KAJIAN MODEL HIDDEN MARKOV DISKRET DAN APLIKASINYA PADA DNA N U R M A I L Y

Transkripsi

1 KAJIAN MODEL HIDDEN MARKOV DISKRET DAN APLIKASINYA PADA DNA N U R M A I L Y SEKOLAH PASCA SARJANA INSTITUT PERTANIAN BOGOR BOGOR 2009

2 PERNYATAAN MENGENAI TUGAS AKHIR DAN SUMBER INFORMASI Dengan ini saya menyatakan bahwa tesis dengan judul Kajian Model Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada DNA adalah karya saya dengan arahan dari komisi pembimbing dan belum diajukan dalam bentuk apa pun kepada perguruan tinggi mana pun. Sumber informasi yang berasal atau dikutip dari karya yang diterbitkan maupun tidak diterbitkan dari penulis lain telah disebutkan dalam teks dan dicantumkan dalam Daftar Pustaka di bagian akhir tesis ini. Bogor, Agustus 2009 Nurmaily NRP G

3 ABSTRACT NURMAILY. The Study of Discrete Hidden Markov Model and Its Application on DNA Sequence. Under supervision of BERLIAN SETIAWATY and N. K. KUTHA ARDANA. A discrete hidden Markov model is a model which consists of the cause of event and observation process. This model assumes that the cause of event is a Markov chain, which is not observed directly. The observation process has discrete range. Parameters of this model are transition probability matrices. They are estimated using the maximum likelihood method and expectation maximization algorithm. The estimation procedure involves the change of measure. The estimation of parameters uses Mathematica 7.0, a functional programming based on algebraic computer systems. The model is applied to the DNA sequence. The estimated parameters are used to calculate the expectation of DNA sequence. The result depends on the decision of the initial value. There should be another study for determining the initial value which gives the optimal result. Keywords: Markov chain, discrete hidden Markov model, expectation maximization algorithm.

4 RINGKASAN NURMAILY. Kajian Model Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada DNA. Di bawah bimbingan BERLIAN SETIAWATY dan N.K. KUTHA ARDANA. Setiap kejadian berkaitan erat dengan penyebab kejadian. Jika penyebab kejadian tersebut tidak diamati secara langsung dan membentuk rantai Markov, maka pasangan kejadian dan penyebabnya dapat dimodelkan dengan model Hidden Markov (Hidden Markov Model, HMM). Semua proses didefinisikan pada ruang peluang Ω,,. Misalkan ; adalah rantai Markov dengan state berhingga yang bersifat homogen dan diasumsikan tidak diamati secara langsung, sedangkan ; adalah proses observasinya. Pasangan proses stokastik, merupakan model Hidden Markov. Model Hidden Markov (Elliot et al. 1995) yang digunakan pada karya ilmiah ini adalah + Y CX W, untuk di mana,,,,,,,, A dan C merupakan matriks peluang transisi dengan dan, yang memenuhi 1, 0, dan 1, 0. dan memenuhi 0, 0 diag diag diag diag. Jika, maka vektor,,, merupakan nilai harapan dari, yaitu dan untuk ergodic memenuhi dan 1. Parameter yang digunakan pada model di atas adalah, 1,,, 1, 1. Akan ditentukan parameter baru dengan menggunakan algoritme EM,1,,, 1, 1, yang memaksimumkan fungsi log-likelihood bersyaratnya. Hasilnya berupa parameter dalam bentuk pendugaan rekursif, diantaranya penduga untuk state, penduga untuk banyaknya loncatan, penduga lamanya rantai Markov berada pada suatu state tertentu dan penduga proses observasi.

5 Pendugaan rekursif yang diperoleh adalah 1. Pendugaan untuk state,.,,,. 2. Pendugaan Banyaknya Lompatan =,,, Penduga banyaknya lompatan adalah, 1,,,. Penduga smoother banyaknya lompatan adalah,,,. 3. Pendugaan Lamanya Waktu Kejadian, Penduga lamanya waktu kejadian adalah,,,,. Penduga smoother lamanya waktu kejadian adalah,,,. 4. Pendugaan untuk Proses Observasi,,,,. Penduga untuk proses observasi adala,,,,,. Penduga smoother untuk proses observasi adalah,,,. Dari pendugaan rekursif dapat ditentukan parameter model sebagai berikut, 1,., 1, 1. Nilai Harapan adalah 1 1. Model Hidden Markov diskret di atas diaplikasikan pada perubahan urutan basa DNA pada spesies Aspergillus niger, dengan N = 2. Dalam perkembangan lebih lanjut, dibuat suatu program komputasi yang berbasis pemprograman fungsional untuk menyelesaikan masalah tersebut. Software yang digunakan adalah Mathematica 7.0. Hasil yang di peroleh pada penelitian ini sangat bergantung pada penentuan nilai awal. Sampai saat ini hasil yang diperoleh belum cukup baik, karena belum ditemukan cara untuk menentukan nilai awal yang paling baik sehingga hasil yang diperoleh optimal. Kata kunci: Rantai Markov, model hidden Markov diskret, algoritme EM.

6 Hak Cipta milik IPB, tahun 2009 Hak Cipta dilindungi Undang-Undang 1. Dilarang mengutip sebagian atau seluruh karya tulis ini tanpa mencantumkan atau menyebutkan sumber. a. Pengutipan hanya untuk kepentingan pendidikan, penelitian, penulisan karya ilmiah, penyusunan laporan, penulisan kritik, atau tinjauan suatu masalah b. Pengutipan tidak merugikan kepentingan yang wajar IPB 2. Dilarang mengumumkan dan memperbanyak sebagian atau seluruh Karya Tulis dalam bentuk apapun tanpa izin IPB.

7 KAJIAN MODEL HIDDEN MARKOV DISKRET DAN APLIKASINYA PADA DNA N U R M A I L Y Tesis sebagai salah satu syarat untuk memperoleh gelar Magister Sains pada Program Studi Matematika Terapan SEKOLAH PASCA SARJANA INSTITUT PERTANIAN BOGOR BOGOR 2009

8 Penguji Luar Komisi pada Ujian Tesis: Dr. Ir. Wayan Mangku, M.Sc.

9 Judul Tesis Nama NRP : Kajian Model Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada DNA. : Nurmaily : G Disetujui Komisi Pembimbing Dr. Berlian Setiawaty, M.S. Ketua Ir. N. K. Kutha Ardana, M.Sc. Anggota Diketahui Ketua Program Studi Matematika Terapan Dekan Sekolah Pascasarjana Dr. Ir. Endar H. Nugrahani, M.S. Prof, Dr. Ir. Khairil A. Notodiputro, M.S. Tanggal Ujian: 19 Agustus 2009 Tanggal Lulus:

10 PRAKATA Puji dan syukur penulis panjatkan ke hadirat Allah SWT atas segala rahmat dan karunia-nya sehingga tugas akhir yang berjudul Kajian Model Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada DNA ini bisa terselesaikan sebagai salah satu syarat untuk menyelesaikan pendidikan pada Program Studi Matematika, Sekolah Pascasarjana Institut Pertanian Bogor. Terimakasih yang mendalam penulis sampaikan kepada: 1. Dr. Berlian Setiawaty, M.S. dan Ir. N. K. Kutha Ardana, M.Sc. selaku pembimbing yang telah memberikan bimbingan dan motivasinya. 2. Dr. Ir. Wayan Mangku, M.Sc. selaku penguji yang telah memberikan saran dan kritiknya. 3. Departemen Agama Republik Indonesia yang telah memberikan beasiswa kepada penulis selama menempuh pendidikan di IPB. 4. Seluruh keluarga atas segala dukungan, doa dan kasih sayangnya. 5. Mahasiswa S2 Matematika Terapan IPB angkatan 2007, serta semua pihak yang telah membantu penulis. Penulis menyadari bahwa tugas akhir ini masih begitu banyak kekurangan. Dengan segala keterbatasan yang ada, semoga tugas akhir ini bermanfaat. Bogor, Agustus 2009 Nurmaily

11 RIWAYAT HIDUP Penulis dilahirkan di Banda Aceh pada tanggal 21 Mei 1971 dari pasangan Bapak Rusli Tgk. Ali (Alm) dan Ibu Nurjannah. Penulis merupakan anak ketiga dari lima bersaudara. Pendidikan sarjana ditempuh di Program Studi Matematika Fakultas Keguruan dan Ilmu Pendidikan Universitas Syiah Kuala Banda Aceh, lulus pada tahun 1996 dan pada tahun 2007 penulis diberi kesempatan melanjutkan studi di Program Studi Matematika Terapan, Sekolah Pascasarjana Institut Pertanian Bogor dengan beasiswa dari Departemen Agama Republik Indonesia. Penulis bekerja sebagai guru matematika pada Madrasah Aliyah Negeri Model Banda Aceh sampai sekarang.

12 DAFTAR ISI Halaman DAFTAR ISI xii DAFTAR GAMBAR.. xiv DAFTAR LAMPIRAN... xv BAB 1 PENDAHULUAN 1.1 Latar Belakang Tujuan Penelitian... 3 BAB 2 LANDASAN TEORI 2.1 Pengantar Teori Peluang Rantai Markov Ruang Hasil Kali Dalam.. 13 BAB 3 MODEL HIDDEN MARKOV 3.1 State dan Proses Observasi dalam waktu diskret Perubahan Ukuran Pendugaan Rekursif Pendugaan Parameter Nilai Harapan Algoritme Pendugaan Parameter BAB 4 APLIKASI MODEL HIDDEN MARKOV DISKRET PADA DNA 4.1 DNA Sebagai Materi Genetik Data Input DNA Aplikasi Model Hidden Markov Diskret pada DNA Hasil Komputasi 54 BAB 5 KESIMPULAN DAN SARAN 5.1 Kesimpulan Saran. 58 DAFTAR PUSTAKA. 59 LAMPIRAN 61

13 DAFTAR TABEL Halaman 1 Tabel nilai harapan model dengan 2 penyebab kejadian.. 68

14 DAFTAR GAMBAR Halaman 1 Pembentukan secara skematik struktur dsdna dari gula fosfat sebagai backbone dan basa nukleotida (A). Bentuk skematik double-helix DNA (B) 52 2 Grafik distribusi nilai dugaan urutan DNA menggunakan penduga smoother untuk 2 penyebab kejadian (N = 2). Banyaknya data, T = Nilai awal , dan Grafik distribusi nilai dugaan urutan DNA menggunakan penduga smoother untuk 2 penyebab kejadian (N = 2). Banyaknya data, T = Nilai awal , dan

15 DAFTAR LAMPIRAN Halaman 1 Bukti Teorema Program Program Tabel nilai harapan model dari Program Tabel nilai harapan model dari Program

16 1 BAB I PENDAHULUAN 1.1 Latar Belakang Dalam kehidupan sehari-hari banyak fenomena yang dapat dimodelkan dengan proses stokastik. Setiap kejadian berkaitan erat dengan penyebab kejadian tersebut. Jika penyebab kejadian tersebut tidak diamati secara langsung dan membentuk rantai Markov, maka pasangan kejadian dan penyebabnya dapat dimodelkan dengan model Hidden Markov (Hidden Markov Model, HMM). Misalkan ; adalah penyebab kejadian yang tidak diamati secara langsung dan membentuk rantai Markov yang bersifat homogen, sedangkan ; merupakan proses observasi, maka pasangan, merupakan Hidden Markov Model. Untuk dan peubah acak diskret maka pasangan, merupakan Hidden Markov Model diskret. Karakteristik dari Model Hidden Markov dicirikan oleh parameter-parameternya, antara lain berupa matriks peluang transisi. Parameter tersebut diduga melalui pendugaan ulang parameter dengan menggunakan algoritme Expectation Maximization (EM), sehingga diperoleh parameter model dalam bentuk pendugaan rekursif. Pendugaan rekursif ini nantinya dapat dievaluasi kembali dengan menggunakan parameter atau mungkin dengan data yang baru. Aplikasi Model Hidden Markov diskret sudah banyak dikembangkan pada berbagai bidang antara lain, di bidang biologi yaitu Penerapan Hidden Markov Model dalam Prediksi Gen Organisme Prokariotik (Hermanto, 2007), di bidang kebahasaan yaitu Penggunaan Hidden Markov Model untuk Kompresi Kalimat (Wibisono,2008), Sistem Pengenalan Bicara dengan Menggunakan Sistem Hidden Markov Model (Hasymi,1996), di bidang teknologi komunikasi yaitu Algoritma Viterbi dalam Metode HMM pada teknologi Speech Recognition (Irfani, 2007), Selecting Hidden Markov Model state number with Cross-Validated Likehood (Celeux dan Durand,

17 2 2008), di bidang teknik yaitu Aplikasi Pengenalan Wicara HMM untuk Kendali Robot PDA (Bachtiar, 2007), Computational Issues in Parameter Estimation for Stationary Hidden Markov Models (Bulla dan Berzel, 2008), Kajian Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada Harga Gabah Kering Panen (Jamal, 2008), di bidang budaya yaitu Pengenalan Karakter Mandarin Secara On-Line dengan Menggunakan Hidden Markov Models (Hadi, 2005). Dalam tesis ini akan dibahas aplikasi Model Hidden Markov diskret Elliott et al yang telah dikaji oleh Jamal (2008). Model ini diaplikasikan untuk menggambarkan struktur urutan DNA pada spesies Aspergillus niger. Dengan menggunakan data urutan DNA pada spesies Aspergillus niger, maka dapat diduga parameter modelnya. Sebelum melakukan pendugaan parameter, terlebih dahulu dilakukan perubahan ukuran peluang yang kemudian diinterpretasikan kembali dengan menggunakan peluang asal. Perubahan ukuran peluang ini dibatasi oleh turunan Radon-Nykodim. Dalam ukuran peluang yang baru, dilakukan pendugaan parameter melalui pendugaan ulang parameter. Hasilnya berupa pendugaan rekursif di antaranya penduga untuk state, penduga untuk banyaknya loncatan, penduga lamanya rantai Markov berada pada suatu state tertentu dan penduga proses observasi. Pendugaan rekursif ini kemudian digunakan untuk menentukan parameter dengan menggunakan algoritme Expectation Maximization (EM ). Dalam perkembangan lebih lanjut, dibuat suatu program komputasi yang berbasis pemprograman fungsional untuk menyelesaikan masalah Model Hidden Markov diskret. Software yang digunakan adalah Mathematica 7.0. Keuntungan menggunakan program tersebut adalah waktu kerja yang efisien serta memudahkan dalam menganalisis data yang cukup banyak. Dalam tesis ini, program tersebut digunakan untuk membantu penyelesaian masalah perubahan urutan DNA.

18 3 1.2 Tujuan Penelitian Tujuan dari penelitian ini adalah 1. Mengkaji Model Hidden Markov diskret (Elliot et al. 1995). 2. Melakukan pendugaan parameter melalui pendugaan ulang parameter, a. Pendugaan untuk state, b. Pendugaan untuk banyaknya loncatan, c. Pendugaan lamanya rantai Markov berada pada suatu state, d. Pendugaan proses observasi. 3. Mengimplementasikan Model Hidden Markov untuk masalah urutan DNA.

19 BAB II LANDASAN TEORI 2.1 Pengantar Teori Peluang Definisi Percobaan Acak (Ross 1996) Dalam suatu percobaan seringkali dilakukan pengulangan yang biasanya dilakukan dalam kondisi yang sama. Semua kemungkinan hasil yang akan muncul dapat diketahui, namun hasil pada percobaan berikutnya tidak dapat diketahui dengan tepat. Percobaan seperti ini, yang dapat diulang dalam kondisi yang sama, disebut percobaan acak. Definisi Ruang Contoh dan Kejadian (Ghahramani 2005) Himpunan dari semua kemungkinan hasil dari suatu percobaan acak disebut Ruang contoh dan dinotasikan dengan Ω. Suatu kejadian A adalah himpunan bagian dari Ω. Definisi Medan-σ (Ghahramani 2005) Medan-σ adalah himpunan yang anggotanya merupakan himpunan bagian dari Ω yang memenuhi: 1 ; 2 Jika,, maka ; 3 Jika maka. Definisi Ukuran Peluang (Ghahramani 2005) Misalkan adalah medan-σ dari ruang contoh Ω. Ukuran Peluang adalah suatu fungsi : 0,1 pada Ω, yang memenuhi: 1 0, ; 2 Jika P( φ ) = 0, P( Ω) = 1; 4

20 5 3 Jika,, adalah himpunan yang saling lepas yaitu A A = φ i j untuk setiap pasangan peluang. i j, maka P U Ai = i= 1 i= 1 P( A ). Pasangan Ω,,) disebut ruang i Definisi Kejadian Saling Bebas (Grimmet dan Stirzaker 2001) Kejadian A dan B dikatakan saling bebas jika P ( A B) = P( A) P( B). Secara umum, himpunan kejadian { i I} A i : dikatakan saling bebas jika P I Ai = P( Ai ) i J i J untuk setiap himpunan bagian berhingga dari J dari I. Definisi Peluang Bersyarat (Ghahramani 2005) Misalkan Ω,, ) adalah ruang peluang dan, maka peluang A dengan syarat B didefinisikan sebagai. Definisi Peubah Acak (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω adalah ruang contoh dan adalah medan-σ dari Ω. Suatu peubah acak X adalah fungsi : Ω dengan { ω Ω : X ( ω) A} untuk setiap. Definisi Peubah Acak Diskret (Grimmet dan Stirzaker 2001) Peubah acak X dikatakan diskret jika nilainya hanya pada himpunan bagian tercacah dari.

21 6 Definisi Fungsi Sebaran (Grimmet dan Stirzaker 2001) Fungsi sebaran dari suatu peubah acak X adalah : 0,1, yang didefinisikan oleh. Definisi Fungsi Kerapatan Peluang (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang. Fungsi kerapatan peluang dari peubah acak diskret X adalah suatu fungsi : S [ 0,1 ] p X ( x) = P( X = x) untuk setiap x S. p yang didefinisikan oleh Definisi Fungsi Kerapatan Peluang Bersama Dua Peubah Acak diskret dan Marginal (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang. Fungsi kerapatan peluang bersama dari peubah acak diskret X dan Y adalah suatu fungsi p : S S [ 0,1 ] yang didefinisikan oleh p XY ( x, y) = P( X = x, Y = y) untuk setiap x, y S. Fungsi kerapatan peluang marginal dari peubah acak X dan Y adalah berturut-turut,,. Definisi Fungsi Kerapatan Peluang Bersyarat (Ross 1996) Jika X dan Y merupakan peubah acak diskret, maka fungsi kerapatan peluang bersyarat dari X jika diberikan Y=y, terdefinisi untuk setiap y sedemikian sehingga P(Y=y)>0 adalah,.

22 7 Definisi Bebas Stokastik Identik (Hogg et al.2005) Misalkan X,..., 1, X 2 X n adalah n peubah acak yang memiliki fungsi kerapatan yang sama yaitu sehingga M dan fungsi kerapatan bersamanya adalah,. Peubah acak stokastik identik. X, X 2,, X 1 K n disebut bebas Definisi Nilai Harapan Peubah Acak Diskret (Ghahramani 2005) Jika X adalah peubah acak diskret dengan fungsi kerapatan peluang p X ( x) = P( X = x) maka nilai harapan dari X adalah E [ X ] = xp X ( x). x Definisi Nilai Harapan Bersyarat (Ghahramani 2005) Misalkan X dan Y adalah peubah acak diskret dengan fungsi kerapatan peluang bersyarat dari X dengan syarat Y=y adalah, maka nilai harapan bersyarat dari X dengan syarat Y=y adalah. Definisi Fungsi Indikator (Cassela dan Berger 1990) Misalkan A adalah suatu kejadian pada ruang peluang Ω,,. Fungsi indikator dari A adalah suatu fungsi I : Ω [0,1 ], yang didefinisikan A

23 8 1, jika 0, jika. Definisi Himpunan P-Null (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang. Himpunan P-Null didefinisikan sebagai Ω: A,, 0. Definisi Ruang Peluang Lengkap (Billingsley 1986) Ruang peluang Ω,, disebut lengkap, jika A B, B, dan P( B) = 0 maka. Definisi Filtrasi (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan adalah medan-σ dan,, merupakan barisan submedan- dari, disebut filtrasi jika untuk semua k. Definisi Filtrasi Lengkap (Protter 1995) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang lengkap. Misalkan = ; adalah sebuah filtrasi. Jika memuat semua himpunan P-Null di maka disebut filtrasi lengkap. Definisi Terukur(Measurable) (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan X adalah peubah acak diskret yang terdefinisi pada ruang peluang Ω,, dan S adalah ruang state X. Jika { ω Ω; X ( ω) A} untuk setiap A S, maka X dikatakan terukur-.

24 9 Definisi Adapted (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang. Barisan peubah acak ; dikatakan adapted terhadap filtrasi { jika terukur- untuk setiap. Definisi Predictable (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan adalah filtrasi. Barisan peubah acak ; dikatakan predictable (terduga), jika terukur- untuk setiap k. Definisi Nilai Harapan Bersyarat (Shreve 2004) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang dan adalah submedan-σ dari. Misalkan X adalah peubah acak yang terintegralkan pada Ω,,. Maka disebut nilai harapan bersyarat dari X jika diketahui, didefinisikan sebagai sebarang peubah acak Y yang memenuhi: 1 Y terukur- ; = 2 YdP XdP, A ; A A Persamaan dapat ditulis. Teorema Nilai Harapan Bersyarat (Billingsley 1986) Misalkan X terintegralkan, dan adalah dua medan-σ yang memenuhi, maka berlaku:. Teorema Sifat-sifat Nilai Harapan Bersyarat (Shreve 2004) Misalkan X,Y, dan XY terintegralkan, maka berlaku: 1 ; 2 Jika X terukur-, maka ;

25 10 3,, skalar; 4 Jika X 0, maka 0; 5 Jika Y terukur- maka. Definisi Kontinu Absolut (Billingsley 1986) Jika P dan _ P adalah dua ukuran peluang pada Ω,. Ukuran peluang P dikatakan kontinu absolut ke ukuran peluang _ P jika untuk setiap A F, P( A) = 0 mengakibatkan P _ ( A ) = 0, dinotasikan _ P << P. Jika P << P dan P << P maka kedua ukuran dikatakan ekuivalen dan dinotasikan P P. _ Definisi Radon-Nikodym (Billingsley 1986) Jika P dan P _ adalah dua ukuran peluang pada Ω, sedemikian sehingga P << P, _ maka terdapat peubah acak tak negatif Λ sehingga _ P ( A) = ΛdP untuk semua A dinotasikan = Λ. 2.2 Rantai Markov Definisi Ruang State (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan S adalah himpunan nilai dari barisan peubah acak, maka S disebut ruang state. Definisi Proses Stokastik (Ross 1996) Proses stokastik X = ; terdefinisi pada ruang peluang Ω,, adalah suatu himpunan dari peubah acak yang memetakan ruang contoh Ω ke ruang state S.

26 11 Definisi Rantai Markov dengan Waktu diskret (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan Ω,, adalah ruang peluang dan S adalah ruang state. Proses stokastik ; dengan ruang state S, disebut rantai Markov dengan waktu diskret jika untuk setiap k = {0,1,2, }, berlaku:,, untuk semua kemungkinan nilai dari i, i,..., i i S. 0 1 k, k+1 Definisi Matriks Peluang Transisi (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan X = ; adalah rantai Markov dengan state S berukuran N. matriks transisi, dengan untuk j, i S adalah matriks peluang transisi dari X. Definisi Rantai Markov Homogen (Grimmet dan Stirzaker 2001) Misalkan X = ; adalah rantai Markov dengan ruang State S, dikatakan homogen jika untuk j, i S. (n) Definisi Peluang Transisi n-step ( ( a ) (Ross 1996) Misalkan X = adalah rantai Markov dengan ruang state S. Peluang transisi n-step dari X adalah peluang proses berpindah dari state i ke state j dengan n langkah yang didefinisikan oleh: ji, 0,, S. Definisi Accessible (Ross 1996) Suatu state j disebut terakses (accessible) dari suatu state i, ditulis i j, jika ada ( k ) sebuah bilangan k 0 sehingga a 0. ji

27 12 Definisi Communicate (Ross 1996) Dua state i dan j disebut berkomunikasi (communicate), ditulis i j, jika state i dapat diakses dari state j dan state j dapat diakses dari state i. Definisi Kelas State (Ross 1996) Himpunan tak kosong S disebut kelas state apabila semua pasangan state yang merupakan anggota dari S berkomunikasi satu dengan yang lainnya, serta tidak ada state yang merupakan anggota S yang berkomunikasi dengan suatu state yang bukan anggota dari S. Definisi Irreducible (Ross 1996) Rantai Markov disebut tak tereduksi (irreducible) jika hanya terdapat satu kelas state, yaitu jika semua state-nya berkomunikasi satu dengan yang lainnya. Definisi Recurrent (Ross 1996) Peluang bahwa suatu proses yang dimulai dari state i akan bertransisi ke state j didefinisikan sebagai. State i berulang (recurrent) jika 1. Teorema Recurrent (Ross 1996) State i berulang (recurrent) jika n= 0 ( n) a =. ii Definisi (Ross 1996) 1 Suatu state i disebut memiliki periode d jika d adalah persekutuan pembagi ( n) terbesar bagi n sehingga a > 0; ii

28 13 2 Suatu state dengan periode = 1 disebut aperiodic, sedangkan state dengan periode 2 disebut periodic; 3 Suatu state disebut berulang positif jika state tersebut berulang serta berlaku: jika proses dimulai dari state i, maka nilai harapan dari waktu sampai proses tersebut kembali ke state i adalah bilangan berhingga; 4 Rantai Markov dengan state berulang positif dan aperiodic disebut ergodic. Teorema Nilai Harapan Rantai Markov Homogen (Ross 1996) Misalkan ; adalah rantai Markov yang ergodic dengan ruang state S berukuran N dan misalkan A merupakan matriks peluang transisi berukuran N N dengan A = a ) dan maka nilai harapan dari X ( ji dinotasikan dengan E [X ] = π yang memenuhi: A π = π dan π = 1. N j= 1 j 2.3 Ruang Hasil Kali Dalam Definisi Ruang Vektor (Anton dan Rorres 2004) V disebut ruang vektor, jika untuk setiap vektor u,v,w V dan sebarang skalar k dan l dipenuhi aksioma berikut: 1 Jika u,v V, maka u+v V; 2 u+v=v+u; 3 u+(v+w)=(u+v)+w; 4 Ada 0 V sehingga 0+u=u+0=u, u V; 5 Untuk u V, ada -u V sehingga u+(-u)=(-u)+u=0; 6 Jika k adalah sebarang skalar dan u V, maka k u V; 7 k(u+v)=ku+kv;

29 14 8 (k+l)u=ku+lu; 9 k(lu)=(kl)u; 10 lu=u. Definisi Perkalian Dalam (Anton dan Rorres 2004) Jika u = ( u 1, u2, K, un ) dan v = ( v 1, v2, K, vn ) adalah sebarang vektor pada, maka hasil kali dalam euclied u.v didefinisikan oleh: u.v= u v + u v + K+ u n v n. Definisi Ruang Hasil Kali Dalam (Anton dan Rorres 2004) Sebuah hasil kali dalam pada ruang vektor real V adalah fungsi yang mengasosiasikan bilangan real u, v dengan masing-masing pasangan vektor u dan v pada V sedemikian sehingga aksioma-aksioma berikut terpenuhi untuk semua u, v, w V dan skalar k. 1. u, v = v, u ; 2. u + v, w = u, w + v, w ; 3. ku, v = k u, v ; 4. v, v 0; dan v, v = 0 jika dan hanya jika v = 0. Sebuah ruang vektor real dengan sebuah hasil kali dalam dinamakan ruang hasil kali dalam real.

30 15 BAB III MODEL HIDDEN MARKOV 3.1 State dan Proses Observasi dalam waktu diskret Semua proses didefinisikan pada ruang peluang Ω,,. Misalkan ; adalah rantai Markov dengan state berhingga yang bersifat homogen dan diasumsikan tidak diamati secara langsung, sedangkan ; adalah proses observasinya. Pasangan proses stokastik, merupakan model Hidden Markov. Ruang state dari X adalah,,, dengan 0,,0,1,0,,0, yaitu himpunan vektor satuan di, di mana hanya elemen ke-i yang bernilai 1 dan lainnya 0. Misalkan,,, merupakan medan-σ yang dibangkitkan oleh,,, dan merupakan filtrasi lengkap yang dibangkitkan oleh. Karena merupakan rantai Markov homogen, maka berdasarkan sifat rantai Markov diperoleh,,,. Lema [Elliot et al.1995] Misalkan merupakan peluang transisi dan merupakan matriks peluang transisi yang memenuhi maka. Bukti: Misalkan maka 1,

31 16 Sehingga dapat ditulis Jadi Didefinisikan,,,..,,,. (3.1) dengan 0. Sehingga diperoleh persamaan state. (3.2) Lema [Elliot et al.1995],. Bukti: 1, untuk Karena, 0, untuk, maka,,.

32 17 Jika, maka vektor,,, merupakan nilai harapan dari, yaitu dan untuk ergodic memenuhi dan 1. Proses state tidak diamati secara langsung namun terdapat proses observasi yaitu,,, di mana bersifat bebas stokastik identik, dan saling bebas. Ruang state dari adalah,,, dengan merupakan vektor satuan di. Misalkan,,,,,,, merupakan medan-σ dari Ω yang dibangkitkan oleh,,, dan,,, dan merupakan filtrasi lengkap yang dibangkitkan oleh. Misalkan,,, merupakan medan-σ dari Ω yang dibangkitkan oleh,,, dan merupakan filtrasi lengkap yang dibangkitkan oleh, maka diperoleh,,,,,,,. Lema [Elliot et al.1995] Misalkan C = c ji ) M N ( adalah matriks peluang transisi, di mana dan memenuhi maka. Bukti: Misalkan X = e, maka k i,,,. 1, 1, 1,

33 18 Sehingga dapat ditulis. Jadi. Didefinisikan (3.3) dengan 0. Sehingga dapat diperoleh suatu persamaan observasi. (3.4) Notasi Misalkan, 1, 0, dan,,,, dengan Misalkan 1.. Untuk X k = el, maka,,,,,,,.

34 19 Sehingga dapat ditulis,,. dan Jadi,,,,, maka. Lema [Elliot et al.1995] diag diag diag dan diag diag, di mana diag(z) merupakan matriks diagonal yang unsur diagonalnya adalah vektor z. Bukti: dan. Karena. maka, diag diag diag( diag diag diag(.

35 20 Lema [Elliot et al.1995] diag diag diag dan ] diag diag, di mana diag(z) merupakan matriks diagonal yang unsur diagonalnya adalah vektor z. Bukti: Karena maka dan., diag diag diag( diag diag diag(. Sehingga didapat model hidden Markov Elliot et al. (1995) dalam waktu diskret dengan ukuran peluang P pada ruang state S sebagai berikut:, untuk (3.5) di mana,, A dan C merupakan matriks peluang transisi dengan dan,

36 21 yang memenuhi 1, 0 1, 0, dan memenuhi: 0, 0 diag diag diag diag. 3.2 Perubahan Ukuran Teorema Bersyarat Bayes Teorema Teorema Bersyarat Bayes [Elliott et al.1995] Misalkan Ω,, merupakan ruang peluang, merupakan submedan- dari dan merupakan ukuran peluang lain yang kontinu absolut terhadap P dengan turunan Radon-Nikodym Λ. Jika adalah sebarang peubah acak terintegralkan dan terukur-, maka berlaku [. Bukti: Menurut definisi harus ditunjukkan: (i) terukur- Karena Λ merupakan nilai harapan dari Λ dengan syarat maka Λ terukur-, dan Λ yang merupakan nilai harapan dari Λ dengan syarat maka Λ terukur-. Karena merupakan pembagian fungsi terukur-, maka terukur-.

37 22 (ii) Λ, Λ, untuk Λ 0 Definisikan 0, untuk Λ 0, maka. Jadi terukur-. Akan ditunjukkan,. Ambil sebarang. Misal : Λ 0, sehingga. Maka dari definisi , Λ 0 Λ hampir pasti di G. dan Λ 0, sehingga 0 atau Λ 0 Selanjutnya : Λ 0, maka dapat dituliskan di mana dan, sehingga Λ Λ Λ. (3.6) Karena Λ 0 hampir pasti pada, maka Λ 0. Selanjutnya Λ

38 23 Λ Λ Λ Λ maka Λ, Λ 0. Sehingga persamaan (3.6) menjadi Jadi Λ Λ Λ.,. Lema [Elliott et al.1995] Jika { merupakan barisan peubah acak yang bisa diintegralkan, maka. Bukti: Serupa dengan bukti Teorema 3.2.1

39 Perubahan Ukuran Perubahan ukuran peluang diperoleh dengan mengubah ukuran peluang asal menjadi peluang baru yang kemudian diinterpretasikan kembali ke dalam peluang asal. Perubahan ukuran ini dibatasi oleh turunan Radon-Nikodym. Di bawah ukuran P pada Ω, dan adalah medan- yang dibangkitkan, berlaku: X merupakan rantai Markov yang homogen dan memenuhi, dan 0., di mana 0 dan merupakan peubah acak yang bergantung pada. Akan dikontruksikan suatu peluang baru pada Ω, yang kontinu absolut terhadap P. Misalkan ukuran peluang baru pada Ω, yang dibatasi oleh turunan Radon-Nikodym Definisikan dan Λ k. (3.7), (3.8) Λ, (3.9) di mana 1, 0,. Jadi adalah fungsi tak linear dari sehingga dapat ditulis. (3.10) Lema [Elliott et al.1995] 1. (3.11)

40 25 Bukti: Berdasarkan definisi (3.8) dan (3.10), diperoleh Lema [Elliott et al.1995] Di bawah,,, merupakan peubah acak yang bebas stokastik identik yang menyebar seragam dengan peluang 1 pada masing-masing, 1. Akan dibuktikan :. Bukti: Dengan sifat,, 1, dan menggunakan nilai harapan di bawah ukuran peluang, Lema dan Lema 3.2.3, maka 1 [,, Λ 1 1, Λ 1 Λ 1 1, Λ 1

41 26 Λ 1 1, Λ 1,, (3.12) berdasarkan (3.11) dan (3.12), diperoleh 1, 1,,, 1 1. Karena 1, 1, maka. Sehingga 1 1. Sehingga di bawah ukuran pada Ω, akan berlaku: merupakan rantai Markov yang homogen dan memenuhi, dan 0. Y merupakan barisan peubah acak diskret dengan,,, yang bersifat bebas stokastik identik dan menyebar seragam dengan untuk 1,2,,. dan saling bebas.

42 27 Lema [Elliot et al. 1995] 0. Bukti: Berdasarkan Persamaan (3.1), diperoleh, 0. Lema [Elliot et al. 1995] 0. Bukti: Berdasarkan Lema diperoleh,, 0 0. Akan dikontruksi kembali ukuran peluang P pada Ω, yang kontinu absolut pada dengan turunan Radon-Nikodym Λ sehingga di bawah P, model (3.5) dipenuhi yaitu: merupakan rantai Markov homogen yang memenuhi dan 0., di mana 0 dan merupakan peubah acak yang bergantung pada. Misalkan dan,,, jadi 1. (3.13)

43 28 Untuk menentukan P dari didefinisikan dan Λ yang merupakan invers dari dan Λ, yaitu dan dimana, (3.14) Λ, (3.15) Λ., (3.16) 1 Lema [Elliott et al.1995] 1. (3.17) Bukti: Lema [Elliott et al.1995] Di bawah ukuran P,. Bukti: Dengan menggunakan Lema ,

44 29 Λ 1 1, Λ 1 Λ 1 1, Λ 1 1 1, 1, (3.18) berdasarkan (3.17) dan (3.18) diperoleh 1,,,,,, ( 1 1. Sehingga berdasarkan notasi dapat ditulis,. Dengan, maka 0. Sehingga persamaan observasinya dapat ditulis. 3.3 Pendugaan Rekursif Untuk melakukan pendugaan parameter, maka dibentuk suatu pendugaan rekursif dari state, banyaknya lompatan, lamanya waktu kejadian dan proses observasi. Pada pembahasan sebelumnya merupakan filtrasi yang dibangkitkan oleh

45 30,,, dan merupakan filtrasi yang dibangkitkan oleh,,, dan,,,. Dari subbab 3.2, di bawah ukuran pada Ω, berlaku, di mana pada (, memenuhi 0, dan { bebas stokastik identik dengan 1 1, serta dan saling bebas. Definisikan sehingga Λ, untuk 1,, Λ, Λ, Λ. (3.19) Lema [Elliot et al. 1995] Untuk,,, maka Λ,, Bukti: Λ, Λ, Λ, Λ, Λ,,. Notasi Jika, merupakan barisan peubah acak bernilai skalar yang terintegralkan, dinotasikan [Λ. (3.20)

46 31 Dengan menggunakan Lema dan persamaan (3.20) maka Λ Λ. (3.21) Sebagai nilai awal, di mana 1. Misalkan 1 1,1,,1. Maka Akibatnya,1, 1.,1 Λ,1 Λ,1 Λ,1,1),1). (3.22) Jika 1 maka dari (3.19), (3.20) dan (3.22) diperoleh 1,1 Λ,1 Λ,1 [Λ. Misalkan proses ; bernilai skalar dan adapted terhadap serta memenuhi,,,,,,,,, 0,

47 32 di mana, {,, adalah proses predictable terhadap, bernilai skalar, merupakan vektor berdimensi N, dan merupakan vektor berdimensi M. Notasi Jika proses, adapted terhadap, dinotasikan, Λ. Notasi Untuk penyederhanaan dinotasikan. Teorema [Elliot et al. 1995] Untuk 1 dengan,,, adalah kolom ke-j dari matriks dan,,, adalah kolom ke-j dari matriks, maka,,,,, diag Λ,. Bukti: (Lampiran 1) Penduga untuk State Dengan menggunakan Teorema dan Lema 3.2.6, ambil 1, 0, maka penduga untuk state didefinisikan, 1, 1, 00,, diag Λ, 0

48 33 Jadi,,., 1,. (3.23) Bentuk pendugaan rekursif untuk nilai harapan tak ternormalkan dari, disebut unnormalized smoother, jika diketahui, 1. Bentuk ini dapat diperoleh dengan mengambil,, 1, 1, 0, maka dengan menggunakan Teorema diperoleh,,, 00,, diag Λ, 0. Jadi,,.,,,. (3.24) Pendugaan Banyaknya Lompatan Banyaknya rantai Markov berpindah dari state ke state sampai waktu ke-k didefinisikan sebagai berikut: =,,. Dengan menggunakan, maka =,,,,,,,,,,,,, ),,,,

49 34,,,,,,. Dan dengan menggunakan Teorema dan Lema3.2.6 dapat didefinisikan,,,,, diag Λ,,,,,, diag Λ,, Λ,,, diag Λ,. Ambil, 0,,,,, 0, sehingga diperoleh,, Λ,, 0,, diag Λ,,,,,, diag Λ,,,,,,, diag Λ,,,,,,, diag Λ,,,,,, diag Λ,,,,,, diag Λ, },,,, diag,, }

50 35,,,, diag,,, diag,,,. Jadi,,,,. (3.25) Jika 1 diketahui, maka bentuk unnormalized smoother untuk adalah Λ,. Ambil, 0, maka dengan menggunakan Teorema diperoleh,,,. (3.26) Pendugaan Lamanya Waktu Kejadian Misalkan banyaknya kejadian rantai Markov X berada pada state, 1, sampai waktu ke-k didefinisikan,,,,. Dengan menggunakan Teorema 3.3.5, penduga untuk waktu kejadian dapat didefinisikan,,,,, diag Λ,

51 36,,,,, diag Λ,, Λ,,, diag Λ,. Untuk, 0,,, 0, diperoleh,, Λ,, 0,, diag Λ, 0,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,. Jadi,,,,. (3.27) Bentuk unnormalized smoother untuk jika diketahui adalah. Ambil,, 0, maka dengan menggunakan Teorema diperoleh,,,. (3.28) Pendugaan untuk Proses Observasi Banyak kejadian berada pada state,1, dan berada pada state,1, sampai waktu ke-k, didefinisikan maka,,, 1, 1,,,,,,,

52 37,,,,. Dengan menggunakan Teorema dan Lema 3.3.2, dapat didefinisikan,,,,, diag Λ,,,,,, diag Λ,,, Λ,, diag Λ,. Untuk, 0, 0,, diperoleh,,, 0 Λ,,, diag Λ, 0, Λ,,,, Λ,,,,, Λ,,,,, Λ,,,,,,,,,,,,,,,,,,,. Jadi,,,,,. (3.29)

53 38 Bentuk unnormalized smoother untuk dan memilih, 1, 0, maka dengan menggunakan Teorema diperoleh,,,. (3.30) 3.4 Pendugaan Parameter Pendugaan parameter model Hidden Markov dilakukan dengan pendugaan ulang parameter. Metode yang digunakan adalah algoritme EM dan hasilnya berupa parameter dalam bentuk pendugaan rekursif Maksimum Likelihood Misalkan, Θadalah himpunan ukuran peluang yang terdefinisi pada Ω, dan kontinu absolut terhadap. Misalkan, fungsi Likelihood yang digunakan untuk menghitung penduga parameter berdasarkan informasi adalah, dan Maximum Likelihood Estimation (MLE) didefinisikan oleh argmax Expectation Maximization Langkah-langkah Excpectation Maximization (EM) adalah: 1. Set nilai awal parameter, dengan Set = dan hitung., dengan, = log. 3. Cari arg max,. 4. Ganti k dengan k+1 dan ulangi langkah ke 2 sampai langkah ke 4 hingga kriteria pemberhentian tercapai.

54 39 Parameter yang digunakan pada model (3.5) adalah, 1,,, 1, 1. Akan ditentukan parameter baru dengan menggunakan algoritme EM,1,,,1, Pendugaan Parameter Notasi Untuk proses,, ditulis. Dalam waktu diskret, kondisi ini mendefinisikan -optional projection. Untuk menggantikan parameter dengan pada rantai Markov, didefinisikan oleh,, Λ,, dan Λ. Lema [Elliot et al. 1995] Di bawah ukuran peluang dan misalkan, maka,. Bukti:, 1, Λ 1 Λ 1 1, Λ 1 Λ 1 Λ 1, 1 Λ 1 1, 1 1 1, 1,,,1 1,,,1

55 40 1, 1, 1 1, 1 1, 1 1, 1 1, 1, 1 1, 1, 1 1, 1, 1 1, 1 1, 1, , 1 karena 1, maka,. Teorema [Elliot et al. 1995] Penduga baru untuk parameter pada waktu pengamatan diberikan oleh. (3.31)

56 41 Bukti: log Λ log,,,,, log log,, log log, log, log, log, di mana bebas terhadap dengan logλ,,, log log log, sehingga, log, log. (3.32) Untuk memenuhi 1dengan dan,,, 1 (3.33),. (3.34) Akan ditentukan yang memaksimumkan persamaan (3.32) sebagai fungsi objektif dengan persamaan (3.34) sebagai fungsi kendala. Dengan menggunakan pengali lagrange diperoleh,, log,. Turunan pertama terhadap dan, serta diperoleh 0 dan 0 sehingga

57 (3.35), 0,. (3.36) Dari persamaan (3.35) diperoleh 0. (3.37) Substitusikan persamaan (3.37) ke persamaan (3.36),,,, 1,,, 1,, 1, , sehingga, 1, optimum bila 1 0

58 43 Jadi Penduga Parameter Untuk mengganti parameter dengan pada matriks, didefinisikan, Λ dan,, Λ. Lema [Elliott et al.1995] Di bawah ukuran dan misalkan =, maka,. Bukti:,,,,, 1,, 1,, 1, 1,, 1, 1,

59 44 1, 1, 1, 1, 1, 1, 1 1 karena, 1, maka,. Teorema Penduga maksimum likelihood untuk parameter pada waktu pengamatan diberikan oleh. Bukti: log Λ log,,,, log log log log log log log,

60 45 di mana bebas terhadap dengan log, sehingga log Λ log 1 1 log 1 1 log 1 1 log, (3.38) Untuk memenuhi maka 1,,, sehingga 1. (3.39) Dengan menggunakan pengali lagrange, dapat ditentukan yang memaksimumkan persamaan (3.38) sebagai fungsi objektif dengan persamaan (3.39) sebagai fungsi kendala, sehingga diperoleh., log. Dengan menggunakan turunan pertama terhadap dan, serta 0 dan 0 sehingga diperoleh 0 0. (3.40) 0. (3.41)

61 46 Dari persamaan (3.40) diperoleh 0. (3.42) Substitusikan persamaan (3.42) ke persamaan (3.41) 1,, ,, 1 1 1, , 1 sehingga, 1, 1 optimum bila 1 0. Jadi.

62 Nilai Harapan Nilai Penduga terhadap adalah,. 3.5 Algoritme Pendugaan Parameter Diketahui parameter model berbentuk, 1,,, 1, 1. Akan ditentukan parameter baru,1,,,1, 1, yang memaksimumkan pseudo-loglikelihood bersyaratnya. Algoritme untuk menduga parameter tersebut diperoleh dari Setiawaty dan Kristina (2005) dengan beberapa penambahan langkah sebagai berikut:. Langkah 1: Tetapkan N (banyaknya state penyebab kejadian), T (banyaknya data) dan input data. Langkah 2: Untuk N = 1 sampai dengan kriteria terpenuhi, maka tentukan nilai awal untuk: dengan dan memenuhi dan 1.

63 48 Langkah 3: Lakukan untuk 1 sampai dengan. 1 Tetapkan nilai awal untuk proses pendugaan : vektor unit di Lakukan untuk 0 sampai dengan 1 a. Hitung penduga rekursif smoother,,,.,,,.,,,.,,,. di mana,,1 dengan 1 1,1,,1. b. Hitung penduga parameter 1 1. c. Tuliskan 1. d. Tentukan 1 dari e. Ulangi a sampai dengan d untuk k berikut.

64 49 3. Berikan nilai Ulangi 1 sampai 3 untuk l berikutnya. Langkah 4. Hitung nilai Langkah 5 Hitung nilai Langkah 6 Untuk 1 sampai dengan T cetak.

65 50 BAB IV APLIKASI MODEL HIDDEN MARKOV DISKRET PADA DNA Pada Bab ini dijelaskan mengenai DNA cendawan pada spesies Aspergillus niger [ 06/05/2009] sebagai data input yang digunakan sebagai data pengamatan dan akan dibahas aplikasi model Hidden Markov diskretnya. Untuk memudahkan perhitungan dan analisis data, dibuat program komputasi berbasis pemprograman fungsional menggunakan Mathematica DNA Sebagai Materi Genetik DNA Asam deoksiribonukleat, lebih dikenal dengan DNA (deoxyribonucleic acid), adalah sejenis asam nukleat yang tergolong biomolekul utama penyusun berat kering setiap organisme. Di dalam sel, DNA umumnya terletak di dalam inti sel. Secara garis besar, peran DNA di dalam sebuah sel adalah sebagai materi genetik; artinya, DNA menyimpan cetak biru bagi segala aktivitas sel. Ini berlaku umum bagi setiap organisme. Di antara perkecualian yang menonjol adalah beberapa jenis virus (dan virus tidak termasuk organisme) seperti HIV (Human Immunodeficiency Virus). DNA merupakan molekul paling terkenal saat ini, sebab molekul ini merupakan substansi penurunan sifat. Faktor-faktor turunan Mendel dan gen-gen Morgan mengenai kromosom sesungguhnya tersusun dari DNA dan dapat disimpulkan bahwa DNA merupakan bahan dasar penyusun gen. Struktur DNA Serangkaian studi genetik yang dikombinasikan dengan studi kimia, telah membawa kepada kesimpulan bahwa material genetik disusun oleh asam nukleat, yaitu Asam deoksiribonukleat (DNA) atau Asam Ribonukleat (RNA). Asam Deoksiribonukleat merupakan molekul kompleks yang dibentuk oleh 3 macam

66 51 molekul, yaitu 1 gula pentosa (deoksiribosa) 2 fosfat (PO ) 4 3 basa nitrogen, terdiri dari a. purin: Guanin(G) dan Adenin(A) b. pirimidin: Timin(T) dan Sitosin(C) DNA terbentuk dari empat tipe nukleotida, yang berikatan secara kovalen membentuk rantai polinukleotida (rantai DNA atau benang DNA) dengan tulang punggung gula-fosfat tempat melekatnya basa-basa. Dua rantai polinukleotida saling berikatan melalui ikatan hidrogen antara basa-basa nitrogen dari rantai yang berbeda. Semua basa berada di dalam double helix dan tulang punggung gulafosfat berada di bagian luar. Purin selalu berpasangan dengan pirimidin (A-T, G- C). Perpasangan secara komplemen tersebut memungkinkan pasangan basa dikemas dengan susunan yang paling sesuai. Hal ini bisa terjadi bila kedua rantai polinukleotida tersusun secara antiparalel. Erwin Chargaff (Campbell et al. 2002) menganalisis komposisi basa DNA dari sejumlah organisme yang berbeda. Pada tahun Ia melaporkan bahwa komposisi DNA berbeda-beda antara satu spesies dengan spesies lainnya. Dalam DNA dari spesies apa pun yang dipilih, banyaknya keempat basa nitrogen ini tidaklah sama tetapi hadir dalam rasio yang khas. Chargaff juga menemukan adanya keteraturan yang agak ganjil dalam rasio dari basa-basa nukleotida ini. Dalam DNA setiap spesies yang dipelajarinya, jumlah adenin kurang lebih sama dengan jumlah timin, dan jumlah guanine kurang lebih sama dengan jumlah sitosin. Sebagai contoh pada DNA manusia, keempat basa ini hadir dalam persentase: A= 30,9% dan T=29,4%; G=19,9% dan C=19,8%. Kesamaan A=T dan G=C, yang kemudian dikenal sebagai aturan Chargaff, baru dapat dijelaskan setelah ditemukannya untai ganda.

67 52 A B Gambar 1 Pembentukan secara skematik struktur dsdna dari gula fosfat sebagai backbone dan basa nukleotida (A). Bentuk skematik double-helix DNA (B). Struktur untaian (helix) DNA ditentukan oleh tumpukan (stacking) basa-basa nukleotida berdekatan yang ada pada satu untai, sedangkan struktur untai gandanya ditentukan oleh ikatan hidrogen antara basa-basa yang berpasangan. 4.2 Data input DNA Data yang digunakan merupakan sebagian dari data komplit DNA pada cendawan aspergillus niger. Data yang diamati ada sebanyak 1000 basa nitrogen sebagai berikut 1 ccaccaaggg ttccattacc tccgtccagg ccgtctacgt ccctgctgac gatttgactg 61 accctgcccc cgccaccacc ttcgctcact tggacgccac cactgtcttg tcccgtggta 121 tctccgagtt gggtatctac cctgccgtcg accctctcga ctccaagtcc cgtatgctcg 181 acacccgtat cgtcggtgaa gaccactaca acaccgccac ccgtgtccag cagatgctcc 241 aggagtacaa gtccctccag gatatcattg ccattctggg tatggacgaa ctgtctgagg 301 ctgacaagct taccgtcgag cgtgctcgta agctccagcg tttcctgtcc cagcccttca 361 ccgtcgccca ggtcttcact g gtatcgagg gtaagctggt cgacctgaag gacaccatcc

68 gcagtttcaa ggccatcatc a acggtgaag gtgacgacct cctgagggt aagttgatct 481 ctccactttc t gtttggtga tc ggcatgga tgctaatttg tttatctaca gctgctttct 541 acatggttgg tgacttcgag tctgcccgcg ccaagggtga gaagatcttg gccgagctcg 601 agaacaaggc ctaaatgtaa tattgttttt aagcgccctt ttcctttttt gttagacatg 661 gacttccttt cttccatgtg ccgttttcta ccgatccgtg tacagtactc gaattgagaa 721 aagggagttg aaagaaaggc gaggtccccc ctatataaaa ggatgagagc gctcttaacg 781 tacacctctc tgaaagtctg gatggaaact tctagacttg tgttacacta cgtgctcatg 841 taagtaagtt aaaatgacca cagtcagcct gatacccgct gggctgggac aattgtactc 901 aaatttcctt tgttgaaccg ggggaccgtg atatctgttg cgtagacatt cctgtagcat 961 gtaatctgta agattccaaa cgagccatac gtcccttcta Sumber:[ 06/05/2009] Keterangan: dari data di atas, 1, 61, 121, menyatakan urutan ke- k urutan basa nitrogen. 4.3 Aplikasi Model Hidden Markov Diskret pada DNA Barisan DNA mengalami perubahan pada setiap urutannya. Sampai saat ini penyebab perubahannya tidak diketahui, namun penyebab tersebut diasumsikan sebagai state yang tidak diamati. Untuk menjelaskan perilaku urutan basa nitrogen pada cendawan spesies Aspergillus niger, dibangun suatu model stokastik. Ide memilih model Hidden Markov diskret Elliot et al untuk masalah ini diperoleh dari Jamal (2008). Data yang diamati dan dimodelkan pada model Hidden Markov diskret [Elliot et al. 1995] hanya sebagian dari barisan DNA lengkap pada spesies Aspergillus niger, dengan banyaknya data T = 1000 dan k menyatakan urutan DNA. Pada komputasi, basa nitrogen c, g,t, dan a diubah menjadi c=1,g=2,t=3, dan a=4. Diasumsikan bahwa barisan DNA pada spesies Aspergillus niger dibangkitkan oleh proses pengamatan yang hanya dipengaruhi oleh proses penyebab kejadian yang membentuk rantai Markov dan tidak diamati secara langsung. Faktor-faktor yang menyebabkan terjadinya perubahan keteraturan DNA diasumsikan sebagai state dari suatu rantai Markov. Pada setiap state, urutan DNA dibangkitkan

69 54 oleh peubah acak yang menyebar dengan sebaran tertentu pada ruang peluang Ω,,. Misalkan hubungan antara dan ditentukan oleh persamaan (3.5), yaitu, untuk. Berdasarkan asumsi bahwa penyebab perubahan DNA tidak diamati secara langsung, sehingga proses tersembunyi (hidden) di balik data pengamatan. Jadi pasangan, merupakan model Hidden Markov diskret [Elliot et al. 1995] dengan parameter model di atas berbentuk :, 1,,,1, 1. Dengan menggunakan data di atas, parameter model diduga dengan menggunakan metode maximum likelihood dan pendugaan ulang menggunakan metode expectation maximization yang melibatkan perubahan ukuran. Penduga rekursif yang dilakukan pada penelitian ini adalah penduga smoother dengan N = Hasil Komputasi Dari algoritme di atas dibuat program berbasis pemograman fungsional menggunakan software Mathematica 7.0. Hasil run dan interpretasi model sebagai berikut

70 55 Kasus urutan DNA dengan banyak penyebab kejadian N = % 30% 30% 28% 3 21% 26% 26% 25% Y i Data duga 2 25% 28% 19% 24% 1 26% 24% 25% 23% i 3 4 Data Asli Y : Yi = Yi Gambar 2 Grafik distribusi nilai dugaan urutan DNA menggunakan penduga smoother untuk 2 penyebab kejadian (N = 2). Banyaknya data, T = Nilai awal A0 = , C0 = dan π 0 = 0.51.

71 56 Kasus urutan DNA dengan banyak penyebab kejadian N = % 44% 45% 43% 3 21% 13% 16% 12% data duga Y i 2 17% 15% 16% 24% 1 15% 28% 23% 21% i 3 4 data Asli Y : Yi = Yi Gambar 3 Grafik distribusi nilai dugaan urutan DNA menggunakan penduga smoother untuk 2 penyebab kejadian (N = 2). Banyaknya data, T = Nilai awal A0 = , C0 = dan π 0 = Dari grafik terlihat hasil komputasi yang menunjukkan distribusi nilai harapan model yang dihasilkan. Garis dengan persamaan Y i = Y i merupakan penduga model yang diharapkan pada Yi {1, 2, 3, 4}. Dari Gambar 1 dan Gambar 2, terlihat bahwa model menghasilkan distribusi penduga yang berbeda. Ini dapat dilihat dari titik-titik yang merupakan hasil perhitungan komputasi berupa pasangan titik ( i, i) YY dengan Y, Y {1,2,3,4}. Pada Gambar 1, terlihat 26% tepat muncul nilai harapan untuk data 1, 28% tepat i i

72 57 muncul nilai harapan untuk data 2, 26% tepat muncul nilai harapan untuk data 3 dan 28% tepat muncul nilai harapan untuk data 4. Pada Gambar 2, terlihat 15% tepat muncul nilai harapan untuk data 1, 15% tepat muncul nilai harapan untuk data 2, 16% tepat muncul nilai harapan untuk data 3 dan 43% tepat muncul nilai harapan untuk data 4. Ini berarti, pada Gambar 1, rata-rata model dapat menduga dengan tepat sebesar 27% dan pada Gambar 2, rata-rata model dapat menduga dengan tepat sebesar 22.25%. Model Hidden Markov Elliott dicirikan oleh parameter-parameternya yang berupa matriks peluang transisi. Dari kedua gambar di atas, untuk penyebab kejadian dan banyaknya data yang sama, menghasilkan nilai harapan model yang berbeda. Hasil yang diperoleh masih belum cukup baik, karena belum diperoleh cara untuk menentukan nilai awal yang paling baik. Oleh sebab itu perlu dikaji penentuan nilai awal yang terbaik untuk memperoleh hasil yang optimal..

73 BAB V KESIMPULAN DAN SARAN 5.1 Kesimpulan Dari hasil penelitian dapat diambil kesimpulan sebagai berikut 1. Model Hidden Markov diskret (Elliot et al. 1995) telah dikaji dan diimplementasikan pada urutan DNA. 2. Dalam pendugaan parameter, hasil yang diperoleh sangat bergantung pada penentuan nilai awal. Hasil yang diperoleh belum cukup baik karena belum ditemukan cara untuk menentukan nilai awal terbaik agar hasilnya optimal. 5.2 Saran Dengan memperhatikan hasil penelitian ini, disarankan perlu adanya kajian untuk penentuan nilai awal pada proses komputasi.

74 DAFTAR PUSTAKA Agresti A, Finlay B Statistical Methods for the Social Sciences. Prentice Hall. New Jersey. Anton H, Rorres C Aljabar Elementer. Versi Aplikasi. Erlangga. Jakarta. Bachtiar IS Aplikasi Pengenalan Wicara HMM untuk Kendali Robot PDA. ITS Surabaya. Billingsley P Probability and Measure. John Willey & Sons. New York. Bulla, Berzel Computational Issues in Parameter Estimation for Stationary Hidden Markov Models. California. Campbell NA, Reece JB, Mitchell LG Biologi. Edisi kelima-jilid 1. Erlangga. Jakarta Casella G, Berger RL Statistical Inference. Wadsworth & Brooks/Cole, Pasific Grove. California. Celeux, Durand Selecting Hidden Markov Model state number with CrossValidated Likehood. New York. Elliott RJ, Aggoun L dan Moore JB Hidden Markov Model. Estimation and Control. Spriger-Verlag. New York. Ghahramani S Fundamentals of Probability. Second Edition. Prentice Hall. New Jersey. Grimmet GR, Stirzaker DR Probability and Random Processes. Clarendon Press. Oxford. Hadi Pengenalan Karakter Mandarin Secara On-Line dengan Menggunakan Hidden Markov Models. ITS. Surabaya. Hasymi Sistem Pengenalan Bicara dengan Menggunakan Sistem Hidden Markov Model. ITB. Bandung. Hermanto Penerapan Hidden Markov Model dalam Prediksi Gen Organisme Prokariotik. ITB. Bandung. Hoog RV, McKean JW, Craigg AT Introduction to Mathematical Statistics. Prentice Hall, Engelwood Cliffs. New Jersey. 06/05/2009

75 Irfani A Algoritma Viterbi dalam Metode HMM pada Teknologi Speech Recognition. ITB. Bandung. Jamal Kajian Model Hidden Markov Diskret dan Aplikasinya pada Harga Gabah Kering Panen. [Tesis]. IPB. Protter P Stochastic Integration Differential Equations. Springer-Verlag. New York. Ross SM Stochastic Processes. John Wiley & Sons. New York. Setiawaty B, Kristina L Pendugaan Parameter Model Hidden Markov. Jurnal Matematika dan Aplikasinya 4: Shreve SE Stochastic Calculus for Finance I. Springer-Verlag. New York. Wibisono Penggunaan Hidden Markov Model untuk Kompresi Kalimat. ITB. Bandung.