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