BAB IV HASIL PENELITIAN DAN PEMBAHASAN 4.1 Deskripsi Hasil penelitian Hasil yang diperoleh dalam penelitian ini merupakan fakta empirik untuk mendeskripsikan pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok pada siswa kelas XI SMAN I Limboto dengan jumlah sampel yang diambil adalah sebanyak 24 orang, sedangkan teknik yang digunakan adalah random sampling atau pengambilan sampel dilakukan secara acak dari jumlah populasi. Untuk mencapai tujuan yang telah dirumuskan, maka pemberian perlakuan berdasarkan rancangan atau desain penelitian yakni, one group pre-test and post-test design yaitu pemberian tes awal sebelum dilakukan eksperimen atau perlakuan berupa pelatihan skipping dan dilakukan tes akhir untuk melihat pengaruh dari pelatihan tersebut yang berlangsung selama 8 minggu dengan frekuensi perlakuan sebanyak 3 kali dalam satu minggu sehingga jumlah total 22 kali perlakuan. Dari hasil pengukuran diperoleh data lompat jauh gaya jongkok pre-test (X 1 ) dan post-test (X 2 ) serta peningkatan lompat jauh gaya jongkok yang diperoleh dari selisih antara pre-test dan post-test. Selangkapnya dapat dilihat pada tabel berikut.
Tabel.1 Data Hasil Penelitian Lompat Jauh Gaya Jongkok NO Pre tes (X 1 ) Post-Tes (X 2 ) Gain Skor (D) 1 2,15 2,25 0,1 2 3,1 3,5 0,4 3 2,95 3,15 0,2 4 3,15 3,25 0,1 5 2,8 3,35 0,55 6 2,85 2,95 0,1 7 2,75 2,95 0,2 8 2,15 2,75 0,6 9 4,25 4,5 0,25 10 3,1 3,25 0,15 11 2,15 2,75 0,6 12 4,15 4,55 0,4 13 2,1 2,75 0,65 14 2,75 3,05 0,3 15 2,35 2,95 0,6 16 3,15 3,35 0,2 17 2,95 3,25 0,3 18 2,85 3,1 0,25 19 2,35 2,95 0,6 20 4,15 4,55 0,4 21 4,05 4,45 0,4 22 2,75 3,05 0,3 23 4,25 4,54 0,29 24 2,25 2,94 0,69 jumlah 71,5 80,13 8,63 Dari data hasil tes awal (pre tes) dan tes akhir (post tes) pelatihan skipping dapat di lihat pada tabel di atas. Langkah selanjutnya data dianalisis menggunakan uji statistik deskriptif inferensial. Pengujian deskriptif meliputi pembuatan tabel tabel distribusi, uji rata-rata, uji varians, pengujian standar deviasi dan uji persyaratan analisis. Uji statistik inferensial meliputi pengujian hipotesis yang
menyatakan pelatihan skipping dapat mempengaruhi jauhnya lompatan pada lompat jauh gaya jongkok dengan uji t (hipotesis) pasangan observasi atau uji t satu sampel. Keseluruhan pengujian menggunakan taraf signifikan alfa sebesar α = 0,05. 4.1.1 Deskripsi Data Pre Test Lompat Jauh Data hasil penelitian untuk pre test (x 1 ) adalah skor yang diperoleh melalui pengukuran pre-test atau tes awal lompat jauh sebelum diberikan pelatihan skipping. Deskripsi lompat jauh pada pre-test dapat dilihat pada tabel. Namun sebelum masuk pada tabel harus di ketahui nilai Rentang (R), banyaknya kelas (K) dan panjang kelas (P). Perhitungan daftar distribusi frekuensi variabel X 1 Rentang (R) = skor tertinggi dikurangi skor terendah = 4,25 2,1 = 2,15 Banyaknya kelas (R) = 1 + 3,3 Log N =1 + 3,3 Log 24 = 1 + 3,3 (1,380) = 1 + 4,554 = 5,554 Dibulatkan = 6
Panjang kelas (P) = =, = 0,358 Tabel 2 Daftar Distribusi Frekuensi Data Pre-Test Lompat Jauh NO KELAS INTERVAL FREKUENSI 1 2,1-2,45 7 2 2,46-2,81 4 3 2,82-3,17 8 4 3,18-3,53 0 5 3,54-3,89 0 6 3,90-4,25 5 JUMLAH 24 Dari tabel diatas, maka dapat dijelskan bahwa, jumlaah total frekuensi adalah ( f=24). Sedangkan untuk skor lompat jauh tertinggi pertama adalah angka 2,82 3,17 dengan jumlah frekuensi sebanyak 8 orang. frekuensi tertinggi kedua adalah angka 2,1-2,45 dengan jumlah frekuensi sebanyak 7 orang. Frekuensi tertinggi ketiga adalah angka 3,90 4,25 dengan jumlah frekuensi lompat jauh sebanyak 5 orang. Frekuensi tertinggi keempat adalah angka 2,46 2,81 dengan jumlah frekuensi lompat jauh sebanyak 4 orang. Dan frekunsi terendah adalah angka 3,18-3,53 dan angka 3,54 3,89 dengan jumlah frekuensi masing- masing adalah 0 atau tidak ada. Selanjutnya frekuensi data fre-test lompat jauh gaya jongkok di atas, diperjelas dengan grafik hidtogram seperti pada gambar berikut ini:
Daftar Distribusi Frekuensi Data Free-Test Lompat Jauh 30 25 20 15 10 5 0 REKUENSI KELAS INTERVAL Gambar 1. Distribusi Frekuensi Fre-Test Lompat Jauh Gaya Jongkok 4.1.2 Pengujian Normalitas Data Pre Tes Frekuensi Jauhnya Lompatan Sebelum masuk pada pengujian selanjutnya, maka kita perlu mengetahui apakah kita menggunakan statistik non parametrik atau statistik parametrik. Oleh karena itu perlu pengujian normalitas data dengan menggunakan Uji Liliefor. Data yang dianalisis yaitu data dari pre-test dan hasil dari analisis ini. Ada beberapa langkah untuk menentukan analisis di atas yaitu: a. Langkah peratama menentukan hipotesis pengujian Ho: sampel berasal dari populasi yang terdistribusi normal Ha: sampel berasal dari populasi yang tidak terdistribusi normal b. Langkah ke-dua menentukan kriteria pengujian Terima: Ho jika L tabel Tolak : Ho jika> L tabel c. Langkah ketiga: menghitung ZI, f (ZI), S (ZI)
Sebelum itu perlu diketahui niali rata-rata pre test (X 1 ) dan post test (X 2 ) serta mengatahui standar deviasi data pre test. Adapun rumus yang digunakan sebagai berikut. Rumus rata-rata : = Keterangan : = Rata-rata (mean) x= jumlah harga X n = jumlah sampel Rumus standar deviasi : Sd = ( ) Sd = standar deviasi (x- ) 2 = kuadrat antara hasil pengurangan harga x dan rata-rata n-1 = jumlah sampel dikurangi 1 Perhitungan nilai rata-rata pre test 1 = Diketahui: x 1 = 71,5 n = 24 Jadi : 1 = 1 =, 1 = 2,979 Setelah diketahui nilai rata-rata pre-test maka dilanjutkan dengan perhitungan standar deviasi, untuk mempermudah perhitungan, maka data pre-test perlu dimasukan pada tabel.
Tabel 3 Perhitungan Normalitas data Fre-Test Fre - Tes (X 1-1) (X 1-1) 2 2,15-0,829 0,687241 3,1 0,121 0,014641 2,95-0,029 0,000841 3,15 0,171 0,029241 2,8-0,179 0,032041 2,85-0,129 0,016641 2,75-0,229 0,052441 2,15-0,829 0,687241 4,25 1,271 1,615441 3,1 0,121 0,014641 2,15-0,829 0,687241 4,15 1,171 1,371241 2,1-0,879 0,772641 2,75-0,229 0,052441 2,35-0,629 0,395641 3,15 0,171 0,029241 2,95-0,029 0,000841 2,85-0,129 0,016641 2,35-0,629 0,395641 4,15 1,171 1,371241 4,05 1,071 1,147041 2,75-0,229 0,052441 4,25 1,271 1,615441 2,25-0,729 0,531441 JUMLAH 11,589584 Dari tabel di atas, maka dapat dilakukan standar perhitungan deviasi (Sd) sebagai berikut: S 2 = ( ) S 2 =,
S 2 =, S 2 = 0,50387 (Varians) Sd 1 = 0,709 (Standar Deviasi) Tabel 4 Perhitungan Normalitas Data Pre-Test NO X 1 Zi F(Zi) S(Zi) F(Zi) - S(Zi) 1 2,1-1,23977 0,1093 0,041 0,0683 2 2,15-1,16925 0,123 0,125 0,002 3 2,15-1,16925 0,123 0,125 0,002 4 2,15-1,16925 0,123 0,125 0,002 5 2,25-1,02821 0,1539 0,208 0,0541 6 2,35-0,88717 0,1894 0,27 0,0806 7 2,35-0,88717 0,1894 0,27 0,0806 8 2,75-0,32299 0,3745 0,375 0,0005 9 2,75-0,32299 0,3745 0,375 0,0005 10 2,75-0,32299 0,3745 0,375 0,0005 11 2,8-0,25247 0,4013 0,458 0,0567 12 2,85-0,18195 0,4286 0,52 0,0914 13 2,85-0,18195 0,4286 0,52 0,0914 14 2,95-0,0409 0,484 0,604 0,12 15 2,95-0,0409 0,484 0,604 0,12 16 3,1 0,170663 0,5675 0,687 0,1195 17 3,1 0,170663 0,5675 0,687 0,1195 18 3,15 0,241185 0,5948 0,77 0,1752 19 3,15 0,241185 0,5948 0,77 0,1752 20 4,05 1,510578 0,9345 0,833 0,1015 21 4,15 1,651622 0,9505 0,895 0,0555 22 4,15 1,651622 0,9505 0,895 0,0555 23 4,25 1,792666 0,9633 0,979 0,0157 24 4,25 1,792666 0,9633 0,979 0,0157
Keterangan: a. Untuk mencari Zi menggunakan rumus : Z 1 = b. Nilai F(Z I ) dilihat dari daftar distribusi normal baku c. Nilai S(Z I ) digunakan rumus Dari perhitungan tabel diatas diperoleh nilai selisih yang tertinggi atau L observasi (Lo) yaitu sebesar 0,17 5. Berdasarkan tabel nilai kritis Lt uji Lilifors pada taraf nyata 0,05 dan n = 24, di temukan L tabel atau Lt yaitu 0,180. Jadi, L observasi (Lo) Lt= 0,175 0,180. Maka, Ho diterima. Dengan demikian pengujian normalitas ini dapat disimpulkan sampel penelitian berasal dari populasi yang berdistribusi normal, sehingga dapat dilanjutkan pada uji t. 4.1.3 Deskripsi Data Post-Test Lompat Jauh (X 2 ) Dari data hasil penelitian untuk post-test (X 2 ) adalah skor yang diperoleh melalui pengukuran tes akhir lompat jauh setelah diberikan perlakuan pelatihan skipping selama 8 minggu. Post-test lompat jauh dapat dilihat pada tabel. Namun sebelum masuk pada tabel harus di ketahui nilai Rentang (R), banyakn ya kelas (K) dan panjang kelas (P). Perhitungan daftar distribusi frekuensi variabel X 1 Rentang (R) = skor tertinggi dikurangi skor terendah = 4,55 2,25 = 2,30
Banyaknya kelas (R) = 1 + 3,3 Log N =1 + 3,3 Log 24 = 1 + 3,3 (1,380) = 1 + 4,554 = 5,554 Dibulatkan = 6 Panjang kelas (P) = =, = 0,38 Tabel 5 Daftar Distribusi Frekuensi Data Post-Test Lompat Jauh NO KELAS INTERVAL FREKUENSI 1 2,25-2,63 1 2 2,64-3,02 8 3 3,03-3,41 9 4 3,42-3,80 1 5 3,81-4,19 0 6 4,20-4,58 5 JUMLAH 24 Dari tabel diatas, maka dapat dijelakan bahwa, jumlah adalah ( f=24). Sedangkan untuk skor lompat jauh tertinggi pertama adalah angka 3,03-3,41 dengan jumlah frekuensi sebanyak 9 orang. frekuensi tertinggi kedua adalah angka 2,64-3,02 dengan jumlah frekuensi sebanyak 8 orang. Frekuensi tertinggi ketiga adalah
angka 4,20 4,58 dengan jumlah frekuensi sebanyak 5 orang. Frekunsi selanjutnya adalah angka 2,25-2,63 dan angka 3,42-3,80 dengan jumlah frekuensi masing - masing 1 orang, Dan frekunsi terendah adalah angka 3,81-4,19 dengan jumlah frekuensi adalah 0 atau tidak ada. Selanjutnya frekuensi data post-test lompat jauh gaya jongkok di atas, diperjelas dengan grafik hidtogram seperti pada gambar berikut ini: Daftar Distribusi Frekuensi Data Post-Test Lompat Jauh 30 25 20 15 10 5 0 1 2 3 4 5 6 jumlah frekuensi kelas interval Gambar 2. Distribusi Frekuensi Post-Test Lompat Jauh 4.1.4 Pengujian Normalitas Data Post-Test Lompat Jauh Gaya Jongkok Sebelum melanjutkan pada pengujian selanjutnya maka yang harus diperhatikan adalah apakah kita menggunakan statistic pramettrik atau statistic non pramettrik, oleh karena itu perlu pengujian normalitas data dengan menggunakan Uji Liliefor. Data yang dianalisis yaitu data yang diperoleh dari post-test. Untuk menganalisis data tersebut ada beberapa langkah untuk menganalisisnya yaitu: a. Langkah pertama: menentukan hipotesis pengujian
Ho : sampel berasal dari populasi yang terdistribusi normal Ha : sampel berasal dari populasi yang tidak terdistribusi normal b. Langkah ke-dua menentukan kriteria pengujian Terima: Ho jika L tabel Tolak : Ho jika> L tabel c. Langkah ketiga: menghitung ZI, f (ZI), S (ZI) Sebelum itu perlu diketahui niali rata-rata pre test (X 1 ) dan post test (X 2 ) serta mengatahui standar deviasi data pre-test. Adapun rumus yang digunakan sebagai berikut. Rumus rata-rata : = Keterangan : = Rata-rata x= jumlah harga x N = jumlah sampel Rumus standar deviasi : Sd = 1 2 Sd = standar deviasi (x- ) 2 = kuadrat antara hasil pengurangan harga x dan rata-rata 2 n-1 = jumlah sampel dikurangi 1 Perhitungan nilai rata-rata post- test 2 Diketahui x 2 = 80,13 n= 24 Jadi : 2 = 2
2 = 80,13 24 2 = 3,338 Setelah diketahui nilai rata-rata post-test, maka dilanjutkan perhitungan standar deviasi, untuk mempermudah perhitungan maka data post-test dimasukan dalam tabel. Tabel 6 Perhitungan Standar Deviasi Data Post-Test (Sd 2 ) NO X 2 X 2-2 (X 2-2) 2 1 2,25-1,088 1,183744 2 2,75-0,588 0,345744 3 2,75-0,588 0,345744 4 2,75-0,588 0,345744 5 2,94-0,398 0,158404 6 2,95-0,388 0,150544 7 2,95-0,388 0,150544 8 2,95-0,388 0,150544 9 2,95-0,388 0,150544 10 3,05-0,288 0,082944 11 3,05-0,288 0,082944 12 3,1-0,238 0,056644 13 3,15-0,188 0,035344 14 3,25-0,088 0,007744 15 3,25-0,088 0,007744 16 3,25-0,088 0,007744 17 3,35 0,012 0,000144 18 3,35 0,012 0,000144 19 3,5 0,162 0,026244 20 4,45 1,112 1,236544 21 4,5 1,162 1,350244 22 4,54 1,202 1,444804 23 4,55 1,212 1,468944 24 4,55 1,212 1,468944 Jumlah 10,25868 Dari tabel diatas, maka dapat dilakukan perhitungan standar deviasi (Sd) sebagai berikut:
S 2 = ( 2 2) 1 S 2 = 10,25868 24 1 S 2 = 10,25868 23 S 2 = 0,446029 (varians) Sd 2 = 0,667 (standar deviasi) Tabel 7 Perhitungan Normalitas Data Post- Test NO X 2 X 2-2 Zi F (Zi) S (Zi) f (zi) - s (zi) 1 2,25-1,088-1,63118 0,0516 0,041 0,0106 2 2,75-0,588-0,88156 0,1894 0,125 0,0644 3 2,75-0,588-0,88156 0,1894 0,125 0,0644 4 2,75-0,588-0,88156 0,1894 0,125 0,0644 5 2,94-0,398-0,5967 0,2776 0,208 0,0696 6 2,95-0,388-0,58171 0,2810 0,312 0,031 7 2,95-0,388-0,58171 0,2810 0,312 0,031 8 2,95-0,388-0,58171 0,2810 0,312 0,031 9 2,95-0,388-0,58171 0,2810 0,312 0,031 10 3,05-0,288-0,43178 0,3336 0,437 0,1034 11 3,05-0,288-0,43178 0,3336 0,437 0,1034 12 3,1-0,238-0,35682 0,3632 0,5 0,1368 13 3,15-0,188-0,28186 0,3897 0,541 0,1513 14 3,25-0,088-0,13193 0,4483 0,625 0,1767 15 3,25-0,088-0,13193 0,4483 0,625 0,1767 16 3,25-0,088-0,13193 0,4483 0,625 0,1767 17 3,35 0,012 0,179911 0,5675 0,729 0,1615 18 3,35 0,012 0,179911 0,5675 0,729 0,1615 19 3,5 0,162 0,242879 0,5948 0,761 0,1662 20 4,45 1,112 1,667166 0,9515 0,833 0,1185 21 4,5 1,162 1,742129 0,9591 0,875 0,0841 22 4,54 1,202 1,802099 0,9641 0,916 0,0481 23 4,55 1,212 1,817091 0,9649 0,979 0,0141 24 4,55 1,212 1,817091 0,9649 0,979 0,0141
Keterangan: a. Untuk mencari Zi menggunakan rumus : Z 1 = 1 1 b. Nilai F(Z I ) dilihat dari daftar distribusi normal baku c. Nilai S(Z I ) digunakan rumus Dari perhitungan tabel diatas diperoleh nilai selisih yang tertinggi atau L observasi (Lo) yaitu sebesar 0,176. Berdasarkan tabel nilai kritis Lt uji Lilifors pada taraf nyata 0,05 dan n = 24, di temukan L tabel atau Lt yaitu 0,180. Jadi, L observasi (Lo) Lt= 0,1767 0,180. Maka, Ho diterima. Dengan demikian pengujian normalitas ini dapat disimpulkan sampel penelitian berasal dari populasi yang berdistribusi normal, sehingga dapat dilanjutkan pada uji t. 4.2 Pengujian Homogenitas Pengujian homogenitas varians bertujuan untuk menguji kesmaan rata rata dari varians atau kesamaan dari varians dari populasi yang di ambil menjadi sampel penelitian pada pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok dengan rumus yang digunakan sebagai berikut: F = Diketahui : 1. Varians pre-test Sd 1 = 0,50387 (Varians)
Sd 1 = 0,709 ( standar deviasi) 2. Varians post-test Sd 2 = 0,446029 (varians) Sd 2 = 0,667 (standar deviasi) 3. Menentukan homogenitas F = F = 0,50387 0,4460029 F = 1,129746 Dari perhitungan di atas diperoleh nilai F hitung (F h ) sebesar 1,129746 dan L tabel (Ft) pada taraf nyata α = 0,05; dk penyebut 24 dan dk pembilang 24 ditemukan nilai sebesar 1,98. Jadi f h lebih kecil dari f t (f hitung = 1,129746 f tabel = 1,98). Pada kriteria pengujian menyatakan bahwa jika f hitung f tabel, maka Ho diterima. Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa data hasil penelitian berasal dari varian populasi yang homogen. 4.3 Pengujian Hipotesis Mengacu pada data penelitian yang berdistribusi normal dan homogen, maka pada penelitian ini dilanjutkan pada pengujian hipotesis, dengan rumusan hipotesis dinyatakan bahwa terdapat pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok. Secara statistik hipotesis dalam penelitian dinyatakan bahwa: Ho : d=0 : tidak terdapat pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok.
Ha : d>0 : terdapat pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok. Dengan kriteria pengujian Terima Ho jika t t α = 0,05; dan n-1 Tolak Ho jika > t t α = 0,05; dan n-1 Tabel 4 Untuk Pengujian Hipotesis Data Pre-Test Dan Post Test No Pre Tes Post Test Gain X 1 X 2 Skor (D) MD D-MD X 2 d 1 2,15 2,25 0,1 2,935374-2,83537415 8,03934657 2 3,1 3,5 0,4 2,935374-2,53537415 6,42812208 3 2,95 3,15 0,2 2,935374-2,73537415 7,48227174 4 3,15 3,25 0,1 2,935374-2,83537415 8,03934657 5 2,8 3,35 0,55 2,935374-2,38537415 5,69000984 6 2,85 2,95 0,1 2,935374-2,83537415 8,03934657 7 2,75 2,95 0,2 2,935374-2,73537415 7,48227174 8 2,15 2,75 0,6 2,935374-2,33537415 5,45397242 9 4,25 4,5 0,25 2,935374-2,68537415 7,21123433 10 3,1 3,25 0,15 2,935374-2,78537415 7,75830916 11 2,15 2,75 0,6 2,935374-2,33537415 5,45397242 12 4,15 4,55 0,4 2,935374-2,53537415 6,42812208 13 2,1 2,75 0,65 2,935374-2,28537415 5,22293501 14 2,75 3,05 0,3 2,935374-2,63537415 6,94519691 15 2,35 2,95 0,6 2,935374-2,33537415 5,45397242 16 3,15 3,35 0,2 2,935374-2,73537415 7,48227174 17 2,95 3,25 0,3 2,935374-2,63537415 6,94519691 18 2,85 3,1 0,25 2,935374-2,68537415 7,21123433 19 2,35 2,95 0,6 2,935374-2,33537415 5,45397242 20 4,15 4,55 0,4 2,935374-2,53537415 6,42812208 21 4,05 4,45 0,4 2,935374-2,53537415 6,42812208 22 2,75 3,05 0,3 2,935374-2,63537415 6,94519691 23 4,25 4,54 0,29 2,935374-2,64537415 6,99800439 24 2,25 2,94 0,69 2,935374-2,24537415 5,04170507 Jumlah 71,5 80,13 8,63 160,062256 2,979167 35,61333 2,935374
berikut: Dari tabel di atas, maka dapat dilakukan perhitungan hipotesis sebagai t Md 2 X d n n 1 t 2,935374 160,062256 24 24 1 t 2,935374 160,062256 24 23 t 2,935374 160,062256 552 t 2,935374 0,28996785 t 2,935374 0,5384866 = 5,451155144 Dari hasil perhitungan diperoleh nilai t obse rvasi = 5,451155144 dari tabel nilai t atau t tabel pada taraf nyata 0,05, dk = n-1 (24-1) = 23 diperoleh harga t tabel = 1,714. Dengan demikian bahwa t obervasi lebih besar dari t tabel, sedangkan kriteria
pengujiannya menyatakan bahwa tolak Ho jika t observasi t(t o ) > (t t ). Selengkapnya dapat diperhatikan pada gambar berikut. Penolakan dan penerimaan hipotesis. Penerimaan Ha Ho Ha -5,451155144-1,714 0 +1,714 5,451155144 Gambar 4. Penolakan dan Penerimaan H 1 dan H o Gambar di atas menggambarkan bahwa t hitung berada di luar daerah penerimaan Ho, sehingga Ho ditolak dan H 1 diterima. Dengan demikian hipotesis yang berbunyi terdapat pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok terbukti dan dapat diterima secara ilmiah. 4.4 Pembahasan Data dari penelitian ini diperoleh dari hasil tes awal sebelum dilakukan eksperimen atau perlakuan berupa pelatihan skipping dan tes akhir setelah diberikan perlakuan, dengan tujuan untuk memperoleh gambaran tentang pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh. Sebelum dilakukan pengujian hipotesis, langkah yang dilakukan adalah menganalisis data penelitian dengan menguji normalitas data hasil penelitian data
hasil penelitian baik pre-test maupun post-test. Dengan tujuan bahwa apakah data hasil penelitian berasal dari popuasi yang berdistribusi normal atau tidak, berdasarkan hasil perhitungan diperoleh untuk pre-test nilai L observasi (Lo) yaitu sebesar 0,175 dari tabel nilai kritis Lt uji lilifours pada taraf nyata 0,05 dan n=24 ditemukan L tabel yaitu 0,180 sedangkan untuk post-test diperoleh L observasi (Lo) yaitu sebesar 0,135 dari tabel nilai kritis Lt uji lilifours pada taraf nyata 0,05 dan n=24 ditemukan L tabel yaitu 0,180. Dari hasil ini disimpulkan bahwa data hasil penelitian baik pre-test maupun post-test berasal dari populasi yang berdistribusi normal dan diterima pada taraf signifikan 0,05. Selanjutnya diuji dengan pengujian homogenitas, berdasarkan hasil perhitungan diperoleh nilai f hitung (f h ) sebesar 1,129746 dan L tabel (f t ) pada taraf nyata 0,05; dk penyebut 24 dan dk pembilang 24 ditemukan nilai sebesar 1,98. Jadi f h lebih kecil dari f t (f hitung 1, 129746 f tabel = 1,98). Dengan demikian dapat disimpulkan bahwa data hasil penelitian berasal dari varian populasi yang homogen. Mengacu pada data hasil penelitian yang berdistribusi normal dan homogen, maka dapat dilakukan pengujian hipotesis. Dari hasil perhitungan diperoleh nilai t observasi = 5,451155144 dari tabel nilai t atau t tabel pada taraf nyata 0,05, dk = n-1 (24-1)= 23 diperoleh harga t tabel = 1,714. Dengan demikian bahwa t observasi lebih besar dari t tabel, sedangkan kriteria pengujiannya menyatakan bahwa tolak Ho jika t observasi (t o > t t ). Jadi dapat disimpulkan bahwa
hipotesis alternatif diterima dalam artian bahwa terdapat pengaruh pelatihan skipping terhadap lompat jauh gaya jongkok.