METODE PENELITIAN
F. Teknik Analisis Data
3) Uji anava satu arah
2 1 ∑( ) 2 1 ∑ 2 2 1 ∑ 2 2 1 ∑( ) 2 2 1 g) Simpulan
0 ditolak jika 2 2(1 )( 1) , dimana 2(1 )( 1)
Budiyono, (2015: 176-177)
Tabel 3.6 Hasil uji homogenitas sebelum penelitian
2 2 Kesimpulan
5,5487 5,9915 Homogen
Hasil yang diperoleh dari uji homogenitas adalah 2 = 5,548dan 2 = 5,991. Karena 2 2 maka H0 diterima yaitu sampel berasal dari populasi yang mempunyai keragaman homogen. Perhitungan selengkapnya pada lampiran 6 halaman 114.
3) Uji anava satu arah
Setelah dilakukan uji prasyarat kesetaraan sampel, selanjutnya akan dilakukan uji kesetaraan sampel dengan menggunakan anava satu arah.
0 ( i = 1, 2, 3), artinya tidak ada perbedaan antara kelas eksperimen, kontrol, dan uji coba (sampel setara)
( i = 1, 2, 3), artinya paling sedikit ada satu perbedaan antara kelas eksperimen, kontrol, dan uji coba (sampel tidak setara)
b) Mencari faktor korelasi (FK)
(∑ 1 )2
c) Menghitung Jumlah Kuadrat Total ( ) = ∑ 1
d) Menghitung Jumlah Kuadrat Kelompok ( )
∑ 1 1
1 ∑ 1 2
2
∑ 1 3
3
e) Menghitung Jumlah Kuadrat Dalam ( ) f) Menghitung = g) Menghitung Dalam = h) Menghitung Total =
j) Menghitung Rataan Kuadrat Dalam ( ) =
k) Menghitung Harga 0
0
l) Membuat tabel anava satu jalan Tabel 3.7 Anava Satu Arah
Sumber Variasi Jumlah Kuadrat(JK) Db RK F hit Kelompok (K) 0 Dalam (D) Total (T) - - m) Kesimpulan
Jika maka 0 ditolak Jika maka 0 diterima
Dari perhitungan diperoleh Fhitung = 1,778 dan Ftabel = 3,094 Karena Fhitung < Ftabel , maka H0 diterima. Dengan demikian tidak ada perbedaan antara kelas eksperimen, kelas kontrol, dan kelas uji coba (sampel setara). Perhitungan selengkapnya pada lampiran 7 halaman 117.
1) Instrumen Tes Kemampuan Komunikasi Matematis a) Uji Validitas Tes
Menurut Sugiyono (2013: 5) Validitas merupakan derajat ketetapan antara data yang terjadi pada obyek penelitian dengan data yang dapat dilaporkan. Dalam menentukan validitas tes menurut Susongko (2017:85) dapat menggunakan product moment, karena bentuk instrumen berupa uraian, berikut rumusnya:
∑ (∑ )(∑ )
√(( ∑ 2 (∑ )2 ( ∑ 2) (∑ )2)
Keterangan :
: Jumlah responden : Skor butir soal : Skor Total
: Koefisien korelasi antara variabel x dan y
Susongko (2017 :85) Dengan menggunakan taraf signifikansi 5%, dan n= 32, diperoleh rtabel 0,3494. Dari 10 butir soal kemampuan komunikasi matematis yang di uji cobakan diperoleh 7 butir soal kemampuan komunikasi matematis yang valid yaitu nomor 1, 3, 4, 5, 6, 7 dan 8 untuk selanjutnya digunakan sebagai instrument penelitian. Sebagai contoh soal nomor 1 dengan nilai rxy = 0.735 dan rtabel = 0.3494 dengan taraf signifikansi 5%, sehingga rxy rtabel, maka butir soal kemampuan komunikasi matematis nomor 1 dikatakan
lampiran 21 Sebagai contoh soal nomor 2 yang tidak valid dengan nilai rxy = 0.250 dan rtabel = 0.3494 dengan taraf signifikansi 5%, sehingga rxy < rtabel, maka butir soal kemampuan komunikasi matematis nomor 2 dikatakan tidak valid. Untuk perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada lampiran 23 halaman 214.
b) Uji Reliabilitas Tes
Menurut Susongko (2016:86) reliabilitas tes dapat diukur menggunakan rumus Kuder-Ricardson 20 (KR 20/Alpha Cronbach), berikut rumusnya :
( ∑ 2 2 ) Keterangan: rxx : Reliabilitas Instrumen k : Jumlah butir
2 : varian skor suatu butir
2 : Varian skor total
Dari hasil perhitungan reliabilitas kemudian hasil tersebut dikonsultasikan dengan nilai rtabel, apabila rxx rtabel untuk butir soal dikatakan reliabel dan apabila rxx < rtabel maka butir soal dikatakan tidak reliabel.
Dengan menggunakan taraf signifikansi 5% dan n = 32, pada tes kemampuan komunikasi matematis diperoleh rtabel = 0.3494, dimana rxx = 0.7862. Karena rxx rtabel, maka butir soal tersebut dikatan reliabel. Untuk
halaman 216
c) Daya Beda Butir Soal
Menurut Susongko (2017: 102) Cara menghitung Daya Pembeda (DP) yang lebih baik secara metode adalah dengan melihat korelasi skor butir dengan skor total. Bila tes bersifat dikotomus maka korelasi yang digunakan adalah korelasi Point Biserial sedangkan bila tes bersifat politomus, korelasi yang digunakan adalah korelasi product momen(pearson).
Pada penelitian ini tes bersifat politomus. Sehingga menggunakan rumus:
∑ (∑ )(∑ )
√(( ∑ 2 (∑ )2 ( ∑ 2) (∑ )2)
Keterangan :
: Jumlah responden : Skor butir soal : Skor Total
: Koefisien korelasi antara variabel x dan y
Susongko (2017 :85)
Kriteria yang digunakan untuk menginterprestasikan indeks daya pembeda menurut Lestari (2017: 217) sebagai berikut : 0,70 < DP ≤ 1,00 : Sangat baik
0,40 < DP ≤ 0,70 : Baik 0,20 < DP ≤ 0,40 : Cukup
DP ≤ 0,00 : Sangat Buruk
Berdasarkan perhitungan daya pembeda, pada tes kemampuan komunikasi matematis dari 10 butir soal yang di uji cobakan diperoleh. Dengan kriteria cukup, ada 2 soal yaitu soal nomor 2 dan 9. Dengan kriteria baik, ada 2 soal yaitu soal nomor 1 dan 5. Dengan kriteria sangat baik ada 5 soal yaitu soal nomor 3, 4, 6, 7 dan 8. Dengan kriteria jelek, ada 1 soal yaitu soal nomor 10. Untuk perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada lampiran 25 halaman 217. d) Tingkat Kesukaran Soal
Tingkat kesukaran butir tes ditunjukan oleh besarnya angka persentase dari penempuh yang mendapat soal betul (Susongko 2016 :93)
( )
Keterangan:
TK : Tingkat kesukaran butir S : Jumlah seluruh skor : Jumlah penempuh tes
: skor maksimum suatu butir
(Susongko, 2016: 93) Indeks kesukaran suatu butir soal menurut Lestari (2017:224) diinterpretasikan dalam kriteria sebagai berikut: IK = 0,00 : Terlalu Sukar
0,00 < IK ≤ 0,30 : Sukar 0,30 < IK ≤ 0,70 : Sedang
IK = 1,00 : Terlalu Mudah
Berdasarkan perhitungan tingkat kesukaran, pada tes kemampuan komunikasi matematis dari 10 butir soal yang diujicobakan diperoleh kriteria sedang, ada 6 soal yaitu soal nomor 1, 3 ,4 ,6, 7 dan 8. Dengan kriteria sukar, ada 4 soal yaitu soal nomor 2, 5, 9, dan 10. Untuk perhitungan selengkapnya dapat dilihat pada lampiran 25 halaman 217.
Setelah diuji validitas, reliabilitas, daya pembeda, dan tingkat kesukaran pada tes kemampuan komunikasi matematis dari 10 butir soal yang diujicobakan yang dipakai hanya 7 soal yaitu soal nomor 1, 3, 4, 5, 6 ,7 dan 8.
2) Instrumen Observasi
Instrumen observasi dalam penelitian ini digunakan untuk memperoleh informasi tentang presentase keaktifan peserta didik selama proses pembelajaran berlangsung dengan metode Outdoor Learning dengan media visual. Rumus untuk mencari presentase keaktifan peserta didik sebagai berikut:
( ) ∑ ∑ Kriteria: 75% < P ≤ 100% : Sangat Aktif 50 % < P ≤ 75% : Aktif 25% < P ≤ 50 % : Cukup Aktif 0 ≤ P ≤ 25% : Kurang Aktif (Amalia, 2018: 35)
a. Uji Prasyarat Hipotesis 1) Uji Normalitas
Uji normalitas digunakan untuk mengetahui apakah data penelitian kelas eksperimen dan kelas kontrol berdistribusi normal atau tidak. Uji normalitas univariat dilakukan sebagai syarat dalam perhitungan hipotesis yaitu uji proporsi dan uji t. Dalam penelitian ini uji normalitas yang digunakan adalah dengan uji Lilieforse (Budiyono, 2015: 168-170). Adapun langkah-langkahnya sebagai berikut:
(1) Menentukan hipotesis
0 : sampel berasal dari populasi yang berdistribusi normal
: sampel tidak berasal dari populasi yang berdistribusi normal
(2) Taraf signifikasi yang digunakan adalah α = 5% (3) Daerah kriteria
Menolak 0 jika (4) Menghitung
Pengamatan 1 2 dijadikan bilangan baku
1 2 dengan menggunakan rumus ̂
: simpangan baku sampel
(5) Untuk setiap bilangan baku ini dan menggunakan daftar distribusi normal baku, kemudian dihitung peluang F( ) = P( )
(6) Menghitung proporsi 1 2 yang lebih kecil atau sama dengan .
Jika proporsi dinyatakan oleh S( ) maka S( ) =
(7) Menghitung | ( ) ( )|
(8) Menghitung max | ( ) ( )| (9) Kesimpulan
Jika , maka 0 diterima Jika , maka 0 ditolak
(Budiyono, 2015: 170-171)
Adapun hasil perhitungan uji normalitas data sebagai berikut: Tabel 3.8 Hasil uji normalitas setelah penelitian
No. L0 maks Ltabel Keputusan
1. 0,1183 0,1566 Normal
Hasil yang diperoleh dari uji normalitas menunjukkan bahwa nilai L0 maks Ltabel, sehingga dapat disimpulkan bahwa data tersebut berdistribusi normal. Dengan demikian, persyaratan untuk
lampiran 27 halaman 219. 2) Uji Homogenitas
Uji homogenitas yang digunakan adalah uji Bartlett. Adapun langkah-langkahnya sebagai berikut :
a) Menentukan formulasi hipotesis
Ho : sampel berasal dari populasi yang mempunyai keragaman homogen
Ha : sampel berasal dari populasi yang mempunyai keragaman tidak homogen
b) Menentukan taraf signifikansi dan nilai 2
(1) Taraf signifikansi yang digunakan adalah α = 5% (2) Nilai 2 2
(1 )( 1) diperoleh dari daftar
distribusi Chi-Kuadrat dengan peluang (α) dan ( )
c) Menentukan kriteria pengujian (1) Ho diterima apabila 2 2
(1 )( 1)
(2) Ho ditolak apabila 2 2
(1 )( 1)
d) Menentukan nilai uji statistika
Untuk menentukan nilai 2 diperlukan hal berikut : (1) Menghitung variansi setiap sampel
2 ∑ 2 (∑ )2
2 ∑( ) 2
∑( )
(3) Menentukan nilai 2 dengan rumus :
2 ( )( ∑( ) 2 Dimana : ( 2) ∑( ) e) Kesimpulan (1) Apabila 2 2 maka Ho diterima. (2) Apabila 2 2 maka Ho ditolak. Tabel 3.9 Tabel Kerja Uji Bartlett
Sampel ke Dk 1/dk 2 2 (dk) 2 1 1 1/ 1 12 12 ( 1 ) 12 2 2 1/ 2 22 22 ( 2 ) 22 K 1/ 2 2 ( ) 2 Jumlah 1/∑( ) - - ∑( ) 2
Tabel 3.10 Hasil uji homogenitas setelah penelitian
2 2 Kesimpulan
0,0023 3,8415 Homogen
Hasil yang diperoleh dari uji homogenitas adalah 2 = 0,0023 dan 2 =3,8415. Karena 2 2 maka H0
diterima yaitu sampel berasal dari populasi yang mempunyai keragaman homogen. Perhitungan selengkapnya pada lampiran 28 halaman 223.