Penerapan Uji F, Uji Quade dan Uji Friedman Terhadap Pengamatan Hasil Uji Organoleptik

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

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 . ~
: GO3496006
NIII'

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 (?..
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 alpha0.15
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

m
Plot Kenormalan Galat

I

Normal SEore

I

Plot Galat

index

Plot Sisaan terhadap Rataan Perlakuan

P

I

Rataan Perlakuan

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

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