lampiran 4.1 - 4.9

38
LAMPIRAN 4.1 Tabel 4.1.1 Deskripsi Data Pretest dan Posttest Kelas Eksperimen No X Y 1 30 60 900 3600 2 26 56 676 3136 3 36 66 1296 4356 4 40 66 1600 4356 5 56 83 3136 6889 6 40 60 1600 3600 7 70 93 4900 8649 8 60 60 3600 3600 9 50 86 2500 7396 10 50 73 2500 5329 11 46 66 2116 4356 12 46 56 2116 3136 13 70 93 4900 8649 14 56 73 3136 5329 15 76 90 5776 8100 16 50 50 2500 2500 17 40 76 1600 5776 18 56 80 3136 6400 Σ 898 1287 47988 95157

Upload: ahmad-shidiqi

Post on 09-Sep-2015

41 views

Category:

Documents


0 download

DESCRIPTION

lampiran 4.1 - 4.9

TRANSCRIPT

LAMPIRAN 4.1

Tabel 4.1.1Deskripsi Data Pretest dan Posttest Kelas EksperimenNoXYXY

130609003600

226566763136

3366612964356

4406616004356

5568331366889

6406016003600

7709349008649

8606036003600

9508625007396

10507325005329

11466621164356

12465621163136

13709349008649

14567331365329

15769057768100

16505025002500

17407616005776

18568031366400

89812874798895157

LAMPIRAN 4.2UJI NORMALITAS

1. Uji Normalitas Data Pretest (X) kelas EksperimenDiketahui : - Banyaknya data (n)= 18 Jumlah Skor (x)= 898 Jumah kuadrat skor (x) = 47.988 Untuk mencari rata-rata () := = = 49,88 Untuk mencari simpangan baku (s) :s = s = s = s = s = 187,51s = s = 13,69 Untuk mencari ZiZi = Untuk mencari peluang F(Zi)F(Zi) = P (Z Zi)Rumus peluang (P) = 0,5 jadi F(Zi) = 0,5(Z Zi) Untuk menghitung proporsi Zi, Z2, ......... Zn, rumusnya :S(Zi) = Tabel 4.2.1Uji Normalitas Data Pretest (X) Kelas EksperimenNoXZiF(Zi)S(Zi)F(Zi) S(Zi)

126-1,740,04090,05550,0146

230-1,450,07350,11110,0376

336-1,010,15620,16660,0104

440-0,720,23580,33330,0975

540-0,720,23580,33330,0975

640-0,720,23580,33330,0975

746-0,280,38970,44440,0547

846-0,280,38970,44440,0547

9500.010,54000,61110,0711

10500.010,54000,61110,0711

11500.010,54000,61110,0711

12560.440,67600,77770,1017

13560.440,67600,77770,1017

14560.440,67600,77770,1017

15600,730,76730,83330,0660

16701,460,92790,94440,0165

17701,460,92790,94440,0165

18761,900,97131,00000,0287

Dari tabel di atas diperoleh Lhitung data pretest = 0,1017 , sedangkan Ltabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan n = 18, maka Ltabel = 0,200. Tampak bahwa Lhitung lebih kecil dari Ltabel (0,1017 < 0,200). Hal ini berarti bahwa data X berdistribusi Normal. Untuk lebih jelas, perhatikanlah tabel di bawah ini.

Tabel 4.2.2Hasil Uji Normalitas Tes Kelas EksperimenLhitungLtabelTafsiran

0,10170,200Normal

2. Uji Normalitas Data PosttestDiketahui : - Banyaknya data (n)= 18 Jumlah Skor (y) = 1.287 Jumah kuadrat skor (y) = 95.157 Untuk mencari rata-rata () := = = 76,50 Untuk mencari simpangan baku (s) :s = s = s = s = s = 167,66s = s = 12,94 Untuk mencari ZiZi = Untuk mencari peluang F(Zi)F(Zi) = P (Z Zi)Rumus peluang (P) = 0,5 jadi F(Zi) = 0,5(Z Zi) Untuk menghitung proporsi Zi, Z2, ......... Zn, rumusnya :S(Zi) =

Tabel 4.2.3Uji Normalitas Data Posttest (Y) Kelas EksperimenNoYZiF(Zi)S(Zi)F(Zi) S(Zi)

150-1,660,04850,05550,0070

256-1,190,11700,16660,0496

356-1,190,11700,16660,0496

460-0,880,18940,33330,1439

560-0,880,18940,33330,1439

660-0,880,18940,33330,1439

766-0,420,34090,50000,1591

866-0,420,34090,50000,1591

966-0,420,34090,50000,1591

10730,110,54380,61110,0673

11730,110,54380,61110,0673

12760,340,63310,66660,0335

13800,650,74220,72220,0200

14830,880,81060,77770,0329

15861,120,86860,83330,0353

16901,420,92220,88880,0334

17931,660,95150,94440,0071

18931,660,95151,00000,0485

Dari tabel di atas diperoleh Lhitung data posttest = 0,1591 , sedangkan Ltabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan n = 18, maka Ltabel = 0,200. Tampak bahwa Lhitung lebih kecil dari Ltabel (0,1591 < 0,200). Hal ini berarti bahwa data X berdistribusi Normal. Untuk lebih jelas, perhatikanlah tabel di bawah ini.

Tabel 4.2.4Hasil Uji Normalitas Tes Kelas EksperimenLhitungLtabelTafsiran

0,15910,200Normal

LAMPIRAN 4.3 UJI HOMOGENITASUji Homogenitas Variansi Data (X) dan Data (Y) Kelas EksperimenRumus Fhitung dengan dari varians X dan Y,F = Berdasarkan uji normalitas, diketahui besar simpangan baku pretest dan posttest dapat dilihat pada tabeldi bawah ini: Tabel 4.3.1Simpangan Baku Data Pretest dan Posttest Kelas EksperimenDataSimpangan Baku (S)

X13,69

Y12,94

F = = 1,057Dari perhitungan di atas diperoleh Fhitung sebesar 1,057 dan dari daftar distribusi F dengan dk pembilang = n-1 = 17 dan dk penyebut = n-1 = 17 dan pada taraf nyata () = 0,05 diperoleh Ftabel sebesar 2,29. Tampak bahwa Fhitung lebih kecil dari Ftabel (1,057< 2,29). Hal ini berarti bahwa data variabel X dan Y homogen.

LAMPIRAN 4.4UJI SIGNIFIKANSIUji Signifikansi Perbedaan Rata-rata Pretest (X) dan Posttest (Y) Kelas EksperimenUntuk menguji signifikansi perbedaan rata-rata nilai X dan Y, digunakan rumus hitungan uji-t sebagai berikut: t = Md n(n-1)Dengan keterangan:Md: mean dari perbedaan antara pretest dan posttest.Xd: deviasi masing-masing subjek (d-Md):jumlah kuadrat deviasin : subjekPerhitungan distribusi nilai pretest dan posttest serta selisih antara nilai pretest dan posttest disusun dalam tabel sebagai berikut:Tabel 4.4.1Nilai pretest, posttest dan gain Kelas EksperimenNoPretest (X)Posttest (Y)Gain (d)

1265630

2306030

3366630

4406020

5406626

6407636

7465610

8466620

950500

10507323

11508636

12567317

13568024

14568327

1560600

16709323

17709323

18769014

8981.287389

Untuk mengetahui devian masing-masing subjek, maka terlebih dahulu menghitung mean dari dari perbedaan nilai pretest dan nilai posttest dengan rumus sebagai berikut:Diketahui : - Banyaknya data(n) = 18 Jumlah dari gain pretest dan posttest = 389Jadi, Md = = = 21,61Dari perhitungan di atas, diketahui mean dari perbedaan pretest dan posttest 21,61. Adapun jumlah kuadrat deviasi masing-masing subjek () adalah sebagai berikut:Tabel 4.4.2Tabel Jumlah Kuadrat Deviasi ()NodXd (d-Md)xd

1308,3970,39

2308,3970,39

3308,3970,39

420-1,612,59

5264,3919,27

63614,39207,07

710-11,61134,79

820-1,612,59

90-21,61466,99

10231,391,932

113614,39207,07

1217-4.6121,25

13242,395,71

14275,3929,05

150-21,61466,99

16231,391,932

17231,391,932

1814-7,6157,91

n=18d = 389xd = 1838,24

Md = 21,61

Berdasarkan tabel di atas, diketahui data sebagai berikut:n= 18d= 389Md= 21,61= 1838,24Maka nilai t adalah:t = Md n(n-1)t = 21,61 18(18-1)t = 21,61 306

t = 21,61 t = t = 8,78Nilai ttabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan dk = n-1 = 17 adalah 1,74. Dari hasil perhitungan di atas diperoleh nilai thitung sebesar 8,78. Terlihat bahwa thitung> ttabel (8,78 > 1,74), dengan demikian dapat dikatakan bahwa terdapat perbedaan yang signifikan antara nilai rata-rata pretest dan posttest.

LAMPIRAN 4.5Tabel 4.5.1Deskripsi Data Pretest dan Posttest Kelas KontrolNoXYXY

1437018494900

2537028094900

3507025004900

4436618494356

5406316003969

6608036006400

7467321165329

823435291849

9436018493600

10466621164356

11636339693969

12657042254900

13505025002500

14466021163600

15667043564900

16566031363600

17708049006400

18667043564900

92911845037579328

LAMPIRAN 4.6

UJI NORMALITAS

3. Uji Normalitas Data Pretest (X) kelas KontrolDiketahui : - Banyaknya data (n) = 18 Jumlah Skor (x) = 929 Jumah kuadrat skor (x) = 50.375 Untuk mencari rata-rata () : = = = 51,61 Untuk mencari simpangan baku (s) :s = s = s = s = s = 142,83s = s = 11,95 Untuk mencari ZiZi = Untuk mencari peluang F(Zi)F(Zi) = P (Z Zi)Rumus peluang (P) = 0,5 jadi F(Zi) = 0,5(Z Zi) Untuk menghitung proporsi Zi, Z2, ......... Zn, rumusnya :S(Zi) = Tabel 4.6.1Uji Normalitas Data Pretest (X) Kelas KontrolNoXZiF(Zi)S(Zi)F(Zi) S(Zi)

123-2,390,00840,05550,0471

240-0,970,16600,11110,0549

343-0,720,23580,27770,0419

443-0,720,23580,27770,0419

543-0,720,23580,27770,0419

646-0,460,32280,44440,1216

746-0,460,32280,44440,1216

846-0,460,32280,44440,1216

950-0,130,44830,55550,1072

1050-0,130,44830,55550,1072

11530,110,54380,61110,0673

12560,360,64060,66660,0260

13600,700,75800,72220,0358

14630,950,82890,77770,0512

15651,120,86860,83330,0353

16661,200,88490,94440,0595

17661,200,88490,94440,0595

18701,530,9371,00000,0630

Dari tabel di atas diperoleh Lhitung data pretest = 0,1216, sedangkan Ltabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan n = 18, maka Ltabel = 0,200. Tampak bahwa Lhitung lebih kecil dari Ltabel (0,1216 < 0,200). Hal ini berarti bahwa data X berdistribusi Normal. Untuk lebih jelas, perhatikanlah tabel di bawah ini.

Tabel 4.6.2Hasil Uji Normalitas Tes Kelas KontrolLhitungLtabelTafsiran

0,12160,200Normal

4. Uji Normalitas Data PosttestDiketahui : - Banyaknya data (n) = 18 Jumlah Skor (y) = 1184 Jumah kuadrat skor (y) = 79.328 Untuk mencari rata-rata () : = = = 65,77 Untuk mencari simpangan baku (s) :s = s = s = s = s = 85,12s = s = 9,22 Untuk mencari ZiZi = Untuk mencari peluang F(Zi)F(Zi) = P (Z Zi)Rumus peluang (P) = 0,5 jadi F(Zi) = 0,5(Z Zi) Untuk menghitung proporsi Zi, Z2, ......... Zn, rumusnya :S(Zi) =

Tabel 4.6.3Uji Normalitas Data Posttest (Y) Kelas KontrolNoYZiF(Zi)S(Zi)F(Zi) S(Zi)

143-2,460,00690,05550,0486

250-1,710,04360,11110,0675

360-0,620,26760,27770,0101

460-0,620,26760,27770,0101

560-0,620,26760,27770,0101

663-0,300,38210,38880,0067

763-0,300,38210,38880,0067

8660,020,50800,50000,0008

9660,020,50800,50000,0008

10700,450,67360,83330,1597

11700,450,67360,83330,1597

12700,450,67360,83330,1597

13700,450,67360,83330,1597

14700,450,67360,83330,1597

15700,450,67360,83330,1597

16730,780,78230,88880,1065

17801,540,93821,00000,0618

18801,540,93821,00000,0618

Dari tabel di atas diperoleh Lhitung data posttest = 0,1597, sedangkan Ltabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan n = 18, maka Ltabel = 0,200. Tampak bahwa Lhitunglebih kecil dari Ltabel (0,1597 < 0,200). Hal ini berarti bahwa data X berdistribusi Normal. Untuk lebih jelas, perhatikanlah tabel di bawah ini.

Tabel 4.6.4Hasil Uji Normalitas Tes Kelas KontrolLhitungLtabelTafsiran

0,15970,200Normal

LAMPIRAN 4.7UJI HOMOGENITASUji Homogenitas Variansi Data (X) dan Data (Y) Kelas KontrolRumus Fhitung dengan dari varians X dan Y,F = Berdasarkan uji normalitas, diketahui besar simpangan baku pretest dan posttest dapat dilihat pada tabeldi bawah ini:

Tabel 4.7.1Simpangan Baku Data pretest dan posttest Kelas EksperimenDataSimpangan Baku (S)

X11,95

Y9,2

F = =1,29 Dari perhitungan di atas diperoleh Fhitung sebesar 1,29, dan dari daftar distribusi F dengan dk pembilang = n-1 (18-1=17) dan dk penyebut = n-1 (18-1=17) dan pada taraf nyata () = 0,05 diperoleh Ftabel sebesar 2,29 . Tampak bahwa Fhitung lebih kecil dari Ftabel (1,29 < 2,29). Hal ini berarti bahwa data variabel X dan Y homogen.

LAMPIRAN 4.8UJI SIGNIFIKANSIUji Signifikansi Perbedaan Rata-rata Pretest (X) dan Posttest (Y) Kelas KontrolUntuk menguji signifikansi perbedaan rata-rata nilai X dan Y, digunakan rumus hitungan uji-t sebagai berikut: t = Md n(n-1)Dengan keterangan:Md: mean dari perbedaan antara pretest dan posttest.Xd: deviasi masing-masing subjek (d-Md): jumlah kuadrat deviasin : subjek Perhitungan distribusi nilai pretest dan posttest serta selisih antara nilai pretest dan posttest disusun dalam tabel sebagai berikut:

Tabel 4.8.1Nilai pretest, posttest dan gain Kelas KontrolNoPretest (X)Posttest (Y)Gain (d)

1234320

2406323

3436017

4436623

5437027

6466014

7466620

8467327

950500

10507020

11537017

1256604

13608020

1463630

1565705

1666704

1766704

18708010

9291184255

Untuk mengetahui devian masing-masing subjek, maka terlebih dahulu menghitung mean dari dari perbedaan nilai pretest dan nilai posttest dengan rumus sebagai berikut:Diketahui : - Banyaknya data(n) = 18 Jumlah dari gain pretest dan posttest = 255Jadi, Md = = = 14,16Dari perhitungan di atas, diketahui mean dari perbedaan pretest dan posttest 14,16. Adapun jumlah kuadrat deviasi masing-masing subjek () adalah sebagai berikut:Tabel 4.8.2Tabel Jumlah Kuadrat Deviasi ()NodXd (d-Md)xd

1205,8434,10

2238,8478,14

3172,848,06

4238,8478,14

52712,84164,86

614-0,160,0256

7205,8434,10

82712,84164,86

90-14,16200,50

10205,8434,10

11172,848,06

124-10,16103,22

13205,8434,10

140-14,16200,50

155-9,1683,90

164-10,16103,22

174-10,16103,22

1810-4,1617,30

n= 18d = 255xd = 1450,40

Md = 14,16

Berdasarkan tabel di atas, diketahui data sebagai berikut:n= 18d= 255Md= 14,16= 1450,40Maka nilai t adalah:t = Md n(n-1)t = 14,16 18(18-1)t = 14,16306t = 14,16t = t = 6,52

Nilai ttabel dengan taraf nyata () = 0,05 dan dk = n-1 = 17 adalah 1,74. Dari hasil perhitungan di atas diperoleh nilai thitung sebesar 6,52. Terlihat bahwa thitung > ttabel (6,52 > 1,74), dengan demikian dapat dikatakan bahwa terdapat perbedaan yang signifikanantara nilai rata-rata pretest dan posttest.

LAMPIRAN 4.9UJI T INDEPENDEN

Tabel 4.9.1Nilai Pretes Kelompok Eksperimen dan Kelompok KontrolNo.Kelompok EksperimenKelompok Kontrol

13043

22653

33650

44043

55640

64060

77046

86023

95043

105046

114663

124665

137050

145646

157666

165056

174070

185666

Berdasarkan hasil perhitungan, maka diperoleh rata-rata dan simpangan baku sebagai berikut:1. Untuk sampel (18) siswa kelas eksperimen:a. Rata-rata (X1)= 49,88b. Simpangan baku (S1) = 13,69c. Varians (S1) = 187,412. Untuk sampel (18) siswa kelas kontrol:a. Rata-rata(X2)= 51,61b. Simpangan baku (S2) = 11,95 c. Varians (S2) = 142,80

Setelah itu dilakukan pengujian homogenitas data. Tujuannya adalah untuk mengetahui apakah varians kedua data sampel homogen atau tidak. Uji homogenitas varians dapat menggunakan rumus uji F, yaitu:F = F = = 1,31Selanjutnya Fhitung ini dikonsultasikan dengan Ftabel. Ftabel untuk uji dua pihak dicari dengan F dan derajat kebebasan (dk) pembilang = n-1 = 18-1= 17, serta derajat kebebasan (dk) penyebut = n-1 = 18-1 =17, taraf nyata () = 0,05, maka harga Ftabel diperoleh 2,29.Tampak bahwa Fhitung lebih kecil dari Ftabel (1,31< 2,29). Hal ini berarti bahwa varians bersifat homogen.Setelah diketahui varians homogen dan jumlah sampel kelompok 1 tidak sama dengan jumlah kelompok 2, maka dengan pedoman yang telah dikemukakan digunakan rumus sebagai berikut:t = t = t = t = t = t = = 0,91Harga thitung tersebut, selanjutnya dibandingkan dengan harga ttabel. Dari tabel distribusi t untuk taraf nyata ( = 0,05 dan dk = n1+n2-2 = 18+18-2 = 34 akan di dapat ttabel. Bila nilai ttabel tidak ada, dan hanya ada nilai ttabel untuk dk=30 dan dk=40, penentuan nilai ttabel untuk dk=34 dilakukan dengan cara interpolasi. (Supardi:2013). Penentuan nilai ttabel dengan interpolasi dilakukan dengan menggunakan rumus interpolasi sebagai berikut diperoleh: C = C0+ C = 2,04+ C = 2,04+ C = 2,04 0,012C = 2,08Sehingga nilai ttabelsebesar 0,05 dengantaraf nyata ( = 0,05 dan dk = 36 yaitu 1,98. Berdasarkan perhitungan tersebut, ternyata thitung lebih kecil dari ttabel (0,91 < 2,08). Dengan demikian tidak terdapat perbedaan secara signifikan antara nilai prates kelompok eksperimen dan nilai prates kelompok kontrol. Hal ini menunjukkan bahwa kedua kelompok memiliki kemampuan awal yang sama.

Tabel 4.9.2Nilai Posttest Kelompok Eksperimen dan Kelompok KontrolNo.Kelompok EksperimenKelompok Kontrol

16070

25670

36670

46666

58363

66080

79373

86043

98660

107366

116663

125670

139350

147360

159070

165060

177680

188070

Berdasarkan hasil perhitungan, maka diperoleh rata-rata dan simpangan baku sebagai berikut:3. Untuk sampel (18) siswa kelas eksperimen:d. Rata-rata (X1) = 76,50e. Simpangan baku (S1) = 12,94f. Varians (S1) = 167,444. Untuk sampel (18) siswa kelas kontrol:d. Rata-rata (X2) = 65,77e. Simpangan baku (S2) = 9,22f. Varians (S2) = 85,00

Setelah itu dilakukan pengujian homogenitas data. Tujuannya adalah untuk mengetahui apakah varians kedua data sampel homogen atau tidak. Uji homogenitas varians dapat menggunakan rumus uji F, yaitu:F = F = = 1,96Selanjutnya Fhitung ini dikonsultasikan dengan Ftabel. Ftabel untuk uji dua pihak dicari dengan F dan derajat kebebasan (dk) pembilang = n-1 = 18-1= 17, serta derajat kebebasan (dk) penyebut = n-1 = 18-1 =17, taraf nyata () = 0,05, maka harga Ftabel diperoleh 2,29.Tampak bahwa Fhitung lebih kecil dari Ftabel (1,96 < 2,29). Hal ini berarti bahwa varians bersifat homogen.Setelah diketahui varians homogen dan jumlah sampel kelompok 1 tidak sama dengan jumlah kelompok 2, maka dengan pedoman yang telah dikemukakan digunakan rumus sebagai berikut:t = t = t = t = t = t = = 7,4Harga thitung tersebut, selanjutnya dibandingkan dengan harga ttabel. Dari tabel distribusi t untuk taraf nyata ( = 0,05 dan dk = n1 + n2 - 2 = 18+20-2 = 36 akan di dapt ttabel. Bila nilai ttabel tidak ada, dan hanya ada nilai ttabel untuk dk=30 dan dk=40, penentuan nilai ttabel untuk dk=36 dilakukan dengan cara interpolasi. (Supardi:2013). Penentuan nilai ttabel dengan interpolasi dilakukan dengan menggunakan rumus interpolasi sebagai berikut diperoleh: C = C0+ C = 2,04+ C = 2,04+ C = 2,04 0,012C = 2,08Sehingga nilai ttabel untuk taraf nyata ( = 0,05 dan dk = 36 yaitu 2,08. Berdasarkan perhitungan tersebut, ternyata thitung lebih besar dari ttabel (7,40> 2,08). Dengan demikian terdapat perbedaan secara signifikan antara nilai pretest kelompok eksperimen dan nilai pretest kelompok kontrol. Hal ini menunjukkan bahwa ada peningkatan pada kelas eksperimen setelah dilakukan perlakuan.Tabel 4.9.3 Kategori Penilaian Menurut Arikunto (2009:245)

AngkaKeterangan

80-100Baik Sekali

66-79Baik

56-65Cukup

40-55Kurang

30-39Gagal