Pengaruh Motivasi Terhadap Kefahaman Bac
Pengaruh Motivasi T erhadap K efahaman Bacaan T eks Subjek Sastera A rab dan
Penguasaan Bahasa A rab Sebagai Pemangkin T erhadap Pengaruh T ersebut
Muhammad Saiful A nuar bin Y usoff
A kademi Pengajian Bahasa
UiTM K elantan, K ampus Machang
Machang, K elantan
saifmadini72@gmail.com
Muhammad L uqman Ibnul Hakim bin Mohd Saad
A kademi Pengajian Bahasa
UiTM K elantan, K ampus Machang
Machang, K elantan
luqman701@kelantan.uitm.edu.my
Zawiah binti Seman
SMK A gama Wataniah
Machang, K elantan
zawiah_seman@yahoo.com
Abstrak— Motivasi memainkan peranan yang penting dalam mendorong dan mengekalkan
proses membaca teks yang sukar dan kompleks. Objektif kajian ini adalah untuk mengkaji
pengaruh motivasi terhadap kefahaman bacaan teks subjek sastera Arab (K TSA) dengan
mengambil kira penguasaan bahasa Arab (PBA) sebagai pemangkin (moderator) terhadap
pengaruh tersebut dalam konteks bacaan teks sastera Arab di peringkat STAM. Dimensi
motivasi yang dikaji adalah efikasi kendiri (EF ) dan nilai (NIL), penguasaan bahasa Arab
(PBA) yang berdasarkan skor ujian Nahu dan Insya’ dan kefahaman bacaan teks subjek
sastera Arab (KTSA) yang berdasarkan skor ujian aneka pilihan bagi tiga jenis teks subjek
sastera Arab. Data dikumpulkan melalui pengedaran soalan selidik menggunakan instrumen
MSLQ Pintrich et al. (1991), skor ujian penguasaan bahasa Arab dan kefahaman bacaan
teks subjek sastera Arab terhadap sampel kajian seramai 386 responden yang mengambil
subjek Sastera Arab dalam peperiksaan Sijil Tinggi Agama Malaysia (STAM) di Kelantan.
SMART PLS 2.0 (M3) yang menggunakan analisis laluan dan bootstraping digunakan untuk
mengkaji standard error dan nilai t. Hasil kajian menunjukkan hanya dimensi NIL sahaja
secara signifikannya mempengaruhi KTSA manakala EF tidak mempengaruhi K TSA. PBA
mempengaruhi hubungan motivasi dengan KTSA hanya pada satu dimensi sahaja iatu EF
walaupun saiz kesan yang diperoleh adalah kecil. Kehadiran faktor PBA mengisi lompang
kelemahan hubungan EF dengan KTSA yang seterusnya menjadi faktor pemangkin kepada
hubungan EF dengan KTSA. Implikasi, batasan dan kajian lanjutan dibincangkan.
Kata Kunci— Efikasi Kendiri, Nilai Subjek Sastera dan Kefahaman Bacaan Teks Subjek
Sastera Arab.
1
PE NGE NA L A N
Subjek sastera memainkan peranan yang penting dalam meningkatkan tahap kecekapan
penggunaan bahasa bagi membolehkan penghayatan teks-teks yang kaya dengan nilai
estetika, pemikiran dan budaya berlaku (Termuzi, 1999). Sehubungan itu, subjek sastera
A rab diperkenalkan secara bersepadu dalam kurikulum pembelajaran di menengah agama di
Malaysia dan menjadi subjek yang wajib diambil dalam peperiksaan Sijil T inggi A gama
Malaysia (STA M) (Ismail et al, 2014). Hasil yang diharapkan ialah pelajar dapat memahami
pelbagai jenis teks seperti al-Quran, al-Hadis dan hasil-hasil karya sastera A rab yang lain
(Sohair, 1999). Tempoh integrasi subjek sastera A rab dalam kurikulum bahasa A rab bermula
tingkatan empat sehinggalah ke peringkat menengah atas (STA M) dijangka dapat
menyediakan asas yang kukuh kepada pelajar untuk menghadapi dunia pembelajaran di
peringkat yang lebih tinggi. Namun, rungutan berkaitan kelemahan bacaan pelajar yang
mengikuti pengajian dalam jurusan bahasa A rab sering kedengaran di peringkat pengajian di
universiti-universiti tempatan dan luar negara. Mereka tidak mampu memahami teks sastera
A rab (A bdullah Tahmin, 1999) bahkan lebih parah, ayat-ayat biasa yang mudah pun tidak
mampu difahami. K elemahan ini menyebabkan kemampuan lepasan STA M diragui.
Seringkali, kelemahan bacaan dikaitkan dengan motivasi belajar yang rendah (A nuar, 2012;
Sohair, 1999) dan kelemahan penguasaan asas bahasa A rab (Zulazhan et al, 2011, Rosni et al,
2008). Dengan demikian, kajian diperlukan untuk memahami pengaruh motivasi pelajar
terhadap bacaan teks subjek sastera A rab dan pengaruh penguasaan bahasa A rab terhadap
hubungan di antara motivasi dengan kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab di peringkat
STA M. Dengan ini, objektif kajian ini adalah untuk (i) melihat hubungan di antara dua
dimensi motivasi dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab dan (ii) melihat pengaruh
penguasaan bahasa A rab terhadap hubungan dua dimensi motivasi dengan kefahaman bacaan
teks sastera A rab.
L A T A R BE L A K A NG K ONSE P
K E F A HA MA N T E K S SA ST E R A
DA N
HIPOT E SIS
MOT IV A SI
DE NGA N
K efahaman bacaan merujuk kepada keupayaan menubuh, mentafsir dan menilai bahan
bacaan (Marohaini, 1999). Dengan kata lain, kefahaman adalah hasil daripada proses bacaan
(A lderson, 2000). K eupayaan membaca dan memahami teks bacaan melibatkan banyak
faktor pada tahap yang berbeza (Phakiti, 2006). Dalam memahami sesuatu teks bacaan,
proses mengeluar dan membina makna melalui interaksi dan penglibatan pembaca dengan
bahan bertulis berlaku serentak (Rand Reading Study Group, 2002). Proses kognitif yang
berlaku ini amat kompleks dan ia memerlukan kepada motivasi yang tinggi untuk menggerak
dan mengaktifkannya. Dalam situasi ini, motivasi merupakan aspek yang penting dalam
proses membaca kerana proses bacaan memerlukan banyak usaha dan penetapan pilihan
untuk melakukannya (Wigfield et al., 2004).
Dijangkakan bahawa pembaca yang
bermotivasi tinggi sahaja akan meneruskan proses bacaan manakala bagi pelajar yang
bermotivasi rendah, kebarangkalian untuk meninggalkan proses bacaan adalah tinggi.
K ajian di Barat memperlihatkan kepentingan motivasi dalam proses pembelajaran. Sebagai
contoh, motivasi intrinsik, penglibatan dalam aktiviti bacaan, minat individu dan keyakinan
diri didapati mempengaruhi pembelajaran (Dweck dan L eggett, 1988; Schunk &
Zimmerman, 1994). Begitu juga sebaliknya, pembelajaran akan mempengaruhi motivasi.
Dalam konteks bacaan dalam bahasa kedua, aspek motivasi masih lagi dianggap faktor yang
penting walaupun kurang diberi perhatian berbanding dengan faktor-faktor lain. Hal ini
2
mungkin disebabkan oleh sumbangannya yang dianggap kecil terutama apabila kajian
melibatkan pelajar yang berbeza bangsa dan etnik (Svane, 1987).
Dalam pembelajaran dan pemerolehan kemahiran bahasa A rab, kajian berkaitan faktor
motivasi menghasilkan dapatan yang pelbagai dan masih lagi belum esklusif. K ajian Misnan
(1999) memperlihatkan pengaruh motivasi yang tinggi terhadap pembelajaran dan
pencapaian pelajar dalam Penilaian Menengah Rendah (PMR) dan secara sederhana
mempengaruhi kemahiran berbahasa A rab secara spesifik seperti membaca (Dahab, 1997)
dan mendengar (Nik Mohd Rahimi, Zamri & K amarulzaman, 2008). Namun, kajian yang
melihat motivasi berdasarkan dimensi yang lebih khusus seperti efikasi kendiri dan nilai
tugasan tidak memperlihatkan pengaruh yang jelas terhadap pencapaian akademik pelajar
(Mohamad A zrien & Mohd A lwee, 2009). Dapatan yang tidak konsisten ini mungkin
disebabkan oleh dimensi motivasi berbeza yang diguna pakai dalam kajian-kajian tersebut.
K ebanyakan teori motivasi moden menumpukan kepada tiga aspek utama iaitu jangkaan
kepercayaan diri, nilai dan pencapaian (Eccles, Wigfield, & Schiefele, 1998). Dalam bacaan
bahasa kedua, kajian Mori (2002) mendapati jangkaan kejayaan dalam bacaan dan nilai yang
diperoleh daripada proses bacaan merupakan dua faktor utama motivasi. Dua faktor ini
menjadi komponen asas dalam model Eccles et al. (1983) yang berteraskan kepada teori
efikasi kendiri Bandura (1997) dan Feather (1988, 1992). K edua-dua komponen ini
berhubungan secara positif antara satu sama lain. Seseorang pelajar cenderung untuk menilai
secara positif sesuatu tugasan yang mereka fikir dapat dilaksanakan dengan baik dan begitu
juga sebaliknya (Eccles & Wigfield, 1995). K esesuaian dua komponen ini dalam menilai
motivasi membaca pelajar pada peringkat pengajian yang tinggi menjadikan model Eccles et
al. (1983) wajar digunakan dalam kajian bacaan dalam bahasa kedua dan bahasa asing.
E fikasi K endiri (E F )
Efikasi kendiri merujuk kepada penilaian seseorang terhadap kebolehan untuk mengurus dan
memutuskan beberapa siri tindakan yang diperlukan untuk mengekalkan jenis pencapaian
yang telah dirangka dan dirancang (Bandura, 1997). Ia dijangka akan mempengaruhi
pemilihan sesuatu aktiviti, usaha, kegigihan dan pencapaian (Bandura, 1997; Shunk &
Zimmerman, 2007). Pelajar yang percaya mereka memiliki kemahiran dalam melaksanakan
sesuatu tugasan akan lebih bersedia, bekerja keras dan gigih dalam jangka masa yang lama
apabila berhadapan dengan kesukaran dalam sesuatu tugasan. Mereka juga dilihat mendapat
keputusan yang lebih tinggi (Shunk & Zimmerman, 2007). A ntara sumber keyakinan diri
seseorang pelajar, pencapaian yang lalu (enactive mastery), galakan guru dan rakan sebaya.
Pelajar yang dapat mengenal pasti tahap kejayaan mereka dalam menyelesaikan tugasan
sukar dan menjawab soalan sukar akan meningkatkan tahap efikasi kendirinya. Pendedahan
kepada model atau contoh seperti guru dan rakan sebaya juga dapat meningkatkan efikasi
kendiri. Guru boleh memberikan model kemahiran yang diperlukan walaupun model
daripada pelajar yang sama tahap dengan diri mereka adalah lebih baik (Shunk, 1987).
Pelajar percaya jika rakan mereka boleh berjaya, kenapa tidak dengan diri mereka. J ika
contoh sebaliknya yang berlaku, ini juga akan mengurangkan keyakinan diri kereka. Galakan
daripada guru dengan menggunakan ungkapan positif seperti “Berusahalah dan kamu akan
berjaya” boleh meningkat keyakinan diri pelajar sekiranya galakan tersebut selari dengan
keputusan sebenar yang diperolehi oleh pelajar. K egagalan yang dihadapi oleh mereka akan
menyebabkan galakan daripada guru itu tidak lagi bermakna (Shunk & Zimmerman, 2007).
3
K ajian-kajian berkaitan pengaruh EF terhadap kefahaman teks bacaan juga menghasilkan
dapatan yang masih lagi tidak ekslusif. Sebahagian kajian memperlihatkan hubungan yang
positif di antara EF dengan kefahaman bacaan (Habibian & Roslan, 2014; Solheim, 2011;
Taboada et al, 2008; Braten et al, 2012) manakala sebahagian lagi gagal menjelaskan
sebarang hubungan yang signifikan (Guthrie, Wigfield, Metsala, and Cox, 1999; Guthrie et
al., 2007; A ndrusic, 2011). Habibian dan Roslan (2014) mendapati terdapat hubungan
sederhana yang signifikan yang sederhana di antara efikasi kendiri dengan kefahaman bacaan
(β=0.624). Solheim (2011) mendapati EF masih lagi mempengaruhi secara signifikan
kefahaman bacaan teks yang berlainan format ujian (soalan aneka pilihan dan esei) walaupun
faktor penguasaan kosa kata, kefahaman mendengar dan kebolehan bukan verbal dikawal.
K ajian beliau memperlihatkan pengaruh EF yang signifikan walaupun lemah (MC (R 2=0.26)
dan CR (R 2=0.20). K ajian Braten et al. (2012) juga menunjukkan EF masih mempengaruhi
kefahaman bacaan (β=0.29) walaupun kemahiran pengecaman perkataan (linguistik) di
masukkan ke dalam model kajian. Taboada et al. (2008) juga mendapati EF yang merupakan
sebahagian daripada motivasi dalaman mempengaruhi secara signifikan kefahaman bacaan
dalam bahasa Inggeris walaupun faktor selain daripada penguasaan bahasa seperti
penggunaan strategi dan pengetahuan umum teks bacaan dikawal. Secara umum, EF masih
lagi mempengaruhi kefahaman bacaan walaupun faktor linguistik di kawal. Namun
hubungan yang diperoleh kebanyakannya adalah rendah.
Oleh yang demikian, hipotesis pertama bagi kajian ini:
H1: EF mempengaruhi secara positif kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab.
Nilai (NIL )
Feather (1988, 1992) memberikan definisi nilai pada sesuatu tugasan sebagai satu set
kepercayaan umum yang stabil terhadap apa yang diingini. J angkaan hasil seperti untuk
mendapatkan markah yang baik atau kepentingan subjek yang dipelajari akan mempengaruhi
penglibatan mereka dalam aktiviti pembelajaran yang mereka percaya akan menghasilkan
hasil yang positif (Shell, Murpy dan Bruning, 1989). Nilai yang diperoleh daripada proses
bacaan seperti yang dijelaskan oleh Eccles et al. (1983) dan Wigfield (1994) adalah
berdasarkan kepada tiga komponen asas iaitu nilai kepentingan tugasan (attainment),
keseronokan atau minat (intrinsic) dan kebergunaan tugasan (utility).
Walaupun seseorang pelajar mempunyai keyakinan yang tinggi, mereka tidak akan terlibat
dalam sesuatu aktiviti pembelajaran sekiranya tidak ada hasil positif daripada usaha mereka.
J angkaan nilai atau kepentingan sesuatu proses bacaan akan mempengaruhi tingkah laku
pembelajaran kerana pelajar kurang menunjukkan minat pada aktiviti yang mereka jangkakan
tiada bernilai (Eccles & Wigfield, 2002). Sebaliknya, pelajar yang menjangkakan aktiviti
tersebut bernilai dan percaya ia akan menerbitkan hasil yang positif akan melakukan aktiviti
bacaan walaupun ketiadaan keyakinan diri untuk melakukannya dengan baik. Dianggarkan
keyakinan diri seseorang pembaca yang mempunyai jangkaan hasil dan nilai subjek yang
positif akan mempengaruhi usaha, kegigihan dan pencapaian (Bandura, 1986).
K ajian berkaitan pengaruh nilai atau faedah yang diperoleh daripada aktiviti membaca juga
menghasilkan dapatan yang pelbagai. K noll (2000), Y amashita (2004) dan Ghaith dan
Bouzeineddine (2003) menunjukkan terdapat hubungan yang signifikan di antara NIL dengan
kefahaman bacaan manakala kajian Sani dan Zain (2011), Solheim (2011) dan Braten (2012)
memperoleh dapatan sebaliknya. K noll (2000) mendapati hubungan nilai intrinsik dengan
kefahaman bacaan sastera bahasa Inggeris adalah tinggi (0.73). Y amashita (2004) pula
4
menyediakan bukti yang menunjukkan sebahagian daripada dimensi sikap terhadap subjek
dalam bahasa pertama dapat dipindahkan ke dalam bacaan dalam bahasa kedua dan ia
mempengaruhi kefahaman bacaan dalam bahasa kedua walaupun tahap pengaruhnya adalah
rendah. Ghaith dan Bouzeineddine (2003) juga mendapati sikap pelajar berkorelasi positif
dengan pencapaian mereka dalam memahami teks bacaan (r=0.44). Dornyei (1990) dalam
kajian beliau terhadap pembelajaran bahasa Inggeris di kalangan pelajar Hungary mendapati
motivasi instrumental yang melibatkan kepentingan dan keperluan untuk berjaya dalam
sesuatu subjek mempengaruhi motivasi pelajar hanya pada peringkat permulaan sahaja. Pada
peringkat lebih tinggi, ia tidak lagi signifikan dan motivasi pelajar lebih didorong oleh
motivasi integratif.
Oleh yang demikian, hipotesis bagi kajian ini:
H2:NIL secara positif akan mempengaruhi kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab.
Penguasaan Bahasa A rab dan Motivasi (PBA )
Dalam memahami teks bacaan, penguasaan kosa kata dan kemahiran sintaksis (tatabahasa)
telah dibuktikan mempengaruhi secara langsung kefahaman bacaan. Dalam bahasa pertama,
Davis (1944) mendapati kemahiran ini mewakili 89% daripada varian dalam kefahaman
bacaan. Bernhard (2005) pula mendapati penguasaan bahasa kedua mewakili 30% daripada
varian kefahaman bacaan berbanding dengan faktor literasi dalam bahasa pertama (20%).
Penguasaan bahasa diperlukan oleh setiap pembaca walaupun telah memiliki kemahiran
membaca yang tinggi (Nassaji, 2003). Ia juga berperanan mengimbangi kelemahan bacaan
teks yang tidak biasa di baca (A l-Shumaimeri, 2006).
Di sebalik peranannya secara langsung terhadap kefahaman bacaan, penguasaan bahasa juga
didapati mempengaruhi motivasi. Berdasarkan teori efikasi kendiri Bandura (1997), tahap
kejayaan dan kegagalan seseorang dalam sesuatu tugasan pembelajaran lalu mempengaruhi
penilaian seseorang terhadap keupayaan dirinya. K ejayaan lalu akan meningkatkan
keyakinan diri manakala kegagalan yang berterusan akan memberikan impak sebaliknya.
Selain itu, persepsi terhadap kemampuan diri seseorang juga mempengaruhi keyakinan diri.
Menurut Dweck (1991, 1999), pelajar yang berpegang kepada teori incremental percaya
pelajar percaya mereka mampu menjalankan sesuatu aktiviti sekiranya pengetahuan dan
kemahiran yang diperlukan bagi aktiviti tersebut diperoleh melalui usaha dan pembelajaran.
K ajian lalu menunjukkan perbezaan motivasi dalam pembelajaran bahasa adalah secara tidak
langsung dipengaruhi oleh tahap penguasaan bahasa yang berbeza. Tsuchiya (2006a, 2006b)
mendapati terdapat perbezaan di kalangan pelajar yang cemerlang dan lemah. Motivasi yang
lemah di kalangan pelajar yang tinggi penguasaan bahasa disebabkan beberapa faktor luaran
seperti kelas, guru, sikap negatif kumpulan dan pembelajaran bahasa Inggeris yang wajib
manakala pelajar yang rendah penguasaan bahasa bukan sahaja disebabkan faktor luaran
sahaja, bahkan juga melibatkan faktor dalaman seperti efikasi kendiri yang kurang. K ajian
beliau ini memperlihatkan hubung kait di antara penguasaan bahasa yang rendah dengan
efikasi kendiri yang lemah. Dalam kajian K im (2009), dapatan yang diperolehi menunjukkan
minat dan nilai pembelajaran bahasa Inggeris di K orea menurun disebabkan kesukaran dalam
proses pembelajaran. Bagi kumpulan penguasaan bahasa yang tinggi, antara faktor yang
mempengaruhi motivasi ialah kelas pembelajaran yang berorientasikan peperiksaan dan
kurikulum pembelajaran yang berfokuskan kepada aspek tatabahasa. K esukaran yang
melibatkan aspek penguasaan bahasa ini dilihat memberi kesan terhadap minat dan nilai
5
subjek terhadap pelajar. Selain itu, kajian-kajian yang dilakukan berkaitan pengaruh efikasi
kendiri dan nilai tugasan terhadap kefahaman bacaan kebanyakannya menunjukkan kekuatan
hubungan motivasi yang sederhana dan rendah dengan kefahaman bacaan (Taboada, 2008;
Braten et al, 2012; T obing, 2013; Solheim, 2011; Sani & Zain, 2011 dan Habibian & Roslan,
2014) manakala sebahagian kajian tidak menunjukkan sebarang hubungan yang signifikan
(Guthrie, Wigfield, Metsala & Cox, 1999; Guthrie, 2007; A ndrusic, 2011). Hubungan yang
lemah dan tidak konsisten di antara efikasi kendiri dan nilai tugasan dengan kefahaman
bacaan secara tidak langsung menunjukkan wujudnya pengaruh penguasaan bahasa terhadap
hubungan tersebut terutama apabila faktor penguasaan bahasa di masukkan ke dalam model
kajian.
Dalam bahasa A rab, persoalan ini masih lagi belum dikaji. K ajian Muhammad Saiful A nuar
et al., (2011) hanya membuktikan pengaruh penggunaan strategi terhadap hubungan efikasi
kendiri dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab. Pengaruh penguasaan bahasa terhadap
hubungan dua dimensi motivasi ini dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab masih lagi
menjadi persoalan.
Berdasarkan dapatan kajian di atas, hipotesis ketiga dan keempat bagi kajian ini:
H3: Penguasaan bahasa A rab secara positif akan mempengaruhi hubungan efikasi kendiri
dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab STA M.
H4: Penguasaan bahasa A rab secara positif akan mempengaruhi hubungan nilai dengan
kefahaman bacaan teks sastera A rab.
R A J A H 1: MODEL K A J IA N
Nota: EF = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K T SA = K efahaman Teks Sastera A rab
6
K A E DA H K A J IA N
Sebelum kajian sebenar dijalankan, kajian rintis telah dilakukan pada sebuah sekolah agama
di K elantan dengan jumlah sampel seramai 100 orang responden untuk melihat kesahan dan
kebolehtadbiran soal selidik. Sebanyak 450 borang soal selidik telah telah di edarkan di 10
buah sekolah agama di K elantan. Pemilihan sekolah ini adalah berdasarkan kaedah rawak
berstrata yang mengambil kira peratusan pelajar mengikut jajahan, jenis sekolah dan jantina.
Daripada 450 borang soal selidik yang diedarkan, sebanyak 384 daripadanya adalah lengkap.
Bahagian A daripada soal selidik adalah berkaitan maklumat demografi responden diikuti
bahagian B yang berkaitan dengan item motivasi. Sebanyak 14 item motivasi di adaptasikan
daripada konstruk motivasi MSL Q Pintrich et al. (1991) dan item ini menggunakan skala
L ikert 10 point.
Responden di edarkan tiga petikan yang mengandungi soalan kefahaman berkaitan teks
sejarah kesusasteraan A rab, teks puisi dan teks prosa A rab yang mengandungi dua puluh
soalan aneka pilihan. K esahan muka, kandungan dan kebolehpercayaannya telah diuji pada
peringkat kajian rintis.
DA PA T A N K A J IA N
A nalisis melibatkan tiga model laluan diikuti dengan teknik bootstrapping (Hair, 2011; Chin,
1998). SmartPL S (M3) digunakan untuk menganalisis model kajian. J umlah 500
persampelan semula digunakan untuk menghasilkan standard error dan nilai t. PL S dapat
memberikan jangkaan kesan moderator yang lebih tepat dengan mengambil kira ralat yang
boleh mempengaruhi jangkaan korelasi di antara pemboleh ubah kajian serta menambah baik
teori yang dianalisis (Hair et al., 2012). Pertama sekali, kesahan konvergen iaitu tahap
pelbagai item mengukur konsep yang sama akan dianalisis. Seterusnya, analisis kesahan
discriminan iaitu nilai konsep yang diukur bukan refleksi kepada beberapa pemboleh ubah
lain. Ini dapat dikenali melalui korelasi yang rendah di antara item konstruk yang dikaji
dengan item konstruk lain (Cheung & L ee, 2010). Ia juga dikaji dengan membuat
perbandingan di antara kuasa dua korelasi di antara konstruk dengan varian yang diekstrak
bagi satu konstruk (Fornell & L arcker, 1981). A khir sekali, nilai alfa Cronbach dianalisis
untuk mengesahkan konsistensi hubungan di antara item dalam satu konstruk (Nunnally &
Bernstein, 1994).
A nalisis Model Pengukuran
Pertama sekali analisis faktor komformatori (CFA ) dilakukan untuk menguji
kebolehpercayaan item, kesahan konvergen dan kesahan diskriminan bagi semua skala
pengukuran. Berdasarkan J adual 1 dan 2 di bawah, semua muatan (loading) setiap item
melebihi aras minimum yang ditetapkan iaitu .60 (Chin, 1998). Hanya dua item EF
digugurkan iaitu EFI7 dan EFI8 kerana tidak mencapai aras minimum yang telah ditetapkan.
Secara keseluruhannya, konsistensi dalaman telah dicapai.
J A DUA L 1: LOADING DA N CROSS LOADING
E fikasi
K endiri
Nilai
Penguasaan
BA
K efahaman
Sastera
7
EFI1
0.407
0.352
0.140
0.773
EFI2
0.455
0.231
0.080
0.720
EFI3
0.376
0.159
0.086
0.788
EFI4
0.483
0.147
0.120
0.807
EFI5
0.457
0.234
0.104
0.814
EFI6
0.466
0.221
0.128
0.803
NIL 1
0.206
0.177
0.565
0.763
NIL 2
0.151
0.131
0.458
0.837
NIL 3
0.099
0.143
0.446
0.838
NIL 4
0.097
0.156
0.404
0.841
NIL 5
0.093
0.157
0.438
0.844
NIL 6
0.141
0.133
0.396
0.739
PBA 1
0.168
0.429
0.284
0.893
PBA 2
0.120
0.405
0.234
0.878
K TSA 1
0.160
0.415
0.147
0.874
K TSA 2
0.152
0.346
0.090
0.840
K TSA 3
0.162
0.426
0.127
0.820
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab
J A DUA L 2: K EPUTUSA N MODEL PENGUK URA N.
K onstruk
Model
EF
Item Pengukuran
L oading
CR
AVE
EFI1
0.773
0.905
0.616
EFI2
0.720
EFI3
0.788
EFI4
0.807
EFI5
0.814
EFI6
0.803
NIL
NIL 1
0.763
0.902
0.658
NIL 2
0.837
NIL 3
0.838
NIL 4
0.841
NIL 5
0.844
NIL 6
0.739
PBA
PBA 1
0.878
0.879
0.784
PBA 2
0.893
K TSA
K TSA 1
0.874
0.881
0.713
K TSA 2
0.840
K TSA 3
0.820
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab.
K esahan konvergen pula dicapai apabila kesemua nilai kesahan komposit (CR) melepasi
tahap yang ditetapkan iaitu .70 (Chin, 2010; Hair et al., 1998) dan nilai purata varian ekstrak
(A V E) mencapai tahap minimum .50 (Henseler et al., 2009). Dalam J adual 3 di bawah,
kesemua nilai t melebihi aras signifikan 1.645 (signifikan pada tahap .05). Oleh yang
demikian, kesemua item pengukuran secara signifikan menerangkan konstruk kajian.
J A DUA L 3: RINGK A SA N HA SIL MODE L
K onstruk
Item
Standardized
Model
Pengukuran
estimate
EF
EFI1
0.101
EFI2
0.102
EFI3
0.089
EFI4
0.097
EFI5
0.082
EFI6
0.087
Nilai-t
2.669
1.721
1.878
2.386
2.462
2.823
8
NIL
NIL 1
0.055
4.399
NIL 2
0.046
3.973
NIL 3
0.047
4.198
NIL 4
0.043
5.048
NIL 5
0.042
5.167
NIL 6
0.053
3.443
PBA
PBA 1
0.029
18.939
PBA 2
0.030
19.673
K TSA
K TSA 1
0.023
17.645
K TSA 2
0.024
14.886
K TSA 3
0.024
16.776
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan
Bahasa A rab; K T SA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab.
J adual 4 pula menerangkan kesahan diskriminan, nilai kuasa dua A V E dan korelasi sesama
konstruk dalam model kajian akan diuji (Chin, 2010; K omiak & Benbasat, 2006). Hasil
analisis menunjukkan kesemua nilai kuasa dua A V E lebih besar daripada korelasi di antara
konstruk kajian. Oleh yang demikian, model pengukuran kajian memenuhi piawaian yang
telah ditetapkan.
J A DUA L 4: K ESA HA N DISK RIMINA N K ONSTRUK
K onstruk
EFI
NIL
PBA
K T SA
EFI
0.784
NIL
0.561
0.811
PBA
0.292
0.163
0.885
K TSA
0.470
0.144
0.186
0.844
Nota: Nilai teratas (dihitamkan) adalah punca kuasa dua kepada nilai A V E
manakala yang lain adalah korelasi.
K ebolehpercayaan pemboleh ubah kajian ini diukur menggunakan nilai A lpha Cronbach.
Nilai yang diperoleh perlu melepasi tahap minimum yang ditetapkan iaitu .70 (Cronbach,
1951). Dalam jadual 5 di bawah, kesemua kebolehpercayaan dalaman adalah di antara .725
hingga .895 yang jelas menunjukkan nilai yang dapat diterima untuk kajian ini.
J A DUA L 5: HA SIL UJ IA N K EBOL EHPERCA Y A A N
K onstruk
Model
EF
NIL
PBA
K TSA
Item
Pengukuran
EFI1
EFI2
EFI3
EFI4
EFI5
EFI6
NIL 1
NIL 2
NIL 3
NIL 4
NIL 5
NIL 6
PBA 1
PBA 2
K TSA 1
K TSA 2
K TSA 3
A lfa
C ronbach
(α )
0.876
L oading
Bilangan
Item
0.720-0.814
6
0.895
0.739-0.840
6
0.725
0.878-0.893
2
0.799
0.826-0.872
3
9
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Sastera A rab.
Oleh yang demikian, model pengukuran bagi item yang terlibat dalam kajian ini adalah
memuaskan dan menghasilkan bukti yang mencukupi berkaitan kesahan konvergen, kesahan
diskriminan dan kebolehpercayaan item.
A nalisis Model K ajian
Hasil analisis menunjukkan antara konstruk motivasi yang dianalisis, hanya NIL sahaja
mempengaruhi K T SA manakala EF tidak menunjukkan hubungan yang signifikan. Hasil
analisis juga mengesahkan peranan PBA dalam mempengaruhi hubungan di antara EF
dengan K T SA . Terdapat pengaruh PBA terhadap hubungan tersebut walaupun hubungan EF
dengan K TSA masih lagi tidak signifikan. Walaupun demikian, tidak terdapat pengaruh PBA
yang signifikan terhadap hubungan di antara NIL dengan K TSA . Rajah 2 dan jadual 6 di
bawah menunjukkan dapatan analisis yang dijalankan.
R A J A H 2: K EPUTUSA N A NA L ISIS L A L UA N
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab
Sebelum ujian hipotesis dijalankan, pengkaji menganalisis pengukuran kesepadanan global
(GoF) untuk mendapatkan kesepadanan model kajian (Chin, 1998). Untuk itu, punca kuasa
dua purata A V E didarab dengan R2 untuk mendapatkan nilai tersebut. Nilai yang diperoleh
adalah sebanyak 0.467, dan nilai ini telah melepasi aras tinggi bagi nilai GoF iaitu.36 untuk
menyokong kesahan model kesepadanan kajian (Wetzels et al., 2009). Nilai yang besar ini
adalah berdasarkan tahap nilai yang dicadangkan oleh A kter et al., (2011) iaitu GoFsmall=.1,
GoFmedium=.25 dan GoFlarge=.36.
10
Dalam kajian berkaitan kesan moderator PBA terhadap hubungan motivasi dengan K TSA ,
perubahan saiz kesan di antara R 2 model utama dengan model yang dimasukkan terma
interaksi akan dinilai. Dengan menggunakan kaedah pendekatan indikator hasil (Chin et al.,
2003), terdapat perubahan daripada R 2 model asal dengan R 2 model moderator yang
ditambah 2 terma interaksi iaitu EF dan NIL dengan PBA menunjukkan pertambahan varian
sebanyak 3.6%. K esan saiz kesan dikira menggunakan formula R 2 interaksi ditolak R 2 model
dibahagi dengan 1 ditolak R 2 interaksi. Berdasarkan analisis saiz kesan yang mengikut garis
panduan yang diberikan oleh Cohen (1988) iaitu 0.02=kecil, 0.15=sederhana dan 0.35=besar,
F 2 sebanyak 0.049 dianggap kecil. Menurut Chin et al. (2003), saiz kesan yang kecil tidak
semestinya diabaikan. Walaupun saiznya adalah kecil, dapatan mungkin amat bermakna dan
perlu diambil kira dalam keadaan moderator yang ekstrim sekiranya perubahan pada nilai
beta adalah bernilai. Dalam konteks motivasi untuk memahami teks sastera A rab yang
rendah, perubahan yang diperoleh ini cukup bermakna.
Seterusnya, analisis bootstrapping dengan jumlah 500 persampelan semula dilakukan untuk
menghasilkan standard error dan nilai t. Hasil analisis diringkaskan seperti berikut:
J A DUA L 6: UJ IA N HIPOTESIS
Hipotesis
Hubungan
H1
EF. > K TSA
H2
V A L . > K TSA
H3
PBA *E F. > K TSA
H4
PBA *V A L .>K TSA
**p
Penguasaan Bahasa A rab Sebagai Pemangkin T erhadap Pengaruh T ersebut
Muhammad Saiful A nuar bin Y usoff
A kademi Pengajian Bahasa
UiTM K elantan, K ampus Machang
Machang, K elantan
saifmadini72@gmail.com
Muhammad L uqman Ibnul Hakim bin Mohd Saad
A kademi Pengajian Bahasa
UiTM K elantan, K ampus Machang
Machang, K elantan
luqman701@kelantan.uitm.edu.my
Zawiah binti Seman
SMK A gama Wataniah
Machang, K elantan
zawiah_seman@yahoo.com
Abstrak— Motivasi memainkan peranan yang penting dalam mendorong dan mengekalkan
proses membaca teks yang sukar dan kompleks. Objektif kajian ini adalah untuk mengkaji
pengaruh motivasi terhadap kefahaman bacaan teks subjek sastera Arab (K TSA) dengan
mengambil kira penguasaan bahasa Arab (PBA) sebagai pemangkin (moderator) terhadap
pengaruh tersebut dalam konteks bacaan teks sastera Arab di peringkat STAM. Dimensi
motivasi yang dikaji adalah efikasi kendiri (EF ) dan nilai (NIL), penguasaan bahasa Arab
(PBA) yang berdasarkan skor ujian Nahu dan Insya’ dan kefahaman bacaan teks subjek
sastera Arab (KTSA) yang berdasarkan skor ujian aneka pilihan bagi tiga jenis teks subjek
sastera Arab. Data dikumpulkan melalui pengedaran soalan selidik menggunakan instrumen
MSLQ Pintrich et al. (1991), skor ujian penguasaan bahasa Arab dan kefahaman bacaan
teks subjek sastera Arab terhadap sampel kajian seramai 386 responden yang mengambil
subjek Sastera Arab dalam peperiksaan Sijil Tinggi Agama Malaysia (STAM) di Kelantan.
SMART PLS 2.0 (M3) yang menggunakan analisis laluan dan bootstraping digunakan untuk
mengkaji standard error dan nilai t. Hasil kajian menunjukkan hanya dimensi NIL sahaja
secara signifikannya mempengaruhi KTSA manakala EF tidak mempengaruhi K TSA. PBA
mempengaruhi hubungan motivasi dengan KTSA hanya pada satu dimensi sahaja iatu EF
walaupun saiz kesan yang diperoleh adalah kecil. Kehadiran faktor PBA mengisi lompang
kelemahan hubungan EF dengan KTSA yang seterusnya menjadi faktor pemangkin kepada
hubungan EF dengan KTSA. Implikasi, batasan dan kajian lanjutan dibincangkan.
Kata Kunci— Efikasi Kendiri, Nilai Subjek Sastera dan Kefahaman Bacaan Teks Subjek
Sastera Arab.
1
PE NGE NA L A N
Subjek sastera memainkan peranan yang penting dalam meningkatkan tahap kecekapan
penggunaan bahasa bagi membolehkan penghayatan teks-teks yang kaya dengan nilai
estetika, pemikiran dan budaya berlaku (Termuzi, 1999). Sehubungan itu, subjek sastera
A rab diperkenalkan secara bersepadu dalam kurikulum pembelajaran di menengah agama di
Malaysia dan menjadi subjek yang wajib diambil dalam peperiksaan Sijil T inggi A gama
Malaysia (STA M) (Ismail et al, 2014). Hasil yang diharapkan ialah pelajar dapat memahami
pelbagai jenis teks seperti al-Quran, al-Hadis dan hasil-hasil karya sastera A rab yang lain
(Sohair, 1999). Tempoh integrasi subjek sastera A rab dalam kurikulum bahasa A rab bermula
tingkatan empat sehinggalah ke peringkat menengah atas (STA M) dijangka dapat
menyediakan asas yang kukuh kepada pelajar untuk menghadapi dunia pembelajaran di
peringkat yang lebih tinggi. Namun, rungutan berkaitan kelemahan bacaan pelajar yang
mengikuti pengajian dalam jurusan bahasa A rab sering kedengaran di peringkat pengajian di
universiti-universiti tempatan dan luar negara. Mereka tidak mampu memahami teks sastera
A rab (A bdullah Tahmin, 1999) bahkan lebih parah, ayat-ayat biasa yang mudah pun tidak
mampu difahami. K elemahan ini menyebabkan kemampuan lepasan STA M diragui.
Seringkali, kelemahan bacaan dikaitkan dengan motivasi belajar yang rendah (A nuar, 2012;
Sohair, 1999) dan kelemahan penguasaan asas bahasa A rab (Zulazhan et al, 2011, Rosni et al,
2008). Dengan demikian, kajian diperlukan untuk memahami pengaruh motivasi pelajar
terhadap bacaan teks subjek sastera A rab dan pengaruh penguasaan bahasa A rab terhadap
hubungan di antara motivasi dengan kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab di peringkat
STA M. Dengan ini, objektif kajian ini adalah untuk (i) melihat hubungan di antara dua
dimensi motivasi dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab dan (ii) melihat pengaruh
penguasaan bahasa A rab terhadap hubungan dua dimensi motivasi dengan kefahaman bacaan
teks sastera A rab.
L A T A R BE L A K A NG K ONSE P
K E F A HA MA N T E K S SA ST E R A
DA N
HIPOT E SIS
MOT IV A SI
DE NGA N
K efahaman bacaan merujuk kepada keupayaan menubuh, mentafsir dan menilai bahan
bacaan (Marohaini, 1999). Dengan kata lain, kefahaman adalah hasil daripada proses bacaan
(A lderson, 2000). K eupayaan membaca dan memahami teks bacaan melibatkan banyak
faktor pada tahap yang berbeza (Phakiti, 2006). Dalam memahami sesuatu teks bacaan,
proses mengeluar dan membina makna melalui interaksi dan penglibatan pembaca dengan
bahan bertulis berlaku serentak (Rand Reading Study Group, 2002). Proses kognitif yang
berlaku ini amat kompleks dan ia memerlukan kepada motivasi yang tinggi untuk menggerak
dan mengaktifkannya. Dalam situasi ini, motivasi merupakan aspek yang penting dalam
proses membaca kerana proses bacaan memerlukan banyak usaha dan penetapan pilihan
untuk melakukannya (Wigfield et al., 2004).
Dijangkakan bahawa pembaca yang
bermotivasi tinggi sahaja akan meneruskan proses bacaan manakala bagi pelajar yang
bermotivasi rendah, kebarangkalian untuk meninggalkan proses bacaan adalah tinggi.
K ajian di Barat memperlihatkan kepentingan motivasi dalam proses pembelajaran. Sebagai
contoh, motivasi intrinsik, penglibatan dalam aktiviti bacaan, minat individu dan keyakinan
diri didapati mempengaruhi pembelajaran (Dweck dan L eggett, 1988; Schunk &
Zimmerman, 1994). Begitu juga sebaliknya, pembelajaran akan mempengaruhi motivasi.
Dalam konteks bacaan dalam bahasa kedua, aspek motivasi masih lagi dianggap faktor yang
penting walaupun kurang diberi perhatian berbanding dengan faktor-faktor lain. Hal ini
2
mungkin disebabkan oleh sumbangannya yang dianggap kecil terutama apabila kajian
melibatkan pelajar yang berbeza bangsa dan etnik (Svane, 1987).
Dalam pembelajaran dan pemerolehan kemahiran bahasa A rab, kajian berkaitan faktor
motivasi menghasilkan dapatan yang pelbagai dan masih lagi belum esklusif. K ajian Misnan
(1999) memperlihatkan pengaruh motivasi yang tinggi terhadap pembelajaran dan
pencapaian pelajar dalam Penilaian Menengah Rendah (PMR) dan secara sederhana
mempengaruhi kemahiran berbahasa A rab secara spesifik seperti membaca (Dahab, 1997)
dan mendengar (Nik Mohd Rahimi, Zamri & K amarulzaman, 2008). Namun, kajian yang
melihat motivasi berdasarkan dimensi yang lebih khusus seperti efikasi kendiri dan nilai
tugasan tidak memperlihatkan pengaruh yang jelas terhadap pencapaian akademik pelajar
(Mohamad A zrien & Mohd A lwee, 2009). Dapatan yang tidak konsisten ini mungkin
disebabkan oleh dimensi motivasi berbeza yang diguna pakai dalam kajian-kajian tersebut.
K ebanyakan teori motivasi moden menumpukan kepada tiga aspek utama iaitu jangkaan
kepercayaan diri, nilai dan pencapaian (Eccles, Wigfield, & Schiefele, 1998). Dalam bacaan
bahasa kedua, kajian Mori (2002) mendapati jangkaan kejayaan dalam bacaan dan nilai yang
diperoleh daripada proses bacaan merupakan dua faktor utama motivasi. Dua faktor ini
menjadi komponen asas dalam model Eccles et al. (1983) yang berteraskan kepada teori
efikasi kendiri Bandura (1997) dan Feather (1988, 1992). K edua-dua komponen ini
berhubungan secara positif antara satu sama lain. Seseorang pelajar cenderung untuk menilai
secara positif sesuatu tugasan yang mereka fikir dapat dilaksanakan dengan baik dan begitu
juga sebaliknya (Eccles & Wigfield, 1995). K esesuaian dua komponen ini dalam menilai
motivasi membaca pelajar pada peringkat pengajian yang tinggi menjadikan model Eccles et
al. (1983) wajar digunakan dalam kajian bacaan dalam bahasa kedua dan bahasa asing.
E fikasi K endiri (E F )
Efikasi kendiri merujuk kepada penilaian seseorang terhadap kebolehan untuk mengurus dan
memutuskan beberapa siri tindakan yang diperlukan untuk mengekalkan jenis pencapaian
yang telah dirangka dan dirancang (Bandura, 1997). Ia dijangka akan mempengaruhi
pemilihan sesuatu aktiviti, usaha, kegigihan dan pencapaian (Bandura, 1997; Shunk &
Zimmerman, 2007). Pelajar yang percaya mereka memiliki kemahiran dalam melaksanakan
sesuatu tugasan akan lebih bersedia, bekerja keras dan gigih dalam jangka masa yang lama
apabila berhadapan dengan kesukaran dalam sesuatu tugasan. Mereka juga dilihat mendapat
keputusan yang lebih tinggi (Shunk & Zimmerman, 2007). A ntara sumber keyakinan diri
seseorang pelajar, pencapaian yang lalu (enactive mastery), galakan guru dan rakan sebaya.
Pelajar yang dapat mengenal pasti tahap kejayaan mereka dalam menyelesaikan tugasan
sukar dan menjawab soalan sukar akan meningkatkan tahap efikasi kendirinya. Pendedahan
kepada model atau contoh seperti guru dan rakan sebaya juga dapat meningkatkan efikasi
kendiri. Guru boleh memberikan model kemahiran yang diperlukan walaupun model
daripada pelajar yang sama tahap dengan diri mereka adalah lebih baik (Shunk, 1987).
Pelajar percaya jika rakan mereka boleh berjaya, kenapa tidak dengan diri mereka. J ika
contoh sebaliknya yang berlaku, ini juga akan mengurangkan keyakinan diri kereka. Galakan
daripada guru dengan menggunakan ungkapan positif seperti “Berusahalah dan kamu akan
berjaya” boleh meningkat keyakinan diri pelajar sekiranya galakan tersebut selari dengan
keputusan sebenar yang diperolehi oleh pelajar. K egagalan yang dihadapi oleh mereka akan
menyebabkan galakan daripada guru itu tidak lagi bermakna (Shunk & Zimmerman, 2007).
3
K ajian-kajian berkaitan pengaruh EF terhadap kefahaman teks bacaan juga menghasilkan
dapatan yang masih lagi tidak ekslusif. Sebahagian kajian memperlihatkan hubungan yang
positif di antara EF dengan kefahaman bacaan (Habibian & Roslan, 2014; Solheim, 2011;
Taboada et al, 2008; Braten et al, 2012) manakala sebahagian lagi gagal menjelaskan
sebarang hubungan yang signifikan (Guthrie, Wigfield, Metsala, and Cox, 1999; Guthrie et
al., 2007; A ndrusic, 2011). Habibian dan Roslan (2014) mendapati terdapat hubungan
sederhana yang signifikan yang sederhana di antara efikasi kendiri dengan kefahaman bacaan
(β=0.624). Solheim (2011) mendapati EF masih lagi mempengaruhi secara signifikan
kefahaman bacaan teks yang berlainan format ujian (soalan aneka pilihan dan esei) walaupun
faktor penguasaan kosa kata, kefahaman mendengar dan kebolehan bukan verbal dikawal.
K ajian beliau memperlihatkan pengaruh EF yang signifikan walaupun lemah (MC (R 2=0.26)
dan CR (R 2=0.20). K ajian Braten et al. (2012) juga menunjukkan EF masih mempengaruhi
kefahaman bacaan (β=0.29) walaupun kemahiran pengecaman perkataan (linguistik) di
masukkan ke dalam model kajian. Taboada et al. (2008) juga mendapati EF yang merupakan
sebahagian daripada motivasi dalaman mempengaruhi secara signifikan kefahaman bacaan
dalam bahasa Inggeris walaupun faktor selain daripada penguasaan bahasa seperti
penggunaan strategi dan pengetahuan umum teks bacaan dikawal. Secara umum, EF masih
lagi mempengaruhi kefahaman bacaan walaupun faktor linguistik di kawal. Namun
hubungan yang diperoleh kebanyakannya adalah rendah.
Oleh yang demikian, hipotesis pertama bagi kajian ini:
H1: EF mempengaruhi secara positif kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab.
Nilai (NIL )
Feather (1988, 1992) memberikan definisi nilai pada sesuatu tugasan sebagai satu set
kepercayaan umum yang stabil terhadap apa yang diingini. J angkaan hasil seperti untuk
mendapatkan markah yang baik atau kepentingan subjek yang dipelajari akan mempengaruhi
penglibatan mereka dalam aktiviti pembelajaran yang mereka percaya akan menghasilkan
hasil yang positif (Shell, Murpy dan Bruning, 1989). Nilai yang diperoleh daripada proses
bacaan seperti yang dijelaskan oleh Eccles et al. (1983) dan Wigfield (1994) adalah
berdasarkan kepada tiga komponen asas iaitu nilai kepentingan tugasan (attainment),
keseronokan atau minat (intrinsic) dan kebergunaan tugasan (utility).
Walaupun seseorang pelajar mempunyai keyakinan yang tinggi, mereka tidak akan terlibat
dalam sesuatu aktiviti pembelajaran sekiranya tidak ada hasil positif daripada usaha mereka.
J angkaan nilai atau kepentingan sesuatu proses bacaan akan mempengaruhi tingkah laku
pembelajaran kerana pelajar kurang menunjukkan minat pada aktiviti yang mereka jangkakan
tiada bernilai (Eccles & Wigfield, 2002). Sebaliknya, pelajar yang menjangkakan aktiviti
tersebut bernilai dan percaya ia akan menerbitkan hasil yang positif akan melakukan aktiviti
bacaan walaupun ketiadaan keyakinan diri untuk melakukannya dengan baik. Dianggarkan
keyakinan diri seseorang pembaca yang mempunyai jangkaan hasil dan nilai subjek yang
positif akan mempengaruhi usaha, kegigihan dan pencapaian (Bandura, 1986).
K ajian berkaitan pengaruh nilai atau faedah yang diperoleh daripada aktiviti membaca juga
menghasilkan dapatan yang pelbagai. K noll (2000), Y amashita (2004) dan Ghaith dan
Bouzeineddine (2003) menunjukkan terdapat hubungan yang signifikan di antara NIL dengan
kefahaman bacaan manakala kajian Sani dan Zain (2011), Solheim (2011) dan Braten (2012)
memperoleh dapatan sebaliknya. K noll (2000) mendapati hubungan nilai intrinsik dengan
kefahaman bacaan sastera bahasa Inggeris adalah tinggi (0.73). Y amashita (2004) pula
4
menyediakan bukti yang menunjukkan sebahagian daripada dimensi sikap terhadap subjek
dalam bahasa pertama dapat dipindahkan ke dalam bacaan dalam bahasa kedua dan ia
mempengaruhi kefahaman bacaan dalam bahasa kedua walaupun tahap pengaruhnya adalah
rendah. Ghaith dan Bouzeineddine (2003) juga mendapati sikap pelajar berkorelasi positif
dengan pencapaian mereka dalam memahami teks bacaan (r=0.44). Dornyei (1990) dalam
kajian beliau terhadap pembelajaran bahasa Inggeris di kalangan pelajar Hungary mendapati
motivasi instrumental yang melibatkan kepentingan dan keperluan untuk berjaya dalam
sesuatu subjek mempengaruhi motivasi pelajar hanya pada peringkat permulaan sahaja. Pada
peringkat lebih tinggi, ia tidak lagi signifikan dan motivasi pelajar lebih didorong oleh
motivasi integratif.
Oleh yang demikian, hipotesis bagi kajian ini:
H2:NIL secara positif akan mempengaruhi kefahaman bacaan teks subjek sastera A rab.
Penguasaan Bahasa A rab dan Motivasi (PBA )
Dalam memahami teks bacaan, penguasaan kosa kata dan kemahiran sintaksis (tatabahasa)
telah dibuktikan mempengaruhi secara langsung kefahaman bacaan. Dalam bahasa pertama,
Davis (1944) mendapati kemahiran ini mewakili 89% daripada varian dalam kefahaman
bacaan. Bernhard (2005) pula mendapati penguasaan bahasa kedua mewakili 30% daripada
varian kefahaman bacaan berbanding dengan faktor literasi dalam bahasa pertama (20%).
Penguasaan bahasa diperlukan oleh setiap pembaca walaupun telah memiliki kemahiran
membaca yang tinggi (Nassaji, 2003). Ia juga berperanan mengimbangi kelemahan bacaan
teks yang tidak biasa di baca (A l-Shumaimeri, 2006).
Di sebalik peranannya secara langsung terhadap kefahaman bacaan, penguasaan bahasa juga
didapati mempengaruhi motivasi. Berdasarkan teori efikasi kendiri Bandura (1997), tahap
kejayaan dan kegagalan seseorang dalam sesuatu tugasan pembelajaran lalu mempengaruhi
penilaian seseorang terhadap keupayaan dirinya. K ejayaan lalu akan meningkatkan
keyakinan diri manakala kegagalan yang berterusan akan memberikan impak sebaliknya.
Selain itu, persepsi terhadap kemampuan diri seseorang juga mempengaruhi keyakinan diri.
Menurut Dweck (1991, 1999), pelajar yang berpegang kepada teori incremental percaya
pelajar percaya mereka mampu menjalankan sesuatu aktiviti sekiranya pengetahuan dan
kemahiran yang diperlukan bagi aktiviti tersebut diperoleh melalui usaha dan pembelajaran.
K ajian lalu menunjukkan perbezaan motivasi dalam pembelajaran bahasa adalah secara tidak
langsung dipengaruhi oleh tahap penguasaan bahasa yang berbeza. Tsuchiya (2006a, 2006b)
mendapati terdapat perbezaan di kalangan pelajar yang cemerlang dan lemah. Motivasi yang
lemah di kalangan pelajar yang tinggi penguasaan bahasa disebabkan beberapa faktor luaran
seperti kelas, guru, sikap negatif kumpulan dan pembelajaran bahasa Inggeris yang wajib
manakala pelajar yang rendah penguasaan bahasa bukan sahaja disebabkan faktor luaran
sahaja, bahkan juga melibatkan faktor dalaman seperti efikasi kendiri yang kurang. K ajian
beliau ini memperlihatkan hubung kait di antara penguasaan bahasa yang rendah dengan
efikasi kendiri yang lemah. Dalam kajian K im (2009), dapatan yang diperolehi menunjukkan
minat dan nilai pembelajaran bahasa Inggeris di K orea menurun disebabkan kesukaran dalam
proses pembelajaran. Bagi kumpulan penguasaan bahasa yang tinggi, antara faktor yang
mempengaruhi motivasi ialah kelas pembelajaran yang berorientasikan peperiksaan dan
kurikulum pembelajaran yang berfokuskan kepada aspek tatabahasa. K esukaran yang
melibatkan aspek penguasaan bahasa ini dilihat memberi kesan terhadap minat dan nilai
5
subjek terhadap pelajar. Selain itu, kajian-kajian yang dilakukan berkaitan pengaruh efikasi
kendiri dan nilai tugasan terhadap kefahaman bacaan kebanyakannya menunjukkan kekuatan
hubungan motivasi yang sederhana dan rendah dengan kefahaman bacaan (Taboada, 2008;
Braten et al, 2012; T obing, 2013; Solheim, 2011; Sani & Zain, 2011 dan Habibian & Roslan,
2014) manakala sebahagian kajian tidak menunjukkan sebarang hubungan yang signifikan
(Guthrie, Wigfield, Metsala & Cox, 1999; Guthrie, 2007; A ndrusic, 2011). Hubungan yang
lemah dan tidak konsisten di antara efikasi kendiri dan nilai tugasan dengan kefahaman
bacaan secara tidak langsung menunjukkan wujudnya pengaruh penguasaan bahasa terhadap
hubungan tersebut terutama apabila faktor penguasaan bahasa di masukkan ke dalam model
kajian.
Dalam bahasa A rab, persoalan ini masih lagi belum dikaji. K ajian Muhammad Saiful A nuar
et al., (2011) hanya membuktikan pengaruh penggunaan strategi terhadap hubungan efikasi
kendiri dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab. Pengaruh penguasaan bahasa terhadap
hubungan dua dimensi motivasi ini dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab masih lagi
menjadi persoalan.
Berdasarkan dapatan kajian di atas, hipotesis ketiga dan keempat bagi kajian ini:
H3: Penguasaan bahasa A rab secara positif akan mempengaruhi hubungan efikasi kendiri
dengan kefahaman bacaan teks sastera A rab STA M.
H4: Penguasaan bahasa A rab secara positif akan mempengaruhi hubungan nilai dengan
kefahaman bacaan teks sastera A rab.
R A J A H 1: MODEL K A J IA N
Nota: EF = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K T SA = K efahaman Teks Sastera A rab
6
K A E DA H K A J IA N
Sebelum kajian sebenar dijalankan, kajian rintis telah dilakukan pada sebuah sekolah agama
di K elantan dengan jumlah sampel seramai 100 orang responden untuk melihat kesahan dan
kebolehtadbiran soal selidik. Sebanyak 450 borang soal selidik telah telah di edarkan di 10
buah sekolah agama di K elantan. Pemilihan sekolah ini adalah berdasarkan kaedah rawak
berstrata yang mengambil kira peratusan pelajar mengikut jajahan, jenis sekolah dan jantina.
Daripada 450 borang soal selidik yang diedarkan, sebanyak 384 daripadanya adalah lengkap.
Bahagian A daripada soal selidik adalah berkaitan maklumat demografi responden diikuti
bahagian B yang berkaitan dengan item motivasi. Sebanyak 14 item motivasi di adaptasikan
daripada konstruk motivasi MSL Q Pintrich et al. (1991) dan item ini menggunakan skala
L ikert 10 point.
Responden di edarkan tiga petikan yang mengandungi soalan kefahaman berkaitan teks
sejarah kesusasteraan A rab, teks puisi dan teks prosa A rab yang mengandungi dua puluh
soalan aneka pilihan. K esahan muka, kandungan dan kebolehpercayaannya telah diuji pada
peringkat kajian rintis.
DA PA T A N K A J IA N
A nalisis melibatkan tiga model laluan diikuti dengan teknik bootstrapping (Hair, 2011; Chin,
1998). SmartPL S (M3) digunakan untuk menganalisis model kajian. J umlah 500
persampelan semula digunakan untuk menghasilkan standard error dan nilai t. PL S dapat
memberikan jangkaan kesan moderator yang lebih tepat dengan mengambil kira ralat yang
boleh mempengaruhi jangkaan korelasi di antara pemboleh ubah kajian serta menambah baik
teori yang dianalisis (Hair et al., 2012). Pertama sekali, kesahan konvergen iaitu tahap
pelbagai item mengukur konsep yang sama akan dianalisis. Seterusnya, analisis kesahan
discriminan iaitu nilai konsep yang diukur bukan refleksi kepada beberapa pemboleh ubah
lain. Ini dapat dikenali melalui korelasi yang rendah di antara item konstruk yang dikaji
dengan item konstruk lain (Cheung & L ee, 2010). Ia juga dikaji dengan membuat
perbandingan di antara kuasa dua korelasi di antara konstruk dengan varian yang diekstrak
bagi satu konstruk (Fornell & L arcker, 1981). A khir sekali, nilai alfa Cronbach dianalisis
untuk mengesahkan konsistensi hubungan di antara item dalam satu konstruk (Nunnally &
Bernstein, 1994).
A nalisis Model Pengukuran
Pertama sekali analisis faktor komformatori (CFA ) dilakukan untuk menguji
kebolehpercayaan item, kesahan konvergen dan kesahan diskriminan bagi semua skala
pengukuran. Berdasarkan J adual 1 dan 2 di bawah, semua muatan (loading) setiap item
melebihi aras minimum yang ditetapkan iaitu .60 (Chin, 1998). Hanya dua item EF
digugurkan iaitu EFI7 dan EFI8 kerana tidak mencapai aras minimum yang telah ditetapkan.
Secara keseluruhannya, konsistensi dalaman telah dicapai.
J A DUA L 1: LOADING DA N CROSS LOADING
E fikasi
K endiri
Nilai
Penguasaan
BA
K efahaman
Sastera
7
EFI1
0.407
0.352
0.140
0.773
EFI2
0.455
0.231
0.080
0.720
EFI3
0.376
0.159
0.086
0.788
EFI4
0.483
0.147
0.120
0.807
EFI5
0.457
0.234
0.104
0.814
EFI6
0.466
0.221
0.128
0.803
NIL 1
0.206
0.177
0.565
0.763
NIL 2
0.151
0.131
0.458
0.837
NIL 3
0.099
0.143
0.446
0.838
NIL 4
0.097
0.156
0.404
0.841
NIL 5
0.093
0.157
0.438
0.844
NIL 6
0.141
0.133
0.396
0.739
PBA 1
0.168
0.429
0.284
0.893
PBA 2
0.120
0.405
0.234
0.878
K TSA 1
0.160
0.415
0.147
0.874
K TSA 2
0.152
0.346
0.090
0.840
K TSA 3
0.162
0.426
0.127
0.820
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab
J A DUA L 2: K EPUTUSA N MODEL PENGUK URA N.
K onstruk
Model
EF
Item Pengukuran
L oading
CR
AVE
EFI1
0.773
0.905
0.616
EFI2
0.720
EFI3
0.788
EFI4
0.807
EFI5
0.814
EFI6
0.803
NIL
NIL 1
0.763
0.902
0.658
NIL 2
0.837
NIL 3
0.838
NIL 4
0.841
NIL 5
0.844
NIL 6
0.739
PBA
PBA 1
0.878
0.879
0.784
PBA 2
0.893
K TSA
K TSA 1
0.874
0.881
0.713
K TSA 2
0.840
K TSA 3
0.820
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab.
K esahan konvergen pula dicapai apabila kesemua nilai kesahan komposit (CR) melepasi
tahap yang ditetapkan iaitu .70 (Chin, 2010; Hair et al., 1998) dan nilai purata varian ekstrak
(A V E) mencapai tahap minimum .50 (Henseler et al., 2009). Dalam J adual 3 di bawah,
kesemua nilai t melebihi aras signifikan 1.645 (signifikan pada tahap .05). Oleh yang
demikian, kesemua item pengukuran secara signifikan menerangkan konstruk kajian.
J A DUA L 3: RINGK A SA N HA SIL MODE L
K onstruk
Item
Standardized
Model
Pengukuran
estimate
EF
EFI1
0.101
EFI2
0.102
EFI3
0.089
EFI4
0.097
EFI5
0.082
EFI6
0.087
Nilai-t
2.669
1.721
1.878
2.386
2.462
2.823
8
NIL
NIL 1
0.055
4.399
NIL 2
0.046
3.973
NIL 3
0.047
4.198
NIL 4
0.043
5.048
NIL 5
0.042
5.167
NIL 6
0.053
3.443
PBA
PBA 1
0.029
18.939
PBA 2
0.030
19.673
K TSA
K TSA 1
0.023
17.645
K TSA 2
0.024
14.886
K TSA 3
0.024
16.776
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan
Bahasa A rab; K T SA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab.
J adual 4 pula menerangkan kesahan diskriminan, nilai kuasa dua A V E dan korelasi sesama
konstruk dalam model kajian akan diuji (Chin, 2010; K omiak & Benbasat, 2006). Hasil
analisis menunjukkan kesemua nilai kuasa dua A V E lebih besar daripada korelasi di antara
konstruk kajian. Oleh yang demikian, model pengukuran kajian memenuhi piawaian yang
telah ditetapkan.
J A DUA L 4: K ESA HA N DISK RIMINA N K ONSTRUK
K onstruk
EFI
NIL
PBA
K T SA
EFI
0.784
NIL
0.561
0.811
PBA
0.292
0.163
0.885
K TSA
0.470
0.144
0.186
0.844
Nota: Nilai teratas (dihitamkan) adalah punca kuasa dua kepada nilai A V E
manakala yang lain adalah korelasi.
K ebolehpercayaan pemboleh ubah kajian ini diukur menggunakan nilai A lpha Cronbach.
Nilai yang diperoleh perlu melepasi tahap minimum yang ditetapkan iaitu .70 (Cronbach,
1951). Dalam jadual 5 di bawah, kesemua kebolehpercayaan dalaman adalah di antara .725
hingga .895 yang jelas menunjukkan nilai yang dapat diterima untuk kajian ini.
J A DUA L 5: HA SIL UJ IA N K EBOL EHPERCA Y A A N
K onstruk
Model
EF
NIL
PBA
K TSA
Item
Pengukuran
EFI1
EFI2
EFI3
EFI4
EFI5
EFI6
NIL 1
NIL 2
NIL 3
NIL 4
NIL 5
NIL 6
PBA 1
PBA 2
K TSA 1
K TSA 2
K TSA 3
A lfa
C ronbach
(α )
0.876
L oading
Bilangan
Item
0.720-0.814
6
0.895
0.739-0.840
6
0.725
0.878-0.893
2
0.799
0.826-0.872
3
9
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Sastera A rab.
Oleh yang demikian, model pengukuran bagi item yang terlibat dalam kajian ini adalah
memuaskan dan menghasilkan bukti yang mencukupi berkaitan kesahan konvergen, kesahan
diskriminan dan kebolehpercayaan item.
A nalisis Model K ajian
Hasil analisis menunjukkan antara konstruk motivasi yang dianalisis, hanya NIL sahaja
mempengaruhi K T SA manakala EF tidak menunjukkan hubungan yang signifikan. Hasil
analisis juga mengesahkan peranan PBA dalam mempengaruhi hubungan di antara EF
dengan K T SA . Terdapat pengaruh PBA terhadap hubungan tersebut walaupun hubungan EF
dengan K TSA masih lagi tidak signifikan. Walaupun demikian, tidak terdapat pengaruh PBA
yang signifikan terhadap hubungan di antara NIL dengan K TSA . Rajah 2 dan jadual 6 di
bawah menunjukkan dapatan analisis yang dijalankan.
R A J A H 2: K EPUTUSA N A NA L ISIS L A L UA N
Nota: E F = Efikasi K endiri; NIL = Nilai; PBA = Penguasaan Bahasa A rab;
K TSA = K efahaman Teks Subjek Sastera A rab
Sebelum ujian hipotesis dijalankan, pengkaji menganalisis pengukuran kesepadanan global
(GoF) untuk mendapatkan kesepadanan model kajian (Chin, 1998). Untuk itu, punca kuasa
dua purata A V E didarab dengan R2 untuk mendapatkan nilai tersebut. Nilai yang diperoleh
adalah sebanyak 0.467, dan nilai ini telah melepasi aras tinggi bagi nilai GoF iaitu.36 untuk
menyokong kesahan model kesepadanan kajian (Wetzels et al., 2009). Nilai yang besar ini
adalah berdasarkan tahap nilai yang dicadangkan oleh A kter et al., (2011) iaitu GoFsmall=.1,
GoFmedium=.25 dan GoFlarge=.36.
10
Dalam kajian berkaitan kesan moderator PBA terhadap hubungan motivasi dengan K TSA ,
perubahan saiz kesan di antara R 2 model utama dengan model yang dimasukkan terma
interaksi akan dinilai. Dengan menggunakan kaedah pendekatan indikator hasil (Chin et al.,
2003), terdapat perubahan daripada R 2 model asal dengan R 2 model moderator yang
ditambah 2 terma interaksi iaitu EF dan NIL dengan PBA menunjukkan pertambahan varian
sebanyak 3.6%. K esan saiz kesan dikira menggunakan formula R 2 interaksi ditolak R 2 model
dibahagi dengan 1 ditolak R 2 interaksi. Berdasarkan analisis saiz kesan yang mengikut garis
panduan yang diberikan oleh Cohen (1988) iaitu 0.02=kecil, 0.15=sederhana dan 0.35=besar,
F 2 sebanyak 0.049 dianggap kecil. Menurut Chin et al. (2003), saiz kesan yang kecil tidak
semestinya diabaikan. Walaupun saiznya adalah kecil, dapatan mungkin amat bermakna dan
perlu diambil kira dalam keadaan moderator yang ekstrim sekiranya perubahan pada nilai
beta adalah bernilai. Dalam konteks motivasi untuk memahami teks sastera A rab yang
rendah, perubahan yang diperoleh ini cukup bermakna.
Seterusnya, analisis bootstrapping dengan jumlah 500 persampelan semula dilakukan untuk
menghasilkan standard error dan nilai t. Hasil analisis diringkaskan seperti berikut:
J A DUA L 6: UJ IA N HIPOTESIS
Hipotesis
Hubungan
H1
EF. > K TSA
H2
V A L . > K TSA
H3
PBA *E F. > K TSA
H4
PBA *V A L .>K TSA
**p