Sidebar Menu

Uji Scheffe's kompatibel dengan uji analisis ragam, dimana uji ini tidak pernah menyatakan kontras signifikan jika Uji F tidak nyata. Uji Scheffe's dikembangkan oleh Henry Scheffe (1959) yang digunakan untuk pembanding yang tidak perlu orthogonal. Uji ini mengontrol MEER untuk setiap kontras termasuk pada perbandingan berpasangan. Prosedur pengujiaannya memperbolehkan berbagai macam tipe pembandingan sehingga kurang sensitif dalam menemukan perbedaan nyata dibanding dengan prosedur pembandingan lainnya.

Sub bahasan:

  • Prosedur Perhitungan Uji Scheffe untuk perbandingan berpasangan
  • Prosedur Perhitungan Perbandingan grup

Selengkapnya bisa anda baca pada embed dokumen di bawah ini:


Uji Scheffe

Uji Scheffe's kompatibel dengan uji analisis ragam, di mana uji ini tidak pernah menyatakan kontras signifikan jika Uji F tidak nyata.  Uji Scheffe's dikembangkan oleh Henry Scheffe (1959) yang digunakan untuk pembanding yang tidak perlu ortogonal.  Uji ini mengontrol MEER untuk setiap kontras termasuk pada perbandingan berpasangan.  Prosedur pengujiannya memperbolehkan berbagai macam tipe pembandingan sehingga kurang sensitif dalam menemukan perbedaan nyata dibanding dengan prosedur pembandingan lainnya.

Untuk pengujian berpasangan dengan ulangan yang sama, perbedaan nilai kritisnya mirip dengan pengujian sebelumnya.

$$\begin{matrix}LSD=t_{\alpha/2,dfe}.\times\sqrt{\frac{2KTG}{r}}\ \\\\SCD=\sqrt{f_t\ \ F_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{\frac{2KTG}{r}}\ \\Apabila\ jumlah\ ulangan\ tidak\ sama:\\SCD=\sqrt{f_t\ \ F_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{KTG(\frac{1}{r_i}+\frac{1}{r_j})}\ \\\end{matrix}$$

Uji Scheffe's terutama digunakan untuk perbandingan di antara grup rata-rata yang tidak perlu ortogonal.  Apabila kita lebih tertarik pada perbandingan seluruh pasangan rata-rata perlakuan, metode ini kurang sensitif (Tukey lebih baik).  Untuk membandingkan di antara grup rata-rata, terlebih dulu kita harus membuat pembanding (contrast, Q) yang didefinisikan sebagai berikut:

$ Q=\sum{c_i{\bar{Y}}_{i.}}$ dengan  $\sum{c_i=0}$  (atau  $\sum{r_ic_i=0}$ apabila ulangannya tidak sama)

Tolak hipotesis Null (H0) apabila nilai |Q| > nilai kritis FS.  Bentuk umum untuk uji FS adalah sebagai berikut:

$ Nilai\ kritis\ FS\ =\sqrt{f_t\ \ F_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{KTG\sum\frac{c_i^2}{r_i}}$

di mana ft = derajat bebas perlakuan, fe = derajat bebas galat, Fα = Nilai F pada taraf nyata α dengan derajat bebas perlakuan = fr dan derajat bebas galat = fe, KTG = Kuadrat Tengah Galat; c = koefisien kontras, r = ulangan.

Misalkan apabila kita ingin membandingkan pasangan rata-rata, maka nilai ci = 1 dan -1.  Apabila kita ingin membandingkan kontrol vs tiga rata-rata lainnya, maka koefisien kontrasnya adalah : +3; -1; -1; -1. 

Prosedur Perhitungan Uji Scheffe untuk perbandingan berpasangan:

Sebagai gambaran penggunaan uji Scheffe, kita gunakan kembali Percobaan mengenai kandungan Nitrogen tanaman Red Clover.  Pada percobaan ini, kita asumsikan Gabungan sebagai perlakuan kontrol, sehingga kita bandingkan semua perlakuan dengan Gabungan.

  1. Hitung nilai SCD:
    • Dari tabel analisis ragam kita peroleh nilai: ft = 5; fe = 24; KTG = 11.79; r = 5.
    • $\begin{matrix}SCD=\sqrt{f_t\ \ F_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{\frac{2KTG}{r}}\\=\sqrt{f_t\ \ F_{0.05(5,24)}}\times\sqrt{\frac{2KTG}{r}}\\=\ \sqrt{5(2.62)}\times\sqrt{\frac{2(11.79)}{5}}\\=7.9\ \ mg\\\end{matrix}$
  2. Kriteria pengujian:
    • Bandingkan nilai mutlak selisih kedua rata-rata yang akan kita lihat perbedaannya dengan nilai SCD dengan kriteria pengujian sebagai berikut:
      $ Jika\ \ \left|\mu_i-\mu_i\right|\ \ \left\langle\ \ \begin{matrix}>SCDmaka\ hasil\ uji\ menjadi\ nyata\\\le SCDmaka\ hasil\ uji\ tidak\ nyata\\\end{matrix}\right.$
    • Nyatakan perbedaan di antara rata-rata perlakuan apabila selisihnya lebih besar dari nilai SCD, 7.9 mg. 
    • Tahapan pembuatan tabulasi silang dan pemberian garis (subset) untuk notasi huruf bisa dipelajari pada bahasan Uji Lanjut Fisher’s LSD.

Hasilnya sebagai berikut:

No.

Perlakuan

 

3Dok13

3Dok4

Gabungan

3Dok7

3Dok5

3Dok1

 
   

Rataan

13.26

14.64

18.7

19.92

23.98

28.82

Notasi

     

a

       

 

 

5

3Dok13

13.26

 

-

     

 

a

3

3Dok4

14.64

1.38  tn

 

b

   

 

a

6

Gabungan

18.70

5.44  tn

4.06  tn

 

-

 

 

ab

4

3Dok7

19.92

6.66 tn

5.28  tn

1.22  tn

 

c

 

ab

2

3Dok5

23.98

10.72 *

9.34 *

5.28  tn

4.06  tn

 

-

bc

1

3Dok1

28.82

15.56 *

14.18 *

10.12  *

8.9  *

4.84  tn

 

c

Keterangan: 

  1. Angka pada badan Tabel adalah nilai selisih di antara rataan perlakuan
  2. Bandingkan selisih rata-rata dengan pembanding SCD = 7.9 mg. Apabila lebih kecil dari nilai SCD (tn), berikan garis yang sama di sebelah kanannya.  Pemberian garis yang sama dihentikan apabila nilai selisih rata-rata > nilai SCD (*). Lanjutkan ke pembandingan perlakuan berikutnya.
    • Misalnya apabila kita membandingkan 3Dok13 dengan 3Dok4, bandingkan selisihnya (1.38) dengan nilai SCD = 7.9. Karena 1.38 ≤ 7.90 yang menunjukkan tidak ada perbedaan, maka kita berikan garis yang sama pada kedua rataan tersebut.
    • 3Dok13 vs Gabungan: Bandingkan selisihnya (5.44) dengan SDC = 7.90. Karena 5.44 ≤ 7.90 (tn); berikan garis yang sama pada kolom 3Dok4
    • 3Dok13 vs 3Dok7: 6.66 ≤ 7.90 (tn);
    • 3Dok13 vs 3Dok5: 10.72 > 7.90 (*); stop! Garis yang sama tidak diberikan lagi. Lanjutkan dengan pembandingan 3Dok4 vs lainnya.  Prosedurnya sama seperti pada pengujian LSD, Tukey HSD.
  3. Abaikan (buang) Garis yang berwarna merah, karena garis tersebut sudah terwakili oleh garis yang terdapat pada Gabungan!
  4. Terakhir, berikan kode huruf untuk garis tersebut (kecuali garis yang berwarna merah).

 

Perhitungan dengan menggunakan SmartstatXL Excel Add-In

Graphical user interface, application Description automatically generated

Tabel Uji Lanjut

Chart Description automatically generated with medium confidence

Prosedur Perhitungan Perbandingan grup:

Sebagai gambaran penggunaan uji Scheffe, kita gunakan kembali Percobaan mengenai kandungan Nitrogen tanaman Red Clover. 

Contoh 1:

Pada percobaan ini, misalkan kita akan membandingkan Gabungan dengan perlakuan lainnya.

$ Q=\sum{c_i{\bar{Y}}_{i.}}$ dengan  $\sum{c_i=0}$  (pada percobaan ini kita menggunakan ulangan yang sama)

H0 = Q1 = 5M1 – M2 – M3 – M4 – M5 – M6 = 0

yang berarti rata-rata kandungan Nitrogen perlakuan Gabungan tidak berbeda dengan rata-rata kandungan nitrogen pada perlakuan lainnya. Perhatikan bahwa ∑ci = 0 : +5 – 1 – 1 – 1 – 1 – 1 = 0.

Q1 = 5(18.70) – 13.26 – 14.64 – 19.92  – 23.98  – 28.82

=-7.12

Selanjutnya, kita hitung nila Fs. Tolak hipotesis Null (H0) apabila nilai |Q1| > nilai kritis FS. 

$$\begin{matrix}Fs=\sqrt{f_tF_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{KTG\sum\frac{c_i^2}{r_i}}\\=\sqrt{f_t\ F_{0.05(5,24)}}\times\sqrt{KTG\sum\frac{c_i^2}{r_i}}\\=\ \sqrt{5(2.62)}\times\sqrt{11.79\times\frac{\left[5^2+(-1)^2+(-1)^2+(-1)^2+(-1)^2+(-1)^2\right]}{5}}\\=\sqrt{13.10}\times\sqrt{70.74}\\=30.44\ \ mg\\\end{matrix} $$

Karena nilai |Q| ≤ nilai kritis FS: |-7.12| ≤ 30.44, maka Terima H0, yang berarti tidak ada perbedaan antara kontrol (Gabungan) dengan perlakuan lainnya. 

Contoh 2:

Pada percobaan ini, misalkan kita akan membandingkan Gabungan vs 3Dok5 dan 3Dok1.

H0 = Q2 = 2M1 – M2 – M3 = 0

yang berarti rata-rata kandungan Nitrogen perlakuan Gabungan tidak berbeda dengan rata-rata kandungan nitrogen pada perlakuan 3Dok5 dan 3Dok1. Perhatikan bahwa  $\sum{c_i=0}$  : +2 – 1 – 1.

Q1 =2(18.70) – 23.98 – 28.82

=-15.40

Selanjutnya, kita hitung nila Fs. Tolak hipotesis Null (H0) apabila nilai |Q2| > nilai kritis FS. 

$$\begin{matrix}Fs=\sqrt{f_t\ \ F_{\alpha(ft,fe)}}\times\sqrt{KTG\sum\frac{c_i^2}{r_i}}\\=\sqrt{f_t\ \ F_{0.05(5,24)}}\times\sqrt{KTG\sum\frac{c_i^2}{r_i}}\\=\ \sqrt{5(2.62)}\times\sqrt{11.79\times\frac{\left[2^2+(-1)^2+(-1)^2\right]}{5}}\\=\sqrt{13.10}\times\sqrt{14.48}\\=13.6\ \ mg\\\end{matrix} $$

Karena nilai |Q| ≤ nilai kritis FS: |-15.40| > 13.6, maka Tolak H0, yang berarti Gabungan berbeda dengan 3Dok5 dan 3Dok1.