Teknik Analisis Data - METODE PENELITIAN - EKSPERIMENTASI PEMBELAJARAN CONTEXTUAL TEACHING AND

BAB III METODE PENELITIAN

E. Teknik Analisis Data

keseimbangan dengan menggunakan analisis uji-t terhadap nilai raport yang diperoleh melalui metode dokumentasi. Sedangkan teknik analisis data yang digunakan dalam penelitian ini adalah teknik statistik dengan uji analisis variansi dua jalan 2 x 3 dengan sel tak sama terhadap data nilai tes prestasi belajar matematika setelah eksperimen berakhir. Sebelum dilakukan analisis variansi, dilakukan uji persyaratan analisis variansi, yaitu uji homogenitas variansi dan uji normalitas populasi. Untuk lebih jelasnya, dalam uraian berikut akan ditampilkan beberapa uji statistik yang relevan dengan penelitian ini.

1. Uji Prasyarat Keseimbangan Rerata

Uji persyaratan keseimbangan rerata yang digunakan dalam penelitian ini adalah uji normalitas populasi dan uji homogenitas variansi.

a. Uji Normalitas

Uji normalitas bertujuan untuk mengetahui apakah sampel penelitian berasal dari populasi yang berdistribusi normal. Uji normalitas prasyarat keseimbangan rerata ini menggunakan metode Liliefors terhadap data nilai rapor siswa dengan prosedur sebagai berikut:

1) Hipotesis

H₀ : sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal

H1 : sampel tidak berasal dari populasi yang berdistribusi normal

2) Taraf signifikansi: α = 0,05 3) Statistik Uji:

perpustakaan.uns.ac.id ^{L = Maks}│F(z_i) S(z_i)│ digilib.uns.ac.id Dengan:

F(zi) = P(Z ≤ zi) dengan Z ~ N(0,1)

S(zi) = proporsi cacah Z ≤ zi terhadap seluruh cacah z zi : skor standar untuk X, zi = ^Xⁱ^-^X

s ^{, s : standar deviasi} Xi : skor item 4) Daerah Kritik DK =

{

L│L> L_α;n

}

5) Keputusan Uji a) H0 diterima jika L DK b) H₀ ditolak jika L DK 6) Kesimpulan

a) Sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal jika H₀ diterima b) Sampel tidak berasal dari populasi yang berdistribusi normal jika H0

ditolak

(Budiyono, 2009: 170-171) b. Uji Homogenitas

Uji ini digunakan untuk mengetahui apakah sampel penelitian berasal dari populasi yang mempunyai variansi sama. Uji homogenitas variansi yang digunakan adalah metode Bartlett dengan statistik uji Chi Kuadrat terhadap data nilai rapor siswa dengan prosedur sebagai berikut:

perpustakaan.uns.ac.id ¹⁾ ^Hipotesis digilib.uns.ac.id 0 : 1² = 2²(variansi populasi homogen)

1 : 1²≠ 2² (variansi populasi tidak homogen) 2) Taraf signifikansi: = 0,05 3) Statistik Uji: χ2= ^2,303 c ^{[ f}^log^RKG

–

∑f logs_i²] dengan: ~ α; (k – 1) c = ¹ 3(k–1)

∑

1 f₁

–

¹_f ; RKG = ∑ SS_j ∑ f_j ^{; SS}^j⁼∑X²_j

–

^∑^Xj 2 n_j = n_j

–

1 s_j² k = banyaknya sampel

f = derajad kebebasan untuk RKG = N – k

fi = derajad kebebasan untuk sj² = nj–1, dengan j = 1, 2, …, k N = banyaknya seluruh nilai (ukuran)

nj = banyaknya nilai (ukuran) sampel ke-j 4) Daerah Kritik

DK = χ2 χ2 χ2

α;k–1 , untuk beberapa dan (k – 1), nilai χ2

α;k–1 dapat dili-hat pada tabel Chi Kuadrat dengan derajad kebebasan (k – 1)

5) Keputusan Uji

H0 diterima jika χ2 DK dan H0 ditolak jika χ2

perpustakaan.uns.ac.id ⁶⁾ ^Kesimpulan digilib.uns.ac.id a) Populasi-populasi mempunyai variansi homogen jika H₀diterima

b) Populasi-populasi mempunyai variansi tidak homogen jika H0 ditolak (Budiyono, 2009:176) 2. Uji Keseimbangan Rerata

Uji keseimbangan rerata dilakukan untuk mengetahui apakah kedua sampel penelitian mempunyai kemampuan yang sama atau dalam keadaan seimbang sebelum eksperimen dilakukan. Data yang digunakan dalam uji keseimbangan adalah data nilai rapor kelas VII SMP semester II tahun ajaran 2009/2010 mata pelajaran matematika yang diperoleh dengan metode dokumentasi.

a. Jika Populasi-Populasi Mempunyai Variansi yang Homogen (σ1² = σ2²) Prosedur uji keseimbangan reratanya adalah sebagai berikut:

1) Hipotesis

H0 : µ1 = µ2 (kedua sampel berasal dari populasi yang berkemampuan awal

sama)

H1 : µ1 ≠ µ2 (kedua sampel berasal dari populasi yang berkemampuan awal tidak sama) 2) Taraf signifikansi: α = 0,05 3) Statistik Uji: t= ^X¹– X₂ – d s_p ¹ n₁ ⁺ 1 n₂ ~ t n₁+n₂ –2 dengan:

perpustakaan.uns.ac.id ^X2 : rerata dari sampel kelompok control digilib.uns.ac.id d₀ : selisih rerata

n₁: ukuran sampel kelompok eksperimen n₂: ukuran sampel kelompok kontrol s₁² : variansi kelompok eksperimen s₂² : variansi kelompok kontrol

s_p² : variansi gabungan s_p² = ⁿ¹ –1 s₁² + n₂–1 s₂² n₁ + n₂–2 4) Daerah Kritik DK = {t│t < ‐tα 2 ; ^v atau t > tα 2^;^v}dengan v=n₁+n₂ –2 5) Keputusan Uji a) H0 diterima jika t DK b) H₀ ditolak jika t DK 6) Kesimpulan

a) Kedua kelompok memiliki kemampuan awal yang sama jika H₀ diterima b) Kedua kelompok memiliki kemampuan awal yang berbeda jika H0 ditolak

(Budiyono, 2009:151) b. Jika Mempunyai Variansi yang Tidak Homogen (σ1²≠σ2²)

Prosedur uji keseimbangan reratanya adalah sebagai berikut: 1) Hipotesis

H0 : µ1 = µ2 (kedua sampel berasal dari populasi yang berkemampuan awal

perpustakaan.uns.ac.id ^H1 : µ1 ≠ µ2 (kedua sampel berasal dari populasi yang berkemampuan awal digilib.uns.ac.id tidak sama) 2) Taraf signifikansi: α = 0,05 3) Statistik Uji: t= ^X¹ – X₂ – d s₁² n₁ ⁺ s₂² n₂ ~ t ν dengan:

X₁ : rerata dari sampel kelompok eksperimen

X₂ : rerata dari sampel kelompok control

d₀ : selisih rerata

n₁: ukuran sampel kelompok eksperimen n₂ : ukuran sampel kelompok kontrol

S₁² : variansi kelompok eksperimen S₂² : variansi kelompok kontrol

ν = ^s¹ 2⁄n₁ + s₂²⁄n₂ ² s₁²⁄n₁ ² n₁– 1 ⁺ s₂²⁄n₂ ² n₂ – 1 4) Daerah Kritik DK =

{

t│t < -tα 2; ^v atau t

>

tα 2; ^v} 5) Keputusan Uji a) H0 diterima jika t DK b) H₀ ditolak jika t DK

perpustakaan.uns.ac.id ⁶⁾ ^Kesimpulan digilib.uns.ac.id a) Kedua kelompok memiliki kemampuan awal yang sama jika H₀ diterima b) Kedua kelompok memiliki kemampuan awal yang berbeda jika H0 ditolak

(Budiyono, 2009: 151) 3. Uji Prasyarat Analisis Variansi

Uji persyaratan analisis variansi yang digunakan dalam penelitian ini adalah uji normalitas populasi dan uji homogenitas variansi.

a. Uji Normalitas

Uji normalitas bertujuan untuk mengetahui apakah sampel penelitian berasal dari populasi yang berdistribusi normal. Uji normalitas dilakukan dengan metode Liliefors dengan prosedur yang sama pada uji prasyarat keseimbangan rerata. Akan tetapi data yang digunakan adalah data prestasi belajar matematika setelah eksperimen selesai dilakukan.

b. Uji Homogenitas

Uji homogenitas variansi digunakan untuk mengetahui apakah sampel penelitian berasal dari populasi yang mempunyai variansi sama. Uji homogenitas variansi dilakukan dengan menggunakan metode Bartlett dengan statistik uji Chi Kuadrat dimana prosedur yang digunakan sama pada uji prasyarat keseimbangan rerata. Akan tetapi data yang digunakan adalah data prestasi belajar matematika setelah eksperimen selesai dilakukan.

4. Uji Hipotesis

Hipotesis dari penelitian ini diuji dengan analisis variansi dua jalan dengan sel tak sama.

perpustakaan.uns.ac.id ^a. ^{Model Data} digilib.uns.ac.id X_ijk= µ +αi +βj +(αβ)_ij+

ε

ijk

dengan :

Xijk : data amatan ke- k; baris ke-i; dan kolom ke-j

µ : rerata dari seluruh data atau rataan besar (grand mean) αi : efek baris ke-i pada variabel terikat

βj : efek kolom ke-j pada variabel terikat

(αβ)_ij: kombinasi efek baris ke-i dan efek kolom ke-j pada variabel ter-ikat

ε

ijk : deviasi data X_ijk terhadap rerata populasinya (µ_ij) yang berdistribusi normal dengan rataan 0

i = 1, 2; dengan

1 = pendekatan pembelajaran CTL

2 = pendekatan pembelajaran langsung yang berbasis AfL j = 1, 2, 3; dengan

1 = kreativitas tinggi 2 = kreativitas sedang

3 = kreativitas rendah

k = 1,2,…,n_ij; n_ij= banyaknya data amatan pad sel ij

(Budiyono, 2009:229) b. Prosedur

1) Hipotesis: α

perpustakaan.uns.ac.id ^{variabel terikat)} digilib.uns.ac.id H_1A: paling sedikit ada satu αi yang tidak nol (ada perbedaan efek antar baris terhadap variabel terikat)

H0B : βj = 0, untuk setiap j = 1,2,3 (tidak ada perbedaan efek antar kolom terhadap variabel terikat)

H1B : paling sedikit ada satu βj yang tidak nol (ada perbedaan efek antar kolom terhadap variabel terikat)

H0AB : (αβ)ij = 0, untuk setiap i = 1,2 dan j = 1,2,3 (tidak ada interaksi baris dan kolom terhadap variabel terikat)

H_1AB : paling sedikit ada satu (αβ)_ijyang tidak nol (ada interaksi baris dan kolom terhadap variabel terikat.

2) Komputasi

a) Pada analisis variansi dua jalan dengan sel tak sama di definisikan notasi-notasi sebagai berikut:

n_ij = ukuran sel ij (sel pada baris ke-i kolom ke-j) = cacah data amatan pada sel ij

= frekuensi sel ij

= rerata harmonik frekuensi seluruh sel = ^pq ∑ ¹

nij i,j

N = ∑_i,jn_ij = banyaknya seluruh data amatan

SS_ij=

∑

_k X²_ijk

‐

^∑^k_n^X^ijk

= jumlah kuadrat deviasi data amatan pada

perpustakaan.uns.ac.id ^ABij = rerata pada sel ij digilib.uns.ac.id Ai = ∑_i AB_ij= jumlah rerata pada baris ke-i

Bi = ∑_j AB_ij= jumlah rerata pada kolom ke-j G = ∑_ij AB_ij = jumlah rerata semua sel

Untuk memudahkan perhitungan, didefinisikan besaran-besaran (1), (2), (3), (4), dan (5) sebagai berikut:

(1) = ^G pq 2 ;

(2) = ∑_i,jSS_ij ; (3) =

∑

A_i q i 2 ; (4) =

∑

^Bj p j 2 ; (5) = ∑ AB ij 2 i,j b) Jumlah Kuadrat (JK) JKA = { (3) – (1) }; JKG = (2) JKB = { (4) – (1) }; JKT = JKA+JKB+JKAB+JKG JKAB = { (1) + (5) – (3) – (4) } dengan:

JKA = jumlah kuadrat baris

JKB = jumlah kuadrat kolom

JKAB = jumlah kuadrat interksi antara baris dan kolom

JKG = jumlah kuadrat total

c) Derajad Kebebasan (dk) dkA = p – 1; dkB = q –1

perpustakaan.uns.ac.id ^d) ^{Rerata Kuadrat (RK)} digilib.uns.ac.id RKA = ^JKA dkA ^; ^{RKAB =} JKAB dkAB RKB = ^JKB dkB ^; ^{RKG =} JKG dkG 3) Statistik Uji

a) Untuk H_0Aadalah F_a= ^RKA

RKG yang merupakan nilai dari variabel random yang berdistribusi F dengan derajat kebebasan p – 1 dan N – pq.

b) Untuk H_0Badalah F_b= ^RKB

RKG yang merupakan nilai dari variabel random yang berdistribusi F dengan derajat kebebasan q – 1 dan N – pq.

c) Untuk H0AB adalah Fab = ^RKAB

RKG

yang merupakan nilai dari variabel random

yang berdistribusi F dengan derajat kebebasan (p – 1)(q –1) dan N – pq. 4) Taraf Signifikansi α = 0,05

5) Daerah Kritik

a) Daerah kritik untuk F_a adalah DK_a = { F│ F > F_α_{; p – 1; N – pq}} b) Daerah kritik untuk Fb adalah DKb = { F│ F> F_α; q – 1; N – pq} c) Daerah kritik untuk Fab adalah DKab = { F│ F> F_α; (p-1)(q–1); N– pq} 6) Keputusan Uji

H0 ditolak jika Fobs terletak di daerah kritik 7) Rangkuman Analisis Variansi

Rangkuman dari analisis variansi dua jalan yang digunakan dalam penelitian ini dapat dilihat pada Tabel 3.4 berikut.

perpustakaan.uns.ac.id ^{Tabel 3.3. Rangkuman Analisis Variansi Dua Jalan}digilib.uns.ac.id

Sumber JK dk RK Fobs Ftabel

Baris (A) JKA p –1 RKA Fa Ftabel

Kolom (B) JKB _q–1 RKB Fb Ftabel

Interaksi (AB) JKAB _(p–1) (q–1) RKAB Fab Ftabel

Galat (G) JKG N – pq RKG – –

Total JKT N – 1 – – –

(Budiyono, 2009:229-233) 5. Uji Komparasi Ganda

Uji komparasi ganda (uji lanjut pasca anava) adalah tindak lanjut dari anava jika hasil dari analisis variansi menunjukkan hipotesis nol (H₀) ditolak. Uji komparasi ganda pasca anava yang digunakan dalam penelitian ini adalah uji Scheffe’. Tujuan dari uji Scheffe’ ini adalah untuk melakukan pelacakan terhadap perbedaan rerata antar baris, perbedaan rerata antar kolom, perbedaan rerata antar sel pada kolom yang sama, dan perbedaan rerata antar sel pada baris yang sama. Langkah-langkah yang ditempuh pada metode Scheffe’ adalah:

a. Mengidentifikasi semua pasangan komparasi rerata.

b. Merumuskan hipotesis yang bersesuaian dengan komparasi tersebut. c. Menentukan taraf signifikansi α = 0,05

d. Mencari harga statistik uji F dengan rumus sebagai berikut: 1) Komparasi rerata antar baris

Karena dalam penelitian ini hanya terdapat 2 variabel pendekatan pembelajaran, maka jika H₀_A ditolak tidak perlu dilakukan komparasi pasca anava antar baris. Untuk mengetahui pendekatan pembelajaran manakah yang

perpustakaan.uns.ac.id ^{lebih baik cukup dengan membandingkan besarnya rerata marginal dari}digilib.uns.ac.id masing-masing pendekatan pembelajaran. Jika rerata marginal untuk pendekatan pembelajaran CTL lebih besar dari rerata marginal untuk pendekatan pembelajaran langsung yang berbasis AfL, ini berarti pendekatan pembelajaran CTL dikatakan lebih baik daripada pendekatan pembelajaran langsung yang berbasis AfL atau sebaliknya.

2) Komparasi rerata antar kolom

Hipotesis nol yang diuji pada komparasi rerata antar kolom adalah sebagai berikut:

H₀: µ_.i = µ_.j

dengan i = 1, 2, dan j = 2, 3 dimana i ≠ j

Uji Scheffe’ untuk komparasi rerata antar sel pada kolom yang sama adalah:

F_.i-.j= ^X^.i –X_.j ² RKG ¹ n_.i⁺ 1 n_.j dengan:

F.i-.j = nilai Fobspada pembandingan kolom ke-i dan kolom ke-j. X_.i= rerata pada kolom ke-i, dengan i = 1, 2

X_.j = rerata pada kolom ke-j, dengan j = 2, 3

RKG = rerata kuadrat galat, yang diperoleh dari perhitungan

analisis variansi

n_.i = ukuran sampel pada kolom ke-i, dengan i = 1, 2

n_.j = ukuran sampel pada kolom ke-j, dengan j = 2, 3

perpustakaan.uns.ac.id ³⁾ ^{Komparasi rerata antar sel pada kolom yang sama} digilib.uns.ac.id Hipotesis nol yang diuji pada komparasi rataan sel pada kolom yang sama adalah sebagai berikut:

H₀: µ

ij = µ

dengan i = 1; k = 2; dan j = 1, 2, 3

Uji Scheffe’ untuk komparasi rerata antar sel pada kolom yang sama adalah: F_ij-kj = ^X^ij – X_kj ² RKG ¹ n_ij⁺ 1 n_kj dengan:

Fij-kj = nilai Fobs pada pembandingan rerata pada sel ij dan rerata pada sel kj

X_ij = rerata pada sel ij, dengan i = 1 dan j = 1, 2, 3

X_kj = rerata pada sel kj, dengan k = 2 dan j = 1, 2, 3

RKG = rerata kuadrat galat, yang diperoleh dari perhitungan analisis

variansi

n_ij = ukuran sel ij, dengan i = 1 dan j = 1, 2, 3

n_kj = ukuran sel kj, dengan k = 2 dan j = 1, 2, 3

Daerah kritik untuk uji ini adalah DK = {F│F> (pq-1) F_α; pq – 1; N – pq} 4) Komparasi rerata antar sel pada baris yang sama

Hipotesis nol yang diuji pada komparasi rataan sel pada kolom yang sama adalah sebagai berikut:

perpustakaan.uns.ac.id ^H0: µ digilib.uns.ac.id

ij = µ

dengan i = 1, 2; j = 1, 2; dan k = 2, 3 dimana j ≠ k

Uji Scheffe’ untuk komparasi rerata antar sel pada baris yang sama adalah: F_ij-ik = ^X^ij – X_ik ² RKG ¹ n_ij⁺ 1 n_ik dengan:

F_ij-ik = nilai F_obs pada pembandingan rerata pada sel ij dan rerata

padasel ik

X_ij = rerata pada sel ij, dengan i = 1, 2 dan j = 1, 2

X_ik = rerata pada sel ik, dengan i = 1, 2 dan k = 2, 3

RKG = rerata kuadrat galat yang diperoleh dari perhitungan analisis

variansi

n_ij = ukuran sel ij, dengan i = 1, 2 dan j = 1, 2

n_ik = ukuran sel ik, dengan i = 1, 2 dan k = 2, 3

Daerah kritik untuk uji ini adalah DK = {F│F> (pq-1) F_α_{; pq – 1; N – pq}}

perpustakaan.uns.ac.id digilib.uns.ac.id BAB IV

HASIL PENELITIAN DAN PEMBAHASAN

A. Deskripsi Data

Data dalam penelitian ini meliputi data nilai rapor mata pelajaran matematika kelas VII semester II tahun pelajaran 2009/2010, data hasil uji coba instrumen, dan data prestasi belajar matematika, serta data kreativitas belajar matematika. Berikut ini diberikan uraian tentang data-data tersebut:

1. Data Nilai Rapor Kelas VII Semester II Tahun Pelajaran 2009/2010 Data nilai rapor siswa kelas VII semester II tahun pelajaran 2009/2010 Mata Pelajaran Matematika disajikan pada Lampiran 7 dan 8. Deskripsi data nilai rapor dari kedua kelompok disajikan pada Tabel 4.1. Ukuran tendensi sentral pada Tabel 4.1 dan akan muncul pada tabel-tabel berikutnya pada bab IV ini meliputi rata-rata ( ), modus (Mo), dan median (Me). Sedangkan ukuran penyebaran dispersinya meliputi data minimum (Min), data maksimum (Maks), jangkauan (R), dan simpangan baku (s).

Tabel 4.1. Deskripsi Data Nilai Rapor Kelas VII Semester II Tahun Pelajaran 2009/2010 Mata Pelajaran Matematika

Kelompok n

Ukuran Tendensi

Sentral ^{Ukuran Dispersi}

Mo Me Min Maks R s

Eksperimen 1 107 ^66,887

9 ⁶⁵ ⁶⁷ ⁵⁵ ⁹⁰ ³⁵

7,572 7

perpustakaan.uns.ac.id Eksperimen 2 104 ^66,298 digilib.uns.ac.id

1 ⁷⁰ ⁶⁵ ⁵¹ ⁸⁸ ³⁷

7,773 3

2. Data Hasil Uji Coba Instrumen

Instrumen yang diujicobakan dalam penelitian ini berupa angket untuk mengungkapkan data mengenai kreativitas belajar siswa dan tes prestasi belajar matematika siswa pada pokok bahasan sistem persamaan linear dua variabel.

a. Hasil Uji Coba Tes Prestasi Belajar

1) Analisis Instrumen Soal Tes Prestasi Belajar a) Validitas Isi Uji Coba Tes Prestasi Belajar

Instrumen tes prestasi belajar matematika pada pokok bahasan sistem persamaan linear dua variabel yang diujicobakan terdiri dari 33 butir soal. Sebelum ujicoba dilakukan, instrumen tes prestasi belajar yang telah disusun oleh peneliti divalidasi oleh dua orang validator, yaitu Uyung Widi Rahayuningsih, M.Pd dan Kusumo Basuki, S.Pd yang keduanya merupakan guru matematika di SMP Negeri 1 Grogol.

Dari hasil validasi kedua validator tersebut diperoleh bahwa 29 butir soal dinyatakan valid karena telah memenuhi kriteria yang diberikan dan 4 butir soal dinyatakan valid dengan perbaikan. Berdasarkan hasil validasi, telah dilakukan revisi terhadap 4 butir soal yaitu butir soal nomor 17, 21, 26, dan 31 yang secara lengkap dapat dilihat pada Lampiran 11, sedangkan lembar validasi oleh validator dapat dilihat pada Lampiran 10. b) Reliabilitas Uji Coba Tes Prestasi Belajar

perpustakaan.uns.ac.id ^{Dengan menggunakan rumus KR-20, diperoleh nilai dari r}digilib.uns.ac.id 11 = 0,8119. Karena r₁₁= 0,8119 > 0,7 maka instrumen tes dikatakan reliabel. Perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada Lampiran 16.

2) Analisis Butir Soal Tes Prestasi Belajar

a) Daya Pembeda Uji Coba Tes Prestasi Belajar

Tes prestasi belajar yang diujicobakan terdiri dari 33 butir soal obyektif. Dari hasil uji daya pembeda menggunakan rumus korelasi produk momen, diperoleh 27 butir soal daya pembedanya berfungsi dengan baik, sebab rxy dari 27 butir soal tersebut lebih besar dari 0,3. Sedangkan 6 butir soal daya pembedanya tidak berfungsi dengan baik yaitu nomor 3, 7, 10, 11, 21, dan 33 karena rxy dari 6 butir soal tersebut kurang dari 0,3. Perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada Lampiran 15.

b) Tingkat Kesukaran

Dari 33 butir soal tes uji coba prestasi didapat 2 soal kategori mudah yaitu butir soal nomor 3 dan 11, kategori soal sukar yaitu butir soal nomor 21. Sedangkan butir soal lainnya termasuk dalam kategori soal yang sedang, artinya tidak terlalu mudah dan juga tidak terlalu sukar. Perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada Lampiran 15.

Setelah dilakukan analisis terhadap 33 butir soal tes uji coba prestasi belajar matematika diperoleh bahwa sebanyak 6 butir soal tidak dapat digunakan yaitu butir soal nomor 3, 7, 10, 11, 21, dan 33, sehingga dalam penelitian ini instrumen tes prestasi belajar yang digunakan terdiri dari 27 butir soal tes. Oleh

perpustakaan.uns.ac.id ^{karena itu, dalam penelitian ini penghitungan nilai reliabilitas instrumen tes}digilib.uns.ac.id prestasi belajar (r₁₁) yang nilainya 0,8119 merupakan penghitungan terhadap instrumen tes yang terdiri dari 27 butir soal yang digunakan tersebut.

b. Hasil Uji Coba Angket Kreativitas Belajar 1) Analisis Instrumen Angket

a) Validitas Isi Uji Coba Angket

Instrumen angket kreativitas belajar yang diujicobakan terdiri dari 45 butir angket. Sebelum uji coba dilakukan, instrumen angket yang telah disusun oleh peneliti divalidasi oleh dua orang validator, yaitu Uyung Widi Rahayuningsih, M.Pd dan Kusumo Basuki, S.Pd yang keduanya merupakan guru matematika di SMP Negeri 1 Grogol.

Dari hasil validasi kedua validator tersebut diperoleh bahwa 43 butir angket dinyatakan valid karena telah memenuhi kriteria yang diberikan dan 2 butir soal dinyatakan valid dengan perbaikan. Berdasarkan hasil validasi, telah dilakukan revisi terhadap 2 butir soal yaitu butir soal nomor 24 dan 35 yang secara lengkap dapat dilihat pada Lampiran 19, sedangkan lembar validasi oleh validator dapat dilihat pada Lampiran 18.

b) Reliabilitas Uji Coba Angket

Dengan menggunakan rumus Alpha, diperoleh r11 = 0,8786. Karena r₁₁= 0,8786 > 0,7, sehingga instrumen angket dikatakan reliabel. Perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada Lampiran 23.

perpustakaan.uns.ac.id ^{Analisis butir angket dilakukan dengan melakukan uji konsistensi}digilib.uns.ac.id internal butir angket dengan rumus korelasi produk momen. Angket yang diuji cobakan terdiri dari 45 butir. Dari hasil uji konsistensi internal butir angket dengan menggunakan rumus korelasi produk momen, diperoleh 39 butir angket yang mempunyai konsisten internal yang baik karena nilai r_xydari ke-39 butir tersebut lebih besar dari 0,3. Sedangkan 6 butir angket yaitu butir nomor 3, 6, 14, 17, 39, dan 45 mempunyai konsistensi internal tidak baik karena nilai rxy dari ke-6 butir tersebut kurang dari dari 0,3. Perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada Lampiran 22.

Setelah dilakukan analisis terhadap 45 butir angket hasil uji coba angket kreativitas belajar siswa, diperoleh bahwa 6 butir angket tidak dapat digunakan yaitu butir soal nomor 3, 6, 14, 17, 39, dan 45, sehingga dalam penelitian ini instrumen angket kreativitas belajar yang digunakan terdiri dari 39 butir angket. Oleh karena itu, dalam penelitian ini penghitungan nilai reliabilitas instrumen angket kreativitas belajar (r₁₁) yang nilainya 0,8786 merupakan penghitungan terhadap instrumen angket yang terdiri dari 39 butir yang digunakan tersebut.

3. Data Hasil Penelitian

Data hasil penelitian yang digunakan dalam pembahasan ini adalah data prestasi belajar matematika pada materi sistem persamaan linear dua variabel dengan sampel siswa sebanyak 6 kelas yang diambil dari masing-masing sekolah pada SMP Negeri 1 Kartasura, SMP Negeri 3 Grogol, dan SMP Negeri 1 Baki. Data tersebut dikategorikan berdasarkan atas tingkat kreativitas siswa. Tingkat kreativitas siswa tersebut dikategorikan ke dalam tingkat tinggi, sedang dan rendah.

perpustakaan.uns.ac.id ^a. ^{Data Prestasi Belajar Matematika Siswa Berdasar Kelompok Pendekatan}digilib.uns.ac.id Pembelajaran

Data prestasi belajar matematika diperoleh dari 2 kelompok eksperimen pada penelitian ini yaitu pada kelompok dengan pendekatan pembelajaran CTL (eksperimen 1) dan kelompok dengan pendekatan pembelajaran langsung yang berbasis AfL (eksperimen 2) tanpa memandang kategori kreativitas.

Deskripsi data tentang prestasi belajar matematika untuk masing-masing kelompok pendekatan pembelajaran dapat dirangkum dalam Tabel 4.2 berikut ini, sedangkan perhitungannya disajikan pada Lampiran 36 dan 37.

Tabel 4.2. Deskripsi Data Prestasi Belajar Matematika Berdasarkan Kelompok Pendekatan Pembelajaran Kelas n Ukuran Tendensi Sentral ^{Ukuran Dispersi}

Me Mo Min Maks R s

Eksp. 1 107 55,8325 62,9630 74,0741 18,5158 88,8889 70,3704 19,8325

Eksp. 2 104 53,3120 51,8519 51,8519 18,5158 88,8889 70,3704 19,9245

b. Data Prestasi Belajar Matematika Berdasarkan Tingkat Kreativitas Siswa Tingkat kreativitas siswa dalam penelitian ini dikategorikan dalam tiga tingkat yaitu tingkat kreativitas tinggi, sedang, dan rendah. Pengelompokan tersebut berdasarkan kriteria kelompok tinggi dengan skor lebih dari rata-rata ditambah setengah kali simpangan baku, kelompok sedang dengan skor dari rata-rata dikurangi setengah kali simpangan baku sampai dengan rata-rata-rata-rata ditambah setengah kali simpangan baku, dan kelompok rendah dengan skor kurang dari

perpustakaan.uns.ac.id ^{rata-rata dikurangi setengah kali simpangan baku yang diukur dari penyajian data}digilib.uns.ac.id tunggal.

Dari hasil penghitungan skor angket pada kedua kelompok eksperimen diperoleh rata-rata gabungan sama dengan 131,8341 dan simpangan baku gabungan sama dengan 13,6398. Berdasarkan hasil tersebut maka kriteria untuk kelompok kreativitas tinggi adalah skor yang lebih besar dari 138,6540, untuk kelompok sedang dari skor 125,0142 sampai dengan 138,6540, dan untuk kelompok rendah adalah skor yang lebih rendah dari 125,0142. Berdasarkan kriteri pengelompokan yang telah ditetapkan tersebut, maka pada keseluruhan sampel kelompok eksperimen, kelompok kreativitas tinggi terdapat 71 siswa, kelompok sedang terdapat 77 siswa, dan kelompok rendah terdapat 63 siswa.

Data prestasi belajar matematika dari kedua kelompok eksperimen dikelompokkan berdasarkan tingkat kreativitas siswa tanpa memandang pendekatan pembelajaran. Deskripsi data tentang prestasi belajar matematika untuk masing-masing kelompok tingkat kreativitas disajikan pada Tabel 4.3, sedangkan perhitungannya disajikan pada Lampiran 38.

Tabel 4.3. Deskripsi Data Prestasi Belajar Matematika Berdasarkan Tingkat Kreativitas Siswa

Tingkat Kreati‐ vitas n Ukuran Tendensi Sentral ^{Ukuran Dispersi}

Me Mo Min Maks R s

Tinggi 71 62,2848 66,6667 74,0741 ^18,518 5 88,888 9 70,370 4 18,244 6 Sedang 77 54,2088 55,5556 74,0741 ^18,518 5 81,481 5 62,963 0 18,989 2 Rendah 63 46,3845 44,4444 62,9630 ^18,518 5 77,777 8 59,259 3 19,574 0

perpustakaan.uns.ac.id digilib.uns.ac.id c. Data Prestasi Belajar Matematika Berdasarkan Tingkat Kreativitas Siswa

pada Pendekatan Pembelajaran CTL dan Pembelajaran Langsung yang Berbasis AfL

Berdasarkan pengelompokan yang telah ditetapkan, maka pada kelompok dengan pendekatan pembelajaran CTL (eksperimen 1), kelompok kreativitas

Dalam dokumen EKSPERIMENTASI PEMBELAJARAN CONTEXTUAL TEACHING AND LEARNING(CTL) DAN PEMBELAJARAN LANGSUNG YANG BERBASIS ASSESSMENT FOR LEARNING (Halaman 115-174)