commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
F. Teknik Analisis Data
1. Uji Prasyarat
Analisis Setelah syarat-syarat di atas terpenuhi maka instrumen hasil try out dapat
diterapkan. Sebagai uji prasyarat analisis dilakukan uji normalitas dengan menggunakan uji Liliefors dan uji homogensitas dengan menggunakan uji
Bartlett. a. Uji Normalitas
Untuk mengetahui apakah sampel yang digunakan dalam penelitian ini berasal dari populasi yang terdistribusi normal atau tidak digunakan uji Liliefors.
Rumus yang digunakan : L
o
= Fz
i
– Sz
i
; i : 1, 2, 3… Keterangan :
Fz
i
: peluang z
n
yang lebih kecil atau sama dengan z
i
Sz
i
: proporsi cacah z
n
yang lebih kecil atau sama dengan z
i
z
i
: skor standar L
o
: koefisien Liliefors pengamatan z
i
= S
X X
i −
− ; dengan S adalah standar deviasi
Langkah - langkah uji Liliefors : 1 Hipotesis : H
o
= sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal H
1
= sampel tidak berasal dari populasi yang berdistribusi normal 2 Dipilih = α = 0,05
3 Statistik uji yang digunakan L = Maks [FZi – SZi]
Dengan : Z berdistribusi N 0,1
FZi = PZZi SZi = proporsi cacah ZZi terhadap seluruh Zi
4 Daerah kritik DK DK = {L Lo ≥ L
α ;n
} 5 Keputusan Uji
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
Kriteria : H
o
diterima jika L
o
L
tabel
Sudjana, 1996:466 b. Uji Homogenitas
Uji homogenitas bertujuan untuk mengetahui apakah suatu sample berasal dari populasi yang homogen atau tidak. Untuk mengetahui homogenitas varians
digunakan uji Bartlett. Langkah-langkah pengujian homogenitas dengan menggunakan uji Bartlet adalah sebagai berikut :
1 Menentukan hipotesis nol H H
= α
1 2
- α
2 2
2 Menghitung varian masing-masing sample S
i 2
S
i 2
= X
i
- X
2
3 Menghitung varian gabungan dari semua sampel S
2
− −
=
∑ ∑
1 1
1 2
1 2
n S
n S
i
4 Menghitung harga satuan B, dengan rumus : B = log S
2
∑n
i
– 1 5 Menghitung harga chi-kuadrat
χ
2
χ
2
= ln 10 {
B - ∑n
i
– 1 log S
2
} , dk = k-1
= 2,3026 {
B - ∑n
i
– 1 log S
2
} 6 Mencari nilai
χ
2
dari tabel distribusi chi-kuadrat pada taraf signifikansi 5.
Kriteria uji : H
diterima apabila χ
2
hitung χ
2
tabel yang berarti sampel homogen. c. Uji t-matching
Uji t-matching bertujuan untuk mencari kesetaraan antara dua sampel dalam penelitian.
1 Menentukan hipotesis H
; µ
1
= µ
2
tidak ada perbedaan antara rata-rata nilai pretes siswa kelas modul dan kelas flash
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
H
1
; µ
1
≠ µ
2
ada perbedaan antara rata-rata nilai pretes siswa kelas modul dan kelas flash
2 Komputasi
Keterangan : s
2
= Standar deviasi total s
1 2
= standar deviasi subyek 1 s
2 2
= standar deviasi subyek 2 n
1
= banyaknya subyek 1 n
2
= banyaknya subyek 2 t
= nilai uji kesamaan = rata-rata subyek 1
= rata-rata subyek 2 3 Daerah Kritik
α = 0,05
dk = n
1
+ n
2
– 2 H
diterima jika {- t
1-12α
t t
1-12α
} Sudjana, 2002 : 239
2. Uji Hipotesis
Dalam penelitian ini digunakan Analisis Variansi Dua Jalan dengan isi sel tak sama.
a. Model X
ijk
=
µ
+
ijk ij
j i
ε +
αβ +
β +
α
Dengan: X
ijk
= data amatan ke-k pada baris ke-i dan kolom ke-j
µ
= rerata dari seluruh amatan
i
α = efek faktor A kategori i
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
j
β = efek faktor B kategori j
αβ
ij
= interaksi baris ke-I dan kolom ke-j
ijk
ε = deviasi data amatan terhadap rataan populasinya
µ
ij
yang berdistribusi normal dengan rataan 0 dan variansi
σ i = 1,2; 1. pemberian pembelajaran dengan metode TAI dengan media modul
2. pemberian pembelajaran dengan metode TAI dengan media Macromedia Flash Max
j = 1,2; 1. Kemampuan memori tinggi 2. Kemampuan memori rendah
k =1,2,3….,k = banyaknya data amatan pada setiap sel b. Notasi dan
Tata Letak Data Tabel 12 Data Amatan, Rataan dan Jumlah Kuadrat Deviasi
B A
Kemampuan memori siswa
B
1
B
2
Media pembelajaran
A
1
n
11
∑
k k
11
X
11
X
∑
k k
11 2
X C
11
SS
11
n
12
∑
k k
12
X
12
X
∑
k k
12 2
X C
12
SS
12
A
2
n
21
∑
k k
21
X
21
X
∑
k k
21 2
X C
21
SS
21
n
22
∑
k k
22
X
22
X
∑
k k
22 2
X C
22
SS
22
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
Dengan :
C
ij
=
ij k
2 ijk
ij ij
2 k
ijk
C X
SS ;
n X
− ∑
=
∑
c. Hipotesis
1 H
oA
: α
i
= 0 untuk semua i H
1A
: α
i
≠ 0 untuk paling sedikit satu harga i
2 H
oB
: β
i
= 0 untuk semua j H
1B
: β
j
≠ 0 untuk paling sedikit satu harga j
3 H
oAB :
α β
ij
= 0 untuk semua pasang ij H
1AB :
α β
ij
≠ 0 untuk paling sedikit satu pasang harga ij
Ketiga pasang hipotesis ini ekivalen dengan ketiga pasang hipotesis berikut : 1
H
0A
: tidak ada perbedaan efek antar baris terhadap variabel terikat H
1A
: ada perbedaan efek antar baris terhadap variabel terikat. 2
H
0B
: tidak ada perbedaan efek antar kolom terhadap variabel terikat. H
1B
: ada perbedaan efek antar kolom terhadap variabel terikat. 3
H
0AB
: tidak ada interaksi baris dan kolom terhadap variabel terikat. H
1AB
: ada interaksi baris dan kolom terhadap variabel terikat. d.
Komputasi Didefinisikan
Rerata harmonik frekuensi seluruh sel n
h
=
∑
ij ij
n pq
Dengan : n
h
= rataan harmonik frekuensi seluruh sel p
= banyaknya baris q
= banyaknya kolom n
ij
= cacah data amatan tiap sel ij Komponen jumlah kuadrat
1 =
pq G
2
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
2 =
ij ij
SS ∑
3 =
q A
i i
2
∑
4 = p
B
j j
2
∑ 5 =
2 ,
ij j
i
AB ∑
Jumlah Kuadrat Jumlah kuadrat baris JKA =
1 3
n
h
− Jumlah kuadrat kolom JKB =
1 4
n
h
− Jumlah kuadrat interaksi JKAB =
{ }
4 3
5 1
n
h
− −
+ Jumlah kuadrat galaterror JKG = 2
Jumlah kuadrat total JKT = JKA + JKAB + JKG Derajat kebebasan untuk masing-masing jumlah kuadrat tersebut adalah :
Derajat kebebasan dkA = p-1 Derajat kebebasan baris dkB = q-1
Derajat kebebasan kolom dkAB = p-1 q-1 Derajat kebebasan error dkG = N-pq
Derajat kebebasan total dkt = N-1 Rataan kuadrat RK
Rataan kuadrat baris RKA = JKAdkA Rataan kuadrat kolom RKB = JKBdkB
Rataan kuadrat interaksi RKAB = JKABdkAB Rataan kuadrat error RKG = JKGdkG
e. Statistik Uji Statistik uji yang digunakan adalah:
1 Untuk H
oA
adalah F
a
=
RKG RKA
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
2 Untuk H
oB
adalah F
b
=
RKG RKB
3 Untuk H
oAB
adalah F
ab
=
RKG RKAB
f. Daerah
Kritik Untuk Fa adalah DK = { F | F F
0,05;1;60
} = { F | F 3.97} Untuk Fb adalah DK = { F | F F
0,05;1;60
} = { F | F 3.97} Untuk Fab adalah DK = { F | F F
0,05;1;60
} = { F | F 3.97} g. Keputusan Uji
H
oA
, H
oB
, dan H
oAB
ditolak apabila statistik uji yang bersesuaian melebihi harga kritik masing-masing.
h. Rangkuman Anava Sumber Variansi
JK dk
RK F
obs
F
α
A baris JKA
p-1 RKA
F
A
F B kolom
JKB q-1
RKB F
B
F AB interaksi
JKAB p-1q-1
RKAB F
AB
F Galat
JKG N-pq
RKG -
- Total
JKT N-1
- -
- Keterangan : F adalah nilai yang diperoleh dari tabel
Budiyono, 2004:228 - 230 3. Uji lanjut Anava Uji Scheffe
Sebagai tindak lanjut dari analisis variansi dua jalan adalah menggunakan uji Scheffe untuk uji rerata. Tujuan dari uji Scheffe adalah untuk melakukan
pelacakan terhadap perbedaan rerata setiap pasang kolom, baris, dan setiap pasang sel. Rumus metode Scheffe sebagai berikut :
F = k – 1 F
ij
dimana F
i - j
=
+
−
j i
j i
n n
RKG X
X 1
1
2
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
Keterangan : X
i
= rerata sampel kolom ke i X
j
= rerata sampel kolom ke j RKG = rerata kuadrat galat, diperoleh dari perhitungan analisis variabel
N
i
= banyaknya observasi kolom i N
j
= banyaknya observasi kolom j F F1, N – k dimana
N = cacah semua observasi K = cacah kolom, perlakuan treatment
Budiyono, 2000:209
commit to user perpustakaan.uns.ac.id
commit to user
BAB IV HASIL PENELITIAN
Kategori