardjosubroto. 1984. Pemuliaan Ternak. Cetakan Kedua. Gadjah Mada University Press. Yogyakarta.


661

EFEKTIVITAS ANALISIS PERAGAM UNTUK MENGENDALIKAN GALAT PERCOBAAN PADA RANCANGAN ACAK KELOMPOK DENGAN MATERI PERCOBAAN TERNAK BABI

Recommend Documents