RANCANGAN BLOK ACAK TAK LENGKAP BALANCED INCOMPLETE BLOCK DESIGN
(BIBD)
Apabiladalamsuatukeadaantertentutidakmemungkinkanmenggunakankeseluruhan
kombinasiperlakuan-perlakuandalammasing-masingblok,makakitaakanbekerjadengan
menggunakan BIBD yaitu tidak semua perlakuan akan ada dalam
masing-masing blok. Ilustrasi penggunaan BIBD Misal membandingkan 4
perlakuan dalam blok ukuran 3 perlakuan. Treat\Blok1234 1xx-x 2-xxx
3xxx- 4x-xx Banyaknya perlakuan = a Banyaknya blok = b bila a = b,
disebut rancangan simetris Dengan : k = ukuran dari blok = jumlah
perlakuan yang terisi dalam satu blok Blok mempunyai ukuran yang
sama, dan ukuran blok lebih kecil dari jumlah perlakuan (k < a)
r = Ukuran dari replikasi = jumlah replikasi dari blok yang terisi
dalam satu perlakuan N = jumlah seluruh observasi = ar = kb =
banyaknya setiap 2 perlakuan yang muncul bersama-sama dalam seluruh
percobaan ( )( ) 11=ak r Model dan Tabel ANOVA BIBD Model untuk
BIBD dapat ditunjukkan sebagai berikut. ij j i ijY c | t + + +
=Kemunculantiappasangan2 perlakuan adalah sama2 kali Ciri BIBD
Dengan : ijY = hasil observasi ke-i dalam blok ke-j = rata-rata
keseluruhan it= efek treatmen ke-Ii = 1,2, , a j| = efek blok ke-jj
= 1,2, , b ijc= Error (sesatan random)~ NID( )2, 0 oDengan
diasumsikan ==aii10 tdan ==bjj10 |Berikut akan ditunjukkan tabel
ANOVA bila rancangan simetris a=b -Tabel ANOVA untuk mengetahui
EFEK TREATMEN- Tabel ANOVA Sumber VariasidbSSMSFhit adjusteda-1SS
AdjustMS adjustMS Adjust/MSe b-1SS unadjustMS unadjust
ErrorN-a-b-1SSeMSe TotalN-1SStot Dengan menggunakan rumusan : = =-
- =aibjijNYY SStot1 122 =SSe SS SSunadjust adjusted+ + |
takSSaiiadjust= =t12 untuk memisah efek perlakuan dengan efek blok
dengan( )=- - =bjj ij i iYkY11q i = 1,2, , a dimana=ijq 1, bila
perlakuan i muncul pada blok ke j =ijq 0, bila tidak Catatan :
==aii10 =- -- =bjjunadjustNYkYSS122| -Tabel ANOVA untuk mengetahui
EFEK TREATMEN dan EFEK BLOK- Bila ingin melihat efek blok, maka
pengujian yang dilakukan adalah sebagai berikut. Partisi analisis :
SStot = SS Unajust + SS Adjust + SSe = =- - =aibjijNYY SStot1 122
=SSe SS SSadjust unadjusted+ + | t( )brSSbjjadjust= =|12' dengan(
)=- - =aii ij j jYrY1'1q j =1,2, b dimana=ijq 1, bila perlakuan i
muncul pada blok ke j =ijq 0, bila tidak =- - -
=aiiunadjustNYkYSS12 2t Tabel ANOVA Sumber VariasidbSSMSFhit
adjusta-1SS adjustMS adjustMS adjust/MSe unadjust a-1 SS unadjust
MS unadjust unadjustb-1SS unadjustMS unadjust adjust b-1 SS adjust
MS adjustMS adjust/MSe ErrorN-a-b+1SSeMSe TotalN-1SStot
ApabiladidalamBIBD,kitamengabaikanefekblok(seringterjadi),makadisebut
analisisINTRABLOK.Didalamanalisisinitidakdiperhatikanapakahblokiturandomatau
tetap. CONTOH KASUS (MANUAL)
Sebuahrancangandilakukandilakukanuntukmengujitekananpadaempatbuahjenis
logam(j).Pengujiandilakukanterhadap4tekananyangberbeda.Hasildarieksperimenberupa
rancangan blok acak tak lengkap yang ditampilkan dalam tabel
berikut. Tekanan (treatmen), i Logam (Blok), jYi. 1234 18083-86249
2-757884237 3868890-264 492-9488274 Y.j2582462622581024 Jawab :
Denganasumsibahwavariansantarblokmaupunantartreatmentelahterpenuhi,
selanjutnya dilakukan uji ANOVA dua arah untuk BIBD. a = 4;b=4;
k=3;r=3 N = ar = 43 = 12 ( )( )( )21 41 3 311===ak rModel : ij j i
ijY c | t + + + =Dengan : ijY = hasil observasi ke-i dalam blok
ke-j = rata-rata keseluruhan it= efek tekanan ke-i j| = efek jenis
logam ke-j Untuk mengetahui efek perlakuan ( )=- - =bjj ij i
iYkY11q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |315258 1 0 246 1 258 13124931411 1 =
+ + + = ==- -jj ijY Y q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |355258 1 262 1 246 1
03123731412 2 = + + + = ==- -jj ijY Y q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |3260
262 1 246 1 258 13126431413 3= + + + = ==- -jj ijY Y q ( ) ( ) ( )
( ) ( ) | |344258 1 262 1 0 258 13127431414 4= + + + = ==- -jj ijY
Y q ==410ii Maka, didapatkan perhitungan ( ) ( ) ( ) ( )25 , 2444
234432635531532 2 2 212=((
+ + + == =akSSaiiadjustt 481210243258 262 246 2582 2 2 2 2122= +
+ += ==- --bjjunadjustNYkYSS| Untuk mengetahui efek blok ( )=- -
=aii ij j jYrY1'1q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |313274 1 264 1 0 249
13125831411'1 = + + + = ==- -ii ijY Y q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |3120
264 1 237 1 249 13124631412'2 = + + + = ==- -ii ijY Y q ( ) ( ) ( )
( ) ( ) | |311274 1 264 1 237 1 03126231413'3= + + + = ==- -ii ijY
Y q ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) | |314274 1 0 237 1 249 13125831414'4= + +
+ = ==- -ii ijY Y q ==41'0ii Maka, didapatkan perhitungan ( )( ) (
) ( ) ( )25 , 264 231431131231332 2 2 212'=((
+ + + == =brSSbjjadjust| 2661210243274 264 237 2492 2 2 2 212 2=
+ + += ==- - -aiiunadjustNYkYSSt Dengan perhitungan SStotal Maka,
didapatkan tabel ANOVA sebagai berikut. Sumber VariasidbSSMSFhit
adjust3244,2581,4676,7379 unadjust 3 266 88,667 7,3379
unadjust348161,3241 adjust 3 26,25 8,75 0,724 Error560,41612,0834
Total11352,667 Uji Perlakuan : 0 :4 3 2 1 0= = = = t t t t H H1 :
Paling tidak ada satu i 0, i=1,2,3,4 = 0,05 Fhit = 6,7379 Ftabel =
F 0,05(3,5) = 5,41
Kesimpulan:Fhit>Ftabel,makatolakH0,artinyaterdapatperbedaanefekkekuatanlogam
ketika tekanannya berbeda. *dilanjutkan dengan uji perbandingan
ganda ( ) 667 , 35212102488 ... 83 8022 2 21 122= + + + = == =-
-aibjijNYY SStotUji Blok : H0 : 1 = 2 = 3 = 4 =0 H1 : Paling tidak
terdapat satu j 0,j=1,2,3,4 = 0,05 Fhit = 1,321 Ftabel = F0,05
(3,5) = 5,41 Kesimpulan : Fhit < Ftabel, maka gagal tolak H0
artinya tidak ada perbedaan efek kekuatan pada logam yang berbeda.
APLIKASI DENGAN MINITAB
Berdasarkansoalpadacontoh,dapatdilakukanperhitungandenganmenggunakan
aplikasi dengan minitab. Langkah-langkah yang dijalankan dengan
menggunakan minitab adalah sebagai berikut. 1)Susun crosstabs
sebagai berikut. 2)Klik Stat ANOVA General Linear Model sehingga
muncul tampilan sebagai berikut. Dan menginputkan Responsen :
Kekuatan Model : Temperatur, Jenis Logam (blok) 3)Output yang
didapat adalah sebagai berikut. 4)Interpretasi model berdasarkan
output pada poin (3) General Linear Model: Kekuatan versus
Temperatur, Jenis Logam(blok) Factor Type LevelsValues Temperatur
fixed 41, 2, 3, 4 Jenis Logam(blok)fixed 41, 2, 3, 4 Analysis of
Variance for Kekuatan, using Adjusted SS for Tests Source DFSeq
SSAdj SSAdj MS FP Temperatur3266.00244.25 81.426.740.033 Jenis
Logam(blok) 3 26.25 26.258.750.720.580 Error 5 60.42 60.42 12.08
Total11352.67 S = 3.47611 R-Sq = 82.87% R-Sq(adj) = 62.31% Unusual
Observations for Kekuatan ObsKekuatanFitSE FitResidualSt Resid 16
88.000092.58332.6549 -4.5833 -2.04 R
Berdasarkanperhitungansecaramanual,padadasarnyadihasilkanangkaangkayangsama.
Hal ini akan diperjelas pada tabel berikut.
Samadenganpenyelesaiandenganmenggunakancaramanual,karenastatisticujiyang
digunakan adalah statistic uji adjust dan adjust, maka uji
hipotesisnya adalah : Uji Perlakuan : 0 :4 3 2 1 0= = = = t t t t H
H1 : Paling tidak ada satu i 0, i=1,2,3,4 = 0,05 Fhit =
6,7379;P-value =0,033 Ftabel = F 0,05(3,5) = 5,41 Kesimpulan : Fhit
> Ftabel atau P-value , maka gagal tolak H0 artinya tidak ada
perbedaan efek kekuatan pada logam yang berbeda. APLIKASI DENGAN
SPSS
1)Samahalnyasepertipadapenyelesaiandenganminitab,berdasarkansoalmanual,makadi
inputkan data pada SPSS dengan format sebagai berikut.
2)Selanjutnya,padaSPSS,klikAnalyzeGeneralLinearModelUnivariate,sehingga
muncul tampilan berikut Dengan menginputkan Dependent variable :
kekuatan uji Fixed Factor(s) : Temperatur dan Jenis Logam (blok)
Klik Model : Costom dengan modelnya adalah mendeteksi main effect
dari temperature dan logam SS Type 3 dan tidak memasukkan intersep
dalam model. Klik Post-Hoc untuk uji perbandingan ganda:
Denganmemasukkanposthoctestfortemperaturedanlogam,kemudianmetodeyang
digunakan adalah Duncan dan Tamhanes T2 OK 3)Output yang didapatkan
dari SPSS adalah sebagai berikut. Tests of Between-Subjects Effects
Dependent Variable:Kekuatan Uji Source Type III Sum of
SquaresdfMean SquareFSig. Model87673.583a712524.7981.037E3.000
Tekanan244.250381.4176.738.033 Logam26.25038.750.724.580
Error60.417512.083 Total87734.00012 a. R Squared = .999 (Adjusted R
Squared = .998) Sama seperti pengujian sebelumnya bahwa output yang
didapat dengan menggunakan SPSS adalah statistic uji adjust dan
adjust. Berdasarkan p-value juga dapat dilihat bahwa
terdapatperbedaanefekkekuatanketikaadaperbedaantekanandalampengujian.Oleh
karena itu, dilakukan uji perbandingan ganda untuk variabel tekanan
adalah sebagai berikut.