38
s
12
= 341 , 82
s
1
= 18,49
Varians adalah
s
12
= 341 , 82
sedangkan simpangan bakunya
s
1
= 18,49
4.2.2 Pengolahan Data Tes Kelas Kontrol
Data yang sudah diurutkan adalah sebagai berikut: 24
26 29
35 35
37 38
45 46
55 56
59 60
60 63
64 64
64 65
70 72
72 80
80 80
Kemudian data yang sudah terurut dimasukkan dalam tabel seperti berikut untuk dicari rata-rata dan simpangan bakunya.
Tabel 4.2. Daftar distribusi frekuensi dari nilai tes kelas kontrol
x
i
f
i
x
i 2
f
i
x
i
f
i
x
i 2
24 26
29 35
37 38
45 46
55 56
59 60
63 64
65 1
1 1
2 1
1 1
1 1
1 1
2 1
3 1
576 676
841 1225
1369 1444
2025 2116
3025 3136
3481 3600
3969 4096
4225 24
26 29
70 37
38 45
46 55
56 59
120 63
192 65
576 676
841 2450
1369 1444
2025 2116
3025 3136
3481 7200
3969 12288
4225
39
70 72
80 1
2 3
4900 5184
6400 70
144 240
4900 10368
19200 Jumlah
25 1379
83289 Berdasarkan daftar distribusi tersebut diperoleh rata-rata sebagai berikut:
x
¿
=
∑
f
i
x
i
∑
f
i
x
¿
= 1379
25
x
¿
= 55,16
Varians dan simpangan bakunya adalah:
s
2
= n
∑
f
i
x
i 2
−
∑
f
i
x
i 2
n n − 1
s
22
= 25 83289 − 1379
2
25 25 − 1 s
2 2
= 2082225 − 1901641
25 25 − 1
s
2 2
= 180584
600
s
22
= 300 , 97
Varians adalah
s
22
= 300 , 97
sedangkan simpangan bakunya s
2
= 17 ,35
Sebelum data dianalisis dengan menggunakan uji-t, maka terlebih dahulu data masing-masing kelompok harus memenuhi syarat normalitas dan homogenitas varians.
s
2
= 17 ,35
40
Pengujian syarat tersebut dilakukan proses perhitungan berdasarkan data nilai tes dari masing-masing kelompok.
4.2.3 Uji Normalitas
Uji normalitas bertujuan untuk mengetahui apakah data masing-masing kelompok dalam penelitian ini berasal dari populasi yang berdistribusi normal atau
tidak. Hipotesis yang akan diuji adalah:
H
o
: data berdistribusi normal H
a
: data berdistribusi tidak normal Dengan kriteria pengujian terima H
o
jika L
¿
L α
n
, dan dalam hal lain H
o
ditolak.
4.2.3.1 Uji Normalitas Data Kelas Eksperimen
Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data tes siswa kelas eksperimen
diperoleh
x
¿
= 70,31
dan s = 18,49. Selanjutnya data yang telah diurutkan x
1
, x
2
, x
3
,
…, x
n
dijadikan bilangan baku z
1
, z
2
, z
3
,…,z
n
dengan rumus
Ζ
score
= x
i
− x
s
. Dari x
1
= 30, didapat z
1
= -2,18. Kemudian dihitung peluang Fz
1
= Pz
i
z yang dapat dilihat dari tabel distribusi kurva normal standar Z. untuk z
1
= -2,18 didapat Fz
1
= 0,0146. Setelah didapat Fz
1
, langkah selanjutnya adalah menghitung proporsi Sz
1
dengan rumus
S z
= f kum
∑
f
, sehingga didapat Sz
1
= 1
26 = 0,0385. Langkah
terakhir adalah menghitung selisih FZi – SZi dan menentukan harga mutlaknya, dan
41
didapat hasil
|
0,0146 – 0,0385
|
= 0,0239. Jika dengan perhitungan yang sama dilakukan untuk data selanjutnya, didapat hasil seperti pada tabel berikut ini:
Tabel 4.3. Uji normalitas dari nilai tes siswa kelas eksperimen dengan uji Lilliefors
No NilaiX
i
f
kum
Z
i
F Z
i
S Z
i
|F Z
i
– SZ
i
|
1 30
1 -2,18
0,0146 0,0385
0,0239
2 40
2 -1,64
0,0505 0,0769
0,0264
3 41
3 -1,59
0,0559 0,1154
0,0595
4 45
4 -1,37
0,0853 0,1538
0,0685
5 50
5 -1,10
0,1357 0,1923
0,0566
6 55
6 -0,83
0,2033 0,2308
0,0275
7 60
8 -0,56
0,2877 0,3077
0,0200 8
60
9 62
9 -0,45
0,3264 0,3462
0,0198
10 63
10 -0,40
0,3446 0,3846
0,0400
11 70
12 -0,02
0,4920 0,4615
0,0305 12
70
42
13 71
13 0,04
0,5160 0,5000
0,0160
14 74
14 0,20
0,5793 0,5385
0,0408
15 75
15 0,25
0,5987 0,5769
0,0218
16 80
16 0,52
0,6985 0,6154
0,0831
17 82
17 0,63
0,7357 0,6538
0,0819
No NilaiX
i
f
kum
Z
i
F Z
i
S Z
i
|F Z
i
– SZ
i
|
18 83
18 0,69
0,7549 0,6923
0,0626
19 84
19 0,74
0,7706 0,7308
0,0398
20 85
20 0,79
0,7852 0,7692
0,0160
21 88
21 0,96
0,8315 0,8077
0,0238
22 90
23 1,06
0,8554 0,8846
0,0292 23
90
24 93
25 1,23
0,8907 0,9615
0,0708 25
93
26 94
26 1,28
0,8997 1
0,1003
43
Berdasarkan tabel tersebut di atas, diketahui harga L
hitung
= 0,1003 karena 0,1003 adalah nilai |F Z
i
– SZ
i
| yang paling besar. Kemudian diperoleh bahwa harga L tabel L
t
dengan = 5 dan N = 26 adalah L
t
0,05; 26 = 0,173. Adapun yang menjadi hipotesis H
o
adalah data sampel sebarannya mengikuti distribusi normal. Dengan kriteria pengujiannya adalah terima H
o
jika L
hitung
≤ L
tabel
dengan
α
= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Dengan demikian, karena L
hitung
= 0,1003 L
t
0,05; 26 = 0,173, maka dapat disimpulkan bahwa data tes siswa kelas eksperimen sebarannya
mengikuti distribusi normal.
4.2.3.2 Uji Normalitas Data Kelas kontrol
Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data tes siswa kelas kontrol
diperoleh
x
¿
= 55,16
dan
s = 17 ,35
Tabel 4.4. Uji normalitas dari nilai tes siswa kelas kontrol dengan uji Lilliefors
No NilaiX
i
f
kum
Z
i
F Z
i
S Z
i
|F Z
i
– SZ
i
|
1 24
1 -1,80
0,0359 0,0400
0,0041
2 26
2 -1,68
0,0465 0,0800
0,0335
3 29
3 -1,51
0,0655 0,1200
0,0545
4 35
4 -1,16
0,1230 0,1600
0,0370 5
35
44
6 37
6 -1,05
0,1469 0,2400
0,0931
7 38
7 -0,99
0,1611 0,2800
0,1189
8 45
8 -0,59
0,2776 0,3200
0,0424
No NilaiX
i
f
kum
Z
i
F Z
i
S Z
i
|F Z
i
– SZ
i
|
9 46
9 -0,53
0,2981 0,3600
0,0619
10 55
10 -0,01
0,4960 0,4000
0,0960
11 56
11 0,05
0,5199 0,4400
0,0799
12 59
12 0,22
0,5871 0,4800
0,1071
13 60
14 0,28
0,6103 0,5600
0,0503 14
60
15 63
15 0,45
0,6736 0,6000
0,0736
16 64
18 0,51
0,6950 0,7200
0,0250 17
64
18 64
19 65
19 0,57
0,7157 0,7600
0,0443
45
20 70
20 0,86
0,8051 0,8000
0,0051
21 72
22 0,97
0,8340 0,8800
0,0460 22
72
23 80
25 1,43
0,9236 1
0,0764 24
80
25 80
Berdasarkan tabel tersebut di atas, diketahui harga L
hitung
= 0,1189 karena 0,1189 adalah nilai |F Z
i
– SZ
i
| yang paling besar. Kemudian diperoleh bahwa harga L tabel L
t
dengan = 5 dan N = 25 adalah L
t
0,05; 25 = 0,173. Adapun yang menjadi hipotesis H
o
adalah data sampel sebarannya mengikuti distribusi normal. Dengan kriteria pengujiannya adalah terima H
o
jika L
hitung
≤ L
tabel
dengan
α
= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Dengan demikian, karena L
hitung
= 0,1189 L
t
0,05; 25 = 0,173, maka dapat disimpulkan bahwa data tes siswa kelas kontrol sebarannya
mengikuti distribusi normal.
4.2.4 Uji Homogenitas Varians
Uji homogenitas berguna untuk mengetahui sampel dari penelitian ini berasal dari populasi yang sama, sehingga generalisasi dari hasil penelitian ini hasilnya berlaku
bagi populasi. Hipotesis yang akan diuji pada taraf signifikan
α
= 0,05 yaitu:
46
H
o
: σ
1 2
≤ σ
2 2
; kedua varians homogen H
a
: σ
1 2
σ
2 2
; kedua varians tidak homogen Kriteria pengujian adalah tolak H
o
jika F ≥ F
α n
1
− 1, n
2
− 1
dan terima H
o
dalam hal lainnya.
Rumus yang digunakan adalah rumus yang dikemukakan oleh Sudjana 2005:250 yaitu:
F = Varians terbesar
Varians terkecil
Dari perhitungan sebelumnya diperoleh varians terbesar = 381,42 dan varians terkecil = 300,97
Maka F =
381,42 300,97
= 1,27
Dari tabel distribusi F diperoleh F
0,05
25,24 = 1,98. Karena F
hitung
F
tabel
yaitu 1,27 1,98, maka H
o
diterima. Jadi, dapat disimpulkan bahwa varians-varians data tes kelas eksperimen dan kelas kontrol berasal dari populasi yang sama.
4.3 Tinjauan Terhadap Hipotesis
Hipotesis yang akan diuji adalah: H
o
: Prestasi belajar siswa yang diajarkan dengan metode pembelajaran Novick sama dengan siswa yang tidak diajarkan dengan metode pembelajaran Novick pada
materi kubus dan balok pada siswa kelas VIII SMP Negeri 2 Peukan Baro. H
a
: Prestasi belajar siswa yang diajarkan dengan metode pembelajaran Novick lebih baik dari pada siswa yang tidak diajarkan dengan metode pembelajaran Novick
pada materi kubus dan balok pada siswa kelas VIII SMP Negeri 2 Peukan Baro.
Kategori