Volume V Nomor 1 Januari 2016

Volume V

Nomor 1

Januari 2016

Diterbitkan oleh Fakultas Psikologi UIN Syarif Hidayatullah Jakarta bersama Himpunan Evaluasi Pendidikan Indonesia (HEPI) Terbit empat kali dalam satu tahun (Januari, April, Juli, dan Oktober)

Redaksi Ahli Jahja Umar (UIN Syarif Hidayatullah Jakarta) Djemari Mardapi (Universitas Negeri Yogyakarta) Saifuddin Azwar (Universitas Gadjah Mada) Urip Purwono (Universitas Padjajaran) Bahrul Hayat (Kementerian Agama RI) Guritnaningsih (Universitas Indonesia) Nugaan Yulia Wardhani S. (Kementerian Pendidikan dan Kebudayaan RI) Hari Setiadi (Kementerian Pendidikan dan Kebudayaan RI) Bastari (Kementerian Pendidikan dan Kebudayaan RI) Pemimpin Redaksi Miftahuddin Redaktur Pelaksana Nia Tresniasari Editor Puti Febrayosi Sekretariat Dedy Supriyadi M. Alfi Maftuh Alamat Redaksi Fakultas Psikologi UIN Syarif Hidayatullah Jakarta Jl. Kertamukti No. 5 Cirendeu-Ciputat 15419 Telp. (62-21) 7433060, Fax. (62-21) 74714714 Email: [email protected]

DAFTAR ISI Aplikasi Model Rasch untuk Validasi Instrumen Pengukuran Fundamentalisme Agama Bagi Responden Muslim Susilo Wibisono ...................................................................................... 1 Uji Validitas Konstruk Komitmen Organisasi terhadap Intensi Turnover Dengan Metode Confirmatory Factor Analysis (CFA) Mizan Hasanah & Miftahuddin ............................................................. 31 Uji Validitas Konstruk pada Instrumen Self-Esteem Inventory dengan Metode Confirmatory Factor Analysis (CFA) Nadidah Zahrani ................................................................................... 47 Uji Validitas Konstruk Instrumen Moral Disengagement Dewi Mayangsari ................................................................................... 59 Uji Validitas Konstruk Leader Member Exchange – Multi-Dimensional Measure (LMX-MDM) Jonny Pranata ........................................................................................ 73 Uji Validitas Konstruk Instrumen Organizational Commitment Questionnaire (OCQ) Dengan Metode Confirmatory Factor Analysis (CFA) Syifa Fauziah .......................................................................................... 87

JP3I Vol. V No. 1 Januari 2016

APLIKASI MODEL RASCH UNTUK VALIDASI INSTRUMEN PENGUKURAN FUNDAMENTALISME AGAMA BAGI RESPONDEN MUSLIM Susilo Wibisono Universitas Islam Indonesia [email protected]

Abstract This research aims to validate religious fundamentalism instrument developed for Muslim respondents by using Rasch Model. Altemeyer and Hunsberger (1992) said that fundamentalism refers to the attitude toward religious beliefs. The sub dimentions of fundamentalism based on: (a) The attitude toward belief that religion including all matters and never be wrong; (b) The attitude toward belief in opposing forces and must be resisted; and (c) The attitude toward belief that religious truth is absolute and does not need to be contextualized. The data was collected from 113 Muslim students in Yogyakarta. Result of analyzis shows a good instrument’s reliability index (α = 0,85), respondent’s reliability (α=0,82), and item’s reliability (α=0,97). Generally, this instrument can explain 41,8% variances in the respondents. Based on these findings, the religious fundamentalism among Muslim can be assessed by this instrument. Keywords: Fundamentalism, Rasch model

Abstrak Penelitian ini bertujuan untuk memvalidasi instrumen fundamentalisme agama yang dikembangkan untuk respoden Muslim dengan memakai model Rasch. Fundamentalisme mengarah pada sikap terhadap keyakinan agama. Sub dimensi dari fundamentalisme didasari oleh: (a) sikap terhadap keyakinan bahwa agama mencakup semua hal dan tidak pernah keliru; (b) sikap terhadap keyakinan bahwa terdapat hal yang berlawanan dan harus ditolak; and (c) sikap terhadap keyakinan bahwa kebenaran agama bersifat absolut dan tidak perlu untuk dijadikan kontekstual. Data diperoleh dari 113 siswa Muslim di Yogyakarta. Hasil dari analisis menunjukkan indeks reliabilitas instrumen (α = 0,85), reliabilitas responden (α=0,82), dan realibitas item (α=0,97). Secara umum, instrumen ini bisa menjelaskan 41,8% varians dalam responden. Berdasarkan temuan ini, fundamentalisme agama di antara Muslim dapat dinilai dengan menggunakan instrumen ini. Kata Kunci: Fundamentalisme, Model Rasch

Diterima: 10 Juli 2015

Direvisi: 21 Agustus 2015

Disetujui: 29 Agustus 2015

1

APLIKASI MODEL RASCH UNTUK VALIDASI

PENDAHULUAN Selain dipandang sebagai konsep sosial yang merepresentasikan kelompok, fundamentalisme juga dipandang sebagai konstrak psikologis individual. Pemahaman umum tentang fundamentalisme adalah sikap tidak toleran dalam beragama, penafsiran teks sakral yang tertutup serta dukungan terhadap kekerasan dalam menjalankan ajaran agama (Hood, Hill & Williamson, 2005). Persoalan mengenai berkembangnya paham fundamentalisme dalam agama ini banyak menjadi tantangan bagi negara-negara sekuler. Di Eropa misalnya, berkembangnya sikap fundamentalisme menjadi tantangan karena semakin tinggi sikap fundamentalisme individu atau kelompok, maka eksklusifitas dalam berinteraksi dengan kelompok lain juga meningkat. Dalam skala yang luas, hal ini dapat mengancam kesatuan bahkan keutuhan sebuah negara (Schaafsma & Williams, 2012). Fenomena fundamentalisme dalam pengertian di atas semakin menyeruak ke permukaan dan menjadi bagian umum masyarakat Indonesia. Dampak yang ditimbulkan antara lain menguatnya prasangka dan kebencian antar kelompok (Altemeyer & Hunsberger, 1992; Gorsuch, 1993; Altemeyer, 2003). Maarif (2010) menganalisis bahwa gerakan fundamentalisme mengarah pada politik identitas yang bertentangan dengan prinsip keberagaman sebagai salah satu penyangga kehidupan berbangsa. Meskipun demikian, Maarif (2010) juga menekankan agar masyarakat tidak perlu khawatir dan justru mengembangkan prasangka yang tidak objektif pada kelompok tersebut. Fundamentalisme dalam kajian psikologi lebih dipandang sebagai konstrak individual yang memiliki kaitan erat dengan kepribadian otoritarian (Altemeyer & Hunsberger, 1992). Dalam berbagai studi, pengukuran fundamentalisme pada masyarakat Kristen di Amerika bersifat prediktif terhadap dogmatisme, persepsi terhadap pengaruh agama, frekuensi kehadiran di gereja, keyakinan terhadap doktrin agama, keyakinan tentang bahayanya dunia, perasaan paling benar, kebencian terhadap homoseks, diskriminasi terhadap perempuan dan kelompok lain, dukungan 2


terhadap kelompok militan, dukungan terhadap sensor atas publikasi yang dipersepsi mengancam moralitas, perasaan bahwa agama membawa kedamaian, dan etnosentrisme religius (Altemeyer & Hunsberger, 2004). Pengukuran fundamentalisme antara lain dikembangkan oleh Altemeyer dan Hunsberger (1992) dengan jumlah 28 item yang kemudian disederhanakan menjadi 12 item (Altemeyer & Hunsberger, 2004). Definisi Altemeyer dan Hunsberger (1992) yang menjadi basis dalam pengembangan instrumen ini berfokus pada fundamentalisme sebagai sikap terhadap keyakinan yang meliputi keyakinan bahwa agama tidak mungkin salah, keyakinan adanya pihak lawan yang harus dikalahkan (setan dan perwujudannya) serta keyakinan bahwa kebenaran agama bersifat mutlak sehingga tidak perlu kontekstualisasi. Pengukuran dengan definisi fundamentalisme sebagai sikap terhadap keyakinan agama inilah yang dikembangkan oleh Altemeyer dan bersifat prediktif terhadap berbagai variabel di atas. Berbasis pada Teori Pengukuran Klasik atau Classical Test Theory (CTT) sebagai basis pengembangan alat ukur, Religious Fundamentalism Scale (RFS) versi 28 item, dalam berbagai uji cobanya memiliki rerata korelasi antar item yang bergerak antara 0,41–0,48 dan nilai alpha cronbach antara 0,93-0,95. Adaptasi instrumen fundamentalisme dalam konteks Muslim Indonesia pernah dilakukan oleh Putra dan Wongkaren (2009) dengan mengadaptasi item-item Altemeyer dan Hunsberger (1992). Nilai koefisien reliabilitas alpha yang dihasilkan dalam adaptasi pengukuran fundamentalisme pada kalangan Muslim tersebut adalah 0,86 dengan indeks diskriminasi item yang bergerak antara 0,37–0,64 (Putra & Wongkaren, 2009). Penelitian

ini

memiliki

tujuan

untuk

mengadaptasi

pengukuran

fundamentalisme pada kalangan muslim di Indonesia. Perbedaan dengan penelitian sebelumnya terletak pada pendekatan yang digunakan dalam evaluasi validitas pengukuran. Penelitian ini memilih menggunakan model Rasch dalam evaluasi validitas pengukuran karena memandang model ini lebih relevan digunakan dibandingkan CTT.

3


Pemahaman terhadap Fundamentalisme Fundamentalisme secara umum dipahami sebagai kritik atas modernisme (Bruce, 1990). Fundamentalisme agama dipandang sebagai respon atas sekularisme dan modernisme yang mengantarkan manusia pada kehampaan spiritual. Kondisi inilah yang melahirkan kritik untuk kembali kepada tradisi agama secara konservatif (Bruce, 1990). Meskipun demikian, Bruce (1990) mengkritik gerakan fundamentalisme dan menyatakan bahwa fundamentalisme tidak akan bertahan melawan arus modernitas. Pada persoalan sains dan teknologi yang netral, gerakan fundamentalisme masih mungkin melakukan adaptasi atau bahkan adopsi, namun dengan kondisi sosial budaya serta pluralitas agamaagama, fundamentalisme tidak akan mampu bertahan (Bruce, 1990). Istilah fundamentalisme pernah memunculkan kontroversi dalam hal penggunaannya pada konteks di luar Kristen (Brasher dalam Munson, 2003). Namun demikian, Brasher (Munson, 2003) dalam The Encyclopedia of Fundamentalism sepakat untuk melihat fundamentalisme sebagai paham atau gerakan yang dapat berlaku umum pada setiap ideologi maupun agama. Pandangan yang melihat istilah fundamentalisme sebagai terminologi umum mengacu pada penggunaan istilah ini dalam menggambarkan kelompok atau individu tertentu yang menganut suatu agama atau ideologi secara fanatik. Selain itu, istilah fundamentalisme dipandang mampu mewakili semangat yang sama,

yaitu

religiosentrisme

(Munson,

2003).

Pemahaman

atas

fundamentalisme sebagaimana didukung oleh Brasher (Munson, 2003) bukan tanpa

kritik.

Rajashekar

(1989)

mengkritik

generalisasi

terminologi

fundamentalisme ini, apalagi ketika berubah menjadi label stereotipe yang berkonotasi negatif. Rajashekar (1989) mengungkapkan pertanyaan dari seorang sarjana muslim dalam suatu konferensi antar agama di New Delhi ketika ada salah seorang dalam kelompok diskusinya menyebut fundamentalisme Islam. Sarjana muslim tersebut bertanya, “Don’t we all believe in the fundamentals of our faith?”. Hal inilah yang kemudian menjadi dasar bagi perlunya pemetaan wilayah-wilayah agama yang harus dipegang secara mendasar dan harus 4


dipegang secara lebih terbuka (Wibisono, 2014). Meskipun demikian, respon atas perbedaan pada wilayah fundamental dalam agama tidak dapat dilakukan melalui tindakan yang bertentangan dengan prinsip moralitas, bahkan agama itu sendiri. Mengacu pada kontroversi tentang pemahaman atas fundamentalisme, berbagai kajian psikologi tentang fundamentalisme banyak mengadopsi Altemeyer dan Hunsberger (1992). Fundamentalisme dimaknai sebagai sikap terhadap keyakinan atas beberapa hal dalam agama, yaitu; (1) bahwa agama mengandung ajaran yang telah sangat jelas, tidak mungkin salah, baik ketika berbicara pada dimensi kemanusiaan maupun ketuhanan, (2) Adanya kekuatan negatif yang yang bertentangan dengan agama dan harus dilawan (setan), dan (3) kebenaran agama harus diikuti sebagaimana adanya dan berlangsung kekal sepanjang masa serta tidak perlu kontekstualisasi (Altemeyer & Hunsberger, 1992). Selain definisi yang dikembangkan Altemeyer dan Hunsberger (1992), Liht, Conway, Savage, White dan O‟neill (2011) membagi fundamentalisme agama ke dalam tiga sub-dimensi, yaitu sumber otoritas yang sifatnya eksternal (external authority), cara pandang terhadap agama sebagai sesuatu yang sudah paripurna (fixed religion), dan penolakan terhadap dunia (worldly rejection). Adamovova (2005) menjelaskan pemahaman yang lebih luas tentang fundamentalisme, yakni berdasarkan tiga komponen yang meliputi ekstrimitas dalam keyakinan dan perilaku, sikap dan reaksi dalam hubungan dengan pihak lain serta trait-trait kepribadian. Definisi ini lebih luas namun memiliki kelemahan dalam sulitnya mengembangkan instrumen yang berbasis pada pemahaman ini. Di sisi lain, Hood, Hill dan Williamson (2005) memahami fundamentalisme sebagai sebuah sistem pemaknaan sebagai hasil interpretasi teks sakral suatu agama. Sistem pemaknaan ini bersifat menyeluruh dan menjadi faktor pendorong berbagai ekspresi serta perilaku individu terkait agamanya. Konsep fundamentalisme Altemeyer & Hunsberger (1992) bersifat unidimensional sehingga evaluasinya secara kuantitatif juga lebih mudah dilakukan.

Terbukti,

bahwa

dalam

berbagai

studi,

fundamentalisme 5


sebagaimana yang digagas Altemeyer dan Hunsberger (1992) memprediksi berbagai variabel yang relevan, seperti eksklusifitas dan kebencian antara kelompok (Schaafsma & Williams, 2012), etnosentrisme dan kecemasan komunikasi antar budaya (Wrench, Corrigan, McCeoskey & Carter, 2006), keyakinan irasional dan mekanisme pertahanan ego yang primitif (Mora & McDermut, 2011), penolakan terhadap demokrasi (Bloom & Arikan, 2012), serta kesadaran terhadap kematian (Friedman & Rholes, 2007). Altemeyer (2003) membangun definisinya tentang fundamentalisme agama sebagai sikap terhadap keyakinan agama yang kaku dan merasa bahwa keyakinannya tidak mungkin salah. Selain itu, fundamentalisme juga mengandung tendensi membenci kelompok lain dan memposisikannya sebagai pihak yang berlawanan serta merasa yakin bahwa agama tidak memerlukan kontekstualisasi sehingga harus diterapkan sebagaimana adanya dahulu (Altemeyer & Hunsberger, 1992). Individu yang memiliki skor fundamentalisme tinggi tidak mampu membedakan antara keyakinan sebagai output interpretasinya atas ajaran agama dan ajaran agama itu sendiri. Sehingga individu tersebut merasa bahwa keyakinannya atas ajaran agama adalah sama dengan ajaran agama itu sendiri. Pada kondisi ini, individu akan mengembangkan sikap anti kritik yang memiliki kemungkinan melebar pada pemahaman bahwa kritik atas pemikirannya adalah kritik atas agama yang sifatnya sakral.

Model Rasch dalam Pengembangan Alat Ukur Kesulitan mendasar pengukuran dalam ilmu sosial adalah bagaimana melakukan pembobotan kuantitatif terhadap fenomena kualitatif yang bersifat laten (Cavanagh & Waugh, 2011). Berbagai fenomena ini misalnya sikap, karakter, kepribadian, dan lain sebagainya. Pengukuran dalam kajian psikologi, 95% diantaranya masih dikembangkan berdasarkan pendekatakan CTT (Zinier, 2013). CTT berpijak pada asumsi bahwa skor tampak (X) merupakan hasil penjumlahan antara skor murni (T) dan error (E). Error ini mengacu pada

6


berbagai kondisi situasional yang tidak dapat dikendalikan, seperti kelelahan, setting lingkungan, dan lain sebagainya (Zinier, 2013). Dalam pengukuran yang berbasis pada CTT, penilaian terhadap suatu konstrak dilakukan dengan menerapkan operasi aritmatika pada skor yang diperoleh dari item. Hal ini kurang relevan karena skor yang dihasilkan dari suatu item tersebut bersifat ordinal sehingga tidak dapat diperlakukan sebagaimana bilangan bulat (Ziniel, 2013). Model Rasch dalam pengembangan alat ukur ilmu sosial merupakan respon atas berbagai kelemahan paradigma CTT (Sumintono & Widhiarso, 2013). Perbedaan mendasar model Rasch jika dibandingkan CTT antara lain terletak pada bagaimana memperlakukan skor mentah dalam proses analisis. Dalam CTT, skor mentah dalam bentuk peringkat (rating scale) langsung dianalisis dan diperlakukan sebagai data yang seolah-olah memiliki karakter bilangan bulat. Sedangkan dalam Model Rasch, data mentah tidak dapat langsung dianalisis, melainkan harus dikonversikan dulu ke dalam bentuk „odds ratio‟ untuk kemudian dilakukan transformasi logaritma menjadi unit logit sebagai manifestasi probabilitas responden dalam merespon suatu item. Mengacu pada prosedur ini, Sumintono dan Widhiarso (2013) menyebutkan bahwa model Rasch dapat dijadikan sebagai metode dalam mengembalikan data sesuai kondisi alamiahnya. Kondisi alamiah ini mengacu pada karakteristik dasar data kuantitatif, yaitu bersifat kontinum. Teori pengukuran klasik yang menggunakan data mentah hasil respon suatu rating dipandang belum mampu menghadirkan karakteristik asli data kuantitatif yang bersifat kontinum. Melalui model Rasch, sebuah respon yang bersifat ordinal dapat ditransformasikan ke dalam bentuk rasio yang memiliki tingkat akurasi lebih tinggi dengan mengacu pada prinsip probabilitas. Chong (2013) menekankan lima bagian penting dalam analisis menggunakan model Rasch, yaitu kalibrasi dan kemampuan estimasi item, kurva karakteristik item dalam model-model parameter, fungsi informasi item dan instrumen, peta interaksi antara item dan responden, serta item-item dan responden yang fit/misfit. Hal yang membedakan antara model Rasch 7


dengan CTT sebagaimana dijelaskan oleh Bond dan Fox (2007) adalah bahwa dalam analisis data dengan model Rasch, data menyesuaikan model, sedangkan dalam CTT, model dipilih berbasis pada data. Berdasarkan hal ini, penggunaan model Rasch dalam validasi instrumen ini akan menghasilkan informasi yang lebih holistik tentang instrument dan lebih memenuhi definisi pengukuran.

Gambaran Instrumen Pengukuran Fundamentalisme Pengukuran fundamentalisme yang dikembangkan Altemeyer dan Hunsberger (2004) memiliki versi asli yang terdiri atas 28 item dan diteliti sejak tahun 1990. Selanjutnya, alat ukur tersebut disederhanakan menjadi 20 item dan terakhir menjadi 12 item (Altemeyer & Hunsberger, 2004). Alat ukur ini mengandung berbagai item yang mengevaluasi bagaimana sikap individu terhadap keyakinan agama yang dianutnya. Dalam konteks alat ukur asli yang dikembangkan oleh Altemeyer, konteks yang relevan bagi alat ukur tersebut adalah kelompok Kristen. Namun demikian, Putra dan Wongkaren (2009) telah melakukan adaptasi dan menyesuaikan konteksnya dengan masyarakat Muslim di Indonesia. Alat ukur yang dikembangkan dalam penelitian ini terdiri atas 21 item yang disusun dengan mempertimbangkan RFS versi 20 item dari Altemeyer & Hunsberger (2004) serta Islamic Fundamentalism Scale (ISFS) yang dikembangkan Putra dan Wongkaren (2009). Instrument ukur dikembangkan berdasarkan dimensi-dimensi dalam definisi fundamentalisme Altemeyer dan Hunsberger (1992).

8


Tabel 1 Item-Item yang Digunakan dalam Pengukuran Fundamentalisme pada Kalangan Muslim Sub-Dimensi Keyakinan bahwa agama meliputi semua hal dan tidak mungkin salah

Adanya kekuatan yang bertentangan dan harus dilawan

Kebenaran agama yang mutlak dan tidak perlu kontekstualisasi

Pernyataan Tidak perlu berpedoman pada hal lain selain Alquran Al Quran dapat diaplikasikan secara langsung dalam semua konteks dan generasi Islam satu-satunya jalan memperoleh kemuliaan Islam tidak dapat dibandingkan dan dikompromikan dengan ajaran lain Tidak perlu tambahan dasar hukum lain selain Al Quran dan Sunah Al Quran telah menjawab semua masalah manusia Hanya ada dua kelompok manusia, yang selamat dan yang celaka Islam harus satu; satu pemikiran, satu pemahaman, dan satu penafsiran Setan adalah sumber kejahatan Lebih penting menjadi orang yang baik hati daripada menjadi penganut agama yang paling benar (-) Al Quran tidak dapat ditafsirkan ulang Al Quran tidak boleh dipertanyakan Al Quran tidak dapat dikompromikan dengan yang lain Sains harus menyesuaikan dengan Al Quran Al Quran satu-satunya pedoman Al Quran tidak boleh ditelaah secara kritis Al Quran harus diterima secara mutlak dan tidak perlu ditafsirkan Al Quran harus dimaknai sebagaimana yang tertulis Sistem pemerintahan harus mengacu pada sistem jaman Rasulullah Menerapkan pemerintahan Islam pasti menyejahterakan Kitab suci harus menyesuaikan sains ketika terjadi pertentangan (-)

Kode Item A2 A4 A7 A12 A14 A15 B10 B18 B19 B20

C1 C3 C5 C6 C8 C9 C11 C13 C16 C17 C21

Berbagai item di atas mengindikasikan sikap terhadap keyakinan agama yang kaku serta merasa bahwa keyakinan tersebut tidak mungkin salah. Selain 9


itu, juga mengungkap adanya tendensi untuk berprasangka terhadap kelompok lain yang memiliki interpretasi berbeda dengan keyakinannya (sub dimensi 2). Pengukuran dilakukan dengan menggunakan rating/peringkat likert yang memiliki lima jenis respon, yaitu Sangat Tidak Sesuai (STS), Tidak Sesuai (TS), Agak Sesuai (AS), Sesuai (S) dan Sangat Sesuai (SS). Hasil skoring bersifat politomi dengan nilai yang bergerak antara 1-5. Penilaian untuk item unfavorable dilakukan dengan menggunakan rentang nilai yang sama dan berkebalikan dengan item favorable.

METODE

Responden Responden penelitian berasal dari kalangan mahasiswa Muslim di salah satu universitas swasta di Yogyakarta yang berjumlah 113 orang. Responden dipilih dengan menggunakan metode purposive sampling dan tidak ada paksaan atau konsekuensi apapun dalam pengisian instrumen yang dilakukan responden. Responden merupakan mahasiswa Fakultas Psikologi yang menjalani program perkuliahan semester IV. Pengambilan data dilakukan sebelum proses pembelajaran salah satu mata kuliah yang sedang ditempuh oleh mahasiswa. Pengambilan data dilakukan secara klasikal di tiga kelas yang berbeda. Rentang usia responden bergerak antara 18-24 tahun. Berdasarkan jenis kelaminnya, responden terdiri atas 30 laki-laki dan 83 perempuan. Sebagian besar responden (81,6%) mempersepsi bahwa mereka berkembang dalam keluarga yang menerapkan nilai-nilai religius.

Analisis Data Analisis data dilakukan dengan model Rasch dan dibantu oleh software Winstep yang dikembangkan Linacre (2006). Model Rasch mampu melihat interaksi antara responden dan item sekaligus. Dalam model Rasch, sebuah nilai tidak dilihat berdasarkan skor mentah, melainkan nilai logit yang mencerminkan 10


probabilitas keterpilihan suatu item pada sekelompok responden. Hal ini digunakan sebagai antisipasi skor mentah dari rating likert yang berbentuk ordinal yang tidak memiliki kesamaan interval antar skornya.

Penggunaan

model Rasch untuk data politomi dikembangkan oleh Andrich dengan tetap berlandaskan pada dua teorema dasar, yakni tingkat kemampuan/kesetujuan individu dan tingkat kesulitan item untuk disetujui (Linacre dalam Misbah & Sumintono, 2014). Perangkat psikometri yang digunakan dalam penelitian ini antara lain meliputi reliabilitas pada level instrumen (responden dan item), validitas responden dan item, unidimensionalitas instrumen, deteksi bias pada item dan ketepatan jumlah respon yang digunakan.

HASIL

Analisis dilakukan dengan data yang bersumber dari 113 responden mahasiswa. Data ditabulasi dalam software Ms. Exel untuk kemudian dikonversikan dan dianalisis dengan bantuan software Winstep 3.73 dalam sistem operasi Windows 7.

Reliabilitas Instrumen Hasil analisis reliabilitas instrumen yang dilakukan dengan Winstep ditunjukkan dalam Tabel 2. Berdasarkan Tabel 2, diperoleh informasi bahwa jumlah data yang diberikan oleh 113 responden dengan 21 item instrumen fundamentalisme adalah sebanyak 2371 data. Nilai chi-square yang dihasilkan adalah 5875,08 dengan derajat kebebasan (d.f) sebesar 2235 (p=0,000 dan p <0,01). Hal ini menunjukkan bahwa secara keseluruhan, pengukuran yang dilakukan sangat bagus dan signifikan hasilnya. Hasil analisis ini memuat dua buah output, yaitu output untuk responden (person) dan output untuk item. Tabel responden menjelaskan secara umum fit atau tidaknya responden yang digunakan. Demikian juga tabel item, menjelaskan apakah secara umum item-item yang digunakan dalam instrumen dapat dikatakan fit atau tidak. Mengacu pada Tabel 11


2 di bawah, rerata nilai measure yang diperoleh dalam Tabel person adalah 0,59 (µ > 0,00). Hal ini menunjukkan bahwa secara umum, responden memiliki skor fundamentalisme yang agak tinggi, dalam artian bahwa responden memiliki kecenderungan untuk menyetujui item-item yang mengukur

indikator

fundamentalisme agama. Nilai logit sebesar 0,59 juga mengindikasikan bahwa responden memiliki keragaman yang tidak terlalu besar pada konstrak yang diukur. Hal ini terjadi karena responden berasal dari setting demografis yang seragam, baik usia, jenjang pendidikan, bahkan lembaga pendidikannya. Indeks SEPARATION dalam tabel responden menunjukkan nilai sebesar 2,17. Dengan indeks SEPARATION = 2,17, maka strata responden dalam penelitian ini dapat dilihat menggunakan formula person strata (Nazlinda dan Beh dalam Misbah & Sumintono, 2014), yaitu:

Keterangan: H : NIlai Person Strata SEPARATION : Nilai SEPARATION untuk Responden yang dihasilkan

Berdasarkan formula tersebut, diperoleh nilai H = 3,25. Hal ini menunjukkan bahwa responden dapat dibagi ke dalam tiga kelompok besar, yaitu kelompok yang memiliki nilai fundamentalisme tinggi, menengah dan rendah. Berdasarkan indeks SEPARATION pada tabel item, diperoleh nilai item strata berdasarkan formula yang sama dengan person strata, yaitu = 7,75. Hal ini mengindikasikan bahwa item-item yang digunakan dalam penelitian ini dapat dibagi ke dalam delapan level berdasarkan tingkat kesulitannya untuk disetujui responden. Hal ini dapat dimaknai bahwa item-item yang digunakan telah secara teliti mampu menilai jawaban responden, kaitannya dengan konstrak fundamentalisme.

12


Tabel 2 Ringkasan Statistik Instrumen: Reliabilitas Responden dan Item SUMMARY OF 113 MEASURED Person TOTAL SCORE 72.9 11.1 94.0 40.0 .28

COUNT

MEAN 21.0 S.D. .1 MAX. 21.0 MIN. 20.0 REAL TRUE RMSE SD MODEL .25 TRUE RMSE SD S.E. OF Person MEAN = .06 TOTAL COUNT SCORE MEAN 392.3 112.9 S.D. 58.2 .3 MAX. 486.0 113.0 MIN. 214.0 112.0 REAL .11 TRUE RMSE SD MODEL .11 TRUE RMSE SD S.E. OF Person MEAN = .14

MEASURE .59 .66 2.09 -1.35 .60

MODEL ERROR .25 .03 .34 .23 SEPARATION

.61

SEPARATION

MEASURE .00 .64 1.97 -1.14 .63

MODEL ERROR .11 .01 .13 .10 SEPARATION

.63

SEPARATION

INFIT OUTFIT MNSQ ZSTD MNSQ ZSTD 1.01 -.2 1.03 -.2 .54 1.8 .65 1.8 2.61 4.1 5.57 7.0 .15 -4.5 .17 -4.2 2.17 Person .82 RELIABILITY 2.45 Person .86 RELIABILITY INFIT OUTFIT MNSQ ZSTD MNSQ ZSTD .99 -.4 1.03 -.2 .37 2.6 .49 3.0 2.00 6.7 2.71 8.3 .49 -5.0 .51 -4.6 5.56 Person .97 RELIABILITY 5.93 Person .97 RELIABILITY

UMEAN=.0000 USCALE=1.0000 Item RAW SCORE-TO-MEASURE CORRELATION = -1.00 2371 DATA POINTS. LOG-LIKELIHOOD CHI-SQUARE: 5875.08 with 2235 d.f. p=.0000 Global Root-Mean-Square Residual (excluding extreme scores): .8869

Nilai alpha cronbach (KR-20) yang mengukur interaksi antara responden dan item menunjukkan hasil yang bagus, yaitu α = 0,85. Nilai reliabilitas untuk responden yang diperoleh berdasarkan Tabel 2 di atas adalah 0,85. Hal ini menunjukkan adanya kesesuaian antara responden dengan instrumen yang digunakan. Di samping itu, nilai reliabilitas untuk item adalah 0,97, yang menunjukkan bahwa instrumen memiliki reliabilitas yang sangat bagus ( α > 0,94) (Sumintono & Widhiarso, 2013). Berdasarkan evaluasi properti psikometri tersebut, dapat dikatakan bahwa secara keseluruhan data aktual yang diperoleh telah sesuai dengan syarat model Rasch, sehingga analisis lebih lanjut dapat diterapkan. 13


Pembagian item menjadi delapan strata dilakukan dengan membagi distribusi nilai logit item menjadi delapan bagian yang sama. Nilai logit item merupakan hasil transformasi skor mentah yang berasal dari hasil penerapan fungsi logaritma pada nilai odd ratio item. Nilai odd ratio sendiri merupakan angka probabilitas yang merefleksikan tingkat kesetujuan responden terhadap suatu item dibandingkan dengan responden yang tidak menyetujuinya (Sumintono & Widhiarso, 2013). Dengan menggunakan nilai logit item, maka penilaian kita terhadap item menjadi lebih objektif, karena skor mentah yang sifatnya ordinal telah ditransformasikan ke dalam data ratio yang memenuhi semua kriteria bilangan bulat. Proses stratifikasi ini dilakukan dengan menggunakan nilai persentil 12,5, persentil 25, persentil 37,5, persentil 50, persentil 62,5, persentil 75, dan persentil 87,5.

Tabel 3

Semakin mudah disetujui

Semakin sulit disetujui

Pengelompokkan Item Berdasarkan Nilai Logitnya

14

Kategori Strata Kesulitan I

Kriteria NLI ≥ 0,615

Strata Kesulitan II

0,615 > NLI ≥ 0,5

Strata Kesulitan III

0,5 > NLI ≥ 0,1925

Strata Kesulitan IV

0,1925 > NLI ≥ 0,07

Strata Kesulitan V

0,07 > NLI ≥ -0,1725

Strata Kesulitan VI

`-0,1725 >NLI ≥ -0,405

Strata Kesulitan VII

`-0,405 > NLI ≥ -0,685

Item C21 (NLI = 1,97) C1 (NLI = 0,63) B10 (NLI = 0,61) B20 (NLI = 0,57) C13 (NLI = 0,5) C9 (NLI = 0,5) A12 (NLI = 0,28) C17 (NLI = 0,21) A14 (NLI = 0,14) C11 (NLI = 0,13) B16 (NLI = 0,07) B18 (NLI = -0,06) C5 (NLI = -0,09) A2 (NLI = -0,2) C6 (NLI = -0,32) A15 (NLI = -0,4) C3 (NLI = -0,41) C8 (NLI = -0,45)


Kategori

Kriteria

Strata Kesulitan VIII

NLI < -0,685

Item B19 (NLI = -0,68) A4 (NLI = -0,7) A7 (NLI = -1,14)

NLI = Nilai Logit Item

Berdasarkan Tabel 3 di atas, instrumen ini memiliki kemampuan untuk menggali

informasi

secara

menyeluruh

pada

berbagai

komponen

fundamentalisme yang menjadi tujuan hukurnya. Kecenderungan banyaknya sub-dimensi C yang sulit disetujui oleh responden menunjukkan bahwa keyakinan tidak perlunya kontekstualisasi agama sangat relevan ketika dipandang sebagai bagian karakteristik fundamentalisme.

Validitas Pada analisis dengan model Rasch, interpretasi pengukuran terutama validitas isi dan validitas konstrak dapat dievaluasi secara lebih tepat. Di samping itu, peneliti juga dapat mengestimasi validitas responden, yaitu dengan melihat responden yang memiliki jawaban paling tidak konsisten. Gambar 1 dan Gambar 2 merepresentasikan interaksi antara responden dan item berdasarkan variabel jenis kelamin dan persepsi terhadap religiusitas keluarga. Pada Gambar 1, l adalah laki-laki dan p adalah perempuan. Pada kotak Gambar 2, R adalah responden yang mempersepsi bahwa keluarganya religius, sedangkan N adalah responden yang mempersepsi bahwa keluarganya tidak religius. Berdasarkan kedua gambar tersebut, dapat diperoleh informasi bahwa sebagian besar responden memiliki level fundamentalisme yang masuk dalam kategori tinggi. Mengacu pada variabel persepsi terhadap penerapan nilai religius di dalam keluarga dan jenis kelamin, tidak ada perbedaan yang signifikan pada level fundamentalisme.

15


Gambar 1 Peta Distribusi Responden dan Item dalam Mistar Logit berdasarkan Jenis Kelamin

16


Gambar 2 Peta Distribusi Responden dan Item dalam Mistar Logit Berdasarkan dan Persepsi terhadap Religiusitas Keluarga

Berdasarkan Gambar 1 juga dapat diketahui item yang paling sulit disetujui oleh responden, yaitu item C21 yang redaksinya berbunyi “Ketika terdapat konflik antara hasil penelitian sains dan kitab suci, maka Kitab suci harus ditafsirkan ulang”. Selain itu, juga ditemukan beberapa item yang terlalu mudah disetujui oleh responden. Item ini antara lain A4, A7, B19, dan B20. Ada kemungkinan item ini mengandung bias kepatutan sosial, sehingga responden cenderung untuk menyetujuinya. Selain itu, juga diperoleh informasi bahwa 9 item berada di bawah logit 0. Berdasarkan mistar logit tersebut juga diperoleh 17


informasi bahwa sebagian besar responden berada pada level menengah. Pada level sub dimensi, dapat dikatakan bahwa sub dimensi yang dipersepsi paling mudah disetujui oleh responden adalah sub dimensi keyakinan bahwa agama meliputi segala hal tidak tidak mungkin salah. Mengacu pada peta sebaran responden, tidak ditemukan adanya perbedaan level, baik berdasarkan variabel jenis kelamin maupun persepsi terhadap religiusitas keluarga. Hal ini menunjukkan bahwa gejala fundamentalisme dapat berkembang, baik pada kelompok laki-laki maupun perempuan. Selain itu juga, fundamentalisme dapat berkembang, baik pada kelompok yang mempersepsi keluarganya sebagai keluarga religius maupun kelompok yang mempersepsi bahwa keluarganya tidak religius.

Validitas Responden dan Item Upaya untuk memeriksa responden dan item yang tidak sesuai (outliers atau misfits), Sumintono dan Widhiarso (2013) menyarankan tiga kriteria, yaitu: 1. Nilai Outfit Mean Square (MNSQ) yang diterima adalah: 0,5 < MNSQ < 1,5 2. Nilai Outfit Z-Standard (ZSTD) yang diterima adalah : -2,0 < ZSTD < +2,0 3. Nilai Point Measure Correlation (Pt Mean Corr) yang diterima adalah: 0,4 < Pt Measure Corr < 0,85

Tabel 4 Hasil Uji Fit/Misfit Responden Entry Tota Total Measur Mode Numbe l Coun e l S.E. r Scor t e 11 40 21 -1.35 .28 89 74 21 .60 .24 41 78 21 .83 .24 12 77 21 .77 .24 107 74 21 .60 .24 50 67 21 .23 .23 43 87 20 1.81 .31 20 73 21 .54 .23 85 70 21 .38 .23

18

INFIT MNS Q 2.40 2.60 2.61 2.47 2.14 2.10 2.10 2.06 2.02

ZST D 3.2 4.1 4.0 3.8 3.2 3.2 2.4 3.1 3.0

OUTFIT

PTMEASURE MNS ZST COR EXP Q D R. . 5.57 7.0 A- .10 .39 2.71 4.3 B .04 .51 2.32 3.4 C .55 .51 2.37 3.5 D .58 .51 2.03 2.9 E .57 .51 2.02 3.0 F .39 .49 1.87 2.0 G .52 .51 1.93 2.7 H .55 .51 2.00 2.9 I .36 .49

EXACT MATCH OBS % 28.6 23. 14.3 9.5 14.3 19.0 45.0 9.5 28.6

EXP % 47.1 38.5 40.8 40.3 38.5 36.3 52.4 38.5 37.3

Perso n LYO pYO pYT LYT pYT lYT pTT pYT lYT


Entry Tota Total Measur Mode Numbe l Coun e l S.E. r Scor t e 35 90 21 1.69 .30 3 73 21 .54 .23 34 91 21 1.78 .31 94 67 20 .44 .24 113 64 21 .07 .23 39 81 21 1.01 .25 83 73 21 .54 .23 38 83 21 1.14 .26 31 79 21 .89 .25 48 73 21 .54 .23 63 70 21 .38 .23 40 80 21 .95 .25 92 74 21 .60 .24 28 67 21 .23 .23 67 77 21 .77 .24 84 69 21 .33 .23 23 80 21 .95 .25 6 82 21 1.08 .26 MEAN 72.9 21.0 .59 .25 S.D 11.1 .1 .66 .03

INFIT MNS Q 1.98 1.92 1.85 1.69 .48 .48 .46 .45 .43 .44 .40 36 35 32 .28 .23 .19 .15 1.01 .54

OUTFIT

PTMEASURE ZST MNS ZST COR EXP D Q D R. . 2.3 1.69 1.7 J .46 .51 2.7 1.85 2.5 K .50 .48 2.0 1.88 2.0 L .46 .50 2.2 1.61 1.9 M .21 .50 -2.3 .47 -2.4 n .65 .51 -2.1 .45 -2.2 m .56 .51 -2.4 .42 -2.6 l .55 .51 -2.1 .45 .2.1 k .62 .51 -2.4 .44 -2.3 j .73 .51 -2.5 .41 -2.6 i .62 .51 -2.8 .43 -2.5 h .51 .51 -2.8 .35 -2.8 g .63 .51 -3.1 .33 -3.2 f .60 .51 -3.4 .33 -3.3 e .75 .50 -3.5 .29 -3.4 d .61 .51 -4.2 .23 -4.2 c .71 .51 -4.2 .18 -4.2 b .69 .51 -4.5 .17 -4.2 a .69 .51 -.2 1.03 -.2 1.8 .65 1.8

EXACT MATCH OBS % 28.6 14.3 47.6 45.0 61.9 61.9 52.4 71.4 61.9 61.9 57.1 66.7 66.7 66.7 71.4 76.2 76.2 85.7 43.5 17.0

EXP % 50.3 38.5 50.7 37.1 35.3 41.8 38.5 42.4 41.9 38.5 37.3 41.9 38.5 37.3 41.9 38.5 41.9 42.6 40.5 4.5

Perso n lYT pYT pYO pYT pYT pYT pYT pYT pTT lYT lTT pYT pYT lYT pTT lYT pYT pYO

Mengacu pada Tabel 3 di atas, dari 113 responden penelitian, terdapat 27 (23,89%) responden yang memiliki jawaban tidak konsisten. Dalam konteks analisis dengan statistik inferensial, disarankan agar responden yang misfit dieliminasi. Untuk analisis fit/misfit item, masih tetap digunakan tiga kriteria sebagaimana disampaikan sebelumnya. Namun demikian, kriteria dalam eliminasi item didasarkan pada hasil analisis yang benar-benar meyakinkan bahwa item tidak konsisten, yaitu dua dari tiga kriteria di atas dengan salah satunya adalah nilai Point Measure Correlation yang negatif. Berdasarkan Tabel 4. Nilai logit rata-rata item adalah 0,0. Hal ini menunjukkan bahwa secara keseluruhan, instrumen mampu mengukur apa yang menjadi tujuan ukur. Nilai rata-rata item 0,0 logit adalah nilai acak yang ditetapkan untuk menyatakan kemungkinan 50:50 sebagai ukuran yang setara antara tingkat abilitas responden dan kesulitan item (Bond & Fox dalam Misbah & Sumintono, 2014).

19


Berdasarkan Tabel 4. diperoleh informasi bahwa item C21 memiliki nilai Outfit Mean Square (MNSQ) sebesar 2,71 ( > 1,5) dan nilai Point Measure Correlation = -0,34. Hal ini mengindikasikan bahwa item tersebut misfit sehingga disarankan untuk dieliminasi. Sedangkan untuk item C1 yang memiliki nilai Outfit MNSQ = 2,03 dan nilai Outfit Z-Standard (ZSTD) = 6,7 hanya disarankan untuk dilakukan perubahan redaksional.

Tabel 5 Hasil Uji Fit/misfit Item Entry Tota Total Measur Mod INFIT Numbe l Coun e el r Scor t S.E. MNS ZST e Q D 21 214 113 1.97 .12 1.98 5.4 1 331 113 .63 .10 2.00 6.7 20 446 113 -.57 .11 1.40 2.8 18 401 113 -.06 .10 1.13 1.1 2 414 113 -.20 .10 1.09 .7 5 403 113 -.09 .10 1.00 .1 19 451 112 -.68 .11 .99 .0 3 433 113 -.41 .11 .95 -.3 6 425 113 -.32 .11 .95 -.4 7 486 113 -1.14 .13 .92 -.5 9 344 113 .50 .10 .91 -.8 17 370 112 .21 .10 .88 -1.0 12 367 113 .28 .10 .88 -1.1 10 333 113 .61 .10 .82 -1.6 16 388 113 .07 .10 .77 -2.0 11 382 113 .13 .10 .81 -1.7 4 456 113 -.70 .11 .77 -1.8 8 436 113 -.45 .11 .76 -2.0 13 344 113 .50 .10 .75 -2.3 14 381 113 .14 .10 .61 -3.8 15 433 113 -.41 .11 .49 -5.0 MEAN 72.9 21.0 .59 .25 1.01 -.2 S.D 11.1 .1 .66 .03 .54 1.8

OUTFIT MNS ZST Q D 2.71 8.2 2.02 6.7 1.39 2.6 1.17 1.3 1.14 1.1 1.03 .3 .95 -.3 .97 -.2 .91 -.7 .81 -1.3 .91 -.8 .88 -1.0 .86 -1.1 .81 -1.6 .82 -1.5 .79 -1.8 .77 -1.7 .74 -2.1 .74 -2.4 .61 -3.8 .51 -4.6 1.03 -.2 .65 1.8

PTMEASURE COR EXP R. . A- .34 .45 B .31 .53 C .16 .49 D .45 .52 E .47 .51 F .55 .51 G .53 .48 H .59 .50 I .58 .50 J .52 .44 K .60 .53 J .55 .52 i .63 .53 h .62 .53 g .55 .52 f .64 .52 e .63 .48 d .55 .49 c ,72 .53 b .67 .52 a .65 .50

EXACT MATCH OBS EXP % % 33.6 47.1 18.6 37.6 38.9 43.5 39.8 39.0 40.7 39.8 38.9 39.0 47.3 44.1 46.9 42.1 52.2 41.8 48.7 50.0 40.7 37.5 37.5 36.9 39.8 36.8 44.2 37.6 39.8 36.9 46.9 37.0 50.4 44.1 52.2 42.2 42.5 37.5 54.9 37.0 42.1 A15 43.5 40.5 17.0 4.5

Ite m

C21 C1 B20 B18 A2 C5 B19 C3 C6 A7 C9 C17 A12 B10 C16 C11 A4 C8 C13 A14

Berdasarkan redaksinya, item C21 mengandung dua gagasan dalam satu kalimat yang memang berpotensi membingungkan responden. Gagasan yang pertama terkait dengan konflik antara sains dan kitab suci, dan gagasan yang kedua terkait dengan penafsiran ulang kitab suci.

Item C1 dan item B20

memiliki nilai yang keluar dari kriteria penerimaan item yang fit. Item C1 20


memiliki nilai Outfit MNSQ = 2,03 ( > 1,5) dan ZSTD = 6,7 ( > 2,0) serta Pt Measure Correlation = 0,31 ( < 0,4). Item B20 memiliki nilai Outfit ZSTD = 2,6 ( > 2,0) dan nilai Pt Measure Correlation = 0,16 (<0,4). Namun demikian, untuk kedua item ini masih disarankan agar dilakukan perbaikan redaksional. Hal ini sesuai dengan hasil variable map yang mengindikasikan bahwa item A4, A7, B19 dan B20 terlalu mudah disetujui oleh responden sehingga dapat dianggap mengandung bias kepatutan sosial.

Unidimensionalitas Instrumen Unidimensionalitas adalah ukuran yang penting untuk mengevaluasi apakah instrumen yang dikembangkan mampu mengukur apa yang seharusnya diukur, dalam hal ini adalah konstrak fundamentalisme dalam diri individu. Analisis model Rasch menggunakan analisis komponen utama (Principal Component Analysis) dari residual, yaitu mengukur sejauh mana keragaman dari instrumen mengukur apa yang seharusnya diukur (Misbah & Sumintono, 2014).

Tabel 6 Hasil Uji Unidimensionalitas Instrumen Total raw variance in observations = Raw variance explained by measures = Raw variance explained by persons = Raw variance explained by items = Raw unexplained variance (total) = Unexplained variance in 1st contrast = Unexplained variance in 2nd contrast = Unexplained variance in 3rd contrast = Unexplained variance in 4th contrast = Unexplained variance in 5th contrast =

36.1% 15.1%

Empirical 100.0% 41.8%

Modeled 100.0% 40.8%

4.5% 10.6% 21.0% 3.2% 2.0% 1.8% 1.7% 1.4%

12.4% 29.4% 58.2% 9.0% 5.6% 5.0% 4.6% 4.0%

12.1% 28.8% 59.2%

100.0% 15.4% 9.7% 8.5% 7.9% 6.9%

Berdasarkan Tabel 6 di atas, terlihat hasil pengukuran raw variance data adalah sebesar 41,8%. Nilai tidak jauh beda jika dibandingkan dengan nilai ekspektasinya, yaitu 40,8%. Hal ini menunjukkan bahwa persyaratan 21


unidimensionalitas sebesar 20% dapat terpenuhi. Selain itu, batas unidimensi dalam model Rasch (Linacre dalam Misbah dan Sumintono, 2014) sebesar 40% juga terpenuhi. Hal lain yang juga mendukung adalah bahwa varians yang tidak dapat dijelaskan oleh instrumen semuanya ada di bawah 10%. Hal ini menunjukkan bahwa tingkat independensi item dalam instrumen masuk dalam kategori baik.

Deteksi Bias pada Item Bias item dalam pengukuran ini dilihat berdasarkan dua variabel, yaitu jenis kelamin dan persepsi terhadap religiusitas keluarga. Analisis model Rasch menampilkan deteksi bias item dalam keberfungsian item diferensial (Differential Item Functioning atau DIF). Bias dapat diketahui berdasarkan nilai probabilitas item yang berada di bawah 5% (Sumintono dan Widhiarso, 2013).

Tabel 7 Hasil Analisis Deteksi Bias Berdasarkan Jenis Kelamin Person Classes 4 5 5 5 6 6 5 6 6 6 6 6 6 6 5 6 6 5 5 6 4

22

Summary Dif ChiSquare 5.8124 3.1528 1.9131 .4092 2.9737 3.4647 2.2336 2.0695 3.2106 2.3728 1.8004 2.6054 3.9232 2.8462 2.3156 3.9512 1.1179 2.3299 2.2739 9.7496 6.6998

D.F.

Prob.

3 4 4 4 5 5 4 5 5 4 5 5 5 5 5 5 5 4 4 5 3

.1203 .5321 .7515 .9817 .7039 .6285 .6976 .8394 .6674 .7954 .8760 .7604 .5603 .7235 .6776 .5562 .9525 .6750 .6852 .0825 .0815

BetweenClass MeanSquare .5157 .0616 .0367 .0091 .0354 .0931 .1505 .0255 .1657 .0694 .0762 .0326 .0833 .0893 .0747 .2759 .0449 .0619 .1498 .4132 .4276

T= Zstd

Item Number

Name

-.4556 -2.3312 -2.5976 -3.1204 -2.9746 -2.3821 -1.7503 -3.1361 -1.9274 -2.5829 -2.5212 -3.0171 -2.4607 -2.4126 -2.2203 -1.444 -2.8461 -2.3282 -1.7535 -.9995 -.6339

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21

C1 A2 C3 A4 C5 C6 A7 C8 C9 B10 C11 A12 C13 A14 A15 C16 C17 B18 B19 B20 C21


Tabel 8 Hasil Analisis Deteksi Bias Item Berdasarkan Persepsi Terhadap Religiusitas Keluarga Person Classes 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2

Summary Dif Chi-Square .8574 1.1966 3.0872 .0269 2.1359 1.6535 .1758 .0480 .0838 .1755 .0751 .5726 .0264 1.9726 .0064 .2756 .0000 2.0402 .1943 .0000 .2152

D.F.

Prob.

1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

.3545 .2740 .0789 .0139 .7013 .5417 .0601 .0224 .0318 .0545 .0267 .1821 .0103 .6427 .0041 .0834 .0002 .6516 .0568 .0008 .0614

Between-Class Mean-Square .2711 .3730 1.0084 .0139 .7013 .5417 .0601 .0224 .0318 .0545 .0267 .1821 .0103 .6427 .0041 .0834 .0002 .6516 .0568 .0008 .0614

T= Zstd -.2770 -.1229 .4773 -1.1398 .2348 .0793 -.8190 -1.0517 -.9781 -.8454 -1.0160 -.4475 -1.1877 .1808 -1.3113 -.7231 -1.5198 .1892 -.8346 -1.4548 -.8132

Item Number 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21

Name C1 A2 C3 A4 C5 C6 A7 C8 C9 B10 C11 A12 C13 A14 A15 C16 C17 B18 B19 B20 C21

Mengacu pada hasil analisis DIF, tidak ditemukan adanya item yang mengandung bias. Hal ini diidentifikasi berdasarkan nilai probabilitas yang bergerak antara 0,0815-0,9525 ( p > 0,05) untuk deteksi bias berdasarkan jenis kelamin (Tabel 7) dan antara 0,0789–1,00 (p>0,05) untuk deteksi bias berdasarkan persepsi terhadap religiusitas keluarga (Tabel 8). Berdasarkan hasil analisis ini, dapat diyakini bahwa item dipersepsi sama oleh responden yang berbeda jenis kelamin maupun responden yang berbeda berdasarkan persepsi terhadap religiusitas keluarganya.

Validitas Skala Peringkat Validitas skala peringkat adalah pengujian yang dilakukan untuk memverifikasi apakah rating pilihan yang digunakan membingungkan bagi responden atau 23


tidak. Analisis model Rasch memberikan proses verifikasi bagi asumsi peringkat yang diberikan dalam instrumen. Dalam instrumen ini, diberikan lima pilihan jawaban dalam bentuk likert rating untuk setiap item. Responden memberikan jawaban pada setiap item yang diberikan. Jawaban responden dilihat berdasarkan kecenderungan apakah jawaban tersebut bergerak ke kolom paling kiri (STS) atau kolom paling kanan (SS). Pilihan ini mempertentangkan level fundamentalisme ke dua kutub yang berbeda.

Tabel 9 Hasil Validitas Skala Peringkat category label score 1 2 3 4 5

1 2 3 4 5

MISSING

observed obsvd count % avrge 125 421 539 776 510 2

5 18 23 33 22

-.58 -.20 .34 .89 1.32

sample expect

Infit Mnsq

outfit mnsq

andrich threshold

category measure

-.82 -.12 .40 .85 1.31

1.23 .88 .99 .85 1.02

1.23 .86 1.09 .86 1.12

NONE -1.66 -.10 .26 1.50

(-2.90) -1.11 .04 1.13 (2.79)

sangat tidak sesuai 1 2 3 4 5 sangat sesuai

0 1.36

Pada Tabel 9 terlihat bahwa rata-rata observasi dimulai dari logit -0,58 untuk pilihan 1 (STS) dan meningkat ke logit 1,32 untuk pilihan 5 (SS). Peningkatan nilai logit tersebut menunjukkan hasil yang konsisten. Hal ini menunjukkan bahwa skala peringkat 1-5 dapat dikatakan tidak membingungkan bagi responden dan merupakan rentang penskalaan yang tepat dalam instrumen ini. Ukuran lain yang disarankan adalah Andrich Threshold untuk menguji apakah nilai politomi yang digunakan sudah tepat atau belum. Nilai Andrich Threshold yang bergerak dari NONE kemudian negatif dan mengarah ke positif secara berurutan menunjukkan bahwa lima opsi yang diberikan sudah valid bagi responden.

24


DISKUSI

Hasil evaluasi yang menunjukkan nilai reliabilitas alpha cronbach (KR-20) sebesar 0,85 dan reliabilitas item sebesar 0,97 memberikan dukungan empirik bagi kualitas pengukuran fundamentalisme agama dengan instrumen ini. Namun demikian, diperoleh informasi juga terkait item yang sebaiknya dieliminasi, yaitu item C21. Item ini dirasa kurang tepat karena mengandung dua gagasan di dalamnya, yaitu terkait pertentangan teks kitab suci dengan sains dan penafsiran ulang kitab suci. Berdasarkan variable map juga diperoleh informasi bahwa item C21 ini merupakan item yang paling sulit memperoleh persetujuan dari responden dibandingkan dengan item-item yang lain. Persoalan kitab suci merupakan hal yang sakral bagi umat Muslim. Seandainya terlihat seolah terjadi pertentangan antara teks kitab suci dan hasil penelitian sains pun, tindak lanjutnya masih relatif meragukan bagi responden. Dalam kasus awal mula penciptaan misalnya, kitab suci merupakan sumber bagi doktrin kreasionisme (bahwa manusia diciptakan), sedangkan sains memiliki kecenderungan pada doktrin evolusionisme (bahwa manusia merupakan produk evolusi biologis). Apakah pertentangan ini harus disikapi dengan penafsiran ulang kitab suci sehingga mengikuti doktrin evolusionis masih relatif menyulitkan pemberian jawaban bagi responden. Di samping itu, juga ditemukan beberapa item yang perlu diperbaiki secara redaksional. Hal ini karena item-item tersebut terlalu mudah disetujui oleh responden. Mengacu pada variable map, item-item tersebut adalah item A4, A7, B19, dan B20. Stratifikasi item berdasarkan nilai logit menunjukkan bahwa sub dimensi sikap terhadap keyakinan bahwa agama tidak perlu kontekstualisasi merupakan sub dimensi yang dipersepsi paling sulit disetujui oleh responden. Hal ini mengindikasikan bahwa sub dimensi tersebut, secara konseptual memberikan andil yang paling besar dalam membentuk konstrak fundamentalisme agama dalam diri individu. Hal ini relevan dengan kritikan Bruce (1990) yang memandang bahwa gerakan maupun karakter fundamentalisme akan mengalami 25


kesulitan dalam bertahan hidup ketika dibenturkan dengan konteks kehidupan yang terus berkembang. Pada akhirnya, keberagamaan yang matang harus diikuti dengan sikap moderat dan kontekstualisasi nilai-nilai agama terhadap realitas sosial yang ada (Dover, Miner & Dowson, 2007). Sedangkan berdasarkan uji fit/misfit item, rekomendasi perbaikan redaksional juga berlaku untuk item C1. Variabel map juga menunjukkan bahwa nilai fundamentalisme menunjukkan sebaran yang merata, baik berdasarkan jenis kelamin maupun berdasarkan persepsi terhadap religiusitas keluarga. Hal ini dapat dijadikan sebagai indikator bahwa berkembangnya sikap fundamentalisme agama dalam diri individu dipengaruhi oleh berbagai variabel yang kompleks. Kenyataannya, fundamentalisme dapat berkembang baik pada kelompok laki-laki maupun perempuan. Selain itu juga pada kelompok yang memeprsepsi keluarganya religius maupun kelompok yang mempersepsi bahwa keluarganya tidak religius. Hasil uji unidimensionalitas instrumen menunjukkan bahwa pengukuran yang dilakukan mampu menjelaskan sebesar 41,8% varians responden. Hal ini dapat menjadi jaminan bahwa validitas konstrak instrumen telah sesuai harapan. Ada banyak persoalan terkait fundamentalisme sebagai konstrak psikologis. Hal ini terkait dengan batasan definitif dan kontekstualisasinya pada kelompok agama lain. Definisi yang diadopsi dalam penelitian ini menekankan fundamentalisme sebagai sikap atas keyakinan agama yang dianut. Sehingga, fundamentalisme dapat dipandang sebagai output dari berbagai hal, baik yang bersifat internal dalam diri individu maupun eksternal terkait interaksi antara individu dan lingkungannya. Pemahaman lain yang melihat fundamentalisme sebagai sistem pemaknaan cenderung memandangnya hanya sebagai output pola interpretasi yang dikembangkan dan diyakini atas teks sakral. Kontekstualisasi definisi fundamentalisme pada kelompok agama lain seperti penelitian ini yang menariknya dari konteks masyarakat Kristen ke Muslim masih perlu dikaji secara lebih dalam. Hal ini mengacu pada perbedaan wilayah dogma yang seringkali berbeda antara ajaran normatif agama satu dan 26


agama lainnya. Sebagai contoh, posisi teologis kitab suci dalam tradisi Islam berbeda dengan posisi Injil dalam tradisi Kristen. Hal ini sangat berimplikasi pada bagaimana sikap atas interpretasi ulang kitab suci pada mayoritas penganut kedua agama tersebut. Ketidaktepatan dalam kontekstualisasi ini dapat berimplikasi pada perbedaan daya prediksi konstrak fundamentalisme dalam konteks agama yang berbeda. Jika pada masyarakat Kristen fundamentalisme mampu memprediksi prasangka, dogmatisme, dukungan pada kelompok militan, kebencian terhadap homoseks dan lain sebagainya, belum tentu hasil pengukuran yang sama pada kelompok Muslim akan memprediksi hal-hal tersebut. Kontekstualisasi fundamentalisme pada kelompok Muslim harus diikuti dengan kajian atas domain agama Islam secara normatif dan bagaimana mayoritas Muslim menghayati agamanya. Mengacu pada kritik yang dikutip oleh Rajashekar (1989),

bersikap

fundamental

pada

wilayah-wilayah

yang

mendasar

(fundamental) dalam agama tidak dapat dijadikan sebagai asumsi yang melihat fundamentalisme sebagai konsepsi yang negatif secara moral. Oleh karenanya, perlu dilakukan pemisahan antara wilayah-wilayah yang sifatnya fundamental (ushuul) dan parsial (furuu’) dalam agama. Mengacu pada argumentasi ini, fundamentalisme dapat dikatakan sebagai konsepsi yang negatif secara moral ketika sikap ini ditujukan pada wilayah-wilayah yang parsial dalam ruang ajaran suatu agama. Hasil analisis data dari instrumen yang dikembangkan dapat dijadikan sebagai dukungan empirik untuk menyatakan bahwa instrumen pengukuran fundamentalisme ini memiliki jaminan psikometris yang bagus. Hal ini antara lain dapat dilihat pada nilai reliabilitas alpha cronbach (KR-20) yang mencapai 0,85 dengan reliabilitas item hingga 0,97. Secara umum, responden memiliki level fundamentalisme yang tinggi. Fundamentalisme diindikasikan tidak terkait dengan jenis kelamin maupun persepsi terhadap religiusitas keluarga. Hal ini dapat dimaknai bahwa fenomena fundamentalisme mampu berkembang, baik pada kelompok laki-laki maupun perempuan, dan juga keluarga yang religius 27


maupun

keluarga

yang

tidak

religius.

Selain

itu,

mengacu

pada

unidimensionalitas instrumen, hasil analisis menunjukkan bahwa pengukuran mampu menjelaskan hingga sebesar 41,8% varians yang timbul pada kelompok responden.

DAFTAR PUSTAKA Adamovova, L. (2005). Implicit theory of religious fundamentalism among Slovak young adults. Studia Psychologica, 47, 3. Altemeyer, B. (2003). Why do religious fundamentalists tend to be prejudiced? The International Journal for The Psychology of Religion. 13 (1), page: 17-28. Altemeyer, B & Hunsberger, B. (1992). Authoritarianism, religious fundamentalism, quest and prejudice. International Journal for The Psychology of Religion, 2:2, page: 113-133. _________________________________. A revised religious fundamentalism scale: The short and sweet of it. The International Journal for The Psychology of Religion, 14 (1), page: 47-54. Bloom, P.B.N & ARikan, G. (2012). A two edge sword: The differential effect of religious belief and religious social contexton attitudes towards democracy. Political Behavior, vol. 34, page: 249-276. Bond, T.G., & Fox, C. (2007). Applying the rasch model. Fundamental measurement in the human sciences. Lawrence Erlbaum Associates, Publishers. Mahwah. New Jersey Bruce, S. (1990). Modernity and fundamentalism: The new christian right in America. The British Journal of Sociology, Vol. 41, No. 4. Page: 477-496. Chong, H.Y. (2013). A simple guide to the item response theory (IRT) and rasch modelling. Published in http://www.creative-wisdom.com Dover, H; Miner, M & Dowson, M. (2007). The nature and structure of muslim religious reflection. Journal of Muslim Mental Health, 2: 189-210. Friedman, M & Rholes, W.S. (2007). Successfully chalenging fundamentalist beliefs results in increased death awareness. Journal of Experimental Social Psychology, 43, page: 794-801. Gursuch, R.L. (1993). Religion and prejudice: Lessons not learned from the past. The International Journal for The Psychology of Religion, 3 (1), page: 29-31. Hood, R.W; Hill, P.C; Williamson, W.P. (2005). The psychology of religious fundamentalism. New York: The Guilford Press. Liht, J; Conway, G; Savage, S; White, W, O‟Neill, K.A. (2011). Religious fundamentalism: An empirical derived construct and measurement scale. Archive for the Psychology of Religion 33 (2011) 1-25. 28


Linacre, J.M. (2006). A user’s guide to winstep ministep rasch-model computer programme, available at www.winstep.com. Misbah, I.H & Sumintono, B. (2014). Pengembangan dan validasi instrumen “persepsi siswa terhadap karakter moral guru” di Indonesia dengan model rasch, dipresentasikan dalam Seminar Nasional “Pengembangan Instrumen Penilaian Karakter yang Valid” di Fakultas Psikologi, Universitas Muhammadiyah Surakarta. Mora, L.E & McDermut, W. (2011). Religious fundamentalism and how it relates to personality, irrational thinking, and defence mechanism. Journal of Religion and Society, Vol. 13 (2011). Munson, H. (2003). Fundamentalism. Religion, 33 (2003), page: 381-385. Putra. I.E & Wongkaren. Z.A. (2009). Skala fundamentalisme Islam dan pengaruhnya terhadap prasangka. Psikobuana. Rajashekar. J.P. (1989). Islamic fundamentalism: Reviewing a stereotype. The Enumeical Review, Volume 41, Issue 1, page : 64-72. Schaafsma, J & Williams, K.D. (2012). Exclusion, intergroup hostility, and religious fundamentalism. Journal of Experimental Social Psychology, 48, page: 829-837. Sumintono, B & Widhiarso, W. (2013). Aplikasi model rasch untuk penelitian ilmu-ilmu sosial. Jakarta: Tim Komunikata Publishing House. Wibisono, S. (2014). Menakar label fundamentalisme untuk muslim. Psikologika, Vol. 19, No.1 tahun 2014. Wrench, J.S, Corrigan, M.W, McCeoskey, J.C & Carter, N.M.P. (2006). Religious fundamentalism and intercultural communication: The relationship among ethnocentrism, intercultural communication apprehension, religious fundamentalism, homonegativity, and tolerance for religious disagreement. Journal of Intercultural Communication Research, Vol. 35, No 1, page: 23-44.

29

30


UJI VALIDITAS KONSTRUK KOMITMEN ORGANISASI TERHADAP INTENSI TURNOVER DENGAN METODE CONFIRMATORY FACTOR ANALYSIS (CFA) Mizan Hasanah UIN Syarif Hidayatullah Jakarta [email protected]

Miftahuddin Asosiasi Psikologi Islam [email protected]

Abstract The purpose of this research was to test the construct validity from organizational commitment. In this research, researcher used 3 dimensions of organizational commitment from Allen & Meyer (1990), that is affective commitment, continuance commitment, normative commitment and consist of 24 items. This research sample is 175 persons. Method that used to analyzed this research is confirmatory factor analysis (CFA) using software LISREL 8.70 in data processing. According to the measurement with CFA, can be concluded that all the dimensions need measurement model modification to be able to get fit score. Keywords: Organizational Commitment, Affective Commitment, Commitment, Normative Commitment, Confirmatory Factor Analysis

Continuance

Abstrak Tujuan dari penelitian ini adalah untuk menguji validitas konstruk dari komitmen organisasi. Dalam penelitian ini, menggunakan tiga dimensi komitmen organisasi dari Allen & Meyer (1990) yaitu, komitmen afektif (affective commitment), komitmen berkelanjutan (continuance commitment) dan komitmen normatif (normative commitment) dengan jumlah total sebanyak 24 item. Sampel yang digunakan sebanyak 175 orang. Metode analisis faktor yang digunakan dalam penelitian ini adalah confirmatory factor analysis (CFA) dengan bantuan program lisrel 8.70 dalam pengolahan datanya. Berdasarkan perhitungan dengan metode CFA dapat disimpulkan bahwa semua dimensi memerlukan modifikasi model pengukuran untuk dapat memperoleh nilai fit. Kata Kunci: Komitmen Organisasi, Komitmen Afektif, Komitmen Berkelanjutan, Komitmen Normatif, Analisis Faktor Konfirmatorik

Diterima: 8 Agustus 2015

Direvisi: 2 September 2015

Disetujui: 9 September 2015

31

UJI VALIDITAS KONSTRUK KOMITMEN ORGANISASI

PENDAHULUAN

Dalam dunia kerja, ada banyak komitmen yang terbentuk pada individu ketika mereka berada dalam konteks kerja dan berada dalam suatu organisasi yang menaunginya untuk bekerja. Komitmen organisasi merupakan elemen penting dari sikap kerja pada seorang pegawai. Seseorang dapat memiliki ratusan sikap kerja yang muncul ketika ia bekerja, namun peneliti perilaku organisasi fokus terhadap 3 sikap, yaitu kepuasan kerja, keterlibatan kerja dan salah satunya adalah komitmen organisasi (Cook, Hunsaker & Coffey, 1997; dalam Abidin, 2004). Guest (1987, dalam Armstrong, 2009) menyebutkan bahwa komitmen merupakan salah satu aspek penting yang perlu diperhatikan dalam menentukan kebijakan manajemen sumber daya manusia. Cohen (2003) menyebutkan bahwa ada beberapa alasan pentingnya mengetahui komitmen seseorang pada tempat kerjanya. Pertama, tidak hanya kita dapat memahami komitmen pada konteks kerja dengan lebih baik, namun kita memiliki potensi untuk memiliki pegawai yang bahagia dan lebih produktif. Kedua, mengetahui kualitas hubungan antar individu dan organisasi dimana mereka bekerja, karena hal ini juga dapat mempengaruhi komunitas pada organisasi tersebut. Misalnya, jika komitmen pegawai pada suatu organisasi dinilai rendah, maka pegawai dapat kehilangan identitas sebagai pegawai dari organisasi tersebut. Dikatakan bahwa lambatnya produktivitas rata-rata pada pegawai adalah masalah yang kompleks, dan rendahnya kualitas hubungan antar individu dengan organisasi menjadi biang masalah tersebut. (Mowday, Porter & Steers, 1982; dalam Cohen 2003). Greenberg dan Baron (1993, dalam Chairy 2002) menyatakan bahwa karyawan yang memiliki komitmen organisasi yang tinggi adalah karyawan yang lebih stabil dan lebih produktif sehingga pada akhirnya juga lebih menguntungkan organisasi. Karyawan dapat memiliki kinerja yang baik dan bersikap peduli terhadap organisasi jika mereka memiliki komitmen organisasi 32


yang tinggi. Keberhasilan kerja dan kinerja individual di dalam suatu bidang pekerjaan sangat ditentukan oleh berbagai sikap kerja, termasuk komitmen organisasi (Setyawan, 2008 dalam Rantyka dan Sunjoyo, 2010). Cohen menambahkan bahwa organisasi yang memiliki komitmen organisasi yang tinggi pada anggotanya menunjukkan kinerja dan produktifitas yang lebih baik, tingkat absen dan kelambatan dalam bekerja yang rendah, serta lebih memiliki keinginan untuk bekerja secara teratur (Bateman & Strasser, 1984; Morris & Sherman, 1981, dalam Cohen, 2003). Untuk mengetahui komitmen individu pada organisasinya diperlukan alat ukur yang teruji validitasnya. Pengujian validitas alat ukur komitmen organisasi dipandang penting karena dapat mengukur sejauhmana individu memiliki keterikatan pada organisasinya. Di Indonesia masih sedikit alat ukur tentang komitmen organisasi. Oleh karena itu, peneliti mengadaptasi alat ukur ini dan menguji validitasnya sehingga penelitian tentang komitmen organisasi di Indonesia semakin berkembang. Ada beberapa alat ukur dalam mengukur komitmen organisasi, di antaranya yaitu alat ukur yang dikembangkan oleh Porter, dkk (1974) yang terdiri dari 6 item. Selain itu, skala komitmen organisasi yang dikembangkan oleh Schultz (1993) yang terdiri dari 3 aspek dan skala komitmen organisasi yang dikembangkan oleh Allen & Meyer (1990) yang terdiri dari 24 item. Beberapa penelitian telah dilakukan untuk menguji apakah skala pengukuran yang telah dibuat memiliki hubungan antar variabel atau tidak. Ferris & Aranya (1983, dalam Cohen, 2003) membandingkan dua alat ukur yang berbeda, yaitu organizational commitment questionnaire milik Mowday, dkk. dan skala milik Hrebiniak & Alutto. Mereka menemukan bahwa keduanya memiliki korelasi dan varians yang secara umum kuat pada sepuluh anteseden yang sama. OCQ ditemukan dapat memprediksi intensi turnover lebih bak dibandingkan skala pengkuran milik Hrebiniak & Alutto, tetapi tidak ditemukan adanya perbedaan pada turnover yang sesungguhnya. Selanjutnya Meyer & Allen serta Mcgee (1984) dan Ford (1987) (dalam Cohen, 2003) 33


membandingkan skala Hrebiniak & Alutto (1972), skala Ritzer & Trice (1969), skala Porter et.al (1982), dan dua skala yang dikembangkan sendiri oleh Meyer & Allen, yaitu skala affective dan skala continuance. Mereka ternyata memiliki kesimpulan bahwa skala milik Hrebiniak & Alutto (1972) serta Ritzer & Trice (1969) pada dasarnya mengukur continuance commitment, Meyer & Allen malah beranggapan bahwa kedua skala tersebut lebih merefleksikan affective commitment. Meyer & Allen mengatakan bahwa skala pengukuran continuance commmitment yang mereka kembangkan lebih akurat dalam mengukur continuance commitment. Pada penelitian ini, alat ukur yang diuji validitasnya adalah skala komitmen organisasi yang dikembangkan oleh Allen dan Meyer (1990). Alat ukur ini dipilih karena alat ukur yang paling menggambarkan dimensi dari komitmen organisasi. Selain itu, alat ukur ini yang paling sering digunakan untuk mengukur komitmen organisasi hingga saat ini. Skala Meyer & Allen mengukur komitmen organisasi pada 3 aspek, yaitu affective commitment, continuance commitment, dan normative commitment. Beberapa penelitian empiris mengatakan skala milik Meyer & Allen ini lebih superior dibandingkan skala OCQ milik Porter, dkk (Blau, 1993 dalam Cohen 2003). Alat ukur ini terdiri dari 8 item untuk mengukur komitmen afektif (affective commitment), 8 item untuk mengukur komitmen berkelanjutan (continuance commitment) dan 8 item untuk mengukur komitmen normatif (normative commitment). Total keseluruhan item dalam alat ukur komitmen organisasi terdiri dari 24 item yang kemudian peneliti terjemahkan ke dalam Bahasa Indonesia.

Komitmen Organisasi Komitmen organisasi merupakan keinginan untuk tetap menjadi anggota organisasi, kepercayaan dan penerimaan akan nilai-nilai dan tujuan organisasi, serta kesediaan untuk berusaha sebaik mungkin demi kepentingan organisasi 34


(Mowday, dkk, 1982). Allen & Meyer (1990) menjelaskan komitmen organisasi adalah sejauh mana seorang karyawan mengalami rasa kesatuan dengan organisasinya dan memiliki kemauan untuk bersama organisasinya, komitmen organisasi juga merupakan suatu kemauan individu untuk bersama organisasi yang memiliki tiga karakteristik utama, yaitu komitmen afektif, komitmen berberkelanjutan dan komitmen normatif. Robbins (2003) menjelaskan komitmen organisasi merupakan tingkat di mana karyawan mengidentifikasikan diri dengan organisasi dan tujuannya, dan keinginan untuk mempertahankan keanggotaan dalam organisasi. Menurut

Levy (2006) komitmen organisasi

adalah kekuatan yang relatif dari tiap individu dalam mengidentifikasikan dirinya dengan keterlibatan organisasi. Komitmen organisasi memiliki perkembangannya sendiri dari waktu ke waktu. berbagai konsep yang berbeda pada masing-masing tokoh telah dikemukakan dan terus berkembang hingga sampai pada pemikiran komitmen organisasi milik Meyer & Allen. Cohen (2003) menyebutkan ada 3 tahapan perkembangan teori komitmen organisasi: Fase pertama adalah ketika komitmen sebagai konseptualisasi side-bet theory. Era ini dimulai berdasarkan konseptualisasi teori side-bet milik Howard Becker pada sekitar tahun 1960. Pendekatan ini merupakan salah satu usaha pertama untuk melihat

komitmen sebagai penghubung antara individu dan

organisasi. Menurut teori ini, pegawai berkomitmen karena mereka sepenuhnya menyembunyikan atau berinvestasi dengan apa yang telah mereka lakukan terhadap organisasi dengan tetap berada didalam organisasi. Pendekatan teori side-bet ini mempengaruhi konsep komitmen organisasi milik Meyer & Allen, yaitu pada aspek continuance commitment. Pendekatan pada era yang kedua ini dilakukan oleh Porter dan koleganya pada tahun 1982. Fokus komitmen pada era ini berganti dari side-bet theory kepada faktor kelekatan psikologis (psychological attachment) individu pada organisasi. Pendekatan sikap yang dilakukan oleh Porter, dkk yang berusaha untuk mendeskripsikan komitmen sebagai perilaku yang difokuskan, tidak 35


terpengaruh oleh konstruk lain, seperti intensi perilaku. Walau memberikan pandangan yang berbeda mengenai komitmen, Porter dan koleganya masih melanjutkan salah satu asumsi dasar milik Becker, yang menyebutkan bahwa, terdapat hubungan yang kuat antara komitmen dan turnover. Era ketiga adalah pendekatan konsep multidimensional dilakukan oleh dua penelitian yang berbeda pada awal-awal 1980, dilakukan oleh O'Reilly & Chatman pada tahun 1986 dan yang kedua dilakukan oleh Meyer & Allen pada tahun 1984. Secara konseptual, O'Reilly & Chatman membuat perbedaan yang jelas pada teori-teori sebelumnya. Pemenuhan dimensi yang merepresentasikan proses pertukaran menunjukkan pada ikatan yang lebih dalam pada organisasi. Semakin dalam ikatan yang terbentuk, menurut O'Reilly & Chatman adalah hasil dari ikatan psikologis yang terbentuk dari dua dimensi, yaitu, identifikasi dan internalisasi. Pendekatan Meyer & Allen dimulai dengan memberikan argumen bahwa pendekatan side-bet milik Becker tidak cocok untuk diterapkan. Meyer & Allen kemudian mengajukan aspek continuance sebagai representasi yang paling baik untuk pendekatan side-bet milik Becker. Aspek itu didesain untuk mengukur tingkat komitmen pegawai dengan memperhitungkan biaya yang akan mereka keluarkan ketika mereka pergi dari organisasi tersebut. Aspek ketiga baru diperkenalkan oleh Meyer & Allen (1991), yaitu normative commitment berdasarkan perumusan konsep komitmen Wiener & Mannari. Normative commitment didefinisikan sebagai perasaan keharusan untuk tetap berada di organisasi. Pegawai yang memiliki tingkat normative commitment yang tinggi merasakan bahwa mereka semestinya tetap berada didalam organisasi. Allen & Meyer (1990) mengemukakan dimensi dari komitmen organisasi yang terdiri dari tiga komponen yang membentuk komitmen, yaitu: 1. Komitmen afektif (affective commitment). Komitmen afektif adalah suatu pendekatan emosional dari individu dalam keterlibatan dengan organisasi, sehingga individu akan merasa dihubungkan dengan organisasi. Karakter dari afektif ada tiga, yaitu: a) Percaya dan 36


menerima tujuan dan nilai-nilai dari organisasi. b) Kesediaan untuk mengerahkan usaha atas nama organisasi. c) Keinginan yang kuat untuk tetap menjadi bagian dari organisasi (Mowday, Steers, Porter, 1979, dalam Levy, 2006) 2. Komitmen berkelanjutan (continuance commitment). Komitmen berkelanjutan adalah hasrat yang dimiliki oleh individu untuk bertahan dalam organisasi, karena individu merasa membutuhkan untuk dihubungkan dengan organisasi (Allen & Meyer, 1996 dalam Crossley, 2007). Komitmen ini didasarkan pada persepsi karyawan tentang kerugian biaya yang akan dihadapinya jika ia meninggalkan organisasi. Karyawan dengan

komitmen

berkelangsungan

yang

kuat

akan

meneruskan

keanggotaannya dengan organisasi, karena mereka membutuhkannya. 3. Komitmen normatif (normative commitment). Komitmen normatif (normative commitment) adalah suatu perasaan wajib dari individu untuk bertahan dalam organisasi. Normatif merupakan perasaan-perasaan karyawan tentang kewajiban yang harus ia berikan kepada organisasi dan tindakan tersebut merupakan hal benar yang harus dilakukan. Karyawan dengan komitmen normatif yang kuat akan tetap bergabung dalam organisasi karena mereka merasa sudah cukup untuk hidupnya (Allen & Meyer, 1996 dalam Crossley, 2007).

METODE

Subjek penelitian adalah 175 karyawan yang bekerja pada salah satu perusahaan swasta di Jakarta. Untuk mengukur komitmen organisasi dalam penelitian ini, peneliti mengunakan alat ukur komitmen organisasi yang dikembangkan oleh Allen & Meyer (1990) yang terdiri dari 24 item dan mengukur tiga dimensi komitmen organisasi, yaitu komitmen afektif, komitmen berkelanjutan dan komitmen normatif.

37


Untuk menguji validitas alat ukur yang digunakan dalam penelitian ini, peneliti menggunakan confirmatory factor analysis (CFA) dengan software Lisrel 8.7. Adapun langkah-langkah yang dilakukan adalah sebagai berikut (Umar 2011): 1. Dilakukan uji CFA dengan model satu faktor dan dilihat nilai Chi-square yang dihasilkan. Jika nilai chi-square tidak signifikan (Sig. > 0,05) berarti semua item hanya mengukur satu faktor saja. Namun, jika nilai chi-square signifikan (Sig. < 0,05), maka perlu dilakukan modifikasi terhadap pengukuran yang diuji sesuai langkah kedua berikut ini. 2. Jika nilai chi-square signifikan (Sig. < 0,05), maka dilakukan modifikasi model pengukuran dengan cara membebaskan parameter berupa korelasi kesalahan pengukuran. Ini terjadi ketika suatu item selain mengukur konstruk yang ingin diukur, item tersebut juga mengukur hal yang lain (mengukur lebih dari satu konstruk atau multidimensional). Jika setelah beberapa kesalahan pengukuran dibebaskan untuk saling berkorelasi dan akhirnya diperoleh model fit, maka model terakhir inilah yang akan digunakan pada langkah selanjutnya. 3. Jika telah diperoleh model yang fit, maka dilakukan analisis item dengan melihat apakah muatan faktor item tersebut signifikan dan mempunyai nilai koefisien positif. Jika t-value untuk koefisien muatan item lebih besari dari 1,96 (absolute), maka item tersebut dinyatakan signifikan dalam mengukur faktor yang hendak diukur (tidak dieliminasi). 4. Setelah itu dilihat apakah ada item yang muatan faktornya negatif. Perlu dicatat bahwa sebelum melakukan uji CFA, untuk alat ukur yang memiliki item yang memiliki pernyataan negatif, yang seharusnya memiliki konstruk yang positif, perlu dilakukan penyesuaian arah skoringnya yang diubah menjadi positif. Jika sudah disesuaikan sebelumnya, maka berlaku perhitungan umum dimana item bermuatan faktor negatif dieliminasi.

38


5. Apabila kesalahan pengukuran berkorelasi terlalu banyak dengan kesalahan pengukuran pada item lain, maka item seperti ini pun dapat dieliminasi karena bersifat multidimensional.

HASIL

Komitmen Afektif Dalam hal ini peneliti menguji apakah 8 item yang ada bersifat unidimensional dalam mengukur komitmen afektif. Dari hasil CFA yang dilakukan, model satu faktor tidak fit, dengan chi-square = 106,06, df = 20, P-value = 0,00000, RMSEA = 0,157. Namun, setelah dilakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran ada pada beberapa item dibebaskan untuk berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan chi-square = 24,16, df = 15, P-value = 0,06245, RMSEA = 0,059.

Gambar 1 Path Diagram Hasil CFA Komitmen Afektif 39


Terlihat dari model fit tersebut bahwa nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu komitmen afektif. Hanya saja, pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran pada beberapa item yang saling berkorelasi, sehingga dapat disimpulkan bahwa beberapa item sebenarnya bersifat multidimensional.

Tabel 1 Muatan Faktor Item Komitmen Afektif No 1 2 3 4 5 6 7 8

Koefisien 0,94 0,95 0,95 0,94 -0,96 -0,96 0,97 -0,89

Standard Error 0,06 0,06 0,06 0,06 0,06 0,06 0,06 0,06

T-Value 16,59 16,86 16,76 16,60 -16,88 -17,39 17,40 -15,09

Sig. V V V V X X V X

Berdasarkan tabel di atas, dapat dilihat bahwa t-value bagi koefisien muatan faktor terdapat 5 item yang signifikan (t > 1,96), yaitu item no 1, 2, 3, 4, dan 7. Sedangkan item no 5, 6, dan 8 tidak signifikan karena t < 1,96, sehingga item tersebut didrop. Artinya bobot nilai pada item no. 5, 6, dan item 8 tidak ikut dianalisis dalam penghitungan faktor skor. Selanjutnya melihat muatan faktor dari item apakah ada yang bermuatan negatif. Dari tabel 1 pada kolom koefisien, item no. 5, 6, dan 8 memiliki muatan faktor negatif. Dengan demikian item tersebut tidak diikut sertakan dalam perhitungan faktor skor. Pada tahap selanjutnya akan dilihat apakah kesalahan pengukuran pada level item saling berkorelasi. Jika ternyata suatu item memiliki kesalahan pengukuran yang berkorelasi dengan kesalahan pengukuran pada banyak item 40


lain, maka berarti bahwa item tersebut bersifat multidimensional, karena mengukur lebih dari satu hal. Dalam dimensi ini, kesalahan pengukuran pada item-item masih bisa diterima dalam penelitian dan diikut sertakan dalam perhitungan faktor skor.

Komitmen Berkelanjutan Dalam hal ini peneliti menguji apakah 8 item yang ada bersifat unidimensional dalam mengukur komitmen berkelanjutan. Dari hasil CFA yang dilakukan, model satu faktor tidak fit, dengan chi-square = 92,28, df = 20, P-value = 0,00000, RMSEA = 0,144. Namun, setelah dilakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran ada pada beberapa item dibebaskan untuk berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan chi-square = 18,82, df = 14, P-value = 0,17196, RMSEA = 0,044.

Gambar 2 Path Diagram Hasil CFA Komitmen Berkelanjutan

41


Terlihat dari model fit tersebut bahwa nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu komitmen berkelanjutan.

Tabel 2 Muatan Faktor Item Komitmen Berkelanjutan No 1 2 3 4 5 6 7 8

Koefisien 0,17 0,36 0,53 0,22 0,98 0,37 0,46 0,33

Standard Error 0,08 0,08 0,08 0,08 0,10 0,08 0,08 0,08

T-Value 2,19 4,53 6,40 2,79 10,22 4,56 5,61 4,17

Sig. V V V V V V V V

Berdasarkan tabel 2 di atas, dapat dilihat bahwa nilai t bagi koefisien muatan faktor 8 item semuanya signifikan. Selanjutnya melihat muatan faktor dari item, diketahui tidak terdapat item dengan muatan faktor negatif. Sehingga keseluruhan item dari komitmen berkelanjutan tidak ada yang dieliminasi. Pada tahap selanjutnya akan dilihat apakah kesalahan pengukuran pada level item saling berkorelasi. Jika ternyata suatu item memiliki kesalahan pengukuran yang berkorelasi dengan kesalahan pengukuran pada banyak item lain, maka berarti bahwa item tersebut bersifat multidimensional, karena mengukur lebih dari satu hal. Dalam dimensi ini, kesalahan pengukuran pada item-item masih bisa diterima dan diikutsertakan dalam perhitungan faktor skor.

Komitmen Normatif Dalam hal ini peneliti menguji apakah 8 item yang ada bersifat unidimensional dalam mengukur komitmen normatif. Dari hasil CFA yang dilakukan, model satu faktor tidak fit, dengan chi-square = 101,80, df = 20, P-value = 0,00000, 42


RMSEA = 0,153. Namun, setelah dilakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran ada pada beberapa item dibebaskan untuk berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan chi-square = 15,32, df = 11, P-value = 0,16852, RMSEA = 0,047.

Gambar 3 Path Diagram Hasil CFA Komitmen Normatif

Terlihat dari model fit tersebut bahwa nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu komitmen normatif. Hanya saja, pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran pada beberapa item yang saling berkorelasi, sehingga dapat disimpulkan bahwa beberapa item sebenarnya bersifat multidimensional.

43


Tabel 3 Muatan Faktor Item Komitmen Normatif No. 1 2 3 4 5 6 7 8

Koefisien 0,65 -0,33 -0,66 0,12 0,61 0,26 0,23 0,45

Standard Error 0,09 0,09 0,08 0,09 0,08 0,10 0,10 0,09

T-Value 7,59 -3,72 -7,96 1,37 7,33 2,66 2,39 5,21

Sig. V X X X V V V V

Berdasarkan tabel di atas, dapat dilihat bahwa t-value bagi koefisien muatan faktor terdapat 5 item yang signifikan (t > 1,96), yaitu item no 1, 5, 6, 7 dan 8. Sedangkan item no 2, 3 dan 4 tidak signifikan karena t < 1,96, sehingga item tersebut dieliminasi. Selanjutnya melihat muatan faktor dari item apakah ada yang bermuatan negatif. Dari tabel 3 pada kolom koefisien, item no. 2, 3, dan 4 memiliki muatan faktor negatif. Dengan demikian item tersebut tidak diikut sertakan dalam perhitungan faktor skor. Pada tahap selanjutnya akan dilihat apakah kesalahan pengukuran pada level item saling berkorelasi. Jika ternyata suatu item memiliki kesalahan pengukuran yang berkorelasi dengan kesalahan pengukuran pada banyak item lain, maka berarti bahwa item tersebut bersifat multidimensional, karena mengukur lebih dari satu hal. Dalam dimensi ini, kesalahan pengukuran pada item-item masih bisa diterima dalam penelitian dan diikut sertakan dalam perhitungan faktor skor.

DISKUSI

Hasil penelitian menunjukkan bahwa semua dimensi dari komitmen organisasi, yaitu komitmen afektif, komitmen berkelanjutan dan komitmen normatif, memerlukan modifikasi singkat untuk mencapai model fit. 44


Setelah melakukan analisis faktor terhadap tiga dimensi dari komitmen organisasi, menunjukkan bahwa alat ukur komitmen organisasi masih layak digunakan namun perlu dilakukan perbaikan dan pembaharuan terhadap itemitem yang memiliki multidimensionalitas yang cukup banyak. Dari hasil pengujian CFA menunjukkan bahwa terdapat banyak korelasi antar measurement error pada setiap item pada semua dimensi komitmen organisasi. Hal ini menunjukkan bahwa item tersebut mengukur hal yang hendak diukur, ternyata juga mengukur hal yang lain (multidimensional). Berdasarkan kesimpulan dan diskusi maka dapat disarankan bahwa, perlu dilakukan identifikasi terlebih dahulu untuk melihat item yang mengukur komitmen organisasi.

Pada penelitian selanjutnya, diharapkan mampu

mengembangkan secara baik dan teliti pada setiap item yang digunakan, terlebih lagi jika item tersebut merupakan pengadaptasian penelitian dari luar negeri. Selain itu, diharapkan peneliti mampu menggunakan alat ukur dengan item yang tidak terlalu banyak berkorelasi atau kesalahan pengukuran dan memiliki sifat unidimensional, artinya item tersebut benar-benar meneliti satu variabel atau dimensi secara fokus.

DAFTAR PUSTAKA Allen, N. J., John, P., Meyer. (1990) The measurement and antecedents of affective, continuance, and normative commitment to the organizational. Journal of Occupational Psychology. 63. 1-18. Armstrong, M. (2009). Armstrong's handbook of human resources management practice. 11th edition. India: Replika Press. Chairy, L. S. (2002). Seputar komitmen organisasi. Jurnal Fakultas Psikologi UI. Cohen, A. (2003). Multiple commitments in the workplace. Mahwah: Taylor & Francis Crossley, C. D., Jex., Bennet., & Burnfield. (2007). Development of a global measure of job embeddedness and intergration into a traditional model of voluntary turnover. Journal of Applied Psychology. 92(4). 1013-1041. Levy, P. E. (2006). Industrial/ organizational psychology: Understanding the workplace second edition. USA : Houghton Mifflin Company. 45


Mowday, R. T., Porter, L. W., & Steers, R. M. (1982). Employee-organizational linkages: The psychology of commitment, absenteeism, and turnover. New York: Academic Press. Porter, L.W., Steers, R. M., Mowday, R. T., & Boulian, P. V. (1974). Organizational commitment, job satisfaction, and turnover among psychiatric technicians. Journal of Applied Psychology, 59, 603–609. Rantyka, R., & Sunjoyo (2010). Pengaruh konflik-keluarga terhadap komitmen organisasional yang dimediasi oleh kepuasan kerja pada profesi perawat di RSUD Dr. Moewardi Surakarta. Seminar Akbar Forum Manajemen Indonesia 2010. Robbins, S. P. (2003). Organizational behavior: Concepts, controversies, and applications nineth edition. USA: Prenctice Hall Inc. Shultz, D.P., Shultz,S.E. (1993). Psychology and work today an introduction to industrial and organizational sixth edition. Newyork: Mc Milan Publising. Umar, Jahja. (2011). Analisis faktor konfirmatorik. Bahan perkuliahan. Fakultas Psikologi. UIN Jakarta. Tidak dipublikasikan

46


UJI VALIDITAS KONSTRUK PADA INSTRUMEN SELF-ESTEEM INVENTORY DENGAN METODE CONFIRMATORY FACTOR ANALYSIS (CFA) Nadidah Zahrani Universitas Padjadjaran [email protected]

Abstract Self-esteem is a reflection of human nature in psychology to see how a person decides the behavior that sorted into 3 dimensions, that is feeling towards self, feeling toward others and relationship with others. Self-esteem inventory is a standard measurement instrument used to measure the 3 dimensions of self-esteem that developed by Michinton (1993). The purpose of this research is to test the construct validity of the instrument. The data of this research collected from 208 smartphone users that have been using smartphone for more than a year. Method that used to test this research is confirmatory factor analysis (CFA) with LISREL 8.70. The results showed that all the items that consist of 25 items is undimensional. That means, all the items just measure one factor model that has been theorized by Self-esteem Inventory can be accepted. Keyword: Self-esteem, Feeling Toward Self, Feeling Toward Others and Relationship with Others, Confirmatory Factor Analysis

Abstrak Self-esteem adalah suatu cerminan sifat manusia dalam ilmu psikologi untuk melihat bagaimana seseorang menentukan perilakunya yang tersusun dalam tiga buah dimensi yaitu perasaan mengenai diri sendiri, perasaan mengenai orang lain dan hubungan dengan orang lain. Self-esteem Inventory merupakan instrumen pengukuran baku yang digunakan untuk mengukur tiga dimensi self-esteem yang dikembangkan oleh Michinton (1993). Penelitian ini bertujuan untuk menguji validitas kostruk instrumen tersebut. Data dalam penelitian ini diperoleh dari pengguna smartphone yang sudah menggunakan smartphone-nya lebih dari 1 tahun yang berjumlah 208 orang. Metode yang digunakan untuk mengujinya adalah confirmatory factor analysis (CFA) menggunakan software LISREL 8.70. Hasil dari penelitian ini menunjukkan bawa seluruh item yang berjumlah 25 item bersifat unidimensional. Artinya seluruh item hanya mengukur satu faktor saja sehingga model satu faktor yang diteorikan dalam Self-esteem Inventory dapat diterima. Kata kunci: Harga Diri, Perasaan Mengenai Diri Sendiri, Perasaan Mengenai Orang Lain dan Hubungan dengan Orang Lain, Analisis Faktor Konfirmatorik

Diterima: 20 Agustus 2015



47

UJI VALIDITAS KONSTRUK PADA INSTRUMEN SELF-ESTEEM INVENTORY

PENDAHULUAN

Pada tahun 1993 Michinton muncul sebagai orang yang menggunakan istilah “Self-esteem” untuk mendeskripsikan bagaimana seseorang menilai dirinya melihat self-esteem yang ada dalam diri individu tersebut. Self-esteem merupakan peranan penting pada individu dalam menentukan perilaku dan memandang atau menilai dirinya sendiri yang tampak dari perilaku sebelumnya yang diujur melalui tiga dimensi. Tiga dimensi self-esteem tersebut terdiri dari perasaan mengenai diri sendiri, perasaan mengenai hidup, dan hubungan dengan orang lain (Michinton, 1993). (a) Perasaan mengenai diri sendiri. Orang yang memiliki self-esteem yang tinggi akan menerima diri sendiri tanpa syarat serta menghargai nilai diri sendiri sebagai manusia. Sedangkan orang yang memiliki self-esteem yang rendah akan kurang menghargai dirinya sendiri dengan meyakini penilaian pribadinya yang secara langsung menilai pencapaiannya. (b) Perasaan mengenai hidup. Jika seseorang memiliki self-esteem yang tinggi maka orang tersebut akan bertanggung jawab dan berlapang dada atas setiap bagian hidup yang dijalani. Tetapi orang yang memiliki self-esteem yang rendah dalam kehidupan dan apa yang terjadi didalam hidupnya sering kali terlihat tak terkendali. (c) Hubungan dengan orang lain. Orang yang memiliki self-esteem yang tinggi dapat bertoleransi dan memberikan penghargaan yang sama terhadap semua orang, meyakini bahwa setiap orang termasuk dirinya mempunyai hak yang sama. Sedangkan orang yang memiliki self-esteem yang rendah pada dasarnya akan kurang menghargai orang lain. Tidak toleransi terhadap orang lain dan meyakinkan bahwa orang lain harus hidup dengan caranya.

48


Deskripsi Mengenai Instrumen Michinton (1993) mengembangkan dan memvalidasi suatu instrumen pengukuran yang dinamakan self-esteem inventory untuk mengukur ketiga dimensi self-esteem (perasaan mengenai diri sendiri, perasaan mengenai hidup, hubungan dengan orang lain). Instrumen ini terdiri atas 25 item dimana tiap dimensi memiliki jumlah item yang berbeda. Terdapat 16 item favorable dan 9 item unfavorable. Contoh item self-esteem inventory adalah sebagai berikut:

Tabel 1 Item-Item Self-Esteem Inventory No 1 2

Item I accept myself fully just as I am I believe others behave as they do for good reasons

Dikarenakan adanya perbedaan bahasa yang digunakan oleh subjek dalam penelitian ini, peneliti melakukan proses adaptasi terlebih dahulu terhadap instrumen pengukuran tersebut. Adapun contoh hasil dari adaptasi sebagai berikut.

Tabel 2 Item-Item Self-Esteem Inventory (Adaptasi) No 1 2

Item Saya menyukai diri saya sendiri Saya yakin orang lain melakukan sesuatu dengan maksud yang baik

Self-esteem inventory yang asli memiliki empat kategori jawaban, yaitu: I always do, I usually do, I occasionally do, I never do, dan peneliti mengadaptasinya ke dalam Bahasa Indonesia menjadi: “Sangat Setuju” (SS), “Setuju” (S), “Tidak Setuju” (TS), “Sangat Tidak Setuju” (STS). Untuk penyekorannya hanya memberikan penilaian tertinggi pada pernyataan “Sangat Setuju” (SS) dan terendah pada pilihan “Sangat Tidak Setuju” (STS) untuk 49


pernyataan favorable. Untuk penyekoran item unfavorable, penilaian tertinggi pada pernyataan “Sangat Tidak Setuju” (STS) dan terendah pada pilihan “Sangat Setuju” (SS). Skor–skor tersebut kemudian dihitung, dengan proporsi item yang yang bersifat favorable dengan ketentuan sebagai berikut: SS = 4, S = 3, TS = 2, STS = 1. Untuk item yang bersifat unfavorable dihitung dengan ketentuan sebagai berikut: SS = 1, S = 2, TS = 3, STS = 4.

METODE

Untuk menguji validitas konstruk instrumen pengukuran self-esteem inventory ini menggunakan pendekatan analisis faktor berupa confirmatory factor analysis (CFA). Pengujian analisis CFA seperti ini dilakukan dengan bantuan software LISREL 8.70 (Joreskog & Sorbom, 1999). Adapun logika dari CFA (Umar, 2011) adalah sebagai berikut: 1. Bahwa ada sebuah konsep atau trait berupa kemampuan yang didefinisikan secara operasional sehingga dapat disusun pertanyaan atau pernyataan untuk mengukurnya. Kemampuan ini disebut faktor, sedangkan pengukuran terhadap faktor ini dilakukan melalui analisis terhadap respon atas itemitemnya. 2. Diteorikan setiap item hanya mengukur satu faktor saja, begitupun juga tiap subtes hanya mengukur satu faktor juga. Artinya baik item maupun subtes bersifat unidimensional. 3. Dengan data yang tersedia dapat digunakan untuk mengestimasi matriks korelasi antar item yang seharusnya diperoleh jika memang unidimensional. Matriks korelasi ini disebut sigma (∑), kemudian dibandingkan dengan matriks dari data empiris, yang disebut matriks S. Jika teori tersebut benar (unidemensional) maka tentunya tidak ada perbedaan antara matriks ∑ matriks S atau bisa juga dinyatakan dengan ∑ - S = 0. 4. Pernyataan tersebut dijadikan hipotesis nihil yang kemudian diuji dengan chi-square. Jika hasil chi-square tidak signifikan (p > 0.05), maka hipotesis 50


nihil tersebut “tidak ditolak”. Artinya teori unidimensionalitas tersebut dapat diterima bahwa item ataupun sub tes instrumen hanya mengukur satu faktor saja. Sedangkan, jika nilai chi-square signifikan (p<0.05), artinya bahwa item tersebut mengukur lebih dari satu faktor atau bersifat multidimensional. Maka perlu dilakukan modifikasi terhadap model pengukuran. 5. Adapun dalam memodifikasi model pengukuran dilakukan dengan cara membebaskan parameter berupa korelasi kesalahan pengukuran. Hal ini terjadi ketika suatu item mengukur selain faktor yang hendak diukur. Setelah beberapa kesalahan pengukuran dibebaskan untuk saling berkorelasi, maka akan diperoleh model yang fit, maka model terakhir inilah yang akan digunakan pada langkah selanjutnya. 6. Jika model fit, maka langkah selanjutnya menguji apakah item signifikan atau tidak mengukur apa yang hendak diukur, dengan yang hendak di ukur, dengan menggunakan t-test. Jika hasil t-test tidak signifikan (t<1,96) maka item tersebut tidak signifikan dalam mengukur apa yang hendak diukur, bila perlu item yang demikian dieliminasi dan sebaliknya. 7. Selain itu, apabila dari hasil CFA terdapat item yang koefisien muatan faktornya negative, maka item tersebut juga harus didrop. Sebab hal ini tidak sesuai dengan sifat item, yang bersifat positif (favorable). 8. Kemudian, apabila terdapat korelasi parsial atau kesalahan pengukuran item terlalu banyak berkorelasi dengan kesalahan pengukuran lainnya, maka item tersebut akan dieliminasi. Sebab, item yang demikian selain mengukur apa yang hendak diukur, ia juga mengukur hal lain (multidimensi). Adapun asumsi didrop atau tidaknya item adalah jika tidak terdapat lebih dari tiga korelsi parsial atau kesalahan pengukuran yang berkorelasi dengan item lainnya. 9. Terakhir, setelah dilakukan langkah-langkah seperti yang telah disebutkan di atas. Dan mendapatkan item dengan muatan faktor signifikan (t>1.96) dan positif. Maka, selanjutnya item-item yang signifikan (t>1.96) dan positif tersebut diolah untuk nantinya didapatkan faktor skornya. 51


Adapun data dalam penelitian ini diambil dari pengguna smartphone yang telah menggunakan smartphone nya minimal 1 tahun yang berjumlah 208 orang. Data tersebut dikumpulkan dalam rangka penyusunan skripsi (Zahrani, 2014).

HASIL

Penulis menguji apakah 10 item perasaan mengenai diri sendiri yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur faktor yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 89,14, df = 35, P-value = 0.00000, dan nilai RMSEA = 0.086. Oleh sebab itu, penulis melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya seperti pada gambar 1 berikut ini.

Gambar 1 Analisis Faktor Konfirmatorik Self-Esteem Inventori Dimensi Perasaan Mengenai Diri Sendiri 52


Dari gambar 1 diatas, maka dapat diperoleh model fit dengan chi-square =41.47, df = 31, P-value = 0.09908, RMSEA = 0.040. Nilai chi-square menghasilkan P-value > 0.05 (tidak siginfikan), yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima, dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu perasaan mengenai diri sendiri. Selanjutnya penulis ingin melihat apakah item tersebut signifikan atau tidak, mengukur faktor yang hendak diukur. Penulis juga ingin menentukan apakah item tersebut perlu di-drop atau tidak. Penulis melakukan uji hipotesis tentang koefisien muatan faktor dari item–item tersebut. Adapun pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t dari tiap–tiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3 berikut ini.

Tabel 3 Muatan Faktor Item Perasaan Mengenai Diri Sendiri No Koefisien Standard Error Nilai t 1 0,69 0,12 5,97 4 0,22 0,09 2,50 7 0,03 0,09 0,38 10 0,58 0,11 5,53 13 -0,05 0,09 -0,53 16 0,05 0,09 0,59 19 0,01 0,09 0,11 21 0,09 0,09 0,71 23 0,06 0,09 0,71 25 0,32 0,09 3,61 Keterangan: tanda V = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

Signifikan V V X V X X X X X V

Pada tabel 3 diatas, dapat dilihat bahwa 4 item signfikan dan semua bermuatan positif. Pada tahap ini 6 item yang akan dieliminasi. Kemudian, pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi

satu

dengan

lainnya,

artinya

item-item

tersebut

bersifat

multidimensional pada dirinya masing-masing dan tidak hanya mengukur satu faktor saja. Hal ini dapat dilihat dari nilai df yang pada awalnya berjumlah 35, 53


namun setelah mencapai model fit, df yang tersisa berjumlah 31. Oleh karenanya terdapat 35 – 31 = 4 korelasi kesalahan yang dibebaskan (lihat gambar 1). Item harus didrop jika memiliki korelasi parsial lebih dari tiga. Karena tidak ada item yang memiliki korelasi parsial dengan lebih dari tiga item, maka tidak ada item yang dieliminasi. Selanjutnya penulis menguji apakah 7 item perasaan mengenai hidup yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur faktor yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 67,96, df = 14, P-value = 0.00000, dan nilai RMSEA = 0.136. Oleh sebab itu, penulis melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya seperti pada gambar 2 berikut ini.

Gambar 2 Analisis Faktor Konfirmatorik Self-Esteem Inventory Dimensi Perasaan Mengenai Hidup

Dari gambar 2 diatas, maka dapat diperoleh model fit dengan chi-square =16,51, df = 9, P-value = 0.05698, RMSEA = 0.063. Nilai chi-square menghasilkan P-value > 0.05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu 54


faktor (unidimensional) dapat diterima, dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu perasaan mengenai hidup. Selanjutnya penulis ingin melihat apakah item tersebut signifikan atau tidak, mengukur faktor yang hendak diukur. Penulis juga ingin menentukan apakah item tersebut perlu di-drop atau tidak. Penulis melakukan uji hipotesis tentang koefisien muatan faktor dari item-item tersebut. Adapun pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t dari tiap-tiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 4 berikut ini.

Tabel 4 Muatan Faktor Item Perasaan Mengenai Hidup No

Koefisien

Standard Error

Nilai t

Signifikan

2 0,72 0,08 8,74 5 -0,30 0,08 -3,57 9 0,09 0,08 1,02 11 0,00 0,08 -0,04 14 0,29 0,08 3,25 17 0,32 0,08 3,89 20 0,68 0,08 3,34 Keterangan: tanda V = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

V X X X V V V

Pada tabel 4 di atas, dapat dilihat bahwa 4 item signfikan dan semua koefisien bermuatan positif. Pada tahap ini 3 item yang dieliminasi. Kemudian, pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi

satu

dengan

lainnya,

artinya

item–item tersebut

bersifat

multidimensional pada dirinya masing–masing dan tidak hanya mengukur satu faktor saja. Hal ini dapat dilihat dari nilai df yang pada awalnya berjumlah 14, namun setelah mencapai model fit, df yang tersisa berjumlah 9. Oleh karenanya terdapat 14–9 = 5 korelasi kesalahan yang dibebaskan (lihat gambar 2). Item harus dieliminasi jika memiliki korelasi parsial lebih dari tiga. Karena tidak ada item yang memiliki korelasi parsial dengan lebih dari tiga item, maka tidak ada item yang dieliminasi. 55


Selanjutnya penulis menguji apakah 8 item hubungan dengan orang lain yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur faktor yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 44,75, df = 20, P-value = 0.00119, dan nilai RMSEA = 0.077. Oleh sebab itu, penulis melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya seperti pada gambar 3 berikut ini.

Gambar 3 Analisis Faktor Konfirmatorik Self-Esteem Inventory Dimensi Hubungan dengan Orang Lain

Dari gambar 3 diatas, maka dapat diperoleh model fit dengan chi-square =25,71 df = 18, P-value = 0.10660, RMSEA = 0.045. Nilai chi-square menghasilkan P-value > 0.05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima, dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu hubungan dengan orang lain. Selanjutnya penulis ingin melihat apakah item tersebut signifikan atau tidak, mengukur faktor yang hendak diukur. Penulis juga ingin menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Penulis melakukan uji 56


hipotesis tentang koefisien muatan faktor dari item–item tersebut. Adapun pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t dari tiap–tiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 5 berikut ini.

Tabel 5 Muatan Faktor Item Hubungan dengan Orang Lain No

Koefisien

Standard Error

Nilai t

Signifikan

3 0,56 0,10 5,46 6 0,29 0,09 3,11 8 0,29 0,09 3,02 12 0,46 0,10 4,72 15 0,30 0,09 3,12 18 0,38 0,10 3,97 22 -0,02 0,09 -0,21 24 0,03 0,09 0,34 Keterangan: tanda V = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

V V V V V V X X

Pada tabel 5 diatas, dapat dilihat bahwa 6 item signfikan dan semua koefisien bermuatan positif. Pada tahap ini 2 item yang dieliminasi. Kemudian, pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi

satu

dengan

lainnya,

artinya

item-item

tersebut

bersifat

multidimensional pada dirinya masing-masing dan tidak hanya mengukur satu faktor saja. Hal ini dapat dilihat dari nilai df yang pada awalnya berjumlah 20, namun setelah mencapai model fit, df yang tersisa berjumlah 18. Oleh karenanya terdapat 20–18 = 2 korelasi kesalahan yang dibebaskan (lihat gambar 3). Item harus dieliminasi jika memiliki korelasi parsial lebih dari tiga. Karena tidak ada item yang memiliki korelasi parsial dengan lebih dari tiga item, maka tidak ada item yang dieliminasi.

57


DISKUSI

Hasil uji validitas konstruk terhadap instrumen self-esteem inventory dengan menggunakan pendekatan confirmatory factor analysis mengungkapkan bahwa seluruh item bersifat unidimensional atau dengan kata lain hanya mengukur satu faktor saja, yakni self-esteem (perasaan mengenai diri sendiri, perasaan mengenai hidup dan hubungan dengan orang lain). Dapat disimpulkan bahwa model satu faktor yang diteorikan oleh instrumen self-esteem inventory ini dapat diterima. Hal ini dikarenakan seluruh item instrumen ini memenuhi kriteriakriteria sebagai item yang baik, yaitu (1) memiliki muatan faktor positif, (2) valid (signifikan, t>1.96), dan (3) hanya memiliki korelasi antar kesalahan pengukuran item yang tidak lebih dari tiga atau dengan kata lain item tersebut bersifat unidimensional.

DAFTAR PUSTAKA Minchinton, J. (1993). Maximum Self-esteem. Kuala Lumpur: Golden Books centre SDN.BHD. Joreskog, K.G. & Sorbom, D. (1999). LISREL 8.70 for Windows (computer software). Lincoln-wood, IL: Scientific Software International, Inc. Umar, Jahja. (2011). Bahan kuliah psikometri. UIN Jakarta. Tidak diterbitkan.

58


UJI VALIDITAS KONSTRUK INSTRUMEN MORAL DISENGAGEMENT Dewi Mayangsari UIN Syarif Hidayatullah Jakarta [email protected]

Abstract Moral disengagement can be a background for a person in conducting a behavior that is not humanly appropriate dan violating moral. The purpose of this research was to test the construct validity of the instrument of moral disengagement that developed by Hymel et al. (2005). The sample of this research was teenagers that actively used the internet, such as social media. Analysis method used to test this construct is Confirmatory Factor Analysis (CFA) using LISREL 8.80 software. The result of this study showed that all of the items which were tested, only one item is not unidimensional. Meaning of the 18 items which were proposed, 17 items measure only a factor. Keywords: Construct Validity Test, Moral Disengagement, Cognitive Restructuring, Minimizing Agency, Distortion of Negative Consequences, Blaming/Dehumanizing the Victim

Abstrak Pelanggaran moral dapat menjadi landasan seseorang dalam melakukan perbuatan yang tidak manusiawi dan melanggar moral. Penelitian ini bertujuan untuk menguji validitas konstruk instrumen pelanggaran moral yang dikembangkan oleh Hymel et al. (2005). Sampel penelitian adalah remaja yang aktif menggunakan internet seperti media sosial. Metode analisis yang digunakan untuk menguji konstruk ini adalah confirmatory factor analysis (CFA) dengan menggunakan software LISREL 8.80. Hasil dari penelitian menunjukkan bahwa dari seluruh item yang diujikan, hanya satu item yang tidak bersifat unidimensional. Artinya keseluruhan 18 item yang diujikan, ada 17 item yang mengukur satu faktor saja. Kata kunci: Uji Validitas Konstruk, Pelanggaran Moral, Struktur Ulang Kognitif, Minimalisir Agensi, Distorsi Konsekuensi Negatif, Menyalahkan/Melecehkan Korban

Diterima: 4 September 2015


Disetujui: 6 Oktober 2015

59

UJI VALIDITAS KONSTRUK INSTRUMEN MORAL DISENGAGEMENT

PENDAHULUAN

Moral disengagement merupakan salah satu faktor internal yang memengaruhi remaja melakukan perilaku negatif, salah satunya bullying. Menurut Bandura (dalam Hymel, Henderson & Bonanno, 2005) moral disengagement adalah suatu proses pemikiran sosial dimana rata-rata orang mampu melakukan perbuatan yang dapat menyakiti orang lain. Mekanisme yang terjadi dalam proses moral disengagement menurut Hymel, dkk. (2005) meliputi: cognitive restructuring (keyakinan untuk membingkai perilaku bahaya menjadi hal yang positif); minimizing agency (melimpahkan tanggung jawab ke orang yang otoritasnya lebih tinggi); distortion of negative consequnces (menjauhkan diri dari konsekuensi negatif); dan blaming/ dehumanizing the victim (menyalahkan dan merendahkan korban). Banyak para ahli yang menjelaskan tentang definisi moral disengagement. Menurut Bandura (1999) moral disengagement adalah ketidakmampuan seseorang

dalam

memungkinkannya

mengontrol untuk

perilaku

yang

melakukan perilaku

ia

lakukan

yang tidak

sehingga manusiawi.

Selanjutnya menurut Bandura (dalam Hymel et.al, 2005) memahami moral disengagement sebagai suatu proses sosio-kognitif di mana rata-rata orang mampu melakukan perbuatan yang mengerikan terhadap orang lain. Secara umum, moral disengagement dapat menjadi landasan seseorang dalam melakukan perbuatan yang tidak manusiawi dan melanggar moral. Hymel, et.al., (2005) telah mengembangkan skala moral disengagement dimana ia mengklasifikasikan delapan mekanisme moral disengagementt menjadi empat klasifikasi, yaitu: cognitive restructuring, minimizing agency, distortion of negative consequences, blaming/dehumanizing the victim. Instrument ini terdiri dari 18 item, dimana terdapat 14 item favorable dan 4 item unfavorable. Skala moral disengagement ini menggunakan model skala likert dengan empat kategori jawaban untuk menghindari terjadinya pemusatan (central 60


tendency) atau menghindari jumlah respon yang bersifat netral, yaitu dengan pilihan jawaban: “Sangat Setuju” (SS), “Setuju” (S), “Tidak Setuju” (TS), “Sangat Tidak Setuju” (STS). Penyekoran dilakukan dengan memberikan penilaian tertinggi pada pernyataan “Sangat Setuju” (SS) dan terendah pada pilihan “Sangat Tidak Setuju” (STS) untuk pernyataan favorable. Untuk penyekoran item unfavorable, penilaian tertinggi pada pernyataan “Sangat Tidak Setuju” (STS) dan terendah pada pilihan “Sangat Setuju” (SS). Skor – skor tersebut kemudian dihitung, dengan proporsi item yang yang bersifat favorable dengan ketentuan sebagai berikut: SS = 4, S = 3, TS = 2, STS = 1. Untuk item yang bersifat unfavorable dihitung dengan ketentuan sebagai berikut: SS = 1, S = 2, TS = 3, STS = 4. Untuk mengetahui moral disengagement diperlukan alat ukur yang terstandar. Namun belum banyak alat ukur tentang moral disengagement yang berkembang baik di Indonesia maupun di luar negeri. Oleh Karena itu, penting untuk mengembangkan sebuah alat ukur yang berkaitan dengan moral disengagement.

METODE

Untuk menguji validitas konstruk instrumen moral disengagement, peneliti menggunakan pendekatan analisis faktor yaitu confirmatory factor analysis (CFA). Pengujian analisis CFA seperti ini dilakukan dengan bantuan software LISREL 8.80 (Joreskog & Sorbom, 1999). Adapun logika dasar dari CFA adalah sebagai berikut (Umar, 2012): 1. Menguji hipotesis, apakah semua item mengukur satu konstruk yang didefinisikan. Ide dari tahap pertama ini ialah apabila tidak ada selisih (residu) antara data (S) dengan teori (∑), maka suatu model dapat dikatakan fit dengan data. Dalam hal ini ∑ adalah matriks korelasi antar item menurut H0, sedangkan S adalah matriks korelasi antar item yang diperoleh dari observasi. Apabila terdapat perbedaan yang signifikan antara teori dengan 61


data, maka suatu model dikatakan tidak fit dengan data. Hipotesis nihil yang berbunyi “tidak ada perbedaan antara matriks ∑ dengan matriks S” kemudian diuji dengan chi-square. Jika chi-square tidak signifikan atau p>0,05, maka hipotesis nihil tersebut “tidak ditolak“. Artinya teori unidimensionalitas tersebut dapat diterima, dimana itemnya hanya mengukur satu faktor saja. 2. Menguji hipotesis, apakah setiap item menghasilkan informasi secara signifikan tentang konstruk yang diukur. Pada tahap ini, penulis menentukan item mana yang akan valid dan item mana yang tidak valid. Adapun kriteria item yang baik pada CFA adalah sebagai berikut (Umar, 2012): a. Melihat signifikan tidaknya suatu item dalam memberikan informasi tentang suatu konstruk. Perbandingannya adalah jika t > 1,96 maka item tersebut signifikan dan sebaliknya. b. Melihat koefisien muatan faktor dari item. Jika item tersebut sudah discoring secara favorable (pada skala likert 1-4), maka nilai koefisien muatan faktor pada item harus bermuatan positif, dan sebaliknya. Apabila item tersebut favorable, namun koefisien muatan faktor item bernilai negatif maka mengindikasikan bahwa item tersebut tidak valid. c. Terakhir, apabila kesalahan pengukuran item terlalu banyak berkorelasi, maka item tersebut tidak baik, dan disarankan untuk dieliminasi. Sebab, item yang demikian selain mengukur apa hendak diukur, ia juga mengukur hal lain.

Adapun data dalam penelitian ini diperoleh dari pengisian angket dari remaja yang aktif menggunakan internet seperti sosial media Data tersebut dikumpulkan dalam rangka penyusunan skripsi (Mayangsari, 2015).

62


HASIL

Dalam penelitian ini, dilakukan uji validitas dengan model analisis per dimensi. Alat ukur yang diuji memiliki empat dimensi sehingga terdapat empat hasil analisis. Adapun hasil uji validitas tersebut diuraikan berikut ini.

Cognitive Restructuring Peneliti menguji apakah lima item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur cognitive restructuring. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor menghasilkan chi – square = 26,94, df = 5, p-value = 0,00006, dan RMSEA = 0,151 yang berarti tidak fit. Namun, setelah melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan nilai chi-square = 6,13, df = 3, P-value = 0,10552, dan RMSEA = 0,074 yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu cognitive restructuring seperti terlihat pada gambar di bawah ini:

Gambar 1 Path diagram faktor cognitive restructuring 63


Terlihat dari gambar di atas bahwa model fit dengan nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu cognitive restructuring. Selanjutnya, peneliti melihat apakah item tersebut secara signifikan mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 1 berikut.

Tabel 1 Muatan Faktor Item Cognitive Restructuring No. item Koefisien Standar error Nilai t 1 0.42 0.07 5.67 2 -0.06 0.08 -0.78 3 0.87 0.06 14.27 4 0.85 0.06 13.75 5 0.79 0.06 12.37 Keterangan : √ = Signifikan (t > 1.96) ; X = Tidak Signifikan

Signifikan √ X √ √ √

Dari tabel di atas dapat dilihat hanya nilai t bagi koefisien muatan faktor dari item nomor 2 tidak signifikan, sedangkan koefisien muatan faktor item lainya signifikan. Dapat dilihat pula pada kolom koefisien terdapat item yang muatan faktornya negatif, yaitu item nomor 2. Dengan demikian, item nomor 2 di-drop.

Minimizing Agency Peneliti menguji apakah tiga item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur minimizing agency. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor, hasilnya fit, dengan chi–quare = 55,67, df = 0, P-value = 1,00000, dan RMSEA = 0,000 yang artinya model dengan satu

64


faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu minimazing agency, seperti terlihat pada gambar berikut ini:

Gambar 2 Path Diagram Faktor Minimizing Agency

Terlihat dari gambar di atas bahwa model fit dengan nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu minimizing agency. Selanjutnya, peneliti melihat apakah

item tersebut secara signifikan

mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 2 berikut:

65


Tabel 2 Muatan Faktor Item Minimizing Agency No. item Koefisien Standar error Nilai t 6 0.39 0.17 2.23 7 0.33 0.15 2.16 8 0.79 0.33 2.39 Keterangan : √ = Signifikan (t > 1.96) ; X = Tidak Signifikan

Signifikan √ √ √

Berdasarkan tabel di atas, dapat dilihat seluruh item memiliki t > 1,96 yang artinya koefisien muatan faktor item-item tersebut signifikan. Pada kolom koefisien tidak terdapat item yang muatan faktornya negatif. Berarti, secara keseluruhan tidak ada item yang di-drop.

Distortion of Negative Consequences Peneliti menguji apakah empat item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur distortion of negative consequences. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor menghasilkan Chi–square = 31,02, df = 2, P-value = 0,00000, dan RMSEA = 0,274 yang berarti tidak fit. Namun, setelah melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan nilai Chi-square = 0.05, df = 1, P-value = 0.82496, dan RMSEA = 0.000 yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu distortion of negative consequences, seperti terlihat pada gambar berikut ini:

66


Gambar 3 Path Diagram Faktor Distortion of Negative Consequences

Terlihat dari gambar di atas bahwa model fit dengan nilai chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu distortion of negative consequences. Selanjutnya, peneliti melihat apakah item tersebut secara signifikan mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3 berikut.

67


Tabel 3 Muatan Faktor Item Distortion of Negative Consequences No. item 9 10 11 12

Koefisien 0.69 0.90 0.59 0.63

Standar error 0.07 0.07 0.07 0.07

Nilai t 9.57 12.54 8.03 8.60

Signifikan √ √ √ √

Keterangan : √ = Signifikan (t > 1.96) ; X = Tidak Signifikan

Berdasarkan tabel di atas, dapat dilihat seluruh item memiliki t > 1,96 yang artinya koefisien muatan faktor item-item tersebut signifikan. Pada kolom koefisien tidak terdapat item yang muatan faktornya negatif. Berarti, secara keseluruhan tidak ada item yang di-drop.

Blaming/Dehumanizing the Victim Peneliti menguji apakah enam item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur blaming/ dehumanizing the victim. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor menghasilkan chi–square = 51,00, df = 9, P-value = 0,00000, dan RMSEA = 0,155 yang berarti tidak fit. Namun, setelah melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya, maka diperoleh model fit dengan nilai chi-square = 9,88, df = 7, P-value = 0,19537, dan RMSEA = 0,046 yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu blaming/dehumanizing the victim seperti terlihat pada gambar berikut ini:

68


Gambar 4 Path Diagram Faktor Blaming/Dehumanizing the Victim

Terlihat dari gambar di atas bahwa model fit dengan nilai Chi-square menghasilkan p > 0,05 (tidak signifikan). Dengan demikian model dengan satu faktor dapat diterima, yang berarti bahwa seluruh item terbukti mengukur satu hal saja, yaitu blaming/dehumanizing the victim. Selanjutnya, peneliti melihat apakah item-item tersebut secara signifikan mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti terlihat pada tabel 4 berikut.

69


Tabel 4 Muatan Faktor Item Blaming/Dehumanizing the Victim No. item Koefisien Standar error Nilai t 13 0.44 0.07 6.05 14 0.73 0.07 10.96 15 0.91 0.06 14.76 16 0.24 0.08 3.13 17 0.35 0.07 4.68 18 0.70 0.07 10.55 Keterangan : √ = Signifikan (t > 1.96) ; X = Tidak Signifikan

Signifikan √ √ √ √ √ √

Berdasarkan tabel di atas, dapat dilihat seluruh item memiliki t > 1,96 yang artinya koefisien muatan faktor item-item tersebut signifikan. Pada kolom koefisien tidak terdapat item yang muatan faktornya negatif. Secara keseluruhan tidak ada item yang dieliminasi.

DISKUSI

Hasil uji validitas konstruk terhadap instrumen moral disengagement dengan menggunakan pendekatan confirmatory factor analysis mengungkapkan bahwa setelah dilakukan pembebasan korelasi antar item sehingga diperoleh hasil 4 item dari 5 item keseluruhan yang ada bersifat unidimensional atau dengan kata lain hanya mengukur satu faktor saja, yakni cognitive restructuring, 3 item keseluruhan mengukur minimizing agency, 4 item keseluruhan mengukur distortion of negative consequences, dan 6 item keseluruhan mengukur blaming/dehumanizing the victim. Dapat disimpulkan bahwa model satu faktor yang dibuat berdasarkan teori moral disengagement berdasarkan empat mekanismenya seperti yang dikemukakan oleh Hymel, et.el., (2005) ini dapat diterima. Hal ini dikarenakan 17 item dalam instrumen ini memenuhi kriteria–kriteria sebagai item yang baik, yaitu (1) memiliki muatan faktor positif, (2) valid (signifikan

70

t > 1.96), dan (3)


memiliki korelasi antar-kesalahan pengukuran item yang dapat ditoleransi dengan kata lain item tersebut bersifat unidimensional.

DAFTAR PUSTAKA Bandura, A., Barbaraneli, C., Caprara, G., & Pastoreli, C. (1996). Mechanisms of moral disengagement in the exercise of moral agency. Personality and Social Psychology Review, 71, 364-374 Bandura, A. (1999). Moral disengagement in the perpetration of inhumanities. Personality and Social Psychology Review, 3(3), 193-209. Lawrence Erlbaum Associates: Inc. Stanford University. Detert, J.R., Trevino, L.K., & Sweitzer, V.L. (2008). Moral disengagement in ethical decision making: A study of antecedences and outcomes. Journal of Applied Psychology, 93(2), 374-391 Hymel, S., Henderson, N.R., & Bonanno, R.A. (2005). Moral disengagement: A framework for understanding bullying among adolescents. Journal of Social Science. Special Issue no. 8, 1-11 South, C. R., & Wood, J. (2006). Bullying in prisons: The importance of perceived social status, prisonization, and moral disengagement. Agressive Behavior, 32, 490-501. Umar, J. (2012). Analisis faktor. Modul perkuliahan. Fakultas Psikologi. UIN Jakarta. Tidak dipublikasikan.

71

72


UJI VALIDITAS KONSTRUK LEADER MEMBER EXCHANGE – MULTIDIMENSIONAL MEASURE (LMX-MDM) Jonny Pranata HEPI Jakarta [email protected]

Abstract This study tested construct validity of LMX-MDM (leader member exchangemultidimensional measure). LMX (leader member exchange) has four dimensions, and those are affect, loyalty, contribution, and professional respect with 24 items. Test was conducted on 120 workers in one of private company in Jakarta. Analysis method used in this study is Confirmatory Factor Analysis (CFA) using LISREL 8.70 software. Result of this study proves that all of the subscales are fit to measure one factor model. Keywords: Construct Validity, Leader Member Exchange, Affect, Loyalty, Contribution, Professional Respect

Abstrak Penelitian ini menguji validitas konstruk dari LMX-MDM (leader member exchangemulti-dimensional measure). LMX (leader member exchange) memiliki empat dimensi yaitu affect, loyalty, contributions, dan professional respect dengan jumlah item sebanyak 24 item. Pelaksanaan tes dilakukan pada karyawan salah satu perusahaan swasta di Jakarta berjumlah 120 orang. Metode analisis yang digunakan dalam penelitian ini adalah CFA (confimatory factor analysis) dengan bantuan software lisrel 8.70. Hasil pengujian membuktikan bahwa semua subskala fit (sesuai) mengukur model satu faktor. Kata Kunci: Validitas Konstruk, Interaksi Pemimpin dan Anggota, Afeksi, Kesetiaan, Kontribusi, Penghormatan Secara Professional

Diterima: 14 September 2015

Direvisi: 20 Oktober 2015

Disetujui: 28 Oktober 2015

73

UJI VALIDITAS KONSTRUK LEADER MEMBER EXCHANGE

PENDAHULUAN

Pada Era Globalisasi saat ini kemajuan teknologi dan perkembangan ekonomi sangatlah cepat. Seiring dengan kemajuan dan perkembangan tersebut, tingkat persaingan antar perusahaan pun ikut mengalami peningkatan. Hal ini memaksa perusahaan untuk mengembangkan semua usahanya semaksimal mungkin, serta mempertahankan kondisi perusahaan agar selalu dapat berjalan efektif dan efisien (Indrawati, 2010). Dalam upaya mempertahankan perusahaan agar selalu dapat berjalan efektif dan efisien, perusahaaan berupaya untuk meningkatkan kinerja karyawannya. Kinerja karyawan merupakan suatu potensi yang harus dimiliki oleh setiap karyawan untuk melaksanakan setiap tugas dan tanggung jawab yang diberikan perusahaan kepada karyawan. Dengan kinerja yang baik maka setiap karyawan dapat menyelesaikan segala beban perusahaan dengan efektif dan efisien. Sehingga masalah yang terjadi pada perusahaan dapat teratasi dengan baik (Marlina, 2012). Pada penilaian kinerja karyawan nantinya juga akan terlihat jelas tinggi rendahnya kinerja seorang karyawan. Tinggi rendahnya kinerja seorang karyawan itu dipengaruhi oleh banyak faktor, diantaranya LMX (leader member exchange). Yukl (2006) mendefinisikan LMX sebagai bagaimana seorang pemimpin mengembangkan hubungan timbal balik dengan bawahan dari waktu ke waktu sebagai dua pihak yang saling mempengaruhi dan berbagi peran dalam suatu organisasi. M. Ozer ( dalam Robbins & Judge, 2013) telah melakukan penelitian pada 287 perusahaan pengembang software dan 164 supervisi. Hasil penelitiannya adalah LMX memiliki dampak yang kuat dalam mempengaruhi kinerja karyawan. Sejalan dengan penelitian yang dilakukan oleh Gerstner dan Day (1997) bahwa ada pengaruh yang signifikan antara LMX terhadap kinerja karyawan. Berdasarkan pemikiran tersebut, LMX adalah bagian penting dalam 74


Psikologi Industri yang perlu dikembangkan.

Salah satu cara untuk

mengembangkannnya adalah dengan menyediakan alat ukur yang sudah teruji validitasnya. Setelah membaca beberapa literatur, peneliti menemukan dua alat skala baku LMX (leader member exchange), yaitu: 1. LMX-MDM yang dibuat oleh Liden dan Maslyn (1998) berjumlah 11 item. Secara teoritis LMX-MDM adalah instrumen LMX (leader member exchange) yang secara khusus mengukur empat dimensi, yaitu affect, loyalty, contributions, dan professional respect. 2. LMX-7 yang dibuat oleh Graen dan Uhl-Bien (1995) berjumlah 7 item. Secara teoritis LMX-7 adalah instrumen LMX (leader member exchange) yang secara khusus mengukur tiga dimensi, yaitu respect, trust dan obligation.

Pada kesempatan kali ini peneliti memilih alat ukur LMX-MDM untuk diuji validitasnya. Peneliti mengadaptasi dan memodifikasi skala baku LMXMDM yang dibuat oleh Liden dan Maslyn (1998) berjumlah 11 item. Peneliti menambahkan menjadi 24 item untuk mengantisipasi item yang akan dieliminasi atau tidak valid.

Kajian Teori Dasar pemikiran teori LMX (leader member exchange) menunjukkan bahwa para pemimpin tidak mengembangkan hubungan yang sama kepada setiap bawahannya, tetapi pemimpin mengembangkan tipe hubungan yang berbeda dengan para bawahannya (Liden dan Maslyn, 1998). Menurut Liden dan Maslyn (1998) LMX bersifat multidimensi dengan empat dimensi, yaitu: 1. Affect Saling mempengaruhi satu sama lain antara atasan dan bawahan berdasarkan pada daya tarik interpersonal tidak hanya dari nilai profesional pekerja, yang 75


nantinya terbentuk suatu hubungan pribadi yang saling bermanfaat (misalnya persahabatan). 2. Loyalty Ekspresi dan ungkapan untuk mendukung penuh terhadap tujuan dan karakter pribadi anggota lainnya dalam hubungan timbal balik pimpinan dan bawahan. Loyalitas melibatkan kesetiaan kepada individu yang umumnya konsisten dari situasi ke situasi. 3. Contributions Persepsi tentang kegiatan yang berorientasi pada tugas di tingkat tertentu antara setiap anggota untuk mencapai tujuan bersama. 4. Professional respect Persepsi sejauh mana setiap hubungan timbal balik telah memiliki dan membangun reputasi didalam atau luar organisasi. Persepsi ini mungkin didasarkan pada data historis mengenai orang tersebut, seperti: pengalaman pribadi dengan individu; komentar yang dibuat orang lain didalam atau diluar organisai, dan penghargaan atau pengakuan professional lainnya yang dicapai. Jadi ada kemungkinan, persepsi tentang rasa hormat pada seseorang telah ada sebelum bekerja atau sesudah bertemu dengan seseorang tersebut.

Deskripsi Instrumen LMX-MDM

(leader

member

exchange-multi-dimensional

measure)

dikembangkan oleh Liden dan Maslyn (1998) berjumlah 11 item, yang terdiri dari affect (3 item), loyalty (3 item), contributions (2 item), dan professional respect (3 item). Peneliti memodifikasi menjadi 24 item untuk mengantisipasi adanya item yang akan dieliminasi / tidak valid. Sehingga dalam penelitian ini masing-masing dimensi terdiri dari enam item dan keseluruhan item bersifat favorable.

76


Tabel 1 Item-item LMX-MDM (Leader Member Exchange-Multi-Dimensional Measure) No. 1. 2.

3.

4.

Item I like my manager very much as a person. My manager would defend me to others in the organization if I made an honest mistake. I do work for my manager that goes beyond what is specified in my job description. I respect my manager’s knowledge of and competence on the job.

Strongly disagree

Strongly agree

1

2

3

4

5

6

7

1

2

3

4

5

6

7

1

2

3

4

5

6

7

1

2

3

4

5

6

7

Dikarenakan adanya perbedaan bahasa yang digunakan oleh subjek dalam penelitian ini, peneliti melakukan proses adaptasi terlebih dahulu terhadap instrumen pengukuran tersebut. Adapun contoh dari hasil adaptasi sebagai berikut:

Tabel 2 Item-Item Leader Member Exchange-Multi-Dimensional Measure (Adaptasi) No. 1. 2. 3. 4.

Item Saya menyukai atasan saya sebagai seorang pribadi. Atasan saya akan membela saya jika melakukan kesalahan yang tidak sengaja. Saya siap bekerja untuk atasan saya meskipun lebih dari yang ditentukan. Saya menghormati pengetahuan dan kompetensi yang dimiliki atasan saya dalam pekerjaannya.

SS

S

TS

STS

Peneliti melakukan modifikasi pada skala model likert, dimana pada skala aslinya menggunakan skala model likert dengan rentangan tujuh poin dimodifikasi menjadi rentang skala empat poin, yaitu “SS” (sangat setuju), “S” (setuju), “TS” (tidak setuju) dan “STS” (sangat tidak setuju). Hal tersebut bertujuan untuk mempermudah subjek penelitian dalam merespon item. 77


Banyaknya alternatif pilihan jawaban yang ada akan mempersulit subjek penelitian dalam menentukan jawaban dari item. Kemudian hasil skor respon tersebut dihitung dengan proporsi item yang telah ditentukan sebagai berikut: SS = 4, S = 3, TS = 2, STS = 1.

METODE

Dalam rangka uji validitas konstruk pada instrumen LMX-MDM (leader member exchange-multi-dimensional measure), peneliti menggunakan metode CFA (confimatory factor analysis). Adapun pengujian analisis CFA seperti ini dilakukan dengan menggunakan software LISREL 8.70 (Joreskog dan Sorbom, 1999). Adapun logika dari CFA menurut Umar (2011): 1. Ada sebuah konsep atau trait yang didefinisikan secara operasional sehingga dapat disusun pertanyaan atau pernyataan untuk mengukurnya. Trait ini disebut faktor, sedangkan pengukuran terhadap faktor ini dilakukan melalui analisis terhadap respon atas item-itemnya. 2. Diteorikan setiap item hanya mengukur satu faktor juga. Artinya baik item maupun subskala bersifat unidimensional. 3. Dengan data yang tersedia dapat digunakan untuk mengestimasi matriks korelasi antar item yang seharusnya diperoleh jika memang unidimensional. Matriks korelasi ini disebut sigma (∑), kemudian dibandingkan dengan matriks dari data empiris, yang disebut matrik S. jika teori tersebut benar (unidimensional) maka tentunya tidak ada perbedaan antara matriks S – matriks ∑ atau bisa juga dinyatakan dengan S- ∑ = 0. 4. Pernyataan tersebut dijadikan hipotesis nihil yang kemudian diuji dengan chi square. Jika hasil tidak signifikan P-value > 0,05, maka hipotesis nihil tersebut “tidak ditolak”. Artinya teori unidimensionalitas tersebut dapat diterima bahwa item hanya mengukur satu faktor saja.

78


5. Jika model fit, maka langkah selanjutnya menguji apakah item signifikan atau tidak mengukur apa yang hendak diukur, dengan menggunakan t-test. Jika hasil t-test tidak signifikan (sig.<1,96) maka item tersebut tidak signifikan dalam mengukur apa yang hendak diukur, bila perlu item yang demikian dieliminasi. 6. Selanjutnya apabila dari hasil CFA terdapat item yang koefisien muatan faktornya negatif, maka item tersebut harus dieliminasi. Berarti item tersebut mengukur hal yang berlawanan dengan apa yang hendak diukur. Namun demikian perlu diperiksa kembali apakah item tersebut berupa item negatif (unfavorable). Untuk item yang unfavorable sebelum analisis CFA dilakukan.

Populasi pada penelitian ini adalah karyawan/staff kantor pusat PT. Veneta Indonesia yang berjumlah 200 karyawan. Kantor pusat PT. Veneta Indonesia beralamat di jalan Mangga Dua Abdad 5H Jakarta Pusat, Indonesia 10730. Telepon (021) 6123124 dan Fax (021) 6256269, (021) 6256237. Pada awalnya, peneliti mengambil data pada semua anggota populasi namun sebagian tidak diisi dengan lengkap sehingga hanya 120 data yang dapat diolah.

HASIL

Affect Peneliti menguji apakah 6 item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur affect. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 21,21 df = 9, p-value = 0,01177, RMSEA = 0,107. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. Maka, diperoleh model fit dengan chi-square = 8,01, df = 8, p-value = 0,43278, RMSEA = 0,003. Nilai chi-square menghasilkan p-value > 0,05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu 79


faktor (unidimensional) dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu affect. Seperti pada gambar 1.

Gambar 1 Path diagram dimensi affect

Selanjutnya, peneliti melihat apakah signifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur atau tidak sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Oleh karena itu perlu dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3.

80


Tabel 3 Muatan Faktor Item Dimensi

No Item

Lambda

Std. Eror

T-Value

Sig

Affect Chi-square=8,01 df=8 P_value=0,43

3

0,77

0,11

7,32

√

6

0,51

0,09

5,54

√

10

0,34

0,09

3,71

√

13

0,60

0,09

6,52

√

20

0,39

0,09

4,17

√

23

0,81

0,10

7,78

√

2

0,56

0,10

5,89

√

5

0,72

0,09

7,91

√

9

0,61

0,09

6,44

√

15

0,35

0,10

3,48

√

22

0,68

0,09

7,40

√

24

0,59

0,09

6,24

√

4

0,71

0,10

7,27

√

7

0,46

0,09

4,98

√

11

0,28

0,09

2,94

√

14

0,62

0,09

6,98

√

17

0,59

0,09

6,48

√

18

0,73

0,10

7,47

√

1

0,37

0,10

3,65

√

8

0,36

0,10

3,53

√

12

0,56

0,12

4,54

√

16

0,72

0,12

6,04

√

19

0,53

0,10

5,27

√

21

0,53

0,10

5,27

√

Loyalty Chi-square=12,95 df=8 P_value=0,11

Contributions Chi-square=8,98 df=6 P_value=0,17

Profesional Respect Chisquare=8,51 df=7 P_value=0,29

Keterangan : tanda √ = signifikan (t > 1,96) , X = tidak signifikan

Dari tabel 3, jika dilihat berdasarkan pada t-value setiap item dikatakan signifikan, karena memiliki nilai koefisien (t>1,96) dan koefisien muatan faktor yang positif. Hal ini menunjukkan bahwa tidak ada item yang dieliminasi.

81


Loyalty Peneliti menguji apakah 6 item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur loyalty. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 26,64, df = 9, p-value = 0,00160, RMSEA = 0,128. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. Maka, diperoleh model fit dengan chi-square = 12,95, df = 8, p-value = 0,11364, RMSEA = 0,072. Nilai chi-square menghasilkan p-value > 0,05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu loyalty. Seperti pada gambar 2.

Gambar 2 Path Diagram Loyalty

Selanjutnya, peneliti melihat apakah signifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur atau tidak sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Oleh karena itu perlu dilakukan pengujian 82


hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3. Dari tabel 3, jika dilihat berdasarkan pada t-value, setiap item dikatakan signifikan karena memiliki nilai koefisien (t>1,96) dan koefisien muatan faktor yang positif. Hal ini menunjukkan bahwa tidak ada item yang dieliminasi.

Contributions Peneliti menguji apakah 6 item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur contributions. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 53,16, df = 9, p-value = 0,00000, RMSEA = 0,203. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. Maka, diperoleh model fit dengan chi-square = 8,98, df = 6, p-value = 0,17444, RMSEA = 0,065. Nilai chi-square menghasilkan p-value > 0,05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu contributions.

83


Gambar 3 Path Diagram Contributions

Selanjutnya, peneliti melihat apakah signifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur atau tidak sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Oleh karena itu perlu dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3. Dari tabel 3, jika dilihat berdasarkan pada t-value, setiap item dikatakan signifikan karena memiliki nilai koefisien (t>1,96) dan koefisien muatan faktor yang positif. Hal ini menunjukkan bahwa tidak ada item yang dieliminasi.

Professional Respect Peneliti menguji apakah 6 item yang ada bersifat unidimensional, artinya benar hanya mengukur professional respect. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor, ternyata tidak fit, dengan chi-square = 32,20, df = 9, p-value = 0,00018, RMSEA = 0,147. Oleh karena itu, peneliti melakukan 84


modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. Maka, diperoleh model fit dengan Chi – Square = 8,51, df = 7, p-value = 0,28938, RMSEA = 0,043. Nilai chisquare menghasilkan P-value > 0,05 (tidak signifikan), yang artinya model dengan satu faktor (unidimensional) dimana seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu professional respect. Seperti pada gambar 4.

Gambar 4 Path Diagram Professional Respect

Selanjutnya, peneliti melihat apakah signifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur atau tidak sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu dieliminasi atau tidak. Oleh karena itu perlu dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor. Pengujiannya dilakukan dengan melihat t-value bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3. 85


Dari tabel 3, jika dilihat berdasarkan pada t-value, setiap item dikatakan signifikan karena memiliki nilai koefisien (t>1,96) dan koefisien muatan faktor yang positif. Hal ini menunjukkan bahwa tidak ada item yang dieliminasi.

DISKUSI

Hasil uji validitas konstruk terhadap instrumen LMX-MDM (leader member exchange-multi-dimensional

measure)

dengan

menggunakan

pendekatan

confirmatory factor analysis (CFA) mengungkapkan bahwa seluruh item bersifat unidimensional, artinya hanya mengukur satu faktor saja. Dapat disimpulkan bahwa model satu faktor pada seluruh item yang diteorikan oleh instrumen LMX-MDM (leader member exchange-multi-dimensional measure) diterima. Hal ini dikarenakan dari seluruh item dikatakan valid dan bersifat unidimensional atau hanya mengukur satu faktor saja. Kriteria sebagai item yang baik, yaitu (1) memiliki muatan faktor positif, (2) valid (signifikan, t>1,96), dan (3) memiliki korelasi antar kesalahan pengukuran yang tidak lebih dari tiga atau dengan kata lain item tersebut bersifat unidimensional.

DAFTAR PUSTAKA Gerstner, Charlotte R. & Day, David V. (1997). Meta-analytic review of leader member exchange theory: correlates and construct issues. Journal of Applied Psychology, vol. 82, No.6, 827-844. Graen, George, B.,Uhl-Bien, Mary. (1995). Relationship-based approach to leadership: development of leader-member exchange (LMX) theory of leadership over 25 years: applying a multi-level multi-domain perspective. Leadership Quarterly, 6:2, pp. 219-247. Liden, Robert C. & Maslyn, John M. (1998). Multidimensionality of leadermember exchange: an empirical assessment through scale development. Journal of Management 1998. vol. 24, No. 1, 43-72. Robbins, Stephen P. & Judge, Timothy A. (2013). Organizational behavior global edition. 15th Ed. England: Pearson. Umar, J. (2011). Bahan ajar psikometri. Tidak dipublikasikan. Yukl, Gary. (2006). Leadership in organization. New Jersey: Pearson. 86


UJI VALIDITAS KONSTRUK INSTRUMEN ORGANIZATIONAL COMMITMENT QUESTIONNAIRE (OCQ) DENGAN METODE CONFIRMATORY FACTOR ANALYSIS (CFA) Syifa Fauziah HEPI Banten [email protected]

Abstract Organizational commitment is a psychological construct which is the characteristic of peer relationship with the organization and have the implication toward individual decisions to continue their membership in the organization (Meyer & Allen, 1991). Organizational commitment consist of 3 dimensions: affective commitment, normative organization, and continuance commitment. Standard instrument that used to measure the 3 dimension of organizational commitment is the aspect of organizational commitment from Allen and Meyer (1990). The objective of this research is to test the construct validity of the instrument. The data of this research collected from 216 high school teachers in Bekasi. Confirmatory factor analysis method was used with LISREL 8.70. The results showed that all 24 items is unidimensional. That means, all the items just measure one factor, so the one factor model that have been theorized by Allen and Meyer (1990) can be accepted. Keywords: Construct Validity Test, Organizational Commitment, Affective Commitment, Continuance Commitment, Normative Commitment

Abstrak Komitmen organisasi merupakan suatu konstruk psikologis yang merupakan karakteristik hubungan anggota dengan organisasinya dan memiliki implikasi terhadap keputusan individu untuk melanjutkan keanggotaannya dalam berorganisasi (Meyer dan Allen, 1991). Terdapat tiga dimesi dari komitmen organisasi yaitu, komitmen afektif, komitmen normatif dan komitmen kontinuitas. Instrumen baku yang digunakan untuk mengukur tiga dimensi komitmen organisasi yang dibuat menggunakan aspek komitmen organisasi dari Allen dan Meyer (1990). Penelitian ini bertujuan untuk menguji validitas kostruk instrumen tersebut. Data dalam penelitian ini diperoleh dari guru SMA Negeri di Bekasi yang berjumlah 216 orang. Metode yang digunakan untuk mengujinya adalah analisis faktor konfirmatorik menggunakan software LISREL 8.70. Hasil penelitian menunjukkan bahwa seluruh item yang berjumlah 24 item bersifat unidimensional. Artinya seluruh item hanya mengukur satu faktor saja sehingga model satu faktor yang diteorikan oleh Allen dan Meyer (1990) dapat diterima. Kata Kunci: Uji Validitas Konstruk, Komitmen Organisasi, Komitmen Afektif, Komitmen Kontinuitas, Komitmen Normatif Diterima: 23 Juli 2015

Direvisi: 31 Agustus 2015


87

UJI VALIDITAS KONSTRUK INSTRUMEN ORGANIZATIONAL COMMITMENT

PENDAHULUAN

Kesuksesan perusahaan atau organisasi sangat bergantung pada karyawan. Salah satu aspek yang penting dari karyawan adalah komitmennya terhadap perusahaan tersebut. Dengan adanya komitmen yang tinggi, individu akan dengan senang hati melakukan pekerjannya, dan membuat mereka terlibat secara langsung atas kelangsungan organisasi. Meyer dan Allen (1991) mendefinisikan komitmen dalam berorganisasi sebagai suatu konstruk psikologis yang merupakan karakteristik hubungan anggota dengan organisasinya dan memiliki implikasi terhadap keputusan individu untuk melanjutkan keanggotaannya dalam berorganisasi. Berdasarkan definisi tersebut anggota yang memiliki komitmen terhadap organisasinya akan lebih dapat bertahan sebagai bagian dari organisasi dibandingkan anggota yang tidak memiliki komitmen terhadap organisasi. Mowday et, al. (1979) mendefiniskan komitmen organisasi sebagai keinginan kuat untuk tetap sebagai anggota organisasi tertentu, keinginan untuk berusaha keras demi kepentingan organisasi, serta keyakinan yang kuat dalam menerima nilai dan tujuan organisasi. Menurut Robbins dan Judge (2013) komitmen organisasi adalah sampai mana seorang karyawan memihak sebuah organisasi serta tujuan-tujuan dan keinginannya untuk mempertahankan keanggotaannya dalam organisasi tersebut. Menurut O‟Rellyy dan Chatman (1986)

komitmen

organisasi

adalah

adanya

ikatan

psikologis

yang

menghubungkan individu terhadap organisasinya. Abbott et, al. (dalam Ekmekçi, 2011) berpendapat komitmen organisasi adalah adanya hubungan psikologis antara karyawan dan organisasi yang membuat kecil kemungkinan karyawan akan meninggalkan organisasi. Northcraft dan Neale (dalam Tella, Ayeni & Popoola, 2007) menyatakan komitmen organisasi adalah sikap yang mencerminkan loyalitas karyawan terhadap organisasi, dan proses yang berkelanjutan dimana anggota organisasi

88


mengekspresikan keprihatinan mereka terhadap organisasi dan peduli akan kesuksesan dan kesejahteraan organisasinya. Dari beberapa pengertian komitmen organisasi diatas dapat disimpulkan bahwa komitmen organisasi merupakan kondisi psikologis seseorang yang merupakan hasil dari sikap dan hubungannya terhadap organisasi serta berimplikasi pada kinerja dan keputusan untuk menetap di organisasi. Allen dan Meyer (1990) mengemukakan tiga komponen tentang komitmen organisasi: 1. Komitmen afektif (affective commitment) terjadi apabila pegawai ingin menjadi bagian dari organisasi karena adanya ikatan emosial (emotional attachment). Jadi karena dia memang menginginkan (want to). 2. Komitmen kontinuitas (continuance commitment) muncul apabila pegawai tetap bertahan pada suatu organisasi karena membutuhkan gaji dan keuntungan-keuntungan lain, atau pegawai bertahan dalam organisasi karena mereka butuh (need to) melakukan hal tersebut karena tidak adanya pilihan lain. 3. Komitmen normatif (normative commitment) timbul dari nilai-nilai diri pegawai. Pegawai bertahan menjadi anggota organisasi karena ada kesadaran bahwa berkomitmen terhadap organisasi merupakan hal yang memang seharusnya dilakukan. Jadi karena dia merasa berkewajiban (ought to). Allen dan Meyer (1990) menegaskan bahwa seseorang bisa mempunyai pemahaman yang lebih bagus mengenai hubungan pegawai dengan organisasi ketika ke-tiga bentuk komitmen dipertimbangkan bersama-sama.

Deskripsi Mengenai Instrumen Allen dan Mayer (1990) mengukur komitmen organisasi menggunakan skala Organizational Commitment Questionnaire (OCQ) yang dikembangkan untuk mengukur komitmen organisasi. Skala ini

terdiri dari tiga dimensi, yaitu

affective commitment scale (ACS), normative commitment scale (NCS), dan continuance commitment scale (CCS). Skala Allen dan Mayer (1990) adalah skala yang terperinci mengukur setiap komponen komitmen (afektif, kontinuitas, 89


normatif) dan lebih banyak digunakan khususnya di bidang industri dan organisasi. Instrumen ini terdiri dari 24 item dimana terdapat 8 item pada komitmen afektif, 8 item pada komitmen normatif dan 8 item pada komitmen kontinuitas. Item-item dalam skala Organizational Commitment Questionnaire (OCQ) terdiri dari pernyataan positif (favorable) dan pernyataan negatif (unfavorable). Alat ukur akan disajikan dalam bentuk rating scale yang mana pernyataan diikuti oleh kolom-kolom yang menunjukkan tingkatan mulai dari Sangat Setuju (SS), Setuju (S), Tidak Setuju (TS), hingga Sangat Tidak Setuju (STS). Setiap kategori memiliki nilai sebagai berikut ini:

Tabel 1 Skor Penilaian Organizational Commitment Questionnaire (OCQ) Alternatif Jawaban

Item Fav 4 3 2 1

SS (Sangat Setuju) S (Setuju) TS (Tidak Setuju) STS (Sangat Tidak Setuju)

Unfav 1 2 3 4

METODE

Untuk menguji validitas alat ukur yang digunakan dalam penelitian ini, penulis menggunakan Confirmatory Factor Analysis (CFA) dengan software LISREL 8.70 (Joreskorg dan Sorbom, 2004). Adapun langkah-langkah yang dilakukan adalah (Umar, 2011): 1. Dilakukan uji CFA dengan model uni dimensional (satu faktor) dan dilihat nilai chi-square yang dihasilkan. Jika nilai chi-square tidak signifikan (p > 0,05) berarti semua item telah mengukur sesuai dengan yang diteorikan, yaitu mengukur satu faktor saja, jika terjadi maka analisis dilanjutkan ke langkah selanjutnya, yaitu melihat muatan faktor pada masing-masing item. Namun jika nilai chi-square signifikan (p < 0,05), maka diperlukan 90


modifikasi terhadap model pengukuran yang diuji sesuai langkah kedua berikut ini. 2. Jika nilai chi-square signifikan, maka dilakukan modifikasi model pengukuran dengan cara mengestimasi korelasi antar kesalahan pengukuran pada beberapa item yang mungkin bersifat multidimensional. Ini berarti bahwa selain suatu item mengukur konstruk yang diniati ingin diukur (sesuai teori), juga dapat dilihat apakah item tersebut mengukur hal yang lain (mengukur lebih dari satu hal). Jika setelah beberapa kesalahan pengukuran disebabkan untuk saling berkorelasi dan akhirnya diperoleh model terakhir inilah yang akan digunakan pada langkah selanjutnya. 3. Setelah diperoleh model pengukuran yang fit unidimensional (satu faktor) maka dilihat apakah ada item yang muatan faktornya negatif. Jika ada, item tersebut harus didrop (tidak diikutsertakan dalam skoring). 4. Dengan menggunakan SPSS dan model unidimensional (satu faktor) kemudian dihitung (diestimasi) nilai skor faktor (true score) bagi setiap orang untuk variabel yang bersangkutan. Dalam hal ini yang dianalisis faktor hanya item yang baik saja (tidak dieliminasi). 5. Setelah didapatkan skor faktor yang telah diubah menjadi t-score, nilai baku inilah yang akan dianalisis dalam uji hipotesis korelasi dan regresi. Langkahlangkah ini berlaku untuk semua variabel pada penelitian ini.

Adapun kriteria item yang baik dalam CFA yaitu: 1. Melihat signifikan tidaknya item tersebut mengukur faktornya dengan melihat nilai t bagi koefisien muatan faktor item. Perbandingannya adalah jika t > 1,96 maka item tersebut tidak akan didrop dan sebaliknya. 2. Melihat koefisien muatan faktor dari item. Jika item tersebut sudah diskor dengan favorable (pada skala likert 1 – 4), maka nilai koefisien muatan faktor harus bermuatan positif, dan sebaliknya. Apabila item favorable, namun koefisien muatan faktor item bernilai negatif, maka item tersebut akan dieliminasi dan sebaliknya. 91


HASIL

Skala Komitmen Afektif Penguji mengukur apakah delapan item yang ada bersifat unidimensional, artinya hanya mengukur komitmen afektif. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor (unidimensional), ternyata data tidak fit, dengan chi-square = 166,70, df = 20, p-value = 0,00000, RMSEA = 0,185. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. seperti gambar 1 berikut ini:

Gambar 1 Analisis Faktor Konfirmatorik Komitmen Afektif

Dari gambar 1 diatas, maka diperoleh model fit dengan nilai chi-square = 13,68, df = 8 , p-value = 0,09049, RMSEA = 0,057 yang artinya dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu komitmen afektif. Selanjutnya, peneliti melihat apakah siginifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu 92


dieliminasi atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujian dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 2 berikut.

Tabel 2 Muatan Faktor Item Komitmen Afektif No. Item Koefisien Standar Error Nilai t KA1 -0,01 0,07 -0,11 KA2 0,44 0,07 6,23 KA3 0,48 0,07 6,79 KA4 0,71 0,07 9,76 KA5 0,96 0,07 12,9 KA6 0,19 0,07 2,63 KA7 0,07 0,07 0,93 KA8 0,26 0,07 3,73 Keterangan : tanda √ = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

Keterangan X √ √ √ √ √ X √

Dari tabel diatas, pada dasarnya variabel komitmen afektif memiliki delapan item, namun karena item ke satu bernilai negatif dan t < 1,96 maka item nomor satu dieliminasi dan tidak diikutkan dalam analisis. Pada tabel 3.8 dapat dilihat bahwa terdapat satu item yang memiliki nilai t < 1,96 yakni item nomor tujuh, sehingga item tersebut dieliminasi. Pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi, namun tidak ada item yang memiliki korelasi lebih dari tiga. Oleh karena itu, terdapat dua item yang dieliminasi.

Skala Komitmen Normatif Penguji mengukur apakah delapan item yang ada bersifat unidimensional, artinya hanya mengukur komitmen normatif. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor (unidimensional), ternyata data tidak fit, dengan chi-square = 120,08, df = 20, p-value = 0,00000, RMSEA = 0,153. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan

93


pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. seperti gambar 2 berikut ini:

Gambar 2 Analisis Faktor Konfirmatorik Komitmen Normatif Dari gambar 2 diatas, maka diperoleh model fit dengan maka diperoleh model fit dengan nilai chi-square = 18,33, df = 11, p-value = 0,07422, RMSEA = 0,056 yang artinya dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu komitmen normatif. Selanjutnya, peneliti melihat apakah siginifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu di drop atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujian dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 3 berikut.

94


Tabel 3 Muatan Faktor Item Komitmen Normatif No. Item

Koefisien

KN1 KN2 KN3 KN4 KN5 KN6 KN7 KN8

0,57 0,74 -0,05 0,39 0,74 0,07 0,35 0,24

Standar Error 0,08 0,09 0,08 0,07 0,09 0,07 0,07 0,07

Nilai t

Keterangan

7,35 8,12 -0,56 5,20 7,91 0,93 4,70 3,31

√ √ X √ √ X √ √

Keterangan : tanda √ = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

Dari tabel di atas, dapat dilihat bahwa item nomor tiga dan enam memiliki nilai t < 1,96. Selain itu koefisien pada item nomor tiga juga bernilai negatif. Pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi, namun tidak ada item yang memiliki korelasi lebih dari tiga. Oleh karena itu, item nomor tiga dan enam yang dieliminasi.

Skala Komitmen Kontinuitas Penguji mengukur apakah delapan item yang ada bersifat unidimensional, artinya hanya mengukur komitmen kontinuitas. Dari hasil analisis CFA yang dilakukan dengan model satu faktor (unidimensional), ternyata data tidak fit, dengan chi-square = 87,95, df = 20, p-value = 0,00000, RMSEA = 0,126. Oleh karena itu, peneliti melakukan modifikasi terhadap model, dimana kesalahan pengukuran pada beberapa item dibebaskan berkorelasi satu sama lainnya. seperti gambar 3 berikut ini:

95


Gambar 3 Analisis Faktor Konfirmatorik Komitmen Kontinuitas

Dari gambar 3 diatas, maka diperoleh model fit dengan nilai chi-square = 18,72, df = 16 , p-value = 0,28337, RMSEA = 0,028 yang artinya dengan satu faktor (unidimensional) dapat diterima bahwa seluruh item mengukur satu faktor saja yaitu komitmen kontinuitas. Selanjutnya, peneliti melihat apakah siginifikan item tersebut mengukur faktor yang hendak diukur, sekaligus menentukan apakah item tersebut perlu di drop atau tidak. Maka dilakukan pengujian hipotesis nihil tentang koefisien muatan faktor dari item. Pengujian dilakukan dengan melihat nilai t bagi setiap koefisien muatan faktor, seperti pada tabel 2 berikut.

96


Tabel 4 Muatan Faktor Item Komitmen Kontinuitas No. Item Koefisien Standar Error Nilai t KK1 0,29 0,06 4,60 KK2 0,66 0,07 9,90 KK3 1,03 0,07 14,81 KK4 0,39 0,07 5,97 KK5 0,32 0,06 4,99 KK6 0,23 0,06 3,63 KK7 -0,04 0,06 -0,68 KK8 0,42 0,09 4,72 Keterangan : tanda √ = signifikan (t > 1,96) ; X = tidak signifikan

Keterangan √ √ √ √ √ √ X √

Dari tabel diatas, dapat dilihat bahwa item nomor tujuh memiliki nilai t < 1,96 dan memiliki koefisien bermuatan negatif. Pada model pengukuran ini terdapat kesalahan pengukuran item yang saling berkorelasi, namun tidak ada item yang memiliki korelasi lebih dari tiga. Oleh karena itu, hanya item nomor tujuh yang dieliminasi.

DISKUSI

Hasil uji validitas konstruk terhadap instrumen komitmen organisasi yang diadaptasi dari Allen dan Mayer (1990) dengan menggunakan pendekatan confirmatory factor analysis mengungkapkan bahwa seluruh item bersifat unidimensional atau dengan kata lain hanya mengukur satu faktor saja. Terdapat lima item yang di drop dikarenakan t-value < 1,96 ataupun bermuatan negatif. Dapat disimpulkan bahwa model satu faktor yang diteorikan oleh Allen dan Mayer (1990) instrument ini dapat diterima. Hal ini dikarenakan 19 item instrumen ini memenuhi kriteria-kriteria sebagai item yang baik, yaitu (1) memiliki muatan faktor positif, (2) valid (signifikan, t >1,96), dan (3) hanya memiliki korelasi antar kesalahan pengukuran item yang tidak lebih dari tiga atau dengan kata lain item tersebut bersifat unidimensional.

97


DAFTAR PUSTAKA Allen & Meyer. (1990). The measurement and antecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology. 63, 1-18. Ekmekçi Küçükaslan. (2011). A study on involvement and commitment of employees in Turkey. Journal of Public Administration and Policy Research. Vol. 3. pp. 68-73. Meyer & Allen. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review. Vol. I, No. I. Mowday, Steers & Porter. (1979). The measurement of organizational commitment. Journal of Vocational Behavior. 14, 224-247. O'Reilly & Chatman. (1986). Organizational commitment and psychological attachment: The effects of compliance, identification, and internalization on prosocial behavior. Journal of Applied Psychology. Vol. 71, No. 3. Robbins Stephen P & Timothy A. Judge . (2013). Organization Behavior ed 15. Pearsons Education. Tella, Ayeni & Popoola. (2007). Work motivation, job satisfaction, and organisational commitment of library personnel in academic and research libraries in Oyo State, Nigeria. Library Philosophy and Practice. ISSN 1522-0222.

98

INDEKS Afeksi Analisis Faktor Konfirmatorik Distorsi Konsekuensi Negatif Fundamentalism Harga Diri Interaksi Pemimpin dan Anggota Kesetiaan Komitmen Afektif Komitmen Berkelanjutan Komitmen Kontinuitas Komitmen Normatif Komitmen Organisasi Kontribusi Menyalahkan/Melecehkan Korban Minimalisir Agensi Pelanggaran Moral Penghormatan Secara Professional Perasaan Mengenai Diri Sendiri Perasaan Mengenai Orang Lain dan Hubungan dengan Orang Lain Rasch model Struktur Ulang Kognitif Uji Validitas Konstruk Validitas Konstruk

PETUNJUK PENULISAN NASKAH BERKALA ILMIAH JP3I 1. Tulisan merupakan karya orisinil penulis (bukan plagiasi) dan belum pernah dipublikasikan atau sedang dalam proses publikasi pada media lain yang dinyatakan dengan surat pernyataan yang ditandatangani di atas materai Rp 6000; 2. Naskah berupa konseptual atau hasil penelitian; 3. Naskah dapat berbahasa Indonesia dan Inggris; 4. Naskah harus memuat informasi keilmuan dalam bidang Psikologi; 5. Aturan penulisan adalah sebagai berikut: a. Judul. Ditulis dengan huruf kapital, maksimum 12 kata diposisikan di tengah (centered); b. Nama penulis. Ditulis utuh, tanpa gelar, disertai afiliasi kelembagaan; c. Abstrak. Ditulis dalam bahasa Indonesia dan bahasa Inggris antara 100150 kata; d. Sistematika penulisan Naskah konseptual sistematika sebagai berikut: 1) Judul; 2) Nama penulis (tanpa gelar akademik), nama dan alamat afiliasi penulis, dan e-mail; 3) Abstrak ditulis dalam dua bahasa, yaitu bahasa Indonesia dan Inggris, antara 100-150 kata; 4) Kata-kata kunci, antara 2-5 konsep; 5) Pendahuluan; 6) Sub judul (sesuai dengan keperluan pembahasan); 7) Simpulan; dan 8) Pustaka acuan (hanya memuat sumber-sumber yang dirujuk). Kemudian untuk naskah hasil penelitian sebagai berikut: 1) Judul; 2) Nama penulis (tanpa gelar akademik, nama dan alamat afiliasi penulis dan e-mail; 3) Abstrak ditulis dalam dua bahasa, yaitu bahasa Indonesia dan bahasa Inggris antara 100-150 kata; 4) Kata kunci, antara 2-5 konsep; 5) Pendahuluan: berisi latar belakang; 6) Metode; 7) Pembahasan;

8) Simpulan; 9) Pustaka acuan (hanya untuk sumber-sumber yang dirujuk). e. Ukuran kertas yang digunakan adalah kertas HVS 70 gram, ukuran B5 ISO (17,6 x 25 cm), margin: atas 2,54 cm, bawah 2,54 cm, kiri 2,54 cm, dan kanan 2,54 cm. f. Panjang naskah antara 15 s.d 20 halaman, spasi 1, huruf Times New Roman, ukuran 11pt; g. Pengutipan kalimat: kutipan kalimat ditulis secara langsung apabila lebih dari empat baris dipisahkan dari teks dengan jarak satu spasi. Sedangkan kutipan kurang dari empat baris diintegrasikan dalam teks, dengan tanda apostrof ganda di awal dan di akhir kutipan. Setiap kutipan diberi nomor. Sistem pengutipan adalah bodynote; Penulisan bodynote ialah nama belakang penulis dan tahun. Contoh: Al Arif (2010) h. Pustaka acuan: daftar pustaka acuan ditulis sesuai urutan abjad, nama akhir penulis diletakkan di depan. Contoh: 1. Buku, contoh: Zdankiewicz, W. (2001). Religijnosc Polakow 1991-1998 [The religiousness of Poles 1991-1998]. Warsaw, Poland: Pax. 2. Jurnal, contoh: Brown, R. J., Condor, S., Matthews, A., Wade, G., & Willians, J. A. (1986). Explaining inter-group differentiation in an industrial organization. Journal of Occupational Psychology, 59, 273-286. doi: 10.111/j.2044-8325.1986.tb00230.x 3. Artikel yang dikutip dari internet, contoh: Day, M. (2009). Young Poles “rejecting” Catholicism. Daily Telegraph. Retrieved from http://www.telegraph.co.uk/news/newstopics/religion/5089758/Youn g-Poles-rejecting-Catholicism.html 4. Majalah, contoh: Rahmani, Ima. 2013 “Menyibak Tirai Perilaku”, dalam Republika, No.12/XXX111/20, 12 Juli 2013 5. Makalah dalam seminar, contoh: Rahmani, Ima. 2009. “Pengaruh Media Sosial pada Perkembangan Remaja,” makalah disampaikan dalam Seminar Sarasehan Psikologi diselenggarakan oleh TKIT dan SDIT Mardhatillah Sukoharjo Jawa Tengah, 7 November 2015 i. Simpulan: artikel ditutup dengan kesimpulan;

j.

Biografi singkat: biografi penulis mengandung unsur nama (lengkap dengan gelar akademik), tempat tugas, riwayat pendidikan formal (S1, S2, S3), dan Bidang keahlian akademik; k. Penggunaan bahasa Indonesia. Para penulis harus merujuk kepada ketentuan bahasa Indonesia yang baik dan benar berdasarkan EYD, antara lain: 1) Penulisan huruf kapital a) Huruf kapital atau huruf besar dipakai sebagai huruf pertama kata pada awal kalimat; b) Huruf kapital dipakai sebagai hurup pertama petikan langsung; c) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama ungkapan yang berhubungan dengan nama Tuhan dan nama kitab suci, termasuk ganti untuk Tuhan; d) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama unsur nama gelar kehormatan, keturunan, dan keagamaan yang diikuti nama orang; e) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama unsur nama jabatan dan pangkat yang diikuti nama orang atau yang dipakai sebagai pengganti nama orang, nama instansi, atau nama tempat; f) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama unsur-unsur nama orang; g) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama nama bangsa, suku bangsa-bangsa dan bahasa. Perlu diingat, posisi tengah kalimat, yang dituliskan dengan huruf kapital hanya huruf pertama nama bangsa, nama suku, dan nama bahsa; sedangkan huruf pertama kata bangsa, suku, dan bahasa ditulis dengan huruf kecil; h) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama nama tahun, bulan, hari, hari raya, dan peristiwa sejarah; i) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama nama khas dalam geografi; j) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama semua unsur nama negara, nama resmi badan/lembaga pemerintah dan ketatanegaraan, badan, serta ama dokumen resmi; k) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama setiap unsur bentuk ulang sempurna yang terdapat pada nama badan/lembaga; l) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama semua kata (termasuk semua unsur kata ulang sempurna) dalam penulisan nama buku, majalah, surat kabar, dan judul karangan, kecuali

kata seperti di, ke, dari, dan, dalam, yang, untuk yang tidak terletak pada posisi awal; m) Huruf kapital tidak dipakai sebagai huruf pertama kata penunjuk hubungan kekerabatan yang dipakai dalam penyapaan; n) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama unsur singkatan nama gelar, pangkat, dan sapaan; o) Huruf kapital dipakai sebagai huruf pertama kata ganti Anda. 2) Penulisan tanda baca titik (.) a) Tanda titik dipakai pada akhir kalimat yang bukan pertanyaan atau seruan. Tanda titik dipakai di belakang angka atau huruf pengkodean suatu judul bab dan subbab; b) Tanda titik dipakai untuk memisahkan angka, jam, menit, dan detik yang menunjukkan waktu dan jangka waktu; c) Tanda titik tidak dipakai untuk memisahkan bilangan ribuan atau kelipatannya yang tidak menunjukkan jumlah; d) Tanda titik dipakai di antara nama penulis, judul tulisan yang tidak berakhir dengan tanda tanya dan tanda seru, dan tempat terbit dalam daftar pustaka; e) Tanda titik dipakai untuk memisahkan bilangan ribuan atau kelipatannya; f) Tanda titik tidak dipakai pada akhir judul, misalnya judul buku, karangan lain, kepala ilustrasi, atau tabel; g) Tanda titik tidak dipakai di belakang (1) alamat pengirim atau tanggal surat atau (2) nama dan alamat penerima surat. 3) Penulisan tanda koma (,) a) Tanda koma dipakai di antara unsur-unsur dalam suatu perincian atau pembilangan; b) Tanda koma dipakai untuk memisahkan kalimat setara yang satu dari kalimat setara berikutnya yang didahului oleh kata seperti tetapi atau melainkan; c) Tanda koma dipakai untuk memisahkan anak kalimat dari induk kalimat jika anak kalimat itu mendahului induk kalimat; d) Tanda koma harus dipakai di belakang kata atau ungkapan penghubung antarkalimat yang terdapat pada awal kalimat, seperti oleh karena itu, jadi, lagi pula, meskipun begitu, akan tetapi;

4)

5)

6) 7)

e) Tanda koma dipakai untuk memisahkan kata seperti o, ya, wah aduh, kasihan dari kata yang lain yang terdapat di dalam kalimat; f) Tanda koma dipakai untuk memisahkan petikan langsung dari bagian lain dalam kalimat; g) Tanda koma dipakai di antara bagian-bagian dalam catatan kaki; h) Tanda koma dipakai di antara orang dan gelar akademik yang mengikutinya untuk membedakannya dari singkatan nama diri, keluarga, atau marga; i) Tanda koma dipakai untuk mengapit keterangan tambahan yang sifatnya tidak membatasi; j) Tanda koma dipakai untuk menghindari salah baca di belakang keterangan yang terdapat pada awal kalimat; k) Tanda koma tidak dipakai untuk memisahkan petikan langsung dari bagian lain yang mengiringinya dalam kalimat jika petikan langsung itu berakhir dengan tanda tanya atau tanda seru. Tanda titik koma (;) a) Tanda titik koma untuk memisahkan bagian-bagian kalimat yang sejenis dan setara; b) Tanda titik koma dipakai sebagai pengganti kata penghubung untuk memisahkan kalimat yang setara di dalam kalimat majemuk; c) Tanda titik koma dipakai untuk memisahkan unsur-unsur dalam kalimat kompleks yang tidak cukup dipisahkan dengan tanda koma demi memperjelas arti kalimat secara keseluruhan. Penulisan huruf miring a) Huruf miring dalam cetakan dipakai untuk menuliskan nama buku, majalah, dan surat kabar yang dikutip dalam karangan; b) Huruf miring dalam cetakan dipakai untuk menegaskan atau mengkhususkan huruf, bagian kata, atau kelompok kata; c) Huruf miring dalam cetakan dipakai untuk menuliskan kata ilmiah atau ungkapan asing, kecuali yang sudah disesuaikan ejaannya. Penulisan kata dasar Kata yang berupa kata dasar ditulis sebagai satu kesatuan. Penulisan kata turunan a) Imbuhan (awalan, sisipan, akhiran) ditulis serangkaian dengan kata dasarnya;

b) Jika bentuk dasar berupa gabungan kata, awalan, atau akhiran ditulis serangkaian dengan kata yang langsung mengikuti atau mendahuluinya; c) Jika bentuk dasar yang berupa gabungan kata mendapat awalan dan akhiran sekaligus, unsur gabungan kata itu ditulis serangkai. 8) Bentuk ulang Bentuk ulang ditulis secara lengkap dengan menggunakan tanda hubung. 9) Gabungan kata a) Gabungan kata yang lazim disebutkan kata majemuk, termasuk istilah khusus, unsur-unsurnya ditulis terpisah; b) Gabungan kata, termasuk istilah khusus, yang mungkin menimbilkan salah pengertian dapat ditulis dengan tanda hubung untuk menegaskan pertalian unsur yang berkaitan; c) Gabungan kata berikut ditulis serangkai karena hubungannya sudah sangat padu sehingga tidak dirasakan lagi sebagai dua kata; d) Jika salah satu unsur gabungan kata hanya dipakai dalam kombinasi, gabungan kata itu ditulis serangkai. 10) Kata ganti ku, kau, mu, dan nya Kata ganti ku dan kau sebagai bentuk singkat kata aku dan engkau, ditulis serangkai dengan kata yang mengikutinya. 11) Kata depan di, ke, dan dari Kata depan di, ke, dan dari ditulis terpisah dari kata yang mengikutinya, kecuali di dalam gabungan kata yang sudah dianggap sebagai satu kata seperti kepada dan daripada. 12) Kata sandang si dan sang Kata si dan sang ditulis terpisah dari kata yang mengikutinya. 13) Penulisan pertikel a) Partikel –lah dan –kah ditulis serangkai dengan kata yang mendahuluinya; b) Partikel pun ditulis terpisah dari kata yang mendahuluinya; c) Partikel per yang berarti (demi), dan (tiap) ditulis terpisah dari bagian kalimat yang mendahuluinya atau mengikutinya. 6. Setiap naskah yang tidak mengindahkan pedoman penulisan ini akan dikembalikan kepada penulisnya untuk diperbaiki. 7. Naskah diserahkan kepada penyunting selambat-lambatnya dua bulan sebelum waktu penerbitan dikirim ke email: [email protected].

INFORMASI BERLANGGANAN JP3I dapat diperoleh melalui sekretariat JP3I, dengan alamat: Fakultas Psikologi UIN Syarif Hidayatullah Jakarta Jl. Kertamukti No. 5 Cirendeu-Ciputat 15419 Telp. (62-21) 7433060, Fax. (62-21) 74114714 Email: [email protected] JP3I dapat dilanggan oleh perorangan maupun institusi. Harga berlangganan untuk:  Perorangan : Rp150.000/tahun  Anggota HEPI : Rp125.000/tahun  Mahasiswa : Rp100.000/tahun (Melampirkan Kartu Mahasiswa/Keterangan Kampus)  Institusi : Rp500.000/tahun Pembayaran dapat ditransfer ke: Bank BRI Unit Ciputat No. Rek: 0994-01010191509 a/n Pusat Layanan Psikologi UIN Jakarta Bukti Transfer dikirim melalui fax ke (62-21) 74714714

FORMULIR BERLANGGANAN Kepada Yth. Redaksi JP3I Saya yang ingin berlangganan JP3I Nama : ................................................................................. Telepon : ................................................................................. Email : ................................................................................. Alamat pengiriman : ................................................................................. ................................................................................. ................................................................................. Kategori Langganan* : a. Perorangan b. Anggota HEPI c. Mahasiswa d. Institusi Pemohon

( ............................... ) *Lingkari pilihan langganan

Volume V Nomor 1 Januari 2016

Recommend Documents