BAB IV HASIL PENELITIAN DAN

4.1 Pengumpulan Data

Dalam penelitian ini, penulis memperoleh data dengan memberikan tes. Soal tes

yang di berikan kepada kelas eksperimen yang diajarkan dengan menggunakan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning dan kelas kontrol yang diajarkan dengan metode konvensional. Tes yang di berikan berupa pre-test (sebelum perlakuan)

dan post-test (setelah perlakuan) dalam bidang studi biologi pada materi konsep ekosistem.

Adapun perincian nilai hasil tes dari masing-masing kelas adalah sebagai berikut:

Tabel 4.1. Distribusi nilai siswa kelas eksperimen

No Nama_Siswa

Kelas eksperimen No

Nama Siswa

Kelas eksperimen Pre-test Post_test- Pre-test Post-test

1 AS 70 90 16 MF 65 70

2 AA 60 90 17 MIS 50 65

3 ANF 80 85 18 NF 45 65

4 FM 70 85 19 PN 65 70

5 HH 60 85 20 PNA 65 65

6 HE 75 80 21 QA 55 65

7 HS 75 80 22 RA 55 65

8 IM 55 80 23 RZ 50 60

9 IR 65 80 24 RE 65 55

10 HR 60 75 25 SS 60 45

11 JU 60 75 26 SR 60 85

12 JA 70 75 27 SB 55 75

13 JM 50 75 28 TS 40 65

14 MH 80 65 29 ZK 65 90

15 MI 65 70 30 ZR 65 80

Tabel 4.2. Distribusi nilai siswa kelas control

No Nama

Siswa

Kelas kontrol

No

Nama Siswa

Kelas kontrol Pre-test Post_test- Pre-_test Post-test

1 AK 50 85 16 MIS 60 55

2 AS 55 85 17 NA 45 55

3 DU 55 80 18 NU 40 55

4 FW 50 80 19 NAU 65 55

5 ID 75 75 20 NBA 70 55

6 JA 55 75 21 NF 55 50

7 KB 45 70 22 OF 50 50

8 KH 70 70 23 OJF 80 50

9 MR 65 85 24 RS 60 45

10 MZA 65 65 25 SR 60 45

11 MA 60 65 26 SB 60 65

12 MF 65 60 27 TAR 50 70

13 MAF 40 60 28 YS 55 60

14 MB 70 60 29 ZH 50 75

15 MHW 65 60 30 ZL 70 45

4.2 Pengolahan Data

Data yang didapat diolah dengan mentabulasikan ke dalam daftar distribusi frekuensi. Untuk membuat daftar distribusi frekuensi dengan panjang kelas yang sama,

Sudjana (2005:47) mengemukakan langkah-langkah yang harus ditempuh sebagai berikut:

- Tentukan rentang (R) ialah data terbesar dikurangi data terkecil

- Tentukan banyak kelas interval (K) dengan menggunakan aturan stuges yaitu: K = 1 + 3,3 Log n

- Tentukan panjang kelas interval P dengan rumus

P= Rentang

- Pilih ujung bawah kelas pertama. Untuk ini bisa diambil sama dengan data terkecil atau nilai lebih kecil dari data terkecil tetapi selisihnya harus kurang dari

panjang kelas yang telah di tentukan.

a. Pengolahan Data Pre-test Kelas Eksperimen Untuk nilai pre-test kelas eksperimen diperoleh:

R = data terbesar – data terkecil R = 80 – 40 = 40

K = 1 + 3,3 Log 30

K = 1 + 4,87

K = 5,87 (dibulatkan K = 6)

P = R K

P = 40

6 _{= 6,67 (dibulatkan P = 7)}

Tabel 4.3. Daftar distribusi frekuensi dari nilai pre-test kelas eksperimen

Nilai Tes fi xi xi2 fi xi fi xi2

40 – 46 47 – 53 54 – 60 61 – 67 68 – 74 75 – 81

2 3 10

8 3 4

43 50 57 64 71 78

1849 2500 3249 4096 5041 6084

86 150 570 512 213 312

3698 7500 32490 32768 15123 24336

Jumlah 30 1843 115915

x =1843

30

x

=

61

,

43

Selanjutnya varians dan simpangan baku digunakan rumus seperti yang dikemukakan Sudjana (2005:95) yaitu:

s2 ₌ n

∑

fi xi2 − (

∑

fi xi)

2

n (n−1)

s

12

=

30

(

115915

) − (

1843

)

2

30

(

30

−

1

)

s

12 =

3477450−3396649 870

s

12 =

80801 870

s

12 =92,87

s₁ = 9,63

Varians adalah

s

12 =92,87 sedangkan simpangan bakunya s1 = 9,63

b. Pengolahan Data Pre-test Kelas Kontrol

Berdasarkan ketentuan di atas, maka untuk nilai pre-test kelas eksperimen diperoleh:

R = 80 – 40 = 40 K = 1 + 3,3 Log n

x=

∑

f1x1

K = 1 + 3,3 Log 30 K = 1 + 4,87

K = 5,87 (dibulatkan K = 6)

P = R K

P = 40

6 _{= 6,67 (di bulatkan P = 7)}

Tabel 4.4. Daftar distribusi frekuensi dari nilai pre-test kelas kontrol

Nilai Tes fi xi xi2 fi xi fi xi2

40 – 46 47 – 53 54 – 60 61 – 67 68 – 74 75 – 81

4 5 10

5 4 2

43 50 57 64 71 78

1849 2500 3249 4096 5041 6084

172 250 570 320 284 156

7396 12500 32490 20480 20164 12168

Jumlah 30 1752 105198

Berdasarkan daftar distribusi tersebut diperoleh rata-rata sebagai berikut:

x=

∑

f1x1

∑

f₁

x=1752

30

x

=

58

,

4

Varians dan simpangan bakunya adalah:

s

2

=

n

∑

f

1

x

1

2

− (

∑

f

₁

x

₁

)

2

n

(

n

−

1

)

s

22

=

s

22 =

3155940− 3069504 870

s

22 =

86436 870

s

22 = 99,35

s

₂

=

9,96

Varians adalah s22 = 99,35 sedangkan simpangan bakunya

s

2

=

9,96

_.

c. Pengolahan Data Post-test Kelas Eksperimen Untuk nilai post-test kelas eksperimen diperoleh: R = data terbesar – data terkecil

R = 90 – 45 = 45 K = 1 + 3,3 Log 30

K = 1 + 4,87

K = 5,87 (dibulatkan K = 6)

P = R K

P = 45

6 _{= 7,5 (dibulatkan P = 8)}

Tabel 4.5. Daftar distribusi frekuensi dari nilai post-test kelas eksperimen

Nilai Tes fi xi xi2 fi xi fi xi2

45 – 52 53 – 60 61 – 68 69 – 76 77 – 84 85 – 92

1 2 7 8 5 7 48,5 56,5 64,5 72,5 80,5 88,5 2352,25 3192,25 4160,25 5256,25 6480,25 7832,25 48,5 113 451,5 580 402,5 619,5 2352,25 6384,5 29121,75 42050 32401,25 54825,75

Jumlah 30 2215 167135,5

x¿ =

∑

fi xi

∑

f_i

x¿ = 2215

30

x

¿

=

73

,

83

Varians dan simpangan bakunya adalah:

s2 =

n

∑

f_i x

i2 − (

∑

fi xi)

2

n (n−1)

s

12

=

30

(

167135

,

5

) − (

2215

)

2

30

(

30

−

1

)

s

12 =

5014065−4906225 870

s

12 =

107840 870

s

12 =123,95

s₁ = 11,13

Varians adalah

s

12 =123,95 sedangkan simpangan bakunya s1 = 11,13

d. Pengolahan Data Post-test Kelas Kontrol

Untuk nilai post-test kelas kontrol diperoleh: R = data terbesar – data terkecil

R = 85 – 45 = 40

K = 5,87 (dibulatkan K = 6) P = R K P = 40

6 _{= 6,67 (dibulatkan P = 7)}

Tabel 4.6. Daftar distribusi frekuensi dari nilai post-test kelas kontrol

Nilai Tes fi xi xi2 fi xi fi xi2

45 – 51 52 – 58 59 – 65 66 – 72 73 – 79 80 – 86

6 5 8 3 3 5 48 55 62 69 76 83 2304 3025 3844 4761 5776 6889 288 275 496 207 228 415 13824 15125 30752 14283 17328 34445

Jumlah 30 1909 125757

Berdasarkan daftar distribusi tersebut diperoleh rata-rata sebagai berikut:

x¿ =

∑

fi xi

∑

f_i

x¿ = 1909

30

x

¿

=

63

,

63

Varians dan simpangan bakunya adalah:

s2 =

n

∑

f_i x

i2 − (

∑

fi xi)

2

n (n−1)

s

22

=

30

(

125757

) − (

1909

)

2

30

(

30

−

1

)

s

22 =

s

22 =147,62

s₂ = 12,14

Varians adalah s22 =147,62 sedangkan simpangan bakunya s2 = 12,14

Sebelum data dianalisis dengan menggunakan uji-t, maka terlebih dahulu data masing-masing kelompok harus memenuhi syarat normalitas dan homogenitas varians.

Pengujian syarat tersebut dilakukan proses berdasarkan data nilai tes dari dari masing-masing kelompok.

4.2.1 Uji Normalitas

Uji normalitas bertujuan untuk mengetahui apakah data masing-masing kelompok dalam penelitian ini berasal dari populasi yang berdistribusi normal atau tidak.

Hipotesis yang akan diuji adalah:

Ho :

χ

2

¿

χ

2 _(1- α _{)(k-3) ; data berdistribusi normal}

H1 :

χ

2

>

χ

2 (1- α )(k-3) ; data berdistribusi tidak normal

Dengan kriteria pengujian tolak Ho jika

χ

2

hitung >

χ

2 tabel, dalam hal lain Ho

diterima.

a. Uji Normalitas Data Pre-test Kelas Eksperimen

Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data pre-test kelas kontrol

diperoleh

x

¿

=

61

,

43

_{dan s = 9,63. Selanjutnya perlu ditentukan batas-batas kelas}

satu dibatasi oleh 39,5 dan 46,5 atau dalam angka standar Ζ _{score dibatasi oleh -2,27}

dan -1,55 dengan Ζ _score

=

x

−

x

s

_.

Untuk menghitung batas luas daerah dapat dilihat dari daftar F lampiran luas

dibawah lengkungan normal standar dari 0 ke Z. Untuk Ζ _{score = -2,27 maka lihat pada}

diagram kolom Z pada nilai -2,27, sehingga diperoleh -2,27 = 0,0116 dan Ζ _{score =}

-1,55 = 0,0606. Luas daerah di bawah kurva normal kelas interval kesatu adalah 0,0606

– 0,0116 = 0,049, sehingga frekuensi yang diharapkan (Ei) untuk kelas interval ini

adalah 0,049 X 30 = 1,47. Jika dengan perhitungan yang sama dilakukan untuk kelas interval lainnya, didapat hasil seperti pada tabel berikut ini:

Tabel 4.7. Daftar distribusi frekuensi dari nilai pre-test kelas eksperimen

Nilai Tes Batas Kelas Z-Score Batas Daerah Luas Daerah Frek Dihrp(Ei ) Frek Peng(Oi)

40 – 46 47 – 53

54 – 60 61 – 67 68 – 74

75 – 81

39,5 46,5 53,5 60,5 67,5 74,5 81,5 - 2,27 - 1,55 - 0,82 - 0,09 0,63 1,35 2,08 0,0116 0,0606 0,2061 0,4641 0,7357 0,9115 0,9812 0,049 0,1455 0,258 0,2716 0,1758 0,0697 1,47 4,365 7,74 8,148 5,274 2,091 2 3 10 8 3 4

Dari tabel diatas diperoleh:

x2₌

∑

i=1

x

2

=

(

2

−

1,47

)

2

1,47

+

(

3

−

4,365

)

2

4,365

+

(

10

−

7,74

)

2

7,74

+

(

8

−

8,148

)

2

8,148

+

(

3

−

5,274

)

2

5,274

+

(

4

−

2,091

)

2

2,091

x2= 0,2809

1, 47 +

1, 8632 4, 365 +

5, 1076 7, 74 +

0, 0219 8, 148 +

5,171 5, 274 +

3, 6481 2, 091 x2=0, 19+ 0, 42 + 0, 65 + 0,002 + 0,98+ 1, 74

x

2

=

3,982

Derajat kebebasan distribusi Chi – kuadrat besar pada taraf signifikan α ₌

0,05 dan banyak kelas K = 6 adalah dk = K-3 = 6-3 = 3, maka dari tabel distribusi

diperoleh x2

0,95(3) = 7,81 = (x2tabel).

Adapun yang menjadi hipotesis Ho adalah data sampel sebarannya mengikuti

distribusi normal. Dengan ini kriteria pengujian adalah terima Ho jika x2hitung ≤ x2tabel tabel

dengan α _{= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Oleh karena x}2

hitung = 3,982 <

x2

tabel = 7,81, maka Ho diterima dan disimpulkan bahwa data dari pre-test siswa kelas

eksperimen sebarannya mengikuti distribusi normal.

b. Uji Normalitas Data Pre-test Kelas Kontrol

Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data pre-test kelas eksperimen

diperoleh

x

¿

Tabel 4.8. Daftar distribusi frekuensi dari nilai pre-test kelas kontrol Nilai Tes Batas Kelas Z-Score Batas Daerah Luas Daerah Frek Dihrp(Ei ) Frek Peng(Oi)

40 – 46

47 – 53 54 – 60 61 – 67

68 – 74 75 – 81

39,5 46,5 53,5 60,5 67,5 74,5 81,5 - 1,89 - 1,19 - 0,49 0,21 0,91 1,61 2,31 0,0294 0,1170 0,3121 0,5832 0,8186 0,9463 0,9896 0,0876 0,1951 0,2711 0,2354 0,1277 0,0433 2,628 5,853 8,133 7,062 3,831 1,299 4 5 10 5 4 2

Dari tabel diatas diperoleh:

x2₌

∑

i=1

(0_i−E_i)2 E_i

x

2

=

(

4

−

2,628

)

2

2,628

+

(

5

−

5,853

)

2

5,853

+

(

10

−

8,133

)

2

8,133

+

(

5

−

7,062

)

2

7,062

+

(

4

−

3,831

)

2

3,831

+

(

2

−

1,299

)

2

1,299

x2= 1, 8823

2, 628 +

0, 7276 5, 853 +

3, 4856 8, 133 +

4, 2518 7, 062 +

0,0285 3,831 +

0, 4914 1,299 x2=0,71+ 0,12 + 0,42 + 0,6 + 0,007 + 0,37

x

2

=

2,227

Derajat kebebasan distribusi Chi – kuadrat besar pada taraf signifikan α ₌

0,05 dan banyak kelas K = 6 adalah dk = K-3 = 6-3 = 3, maka dari tabel distribusi diperoleh x2

Adapun yang menjadi hipotesis Ho adalah data sampel sebarannya mengikuti

distribusi normal. Dengan ini kriteria pengujian adalah terima Ho jika x2hitung ≤ x2tabel tabel

dengan α _{= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Oleh karena x}2

hitung = 2,227 <

x2

tabel = 7,81, maka Ho diterima dan disimpulkan bahwa data dari pre-test siswa kelas

kontrol sebarannya mengikuti distribusi normal.

c. Uji Normalitas Data Post-test Kelas Eksperimen

Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data post-test kelas eksperimen

diperoleh

x

¿

=

73

,

83

_dan

s

=

11

,

13

Tabel 4.9. Daftar distribusi frekuensi dari nilai post-test kelas eksperimen

Nilai Tes Batas Kela s Z-Score Batas Daerah Luas Daerah Frek Dihrp(Ei ) Frek Peng(Oi)

45 – 52

53 – 60

61 – 68 69 – 76

77 – 84

85 – 92

44,5 52,5 60,5 68,5 76,5 84,5 92,5 - 2,63 - 1,91 - 1,19 - 0,47 0,23 0,95 1,67 0,0043 0,0281 0,1170 0,3192 0,5910 0,8289 0,9525 0,0238 0,0889 0,2022 0,2718 0,2379 0,1236 0,714 2,667 6,066 8,154 7,137 3,708 1 2 7 8 5 7

Dari tabel diatas diperoleh:

x2=

∑

i=1

x

2

=

(

1

−

0,714

)

2

0,714

+

(

2

−

2,667

)

2

2,667

+

(

7

−

6,066

)

2

6,066

+

(

8

−

8,154

)

2

8,154

+

(

5

−

7,137

)

2

7,137

+

(

7

−

3,708

)

2

3,708

x2= 0,0817

0,714 +

0, 4448 2,667 +

0,8723 6, 066 +

0, 0237 8, 154 +

4, 5667 7, 137 +

10,8372 3,708 x2=0,11 + 0,16 + 0,14 + 0,002 + 0,63+ 2,92

x

2

=

3,962

Derajat kebebasan distribusi Chi – kuadrat besar pada taraf signifikan α ₌

0,05 dan banyak kelas K = 6 adalah dk = K-3 = 6-3 = 3, maka dari tabel distribusi

diperoleh x2

0,95(3) = 7,81 = (x2tabel).

Adapun yang menjadi hipotesis Ho adalah data sampel sebarannya mengikuti

distribusi normal. Kriteria pengujiannya adalah terima Ho jika x2hitung ≤ x2tabel tabel dengan

α _{= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Oleh karena x}2

hitung = 3,962 < x2tabel =

7,81, maka Ho diterima dan disimpulkan bahwa data dari post-test siswa kelas

eksperimen sebarannya mengikuti distribusi normal.

d. Uji Normalitas Data Post-test Kelas kontrol

Berdasarkan perhitungan sebelumnya, untuk data post-test kelas kontrol

diperoleh

x

¿

Tabel 4.10. Daftar distribusi frekuensi dari nilai post-test kelas kontrol Nilai Tes Batas Kelas Z-Score Batas Daerah Luas Daerah Frek Dihrp(Ei ) Frek Peng(Oi)

45 – 51

52 – 58

59 – 65

66 – 72 73 – 79

80 – 86

44,5 51,5 58,5 65,5 72,5 79,5 86,5 - 1,57 - 0,99 - 0,42 0,15 0,73 1,30 1,88 0,0582 0,1611 0,3372 0,5596 0,7673 0,9032 0,9699 0,1029 0,1761 0,2224 0,2077 0,1359 0,0667 3,087 5,283 6,672 6,231 4,077 2,001 6 5 8 3 3 5

Dari tabel di atas diperoleh:

x2=

∑

i=1

(0_i−E_i)2 E_i

x

2

=

(

6

−

3,087

)

2

3,087

+

(

5

−

5,283

)

2

5,283

+

(

8

−

6,672

)

2

6,672

+

(

3

−

6,231

)

2

6,231

+

(

3

−

4,077

)

2

4,077

+

(

5

−

2,001

)

2

2,001

x2= 8, 4855

3, 087 +

0, 08 5, 283 +

1, 7635 6, 672 +

10,4393 6, 231 +

1, 0599 4,077 +

2, 994 2, 001 x2=2,74 + 0,01 + 0,26 + 1,67 + 0,28+ 1,49

x

2

=

5,45

Derajat kebebasan distribusi Chi – kuadrat besar pada taraf signifikan α ₌

0,05 dan banyak kelas K = 6 adalah dk = K-3 = 6-3 = 3, maka dari tabel distribusi

diperoleh x2

Adapun yang menjadi hipotesis Ho adalah data sampel sebarannya mengikuti

distribusi normal. Dengan ini kriteria pengujian adalah terima Ho jika x2hitung ≤ x2tabel tabel

dengan α _{= 0,05 sebagai taraf nyata untuk pengujian. Oleh karena x}2

hitung = 5,45 <

x2

tabel = 7,81, maka Ho diterima dan disimpulkan bahwa data dari post-test siswa kelas

kontrol sebarannya mengikuti distribusi normal.

4.2.2 Uji Homogenitas Varians

Uji homogenitas berguna untuk mengetahui sampel dari penelitian ini berasal dari populasi yang sama, sehingga generalisasi dari hasil penelitian ini hasilnya berlaku

bagi populasi.

Hipotesis yang akan di uji pada taraf signifikan α _{= 0,05 yaitu:}

Ho : α ₁2 _{= α} 2 2

Ho : α ₁2 _{¿ α} 2 2

Dengan kriteria pengujiannya akan ditolak Ho jika F≥F α (n1−1,n2−1) dan dalam

hal lain Ho dapat diterima.

Rumus yang digunakan adalah seperti yang dikemukakan oleh Sudjana

(2005:250) yaitu:

F

=

Varians terbesar

Varians terkecil

a. Uji Homogenitas Varians Data Pre-test

Dari perhitungan sebelumnya diperoleh varians terbesar = 99,35 dan varians terkecil = 92,87

Maka F =

99

,

35

Dari tabel distribusi F diperoleh F0,05 (29,29) = 1,87 karena Fhitung < Ftabel yaitu 1,06 >

1,87, maka Ho diterima. Jadi, dapat disimpulkan bahwa varians-varians data pre-test

kelas eksperimen dan kelas kontrol berasal dari populasi yang sama.

b. Uji Homogenitas Varians Data Post-test

Dari perhitungan sebelumnya diperoleh varians terbesar = 147,62 dan varians

terkecil = 123,95

Maka F =

147

,

62

123

,

95

=

1,19

Dari tabel distribusi F diperoleh F0,05 (29,29) = 1,87. Karena Fhitung < Ftabel yaitu 1,19 <

1,87, maka Ho diterima. Jadi, dapat disimpulkan bahwa varians-varians data post-test

kelas eksperimen dan kelas kontrol berasal dari populasi yang sama.

4.3 Tinjauan Terhadap Hipotesis Hipotesis yang akan diuji adalah:

H0 : H1 = H2 : Keterampilan proses sains siswa yang diajarkan dengan model

pembelajaran Contextual Teaching and Learning sama dengan siswa yang diajarkan dengan metode konvensional.

Ha : H1 > H2 : Keterampilan proses sains siswa yang diajarkan dengan model

pembelajaran Contextual Teaching and Learning lebih baik dibandingkan dengan siswa yang diajarkan dengan metode

konvensional.

Pengujian hipotesis dilakukan pada taraf signifikan α _{= 0,05 dan derajat}

adalah tolak Ho jika thtiung≥t1-α dan terima Ho jika thtiung< t1-α . Dengan

menggunakan statistik k-t yang rumusnya sebagai berikut:

t= x1−x2 s

√

1

n₁ + 1 n₂

Dengan:

s2=

(

n₁−1

)

s

12+

(

n2−1

)

s12

n₁+n₂−2

Dari perhitungan sebelumnya diperoleh nilai mean dan varians pada masing-masing kelas yaitu:

x

¿₁

=

73

,

83

_dan s₁2=123,95

x

¿₂

=

63

,

63

_dan s₂2= 147,62

Sehingga nilai s2 _diperoleh:

s2=

(

n₁−1

)

s

12+

(

n2−1

)

s12

n₁+n₂−2

s

2

=

(

30

−

1

)

123

,

95

+ (

30

−

1

)

147

,

62

30

+

30

−

1

s2=7875,53

59

s

2

=

133

,

48

s

=

11

,

55

t =73,83− 63,63

11,55

√

1 30 +

1 30

t

=

10

,

2

2,98

t

=

3,42

Pada taraf signifikan α _{= 0,05 dan derajat kebebasan dk = (n1 + n2-2) = (30 +}

30 – 2) = 58, maka dari daftar distribusi t dengan peluang 0,95 dan dk = 58 diperoleh t0,95 (58) = 1,672).

Berdasarkan penelitian sehingga di atas diperoleh t = 3,42, jadi thitung > ttabel yaitu

3,42 > 1,672 sehingga Ho ditolak dengan demikian Ha diterima dengan taraf signifikan

α _{= 0,05, maka dapat disimpulkan bahwa keterampilan proses sains siswa yang}

diajarkan dengan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning lebih baik dibandingkan dengan siswa yang diajarkan dengan metode konvensional.

4.4 Pembahasan

Berdasarkan hasil penelitian, penulis mencoba untuk mengadakan suatu analisis terhadap penelitian tentang Implementasi Contextual Teaching and Learning dalam

pembelajaran konsep ekosistem untuk meningkatkan keterampilan proses sains siswa. Setelah dilakukan pengolahan data ternyata sampel yang diambil pada penelitian ini adalah sampel yang homogen, artinya bahwa sampel-sampel tersebut berasal dari

populasi yang sama dan dapat diwakili populasinya.

Data yang diperoleh setelah dilakukan pengujian normalitas sebaran data dan

homogen. Sehingga untuk pengujian normalitas sebaran data dan homogen. Sehingga untuk pengujian hipotesis dapat dilakukan dengan uji-t.

Kalau ditinjau menurut teori dan pengertiannya, model pembelajaran Contextual Teaching and Learning bertujuan memotivasi siswa untuk memahami makna materi pelajaran yang dipelajarinya dengan mengkaitkan materi tersebut dengan konteks

kehidupan sehari-hari sehingga siswa memiliki pengetahuan atau keterampilan yang secara refleksi dapat diterapkan dari permasalahan ke permasalahan lainnya.

Model pembelajaran CTL melatih siswa agar dapat berfikir kritis dan terampil dalam memproses pengetahuan agar dapat menemukan dan menciptakan sesuatu yang bermanfaat bagi dirinya sendiri dan orang lain. Disamping itu, model pembelajaran CTL

mengajak anak pada suatu aktivitas yang mengkaitkan materi akademik dengan konteks kehidupan sehari-hari. Siswa secara individu dapat menemukan dan mentransfer

informasi-informasi kompleks dan siswa dapat menjadikan informasi itu miliknya sendiri.

Pengujian hipotesis dilakukan dengan menggunakan uji-t pada taraf signifikan

α _{= 0,05 dan derajat kebebasan (dk) = 58, ternyata thitung > ttabel yaitu 3,42 > 1,672}

karena dapat diterima pada taraf signifikan 5%, maka dapat disimpulkan bahwa

keterampilan proses sains siswa yang diajarkan dengan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning lebih baik dibandingkan dengan siswa yang diajarkan dengan metode konvensional.

Jadi hasil dari penelitian ini menunjukkan bahwa penerapan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning dapat meningkatkan keterampilan proses sains siswa

BAB V PENUTUP

5.1. Kesimpulan

Berdasarkan hasil analisis data dan hasil pengujian terhadap hipotesis yang

dilakukan pada data penelitian, maka dapat diambil kesimpulan sebagai berikut: 1. Keterampilan proses sains siswa kelas VII SMP Negeri 1 Muara Tiga yang

diajarkan dengan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning lebih baik dibandingkan dengan siswa yang diajarkan dengan metode konvensional. 2. Model pembelajaran Contextual Teaching and Learning dapat memotivasi siswa

untuk memahami makna materi pelajaran yang dipelajarinya dengan

mengkaitkan materi tersebut dengan konteks kehidupan sehari-hari sehingga siswa memiliki pengetahuan atau keterampilan yang secara refleksi dapat diterapkan dari permasalahan ke permasalahan lainnya.

3. Rata-rata nilai pos-test untuk kelas eksperimen 73,83, sedangkanrata-rata nilai post-test untuk kelas kontrol 63,63.

4. Nilai thitung > ttabel yaitu 3,42 > 1,672, sehingga Ho ditolak dengan demikian Ha

diterima dengan taraf signifikan α _{= 0,05. Jadi dapat disimpulkan bahwa}

keterampilan proses sains siswa yang diajarkan dengan model pembelajaran Contextual Teaching and Learning lebih baik dibandingkan dengan siswa yang

diajarkan dengan metode konvensional

Saran-saran yang dapat dikemukakan dalam penelitian ini adalah sebagai berikut:

1. Diharapkan kepada guru dalam mengajar dapat menggunakan model

pembelajaran Contextual Teaching and Learning, karena dapat meningkatkan prestasi belajar siswa.

2. Kerja sama terpadu dan terarah antara guru, siswa, orang tua dan masyarakat

sangat dibutuhkan untuk meningkatkan keberhasilan belajar siswa.

DAFTAR PUSTAKA Arikunto. 2006. Prosedur Penelitian. Jakarta : Rineka Cipta.

Bashiruddin. 2011. Cooperative Learning Teori, Riset dan Praktik. Bandung : Nusa Media.

Blosser. 2003. Cooperative Learning Methode meta-Analysis. Jakarta : Tri Uni.

Campbell. 2002. Biologi, terjemahan. Wasmen manalu. Jilid 2 edisi V. Jakarta : Erlangga.

Dahar. 1985. Koperatif Siswa di SLTP Melalui Metode Pembelajaran. Lembaran ilmu Kependidikan Universitas Semarang.

Depdiknas. 2002. Pendekatan Kontekstual. Jakarta : Depdiknas.

Mulyasa. 2006. Kurikulum Berbasis Kompetensi. Bandung : PT. Remaja Rosdakarya. Neil, A. 2001. Interaksi Antar Komponen. Semarang : Ganesa.

Notohadiprawiro. 2006. Metode Pembelajaran Aktif. Jakarta : Gramedia.

Nuh. 2010. Mempraktekkan Cooperative Learning di Ruang-ruang Kelas. Jakarta : PT. Gramedia Widia Sarana Indonesia.

Nurkencana. 2000. Metode Pembelajaran Dasar. Bandung : PT. Remaja Rosdakarya. Perkins. 2002. Dasar-dasar Psikologi Pendidikan. Bandung: PT. Remaja Rosada

Karya.

Rustaman. 2003. Pembeljaran dan Pengajaran Kontekstual. Jakarta : Direktorat Pendidikan Dasar dan Menengah.

Sardiman. 2002. Mengajarkan IPA Berbasis Kecerdasan Majemuk. Bandung: Tinta Emas Publishing.

Semiawan. 2002. Pendekatan Keterampilan Proses. Jakarta : Gramedia.

Syah, M. 2007. Perencanaan Sistem Pembelajaran Pendidikan. Jakarta: Putra Grafika. Wahyosumidjo. 2005. Dasar-dasar Psikologi Pendidikan. Bandung: PT. Remaja

Rosda Karya.