commit to user
G. Teknik Analisis Data
1. Uji Kesamaan
Keadaan Awal Siswa Data yang digunakan untuk mengetahui keadaan awal kelas eksperimen
dan kelas kontrol adalah nilai ujian blok pada semester ganjil. Sedang hipotesis yang diajukan adalah:
Ho : Tidak ada perbedaan keadaan awal antara siswa kelompok eksperimen dengan siswa kelompok kontrol.
H
1
: Ada perbedaan keadaan awal antara siswa kelompok eksperimen dengan siswa kelompok kontrol.
Adapun teknik yang digunakan adalah uji-t dua ekor dengan rumus sebagai berikut:
+
−
+ ∑
+ ∑
− =
b a
b a
b a
n n
n n
X X
Xb Xa
t 1
1 2
2 2
Budiyono, 2004: 151 dengan:
Xa = means dari kelompok eksperimen Xb = means dari kelompok kontrol
n
a
= banyaknya subyek kelompok eksperimen n
b
= banyaknya subyek kelompok kontrol Xa = nilai untuk kelas eksperimen dikurangi nilai rata-rata kelas eksperimen
Xb = nilai untuk kelas kontrol dikurangi nilai rata-rata hasil kelas kontrol a
Taraf signifikansi: α = 5
b Keputusan uji
Jika : – t
tabel
≤ t
hitung
≤ t
tabel
maka H
o
diterima, yang berarti tidak ada perbedaan antara keadaan awal siswa kelompok eksperimen dan siswa
kelompok kontrol. Jika : t
hitung
≤ -t
tabel
atau t
hitung
≥ t
tabel
maka H
o
ditolak, yang berarti ada perbedaan antara keadaan awal siswa kelompok eksperimen dan siswa
kelompok kontrol.
commit to user
2. Uji Prasyarat
Analisis a. Uji Normalitas
Uji yang digunakan dikenal dengan nama uji Liliefors. Uji normalitas ini digunakan untuk mengetahui apakah sampel penelitian ini berasal dari populasi
yang berdistribusi normal atau tidak normal. Adapun langkah-langkahnya sebagai berikut :
1 Menentukan Hipotesis H
:sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal. H
1
:sampel berasal dari populasi yang tidak berdistribusi normal. 2 Pengamatan x
1
, x
2
, x
3
, …., x
n
dijadikan bilangan baku Z
1
, Z
2
, Z
3
, …., Z
n
menggunakan rumus : S
X X
Z −
=
1
2 2
2
− ∑
− ∑
= n
n X
X n
S dengan X dan S berturut-turut merupakan rata-rata dan simpangan baku.
3 Data dari sampel tersebut kemudian diurutkan dari skor terendah sampai skor tertinggi.
4 Untuk tiap bilangan baku ini dengan menggunakan daftar distribusi normal baku kemudian dihitung peluang FZi = PZ
≤Zi. 5 Mencari selisih antara
│FZi – SZi│, dan ditentukan harga mutlaknya, dengan rumus :
L
obs
= Maks │ FZi – SZi│
FZi : Bilangan baku yang menggunakan daftar distribusi normal SZi : Perbandingan nomer subyek dengan jumlah subyek
6 Kriteria Pengujian : L
obs
≥L
tabel
: maka sampel berasal dari populasi yang berdistribusi tidak normal.
L
obs
L
tabel
: maka sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal. Budiyono, 2004 :169-170
commit to user
b. Uji Homogenitas
Uji homogenitas ini digunakan untuk mengetahui apakah sampel penelitian ini berasal dari populasi yang homogen atau tidak homogen. Statistik
uji yang digunakan dalam penelitian ini adalah uji Barlett yang prosedurnya sebagai berikut :
1 Menentukan Hipotesis H
:
2 4
2 3
2 2
2 1
σ σ
σ σ
= =
=
sampel homogen H
1
:
2 4
2 3
2 2
2 1
σ σ
σ σ
∉ ∉
∉
paling sedikit terdapat satu variansi yang berbeda atau sampel tidak homogen
2 Menghitung variansi masing-masing sampel S
j 2
1
2
− =
j j
j
n SS
S 3 Menghitung variansi gabungan dari semua sampel SS
j 2
dengan rumus :
j j
j j
n X
X SS
2 2
∑ −
∑ =
4 Menghitung harga satuan
f SS
Rk
j G
∑ =
5 Menghitung harga Chi-kuadrat dengan rumus :
[ ]
2 2
log log
303 ,
2
j j
G
S f
Rk f
C ∑
− =
χ
di mana :
j
f : n
j
- 1
χ
2
: Harga uji Barlett f : Derajat kebebasan
j : 1,2,……k
− ∑
− +
= f
f k
C
j
1 1
1 3
1 1
commit to user
6 Mencari nilai
2
χ
dari tabel distribusi Chi-kuadrat pada taraf signifikasi 5 7
Kriteria Uji
2
χ
hitung
2
χ
0,05;k-1
: sampel berasal dari populasi yang homogen
2
χ
hitung
≥
2
χ
0,05;k-1
: sampel berasal dari populasi yang tidak homogen. Budiyono, 2004 :176-177
3. Uji Hipotesis
a Uji Analisis Variansi Dua Jalan dengan Frekuensi Sel Tak Sama Dalam penelitian ini digunakan analisis variansi dua jalan dengan
frekuensi sel tak sama. Adapun langkah-langkahnya sebagai berikut: 1
Asumsi dasar a
Y = variabel terikat yang berdistribusi normal b
Populasi-populasi berdistribusi normal dan memiliki sifat homogen c
Sampel dipilih secara acak d
Variabel terikat e
Variabel bebas 2
Model X
ijk
= µ
+ α
j
+ β
j
+ αβ
ij
+ ε
ijk
Budiyono, 2004: 228 X
ijk
= observasi pada subyek ke-k di bawah faktor I kategori ke-i dan faktor II kategori ke-j
i : 1,2,3, ... p; p = banyaknya baris
j : 1,2,3, ... q; q = banyaknya kolom
k : 1,2,3, ... n; n = banyaknya data amatan pada sel ij
µ = grand mean atau rerata besar
α
i
= efek faktor I kategori i terhadap X
ijk
β
j
= efek faktor II kategori j terhadap X
ijk
αβ
ij
= kombinasi efek faktor I dan II terhadap X
ijk
ε
ijk
= kesalahan eksperimental yang berdistribusi normal.
commit to user
3 Hipotesis
a H
oA
: α
i
= 0 : Tidak ada perbedaan pengaruh antara penggunaan model pembelajaran kooperatif tipe NHT dan tipe STAD terhadap kemampuan
kognitif Fisika siswa pada sub pokok bahasan Pemantulan Cahaya. b
H
1A
: α
j
≠ 0 : Ada perbedaan pengaruh antara model penggunaan
pembelajaran kooperatif tipe NHT dan tipe STAD terhadap kemampuan kognitif Fisika siswa pada sub pokok bahasan Pemantulan Cahaya.
c H
oB
: α
i
= 0 : Tidak ada perbedaan pengaruh antara keaktifan siswa kategori tinggi dan rendah terhadap kemampuan kognitif Fisika siswa pada sub pokok
bahasan Pemantulan Cahaya. d
H
1B
: α
j
≠ 0 : Ada perbedaan pengaruh antara keaktifan siswa kategori tinggi
dan rendah terhadap kemampuan kognitif Fisika siswa pada sub pokok bahasan Pemantulan Cahaya.
e H
oAB
: α
ij
= 0 : Tidak ada interaksi antara pengaruh penggunaan model pembelajaran kooperatif dan keaktifan siswa terhadap kemampuan kognitif
Fisika siswa pada sub pokok bahasan Pemantulan Cahaya. f
H
1AB
: α
ij
≠ 0 : Ada interaksi antara pengaruh penggunaan model
pembelajaran kooperatif dan keaktifan siswa terhadap kemampuan kognitif Fisika siswa pada sub pokok bahasan Pemantulan Cahaya.
4 Tabel Data Sel
Tabel.3.2 Rancangan Data Sel B
1
B
2
A
1
n
1j
∑X
1j
X
1j
∑X
2 1j
C
1j
SS
1j
n
11
∑X
11
X
11
∑X
2 11
C
11
SS
11
n
12
∑X
12
X
12
∑X
2 12
C
12
SS
12
A
2
n
2j
∑X
2j
n
21
∑X
21
n
22
∑X
22
commit to user
X
2j
∑X
2 2j
C
2j
SS
2j
X
21
∑X
2 21
C
21
SS
21
X
22
∑X
2 22
C
22
SS
22
ij ij
ij
n X
C
2
∑ =
ij
C
= rerata harmonik cacah pengamatan semua sel
ij ij
ij
C X
SS −
∑ =
2 ij
SS
= jumlah kuadarat deviasi pengamatan pada sel ij
a Tabel Rerata Sel AB
Tabel.3.3 Rancangan Rerata Sel AB B
1
B
2
Total A
1
11
X
12
X A
i
A
2
21
X
22
X Aj
Total B
j
B
j
G
b Komponen Jumlah Kuadrat
1 = pq
G
2
3 =
∑
q A
i 2
2 =
∑
j i
ij
SS
,
4 =
∑
p B
j 2
5 =
∑
ij ij
AB
2
c Rerata Harmonik
∑
=
ij ij
h
n pq
n
1
commit to user
d Jumlah Kuadrat
JKA =
h
n
{ 3 - 1} JKB =
h
n { 4 - 1}
JKAB =
h
n { 5 - 4 - 3 + 1} JKG
= 2 JKT = JKA + JKB + JKAB + JKG
Derajat Kebebasan dk
A
= p – 1 dk
B
= q – 1 dk
AB
= p – 1q – 1 dk
G
= pq n – 1 = N – pq dk
T
= N – 1 e
Rerata Kuadrat RKA = JKA dk
A
RKB = JKB dk
B
RKAB = JKAB dk
AB
RKG = JKG dk
G
f Statistik Uji
F
A
= RKA RKG
F
B
= RKB RKG
F
AB
= RKAB RKG
Daerah Kritik DK
A
= F
A
≥ F
α ; p - 1, N – pq
DK
B
= F
B
≥ F
α ; q - 1, N – pq
DK
AB
= F
AB
≥ F
α ; p – 1q – 1, N – pq
g Keputusan Uji
Jika F
A
≥ F
α ; p - 1, N – pq
, maka H
0A
ditolak Jika F
B
≥ F
α ; q - 1, N – pq
, maka H
0B
ditolak Jika F
AB
≥ F
α ; p – 1q – 1, N – pq
, maka H
0AB
ditolak
commit to user
h Rangkuman ANAVA
Tabel. 3.4 Rancangan Rangkuman ANAVA Sumber
Variansi JK
Dk RK
F P
Efek Utama A
B JKA
JKB dk
A
dk
B
RKA RKB
F
A
F
B
α atau
α α
atau α
Interaksi AB JKAB
dk
AB
RKAB F
AB
α atau
α Kesalahan
JKG dk
G
RKG Total
JKT dk
T
Budiyono, 2000: 228-233
b. Uji Lanjut ANAVA Jika dari anava diperoleh keputusan H
ditolak berarti ada perbedaan pengaruh faktor-faktor dari variabel bebas yang diteliti terhadap variabel terikat.
Oleh karena itu, perlu diadakan uji lanjut anava untuk mengetahui manakah diantara perbedaan pengaruh tersebut yang signifikan. Penelitian ini
menggunakan uji lanjut anava dengan metode Scheffe. Adapun langkah-langkah dalam menerapkan metode scheffe untuk uji lanjut anava tersebut adalah :
1 Mengidentifikasi semua pasangan komparasi rerata
2 Merumuskan hipotesis yang bersesuaian dengan komparasi tersebut.
3 Mencari harga statistik uji F dengan menggunakan rumus sebagai berikut:
a Untuk komparasi rerata antar baris ke-i dan ke-j
+ −
=
j. j.
2 i.
i. j.
- i.
n 1
n 1
RKG X
X F
b Untuk komparasi rerata antar kolom ke-i dan ke-j
+ −
=
.j .i
2 .j
.i .j
- .i
n 1
n 1
RKG X
X F
commit to user
c Untuk komparasi rerata antar sel ij dan sel kj
+ −
=
− kj
ij 2
kj ij
kj ij
n 1
n 1
RKG X
X F
d Untuk komparasi rerata antar sel ij dan sel ik
+ −
=
− ik
ij 2
ik ij
ik ij
n 1
n 1
RKG X
X F
4 Menentukan tingkat signifikansi
α 5
Menentukan DK dengan rumus sebagai berikut : a
{ }
1F p
F F
DK
pq N
1; p
α; j
i j
i j.
- i.
− −
− −
− ≥
=
b
{ }
1F q
F F
DK
pq N
1; q
α; j
i j
i .j
- .i
− −
− −
− ≥
= c
{ }
1F pq
F F
DK
pq N
1; pq
α; kj
ij kj
ij kj
- ij
− −
− −
− ≥
= d
{ }
pq N
1; pq
α; ik
ij ik
ij ik
- ij
F 1
pq F
F DK
− −
− −
− ≥
= 6
Menyusun rangkuman analisis komparasi ganda 7
Menentukan keputusan uji untuk setiap pasangan komparasi rerata. Jika F
hitung
≥ F
tabel
maka H ditolak, yang berarti ada perbedaan efek yang
signifikan Jika F
hitung
F
tabel
maka H diterima, yang berarti tidak ada perbedaan efek
yang signifikan. Budiyono, 2004 : 213-215
commit to user
BAB IV HASIL PENELITIAN
Kategori