BAB IV HASIL ANALISIS DAN PEMBAHASAN
4.1 Deskripsi Data Penelitian Dari hasil pengukuran diperoleh data kemampuan variasi latihan gridlock Tes Awal dan Tes Akhir yang diuraikan dengan table sebagai berikut: TABEL I DATA HASIL PENELITIAN KEMAMPUAN MENGONTROL BOLA DENGAN DADA Tes Awal Tes Akhir No
( X1)
( X2 )
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20
6 6 6 5 4 6 6 5 6 6 7 4 6 6 6 5 5 5 5 5 ∑110
11 10 10 12 9 10 10 9 10 10 11 9 10 9 11 9 9 11 9 10 ∑199
27
1. Deskripsi hasil penelitian Variabel X1 Dalam penelitian ini yang menjadi variable X1 adalah skor data yang diperoleh melalui pengukuran tes awal kemampuan mengontrol bola dengan dada sebelum eksperimen dilakukan atau sebelum memberikan variasi latihan gridlock. Dari hasil tes diperoleh skor tertinggi yaitu, 7 dan skor terendah 4. Setelah dilakukan analisis diperoleh skor rata-rata sebesar 5,5 median sebesar 10,5. Modus sebesar 20 dan standar deviasi sebesar 0,76. Dilihat dari pengukuran statistik di atas dapat diartikan bahwa kemampuan mengontrol bola dengan dada dalam permanan sepak bola pada siswa Madrasah Aliyah Nurul Bahri Kabila Bone, sebelum diberikan variasi latihan gridlock, menunjukan skor yang tidak jauh berbeda dengan skor rata-rata, akan kemampuan megontrol bola dengan dada tersebut masih dibawah rata-rata. 2. Deskripsi hasil penelitian Variabel X2 Variabel X2 adalah skor data yang diperoleh melalui pengukuran tes akhir kemmapuan mengontrol bola dengan dada setelah diberikan variasi latihan gridlock. Dari hasil tes diperoleh skor tertinggi yaitu 12 dan skor terendah 9. Setelah dilakukan analisis diperoleh skor rata-rata sebesar 9,95, median sebesar 10,5, modus sebesar 20 dan standar deviasi sebesar 0,88. Dilihat dari hasil pengukuran statistik di atas dapat diartikan bahwa, ada peningkatan kemampuan mengontrol bola dengan dada dalam permainan sepak bola Madrasah Aliyah Nurul Bahri Kabila Bone. Hal ini dapat dilihat dari penigkatan rata-rata sebelum diberikan variasi latihan gridlock sebesar 5,5 dan sesudah diberikan variasi latihan gridlock sebesar 9,95.
Oleh karena itu peneliti berasumsi bahwa pemberian variasi latihan gridlock, memberikan pengaruh terhadap kemampuan mengontrol bola dengan dada dalam permainan sepak bola pada siswa Madrasah Aliyah Nurul Bahri Kabila Bone, dengan demikian perlu adanya pembuktian terhadap asumsi tersebut. Untuk membuktikan hal ini dapat dilakukan dengan pengujian analisis varians atau pengujian dua rata-rata. 4.2 Pengujian Persyaratan Analisis Langkah pertama dalam melakukan uji dua rata-rata adalah melakukan pengujian
homogenitas
varians.
Prosedur
pengujian
dilakukan
dengan
menggunakan hipotesis sebagai berikut : H0 :
σ12
H1 :
σ12 ≠ σ22
=
σ22
(Varians kedua populasi homogen) (Varians kedua populasi heterogen)
α = 0.05 Statistik Uji :
χ 2 = ( Ln10) {B − ∑ ( ni −1) Log Si 2 } Kriteria Pengujian : Dengan taraf nyata sebesar α, tolak Ho jika χ 2 hitung yang diperoleh lebih besar dari χ 2 tabel dengan derajat bebas 1, terima dalam hal lainnya.
TABEL II DATA HASIL PENELITIAN KEMAMPUAN MENGONTROLBOLA DENGAN DADA
No
Tes Awal ( X1)
Tes Akhir ( X2 )
X 12
X 22
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20
6 6 6 5 4 6 6 5 6 6 7 4 6 6 6 5 5 5 5 5
11 10 10 12 9 10 10 9 10 10 11 9 10 9 11 9 9 11 9 10
36 36 36 25 16 36 36 25 36 36 49 16 36 36 36 25 25 25 25 25
121 100 100 144 81 100 100 81 100 100 121 81 100 81 121 81 81 121 81 100
∑110
∑199
∑616
∑1995
1. Perhitungan rata-rata median dan modus pada variable X1 Sesuai dengan data yang ada pada tabel di atas, maka data tersebut berbentuk data tidak berkelompok atau data tunggal. a. Perhitungan Rata-Rata Variabel X1 Diketahui :
∑X1 = 110 n = 20
X1 =
ΣX 1 n
X1 =
110 20
Rumus :
X 1 = 5,5
b. Perhitungan Median ( Nilai Tengah ) Variabel X1 Diketahui : n = 20 Rumus :
Me
=
n + 1 2
Me =
20 + 1 2
Me =
21 2
Me = 10,5
Hal ini berarti median berada diantara nilai ke 10 dan 11 pada nilai yang diurutkan dari skor terkecil sampai terbesar. Median terletak diantara angka 6 dan 6 dengan demikian median adalah 6. Diperoleh dari rumus berikut ini
6+6 2 12 Me = =6 2 Me =
4455555556
10,5
teletak diantara angka 6&6
6666666667
c. Perhitungan Modus Variabel X1 Modus adalah nilai yang memiliki frekuensiter besar atau nilai yang paling sering banyak terjadi. TABEL III PERHITUNGAN MODUS VARIABEL X1 No
Nilai Variabel X1
Frekuensi
1
4
2
2
5
7
3
6
Modus 10
4
7
1
Jumlah
20
d. Menghitung Standar Deviasi ( S ) dan Varians S12 pada Variabel X1
Rumus Varians Keterangan :
S12 =
nΣX 2 − (ΣX ) n(n − 1)
2
S12 = Varians variabel ΣX = Jumlah data X1
ΣX 2 = Jumlah kuadrat data X N = Jumlah sampel Diketahui :
∑X = 110 ∑X2 = 616 N = 20
1
( )
Dengan demikian dapat dihitung varians S12 Rumus Varians nΣX 2 − (ΣX ) S = n(n − 1)
2
2 1
S 12 =
20(616 ) − (110 ) 20(20 − 1)
S 12 =
12320 − 12100 380
S 12 =
220 = 0,58 380
2
( varians 0,58 )
Mencari nilai standar deviasi S = 0,58 = 0,76
Hasil perhitungan diatas menunjukan bahwa varians pada variabel X 1
(S ) = 0,58 dan standar deviasi (S ) = 0,76 2 1
2. Perhitungan rata-rata, median dan modus pada variabel X 2 a. Perhitungan rata-rata variabel X 2 diketahui : ΣX 2 = 199
n = 20 Rumus : X 2 =
ΣX 2 n
X2 =
199 20
X 2 = 9,95
b. Perhitungan median (nilai tengah) variabel X 2 Diketahui : n = 20 Me =
Rumus :
n +1 2
Me =
20 + 1 2
Me =
21 2
Me = 10,5
Hal ini berarti median berada diantara nilai ke 10 dan ke 11 pada nilai yang diurutkan dari skor terkecil sampai skor terbesar. Median terletak diantara 10 dan 10 dengan demikian median adalah 10. Diperoleh dari rumus berikut ini : Me =
10 + 10 2
Me =
20 2
Me = 10 9 9 9 9 9 9 9 10 10 10
10,5
terletak diantara angka 10&10
10 10 10 10 10 11 11 11 11 12
c. Perhitungan modus variabel X 2 Modus adalah nilai yang memiliki frekuensi yang terbesar atau nilai yang paling banyak terjadi.
TABEL IV PERHITUNGAN MODUS VARIABEL X2 Nilai No Variabel X2 Frekuensi 1 2 3 4
9 10 11 12
7 Modus 8 4 1 20
Dari tabel diatas dapat dilihat frekuensi yang sering atau banyak terjadi adalah nilai atau skor 10 dengan demikian angka tersebut ditetapkan sebagai modus. 2 d. Menghitung standar deviasi (S ) dan varians S 2 pada variabel X 2
Rumus :
Varians :
S 22 =
(
nΣ X 2 − ΣX 2 n(n − 1)
)
2 Keterangan : S 2 = varians variabel X 2
ΣX = Jumlah data X 2
ΣX 2 = Jumlah kuadrat data X 2
n = Jumlah sampel
Diketahui : ΣX = 199
ΣX 2 = 1995
n = 20
( )
Demikian dapat dihitung varians S 22
nΣX 2 − (ΣX ) S = n(n − 1) Rumus : varians
2
2 2
S 22 =
20(1995) − (199 ) 20(20 − 1)
S 22 =
39900 − 39601 20(19)
S 22 =
299 380
S 22 = 0,78
2
( varians )
S = 0,78 S = 0,88
( standar deviasi)
( )
Hasil perhitungan diatas menunjukan bahwa Varians pada variabel X2 S 22 = 0,78 dan Standar Deviasi (S ) = 0,88 3. Perhitungan Normalitas Data a. Pengujian normalitas data pada variabel X1
No 1 2 3 4 5
Batas Kelas 3,5 4,5 5,5 6,5 7,5
Z Batas Kelas -2,63 -1,32 0 1,31 2,63
Z Daftar 0,4957 0,4066 0,0000 0,4049 0,4957
Luas Interval
Ei
Oi
0,0891 0,4066 0,4049 0,0908
1,782 8,132 8,098 1,816
2 7 10 1
X =Σ 2
(Oi − ∈i )2 ∈i
Rumus :
X2 =
(2 − 1,782)2 + (7 − 8,132)2 + (10 − 8,098)2 + (1 − 1,816)2
X2 =
0,05 1,28 3,62 0,66 + + + 1,782 8,132 8,098 1,816
1,782
8,132
8,098
1,816
X 2 = 0,03 + 0,16 + 0,45 + 0,36 X 2 =1 Sesuai dengan kriteria pengujian bahwa, terima hipotesis farians populasi normal jika :
2 2 χ hitung ≤ χ daftar (1−α )( k − 3 )
dengan taraf nyata α = 0,05 serta
2 derajat kebebasan dk = k – 3, maka χ hitung diperoleh harga sebesar =1. berdasarkan
daftar
distribusi
chi
kuadrat
pada
α = 0,05 .
2 2 χ daftar (1− 0, 05 )( 4 −3 ) = χ daftar (0,95 )(1)
2 χ daftar (1−α )( k − 3 )
atau:
diperoleh harga sebesar = 3,84.
2 Lebih jelasnya dapat dilihat bahwa, : χ hitung lebih kecil dari
2 χ daftar atau
( 1 <
3,84 ). Hal ini sesuai dengan kriteriapengujian, sehingga dapat disimpulkan bahwa data variabel X1 memiliki varians populasi yang normal.
b. Pengujian Normalitas Data pada variabel X2
Batas Kelas 8,5 9,5 10,5 11,5 12,5
No 1 2 3 4 5
Z Batas Kelas -1,64 -0,51 0,62 1,76 2,89
χ =Σ 2
Rumus :
χ2 =
Z Daftar 0,4505 0,1950 0,2324 0,4608 0,4981
Luas Interval 0,2555 0,4274 0,2284 0,0373
Ei
Oi
5,11 8,548 4,57 0,746
7 8 4 1
(Ο i − Ε i ) 2 Εi
(7 − 5,11) 2 + (8 − 8,548) 2 + (4 − 4,57 )2 + (1 − 0,746) 2
χ2 =
5,11
8,548
4,57
1,746
3,57 0, 29 0,32 0,06 + + + 5,11 8,548 4,57 1,746
χ 2 = 0,69 + 0,03 + 0,07 + 0,03 χ 2 = 0,82 Sesuai dengan kriteria pengujian bahwa, terima hipotesis varians populasi normal jika :
2 2 χ hitung ≤ χ daftra (1−α )( k − 3 )
derajat kebebasan dk = k – 3, maka
dengan taraf nyata α = 0,05 serta
2 χ hitung
diperoleh harga sebesar =77,99.
Berdasarkan daftar distribusi chi kuadrat pada α = 0,05 .
2 χ daftar (1−α )( k −3 ) atau
2 2 χ daftar (1− 0 , 05 )( 4 − 3 ) = χ daftar(0,95)(1) diperoleh harga sebesar = 3,84.
Lebih jelasnya dapat dilihat bahwa,
2 χ hitung lebih
kecil dari
2 χ daftar atau
(0,82 < 3,84 ). Hal ini sesuai dengan kriteria pengujian, sehingga dapat disimpulkan bahwa data variabel X2 memiliki varians populasi yang normal.
4. Pengujian Homogenitas Data
Dalam perhitungan sebelumnya telah diketahui :
S12 = 0,58 dan S 22 = 0,78 In10 = 2,3026 adalah logaritma asli dari bilangan 10 TABEL V DAFTAR PENGUJIAN UJI HOMOGENITAS VARIANS POPULASI Sampel Dk 1/dk S12 LogS12 Dk log S12
(
ke I
19
0,05
0,58
0,2365
4,4935
II
19
0,05
0,78
0,1079
2,0501 Σ 6,5436
38
Dengan demikian dapat dihitung varians gabungan dengan rumus : S2 =
S2 =
S2 =
S2 =
(n1 − 1)S12 + (n 2 − 1)S 22 n1 + n 2 − 2
(20 − 1)0,58 + (20 − 1)0,78 20 + 20 − 2
(19)0,58 + (19)0,78 20 + 20 − 2 11,02 + 14,82 38
S 2 = 0,68 S = 0,68
( Varians gabungan )
)
S = 0,82
Berarti : Log S 2 = Log0,68 Log S 2 = −0,16 B
= Harga satuan B diperoleh dengan rumus
(
)
Β = LogS 2 Σ(n i − 1)
Β = 0,16(38) Β = 6,08
Berdasarkan besaran-besaran statistik diatas dapat dilakukan pengujian homogenitas varians populasi dengan uji Bartlett, rumus yang digunakan adalah :
χ 2 = (In10 ){Β − Σ(n i − 1) log S i2
χ 2 = (2,3026){6,08 − 6,5436 }
χ 2 = (2,3026){0,4636
}
χ 2 = 1,06 Sesuai dengan kriteria pengujian bahwa, terima hipotesis varians populasi 2 2 homogeny jika : χ hitung ≤ χ daftar (1−α )( k −1) dengan taraf nyata α = 0,05 serta derajat
kebebasan dk = k – 1, maka chi kuadrat hitung diperoleh harga sebesar = 1,06. Berdasarkan daftar distribusi chi kuadrat pada α = 0,05 .
2 χ daftar (1−α )( k −1) atau
2 2 χ daftar (1− 0,95 )( 2 −1) = χ daftar (0,95 )(1) diperoleh harga sebesar = 3,84.
Lebih jelasnya dapat dilihat bahwa, :
2 2 χ hitung lebih kecil dari χ daftar atau
(1,06 < 3,84 ). Hal ini sesuai dengan kriteria pengujian. Sehingga dapat
disimpulkan bahwa data hasil penelitian memiliki varians populasi yang homogen.
4.3 Pengujian Hipotesis
Untuk dapat menguji hipotesis yang menyatakan bahwa ada pengaruh variasi latihan gridlock terhadap kemampuan mengontrol bola dengan dada dalam cabang olahraga sepak bola pada siswa Madrasah Aliyah Nurul Bahri Kabila Bone, maka hal ini dianalisis dengan uji t atau uji analisis varians.
t=
Rumus :
Keterangan :
Md
Md ΣX 2 d N ( N − 1) = Nilai rata-rata dari perbedaan pre test dengan post test (post test - pre test).
Xd
= Deviasi masing-masing subjek (d-Md)
ΣX 2 d = Jumlah kuadrat deviasi
N
= Jumlah sampel
Data-data pre test dan post tes selanjutnya di susun dalam suatu tabel untuk keperluan rumus.
Daftar Pengujian Hipotesis Subjek
Pre test
Post test
Gain (d)
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17
6 6 6 5 4 6 6 5 6 6 7 4 6 6 6 5 5
11 10 10 12 9 10 10 9 10 10 11 9 10 9 11 9 9
5 4 4 7 5 4 4 4 4 4 4 5 4 3 5 4 4
18 19 20
5 5 5
11 9 10
6 4 5 Σ89
Diketahui : Md =
Σd n
ΣX 2 d = 14,95 N = 20
Md =
89 = 4,45 20
Xd (d-Md) 0,55 -0,45 -0,45 2,55 0.55 -0,45 -0,45 -0,45 -0,45 -0,45 -0.45 0,55 -0,45 -1,45 0,55 -0,45 -0,45
1,55 -0,45 0,55
X2d
0,3025 0,2025 0,2025 6,5025 0,3025 0,2025 0,2025 0,2025 0,2025 0,2025 0,2025 0,3025 0,2025 2,1025 0,3025 0,2025 0,2025 2,4025 0,2025 0,3025 Σ14,95
Rumus : Md
t=
ΣX 2 d N ( N − 1)
4,45
t=
14,95 20(20 − 1) 4,45
t=
t=
0,039
4,45 0,19
t = 23,42
Berdasarkan kriteria pengujian bahwa, terima H0 jika:
−t
(1− 1 2α ) < t < t (1− 1 2α )
dengan taraf nyata α = 0,05 dengan derajat kebebasan dk = n − 1 . Dengan demikian
−t
20 – 1 atau
(1− 1 2α ) < t < t (1− 1 2α ) sama dengan −t
( −0,975) < t
−t
(1− 1 2 0,05 ) < t < t (1− 1 2 0, 05 ) dengan dk =
< t (0,975) = 19 dengan taraf nyata α = 0,05 diperoleh harga
t hitung sebesar 23,42 dan t daftar diperoleh harga sebesar 2,09. Ternyata harga t hitung lebih besar dari pada harga t daftar . Berdasarkan hal tersebut, maka harga
t hitung
telah berada di luar daerah
penerimaan H0. Sehingga H0 yang menyatakan bahwa tidak ada Pengaruh variasi latihan gridlock terhadap kemampuan mengontrol bola dengan dada dalam
olahraga o sepak bola pada siswa Madrasah M A Aliyah Nuruul Bahri Kaabila Bone ditolak d dan n menerima hipotesa Haa yang menyyatakan terddapat pengaruh variasi latihan l griddlock terhaddap kemamp mpuan meng gontrol bolaa dengan daada dalam olahraga o sep pak bola padda siswa Maddrasah Aliyaah Nurul Bahhri Kabila Boone. Dari hasil analiisis diperolleh nilai t--stat untuk perbedaann rata-rata kemampuan k n mengontro ol bola denggan dada sebbelum dan sesudah s variiasi latihan gridlock g adaalah sebesarr 23,42. Seddangkan nilaai t-tabel padda tingkat signifikansi s 5% 5 dan deraajat bebas seebesar n-1=220-1=19 adaalah sebesar 2.093. Kareena nilai thitung h yang diperoleh leebih besar daari nilai t-tabbel, maka Hoo ditolak.
Dengaan demikiann dapat ddisimpulkan bahwa adda perbedaaan antara kemampuan k n mengontrol bola dengaan dada padda saat sebellum melakukkan variasi latihan l grid dlock dengaan rata-rata kemampuann mengontrrol bola denngan dada setelah mellakukan varriasi latihann gridlock. Hasil analiisis sebelum mnya juga menunjukka m an bahwa raata-rata kem mampuan siswa melakuukan mengoontrol bola dengan d dadda sebelum melakukan variasi latiihan gridlocck hanya seebesar 5.5
sedangkan rata-rata kemampuan siswa melakukan mengontrol bola dengan dada pada saat setelah melakukan variasi latihan gridlock yang mencapai 9.95. Dengan kata lain dapat disimpulkan terdapat pengaruh yang signifikan pemberian variasi latihan gridlock dalam upaya meningkatkan kemampuan siswa mengontrol bola dengan dada.
