## Journal of Didactic Mathematics
2020, 1(2), 85-96 Doi: 10.34007/jdm.v1i2.304 https://mahesainstitute.web.id/ojs2/index.php/jdm journalofdidacticmathematics@gmail.com
Perbedaan  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  matematis  dengan pendekatan contextual  teaching  and  learning di  kelas  X  SMA  Negeri  2 Pematangsiantar
Winmery Lasma Habeahan* AMIK D3 Medicom, Medan, Sumatera Utara, Indonesia, 20225
* Corresponding Author: winmeryhabeahan@gmail.com
Abstract. The purpose of this study was to determine the differences in the improvement  of  students'  mathematical  problem  solving  abilities  with  the Contextual  Teaching  and  Learning  approach  in  the  material  of  the  two- variable  linear  equation  system  in  class  X  SMA  Negeri  2  Pematangsiantar. This  study  used  an  experimental  method  with  the  aim  of  being  in accordance  with  the  previous  statement  to  determine  the  difference  in students' mathematical problem solving abilities with a contextual approach and  an  expository  approach,  with  a  randomized  pretest-posttest  control group design. The average increase in problem-solving abilities in the control class  was  0.1688  while  the  increase  in  problem-solving  abilities  in  the experimental  class  was  0.0085.  By  using  the  t-test  (SPSS),  with  a  value  of Fcount  =  10.907  and a  significant  level  of  0.05, a  significant  probability  is obtained  0.002  <0.05,  it  can  be  concluded  that  there  is  a  difference  in normalized gain or an increase in problem solving ability with conventional and  contextual  approaches.  Based  on  the  average  gain  of  the  control  and experimental classes, the increase in the control class using the conventional approach is higher than the experimental class with the contextual approach. The  difference  in  increasing  problem-solving  abilities  in  conventional classrooms  is  possible  due  to  differences  in  students'  entry-level  abilities, which can be seen in the average pretest of each class.
Historis Artikel: Diterima: 2 Agustus 2020 Direvisi: 24 Agustus 2020 Disetujui: 28 Agustus 2020
Keywords: Problem Solving Ability, Contextual Teaching Learning
Sitasi: Habeahan,  W.  L.  (2020) Perbedaan  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  matematis  dengan pendekatan contextual teaching and learning di kelas X SMA Negeri 2 Pematangsiantar. Journal of Didactic Mathematics , 1(2), 85-96. Doi: 10.34007/jdm.v1i2.304

## PENDAHULUAN
Pendidikan  sangat  penting  untuk  menunjang  proses  peningkatan  kemampuan  dan pengetahuan  seseorang.  Pendidikan  juga  mampu  memanusiakan  manusia  dan  menghasilkan manusia  yang  berkualitas.  Salah  satu  hal  yang  menunjang  kualitas  pendidikan  adalah  proses belajar mengajar.
Belajar  dan  mengajar  dilakukan  untuk  mewujudkan  suatu  tujuan  tertentu  yang  telah ditetapkan sebelum dilaksanakan proses belajar dan mengajar. Dengan adanya proses belajar dan mengajar diharapkan kemampuan siswa akan lebih meningkat lagi. Fitrah (2017) mengungkapkan bahwa  belajar  dimaknai  sebagai  proses  perubahan  perilaku  sebagai  hasil  interaksi  dengan lingkungannya.  Perubahan  perilaku  terhadap  hasil  belajar  bersifat continue, fungsional,  positif, aktif, dan terarah.
Matematika  merupakan  ilmu  yang  sangat  penting  untuk  mengembangkan  daya  nalar  dan kemampuan pemecahan masalah siswa sehingga matematika dipelajari dari sekolah dasar hingga perguruan  tinggi.  Afifah  (2012)  mengungkapkan  bahwa  pentingnya  matematika  dalam pembelajaran  mulai  dari  jenjang  sekolah  dasar  sampai  perguruan  tinggi  yang  berfungsi  dalam
mengembangkan daya nalar kemampuan berpikir.
Cornelius (dalam Abdurrahman, 2012: 204) mengungkapkan bahawa lima alasan perlunya belajar  matematika  karena  matematika  merupakan  (1)  sarana  berpikir  yang  jelas  dan  logis,  (2) sarana  untuk  memecahkan  masalah  kehidupan  sehaari-hari,  (3)  sarana  mengenal  pola-pola hubungan  dan  generalisasi  pengalaman,  (4)  sarana  untuk  mengembangkan  kreativitas,  dan  (5) sarana  untuk  meningkatkan  kesadaran  terhadap  perkembangan  budaya.  Diharapkan  dengan belajar  matematika  siswa  tidak  hanya  semakin  mampu  dalam  berhitung  tetapi mampu  berpikir dengan jelas serta logis, mampu mengembangkan kreativitas dan mampu memecahkan masalah dalam kehidupan sehari-hari.
Berdasarkan  hasil  belajar  matematika,  Lerner  (dalam  Abdurrahman  2012:  253) mengemuka kan bahwa: “K urikulum bidang studi matematika hendaknya mencakup tiga elemen, (1)  konsep,  (2)  keterampilan,  dan  (3)  pemecahan  masalah”. Sehingga  pemecahan  masalah merupakan  bagian  dari  kurikulum  matematika  yang  sangat  penting  karena  dalam  proses pembelajaran  maupun  penyelesaiannya,  siswa  dimungkinkan  memperoleh  pengalaman menggunakan  pengetahuan  serta  keterampilan  yang  sudah  dimiliki  untuk  diterapkan  pada pemecahan masalah yang bersifat tidak rutin.
Kenyataan  yang  terlihat  di  lapangan,  siswa  hanya  menghafal  konsep  dan  kurang  mampu menggunakan  konsep  tersebut  jika  menemui  masalah  dalam  kehidupan  yang  nyata  yang berhubungan  dengan  konsep  yang  dimiliki.  Lebih  jauh  lagi  bahkan  siswa  kurang  mampu menentukan  masalah  dan  merumuskannya.  Hal  itu  karena  mereka  kurang  memahami  dan mengerti secara mendalam pengetahuan yang bersifat hafalan tersebut.
Ketika  mengikuti  proses  belajar  mengajar,  penulis  mengamati  bahwa  banyak  siswa  tidak memperhatikan dan mengikuti dengan baik proses belajar matematika di kelas. Tidak ada yang bertanya  atau  sebagian  besar  siswa  tidak  aktif,  jarang  di  antara  mereka  yang  mau  bertanya, ataupun  memberi  tanggapan.  Ketika  memberikan  tugas  pertama,  lebih  banyak  yang  tidak mengerjakan  daripada  mengerjakan.  Mereka  tidak  berminat  mengerjakan  tugas  tersebut.  Hasil belajar dan kemampuan pemecahan masalah sangat rendah.
Untuk  melihat  bagaimana  kemampuan  pemecahan  masalah  siswa,  penulis  melakukan observasi berupa pemberian tes diagnostik ke siswa kelas X SMA Negeri 2 Pematangsiantar, tes yang diberikan berupa tes berbentuk uraian untuk melihat kemampuan siswa dalam memecahkan masalah  matematika.  Hasil  tes  diagnostik  yang  dilakukan  pada  30  siswa  tersebut  menunjukkan bahwa 4 siswa (13%) memiliki nilai ≥ 75 orang, 4 siswa yang memiliki nilai diantara 74 dengan 60 (13%) dan 22 orang siwa memiliki nilai ≤ 59 (73,33%). Dari hasil pekerjaan siswa diketahui bahwa siswa tidak memahami masalah yang diberikan sehingga yang terjadi siswa tidak mengerti menyusun  langkah  awal  penyelesaian  seperti  mengumpulkan  informasi  yang  diperoleh  dari masalah  tersebut  dan  siswa  kesulitan  merencanakan  penyelesaiannya  dan  selanjutnya  salah  atau tidak mampu mengerjakannya (contoh hasil kerja siswa terdapat pada gambar 1).
Gambar 1. Tes Observasi Kemampuan Pemecahan Masalah Siswa
Kenyataan  yang  terlihat  di  lapangan,  siswa  hanya  menghafal  konsep  dan  kurang  mampu menggunakan konsep tersebut jika menemui masalah dalam kehidupan nyata yang berhubungan dengan konsep yang dimiliki. Lebih jauh lagi bahkan siswa kurang mampu menentukan masalah dan merumuskannya. Hal itu karena mereka kurang memahami dan mengerti secara mendalam pengetahuan yang bersifat hafalan tersebut.
Model  pembelajaran  CTL merupakan  konsep belajar  yang  membantu  guru  mengaitkan antara  materi  yang  diajarkan  dengan  situasi  dunia  nyata  dan  dapat  mendorong  siswa  membuat hubungan  antara  pengetahuan  yang  dimiliki  dan  penerapannya  dalam  kehidupan  sehari-hari. Dengan membuat hubungan antara pengetahuan atau konsep yang telah dimiliki oleh siswa serta penerapannya dalam kehidupan sehari-hari, maka siswa akan mudah memahami konsep. Dengan model pembelajaran CTL maka siswa akan bekerja dan mengalami, bukan transfer pengetahuan dari guru ke siswa semata. Strategi lebih dipentingkan daripada hasilnya. Sehingga pengetahuan dan ketrampilan yang diperoleh datang dari proses penemuan sendiri dan bukan dari “apa kata guru”.
Pendekatan  kontekstual  merupakan  strategi  yang  dikembangkan  dengan  tujuan  agar pembelajaran  berjalan  lebih  produktif  dan  bermakna,  tanpa  harus  mengubah  kurikulum  dan tatanan  yang  ada.  Dengan  siswa  diajak  bekerja  dan  mengalami,  siswa  akan  mudah  memahami konsep  suatu  materi  dan  nantinya  diharapkan  siswa  dapat  menggunakan  daya  nalarnya  untuk menyelesaikan masalah-masalah yang ada.
Berdasarkan  uraian  di  atas,  bahwa  kemampuan  pemecahan  masalah  merupakan  tujuan pembelajaran  matematika  yang  sangat  penting,  dan  salah  satu  pembelajaran  yang  dapat meningkatkan  kemampuan  pemecahan  masalah  siswa  adalah  pendekatan  kontekstual.  Oleh karena  itu,  penulis  tertarik  untuk  mel akukan  penelitian  dengan  judul  “Perbedaan  Peningkatan Kemampuan  Pemecahan  Masalah  Matematika  dengan  Pendekatan Contextual  Teaching  and Learning di Kelas X SMA Negeri 2 Pematangsiantar.”

## METODE
Populasi dalam penelitian ini adalah seluruh siswa kelas X SMA Negeri 2 Pematangsiantar yang  terdiri  dari  10  kelas  paralel  dengan  rata-rata  jumlah  siswa  per  kelas  adalah  30  orang. Penelitian  ini  dilakukan  pada  dua  kelas  yang  mewakili  populasi  dan  memiliki  karakteristik  yang sama. Pengambilan sampel dan penentuan kelas sampel dalam penelitian ini diambil secara acak, yaitu  menggunakan  teknik  random  sampling.  Kelas  X-10  sebagai  kelas  kontrol  dan  kelas  X-3 sebagai kelas eksperimen.
Penelitian  ini  menggunakan  metode  eksperimen  dengan  tujuan  sesuai  untuk  mengetahui peningkatan perbedaan  kemampuan pemecahan masalah  matematika  siswa  dengan  pendekatan kontekstual dan pendekatan ekspositori, dengan desain randomized pretest- postest control group design . Kelas  eksperimen  diberi  pemebelajaran  dengan  pendekatan  kontekstual  sedangkan  kelompok kedua  diberikan  perlakuan  dengan  pembelajaran  biasa.  Dengan  demikian  design  eksperimen dalam penelitian ini dapat digambarkan sebagai berikut:
A O 1
X O 2
(Dicky, 2019: 196) A O 1 O 2 Keterangan: A = pemilihan kelas secara acak O1 = Tes awal (pre test) X = Pembelajaran dengan pendekatan kontekstual O 2 = Tes akhir (post test)
Penelitian ini terdiri dari 3 tahap, yaitu:
1. Tahap Persiapan Pada  tahap  ini  dilakukan  beberapa  kegiatan  yaitu  mengembangkan  perangkat  pembelajaran (RPP dan LAS)
2. Tahap Pelaksanaan
Tahap  ini  diawali  dengan  pemberian  pretes  (tentang  kemampuan  pemecahan  masalah matematika siswa) sebelum pembelajaran terhadap materi baru diberikan kepada siswa. Pretes diberikan kepada kelompok eksperimen dan kelompok kontrol, dengan tujuan apakah kedua kelompok tersebut memiliki kemampuan yang homogen. Setelah diketahui kemampuan kedua kelompok  homogen  maka  dilanjutkan  dengan  kegiatan  melaksanakan  pembelajaran  di  kelas sesuai dengan jadwal yang telah ditetapkan.
3. Tahap Analisis Data Pengolahan data dalam pengujian hipotesis antara lain dengan uji normalitas dan homogenitas, selanjutnya dilanjutkan uji t dan anova satu jalur seluruh perhitungan statistik menggunakan bantuan program komputer SPSS 15 dan program Microsoft Excel.
a. Menghitung rata-rata dan standar deviasi skor pretes Skor  pretes  dicari  rata-rata  dan  deviasi  standarnya  untuk  mengetahui  gambaran  tentang kemampuan  pemecahan  masalah  matematika  siswa  yang  diberi  pendekatan  CTL  dan pembelajaran biasa sebelum diberikan pembelajaran.
b. Menghitung rata-rata dan standar deviasi skor protes Skor  pretes  dicari  rata-rata  dan  deviasi  standarnya  untuk  mengetahui  gambaran  tentang kemampuan  pemecahan  masalah  matematika  siswa  yang  diberi  pendekatan  CTL  dan pembelajaran biasa sesudah diberikan pembelajaran.
c. Menghitung skor Gain
Untuk  melihat  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  matematika  siswa  setelah pembelajaran  dengan  pendekatan  CTL  dan  pembelajaran  biasa,  maka  dilakukan perhitungan  terhadap  skor  gain.  Richard  Hake  (dalam  Nihayah,  2017:  12)  membuat formula  untuk  menjelaskan  gain  secara  proposional,  yang  disebut  dengan normalized  gain (gain  ternormalisasi).  Gain  ternormalisasi  (g)  adalah  proporsi  antara  gain  aktual  ( posttest- pretest ) dengan gain maksimal yang dapat dicapai. Rumusnya adalah:
𝑔 = 𝑛𝑖𝑙𝑎𝑖 𝑝𝑜𝑠𝑡𝑒𝑠𝑡 − 𝑛𝑖𝑙𝑎𝑖 𝑝𝑟𝑒𝑡𝑒𝑠𝑡
𝑛𝑖𝑙𝑎𝑖 𝑖𝑑𝑒𝑎𝑙 − 𝑛𝑖𝑙𝑎𝑖 𝑝𝑟𝑒𝑡𝑒𝑠𝑡
Skor gain ternormalisasi dapat dikelompokkan ke dalam tiga kategori, yaitu: rendah, sedang dan tinggi. Kategori sesuai dengan nilai g adalah sebagai berikut:
Tabel 1 . Kriteria gain ternormalisasi g < 0,3 Rendah 0,3 ≤ 𝑔 < 0,7 Sedang 𝑔 ≥ 0,7 Tinggi
d. Uji Homogenitas varians dengan menggunakan rumus:
𝐹 = 𝑆 𝑏𝑒𝑠𝑎𝑟 2 𝑆 𝑘𝑒𝑐𝑖𝑙 2 = 𝑆 𝑏 2 𝑆 𝑘 2 (Qurnia, 2017: 173)
Dengan: F = homogenitas varians
𝑆 𝑏 2 = varians terbesar 𝑆 𝑘 2 = varians terkecil Uji  homogenitas  dilakukan  dengan  tujuan  melihat  homogenitas  atau  kesamaan  beberapa bagian sampel atau seragam tidaknya variansi sampel – sampel yaitu apakah mereka berasal dari  populasi  yang  sama.  Langkah-langkah  yang  dilakukan  dalam  pengujian  homogenitas sebagai berikut:
d.1. Merumuskan hipotesis
𝐻 0 : 𝜎 𝑒 2 = 𝜎 𝑘 2 𝐻 𝑎 : 𝜎 𝑒 2 ≠ 𝜎 𝑘 2
d.2.  Menentukan  tingkat  keberartian  dengan  mengambil 𝛼 sebesar  0,05.  Menentukan kriteria  pengujian  dengan  aturan,  menerima 𝐻 0 apabila  nilai 𝐹 ℎ𝑖𝑡𝑢𝑛𝑔 ≤ 𝐹 𝑡𝑎𝑏𝑒𝑙 dan derajat  kebebasan 𝑑𝑘 1 = 𝑛 − 1 dan 𝑑𝑘 2 = 𝑛 − 1 sehingga  nilai 𝐹 𝑡𝑎𝑏𝑒𝑙 = 𝐹 0,05 (𝑛 1 −1)(𝑛 2 −1) pada kondisi lain 𝐻 0 ditolak. Uji homogenitas dilakukan dengan uji Levene statistik dengan kriteria nilai signifikan Levene lebih besar dari nilai signifikansi 0,05 sehingga 𝐻 0 diterima dalam bentuk lain 𝐻 0 ditolak, artinya bahwa kedua kelompok tidak terdapat perbedaan varians, atau kedua kelompok homogen
e. Uji hipotesis Penelitian ini ditunjukan untuk menguji perbedaan dua rata-rata variabel yang berhubungan ( dependent  mean ).  Oleh  karena  itu,  hipotesis  statistik  yang  harus  diuji  dirumuskan  sebagai berikut:
𝐻 0 : 𝜇 𝑥 < 𝜇 𝑦
𝐻 𝑎 : 𝜇 𝑥 ≥ 𝜇 𝑦 𝐻 0 : Tidak  ada  perbedaan  peningkatan  yang  signifikan  kemampuan  pemecahan  masalah matematika siswa  yang diajar dengan pendekatan CTL dan pembelajaran biasa.
𝐻 𝑎 : Ada  perbedaan  peningkatan  yang  signifikan  kemampuan  pemecahan  masalah matematika siswa  yang diajar dengan pendekatan CTL dan pembelajaran biasa. Dengan:
𝜇 𝑥 : kemampuan pemecahan masalah matematika siswa yang diajarkan dengan pendekatan CTL.
𝜇 𝑦 :  kemampuan  pemecahan  masalah  matematika  siswa  yang  diajarkan  dengan pembelajaran biasa.
Pengujian  hipotesis  menggunakan  program  SPSS  15  dengan Levene’s  test  for  Equality  of Variances dengan  taraf  signifikansi  0,05,  kriteria  pengujian  jika  signifikan  Levene  tes  for equality lebih besar dari taraf signifikan 0,05, tolak 𝐻 0 dalam bentuk lain 𝐻 0 diterima. Rumus yang digunakan untuk mencari 𝑡 ℎ𝑖𝑡𝑢𝑛𝑔 adalah:
1. Jika kedua kelompok berdistribusi normal dan homogen, maka uji statistik yang digunakan adalah uji- t dengan rumus sebagai berikut:
𝑡 = 𝑋̅−𝑌̅
√𝑆 𝑥−𝑦 2 ( 1 𝑛𝑥 + 1 𝑛𝑦 ) (Ruseffendi, 2010: 325)
Dengan 𝑑𝑘 = 𝑛 𝑥 + 𝑛 𝑦 − 2 dan
Varian 𝑆 𝑥−𝑦 2 = ∑(𝑋−𝑥̅) 2 +∑(𝑌−𝑌̅) 2 𝑛 𝑥 +𝑛 𝑦 −2 2. Jika  kedua  kelompok  berdistribusi  normal  tetapi  tidak  homogen,  maka  uji  statistik  yang digunakan adalah uji – t (uji t ’ ), dengan rumus sebagai berikut:
𝑡 ′ = 𝑋 1 ̅̅̅̅−𝑋 2 ̅̅̅̅
√ 𝑆1 2 𝑛1 + 𝑆2 2 𝑛2 (Sudjana, 2013: 241)
3. Pengujian  normalitas  dengan  menggunakan  program  SPSS  15  yakni  dengan  melibatkan  uji Kolmogorov – simirnov adalah suatu tes apakah kedua sampel independen telah ditaruik dari populasi  yang  sama.  Untuk  menerapkan  tes  dua  sampel  Kolmogorov – simirnov  dibuat distribusi frekuensi kumulatif untuk sampel penelitian dengan menggunakan interval-interval yang  sama  untuk  kedua  distribusi.  Pengujian  normalitas  memerlukan  hipotesis  sebagai berikut:
𝐻 0 = data populasi berdistribusi normal 𝐻 𝑎 = data populasi tidak berdistribusi normal
Kriterianya adalah tolak 𝐻 0 apabila populasi berdistribusi normal jika L 0 yang diperoleh dari data  pengamatan  lebih  besar  dari  L tabel. Dalam  hal  ini  hipotesis 𝐻 0 diterima  atau  nilai signifikansi Kolmogorov – simirnov lebih besar dari taraf signifikan 0,05.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Pretest dilaksanakan terhadap siswa kelas X SMA Negeri 2 Pematangsiantar, jumlah siswa kelas  kontrol  adalah  30  siswa  yaitu  kelas  X-10  dan  30  siswa  kelas  eksperimen  yaitu  kelas  X-3. Untuk menghindari ketidaktahuan siswa, satu hari sebelum diadakan pretest telah diberitahukan terlebih  dahulu  melalui  guru  mata  pelajaran  matematika  yang  mengajar  di  kelas  tersebut,  dan diminta agar siswa mempelajari dan mempersiapkannya.
Data  tes  kemampuan  pemecahan  masalah  siswa  pada  prestest  diperoleh  dari  tes  tertulis berbentuk uraian sebanyak 3 soal, dengan skor maksimum untuk keseluruhan adalah 30. Setelah lembar jawaban diperiksa, maka diperoleh skor terendah (X min ), skor tertinggi (X max ), skor rata- rata (X rata-rata ), dan standar deviasi dari kelas eksperimen dan kelas kontrol seperti dideskripsikan pada tabel 2.
Tabel 2. Deskripsi Skor Pretest Kelas Eksperimen dan Kontrol
Descriptives Kelas Eksperimen Kontrol Statistic Std. Error Statistic Std. Error pretest  Mean 45.1111 3.23508 49.5556 1.84130 95%  Confidence Interval for Mean Lower Bound 38.4946 45.7897 Upper Bound 51.7276 53.3214 5% Trimmed Mean 43.8889 48.8272 Median 40.0000 46.6667 Variance 313.972 101.711 Std. Deviation 17.71925 10.08521 Minimum 20.00 36.67 Maximum 90.00 76.67 Range 70.00 40.00 Interquartile Range 20.83 14.17 Skewness 1.220 .427 1.081 .427 Kurtosis 1.177 .833 .732 .833
Dari  tabel  2  terlihat  skor  rata-rata  untuk  kelas  kontrol  lebih  tinggi  dari  kelas  eksperimen dengan  skor  tertinggi  di  kelas  kontrol  lebih  rendah  dari  pada  kelas  eksperimen  serta  skor tertendah  kelas  kontrol  lebih  tinggi  dari  pada  kelas  eksperimen.  Untuk  menguji  apakah  ada perbedaan dari dua rata-rata antara kelas ekperimen dan kontrol, harus diuji dulu normalitas dan homogenitas data. Uji normalitas dan homogenitas dipakai untuk memenuhi syarat uji dua rata- rata  dengan  menggunakan  uji-t  atau  uji  statistik  parametrik.  Hasil  perhitungan 2  dan  harga ) )( 1 ( 2 dk   − atau 2  tabel untuk  kelas  eksperimen  dan  kelas  kontrol,  dalam  penelitian  ini menggunakan uji statistic  Kolmogorov-Smirnov pada kedua kelompok, lebih lengkapnya dapat dilihat pada tabel 3.
Tabel 3. Hasil Uji Normalitas Kelas Eksperimen dan Kelas Kontrol

## Tests of Normality
kelas Kolmogorov-Smirnov a Shapiro-Wilk Statistic df Sig. Statistic df Sig. pretest  eks .158 30 .054 .883 30 .003 kontrol .149 30 .087 .887 30 .004
a. Lilliefors Significance Correction
Dari  tabel  3  terlihat  bahwa  probabilitas  signifikan  dengan  menggunakan  Kolmogorov- Smirnov adalah kelas Kontrol 0,054 > 0,05 maka data kelas kontrol adalah berdistribusi normal. Untuk kelas eksperimen probabilitas signifikan adalah 0,087 > 0,05 maka data kelas eksperimen berdistribusi  normal.  Artinya,  kedua  data  siap  diolah  dan  diuji  perbedaan  peningkatan kemampuan pemecahan masalah matematis. Hasil perhitungan homogenistas kedua data, apakah data berasal dari varian yang sama dapat dilihat pada tabel 4.
Tabel 4. Hasil Uji Homogenitas Varians Pretest Kelas Eksperimen dan Kelas Kontrol
Test of Homogeneity of Variance Levene Statistic df1 df2 Sig. pretest  Based on Mean 5.266 1 58 .025 Based on Median 3.463 1 58 .068 Based  on  Median  and with adjusted df 3.463 1 44.653 .069 Based on trimmed mean 4.641 1 58 .035
Nilai F hitung adalah 5,266, jika F hitung > F tabel , artinya data tidak berasal dari varians yang sama atau  tidak  homogen.  Jika  kita  menggunakan  probabilitas  signifikan  dan  derajat  kebebasan  0,05 dari tabel terlihat bahwa probabilitas signifikan 0,025 < 0,05 artinya data tersebut tidak berasal dari data yang memiliki varian yang sama atau tidak homogen. Selanjutnya pengujian perbedaan dua  rata-rata  data  hasil  pretes  dengan  menggunakan  statistic  parametric  yaitu  uji-t  pada  taraf signifikan  = 0,05 (uji dua pihak ½  = 0,025. Jika nilai signifikansi uji-t lebih besar dari taraf signifikannya  0,05  maka  H 0 diterima.  Hasil  perhitungan  uji  perbedaan  rata-rata  pretes  kelas kontrol dan eksperimen disajikan pada tabel 5.
Tabel 5. Uji Perbedaan Rata-Rata

## Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference  Lower Upper pretest Equal variances assumed 5.266 .025  1.194 58 .237 4.44444 3.72238  -3.00671  11.89560 Equal variances  not assumed 1.194  46.005 .239 4.44444 3.72238  -3.04830  11.93719
Dari table 5, nilai probabilitas signifikansinya adalah 0,025 < 0,05 artinya H 0 ditolak. Artinya, ada  perbedaan  antara  pretest  kelas  eksperimen  dan  kelas  kontrol.  Nilai  F hitung yang  diperoleh adalah  5,266.  Setelah  diberikan  pembelajaran  kepada  kelas  eksperimen  dengan  pendekatan kontekstual dan kelas  kontrol dengan pendekatan konvensional siswa diberi kesempatan untuk menjawab  soal  akhir  (posttest).  Posttest  terdiri  dari  data  kemampuan  pemecahan  masalah  dan gain ternomalisasi. Berdasarkan data posttest diperoleh skor terendah (X min ), skor tertinggi (X max ),
skor rata-rata (X rata-rata ), standar deviasi untuk kelas eksperimen dan kelas kontrol, seperti tampak pada tabel 6.
Tabel 6. Deskripsi Skor Pretest Kelas Eksperimen dan Kontrol
Descriptives Kelas Eksperimen Kontrol Statistic Std. Error Statistic Std. Error Post- test Mean 61.9333 3.46740 57.8667 2.15051 95%  Confidence Interval for Mean Lower Bound 54.8417 53.4684 Upper Bound 69.0250 62.2649 5% Trimmed Mean 60.9259 57.4815 Median 55.0000 56.0000 Variance 360.685 138.740 Std. Deviation 18.99171 11.77880 Minimum 42.00 40.00 Maximum 100.00 84.00 Range 58.00 44.00 Interquartile Range 33.00 20.00 Skewness .939 .427 .465 .427 Kurtosis -.522 .833 -.684 .833
Rata-rata pretest pada kelas kontrol lebih tinggi dari pada kelas eksperimen, skor tetinggi dan terrendah pada kelas kontrol lebih rendah dari pada kelas eksperimen. Untuk menguji apakah ada perbedaan dari dua rata-rata antara kelas ekperimen dan kontrol, harus diuji dulu normalitas dan homogenitas data. Uji normalitas dan homogenitas dipakai untuk memenuhi syarat uji dua rata- rata dengan menggunakan uji-t atau uji statistik parametrik. Kriteria kesesuaian dihitung dengan menggunakan  distribusi 2  (chi-kuadrat)  kriteria  pengujiannya  dinyatakan  dengan membandingkan 2  yang diperoleh dengan perhitungan (SPSS) dengan 2  dari tabel distribusi 2  dengan menggunakan taraf signifikan  = 0,05 dan derajat kebebasan dk.
Hasil  perhitungan 2  dan  harga ) )( 1 ( 2 dk   − atau 2  tabel untuk  kelas  eksperimen  dan  kelas control,  dalam  penelitian  ini  menggunakan  uji  statistik  Kolmogorov-Smirnov  pada  kedua kelompok, lebih lengkapnya dapat dilihat pada tabel 7.
Tabel 7. Hasil Uji Normalitas Tes Kemampuan Pemecahan Masalah

## Tests of Normality
kelas Kolmogorov-Smirnov a Shapiro-Wilk Statistic Df Sig. Statistic df Sig. posttest  eks .232 30 .000 .840 30 .000 kon .157 30 .056 .956 30 .250
a. Lilliefors Significance Correction
Dari  tabel  terlihat  bahwa  probabilitas  signifikan  dengan  menggunakan  Kolmogorov- Smirnov adalah kelas Kontrol 0,056 > 0,05 maka data kelas kontrol adalah berdistribusi normal. Untuk kelas eksperimen probabilitas signifikan adalah 0,000 maka kita lihat nilai 2  yaitu 0,232. Nilai tabel dengan dk = 30 dan taraf signifikansi 0,05 maka 2  hitung < 2  tabel (13,8), artinya data kelas  eksperimen  berdistribusi  normal.  Dengan  kata  lain,  kedua  data  siap  diolah  dan  diuji
perbedaan  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalahnya.  Hasil  perhhitungan  homogenitas kedua data, apakah data berasal dari varian yang sama dapat dilihat pada tabel 8.
Tabel 8. Hasil Uji Homogenitas Varians Posttest Kelas Eksperimen dan Kelas Kontrol
Test of Homogeneity of Variance Levene Statistic df1 df2 Sig. posttest  Based on Mean 5.940 1 58 .018 Based on Median 2.431 1 58 .124 Based  on  Median  and with adjusted df 2.431 1 41.156 .127 Based on trimmed mean 5.092 1 58 .028
Nilai F hitung adalah 5,940 , jika F hitung > F tabel , artinya data tidak berasal dari varians yang sama atau tidak homogen. Jika kita menggunakan  probabilitas signifikan dan derajat kebebasan 0,018 dari tabel terlihat bahwa probabilitas signifikan 0,018 < 0,05 artinya data tersebut tidak berasal dari data yang memiliki varian yang sama atau tidak homogen.
Selanjutnya pengujian perbedaan dua rata-rata data hasil posttest (kemampuan pemecahan masalah) dengan menggunakan statistik parametrik yaitu uji-t pada taraf signifikan  = 0,05 (uji dua  pihak  ½  =  0,025).  Jika  nilai  signifikansi  melalui  uji-t  lebih  besar  dari  taraf  signifikannya 0,05  maka  H 0 diterima.  Hasil  perhitungan  uji  perbedaan  rata-rata pretest kelas  kontrol  dan eksperimen disajikan pada tabel 9.
Tabel 9. Uji Perbedaan Rata-rata

## Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference  Lower Upper posttest Equal variances assumed 5.940 .018  -.997 58 .323 -4.06667 4.08014  -12.23395  4.10061 Equal variances  not assumed -.997  48.435 .324 -4.06667 4.08014  -12.26843  4.13510
Dari tabel, nilai probabilitas signifikansinya adalah 0,018 < 0,05 artinya H 0 ditolak. Artinya, ada  perbedaan  antara  posttest  (kemampuan  pemecahan  masalah)  kelas  eksperimen  dan  kelas kontrol.  Nilai  F hitung yang  diperoleh  adalah  5,940.  Untuk  mengetahui  peningkatan  kemampuan pemecahan  masalah  yang  mengikuti  pembelajaran  dengan  pendekatan  kontekstual  dan  siswa yang mengikuti pembelajaran dengan pendekatan konvensional adalah dengan menghitung gain kedua  kelas  dengan  menggunakan  rumus  gain  ternormalisasi.  Hasil  perhitungan  gain ternormalisasi disajikan pada tabel 10.
Tabel 10. Deskripsi Gain Ternormalisasi Tes Kemampuan Pemecahan Masalah
Descriptives Kelas Eksperimen Kontrol Statistic Std. Error Statistic Std. Error Gain Mean .0085 .22640 .1688 .02774 95%  Confidence Interval for Mean Lower Bound -.4545 .1121 Upper Bound .4715 .2255 5% Trimmed Mean .1946 .1704 Median .3143 .1676 Variance 1.538 .023 Std. Deviation 1.24005 .15194 Minimum -4.80 -.24 Maximum 1.00 .51 Range 5.80 .75 Interquartile Range .53 .21 Skewness -2.893 .427 -.166 .427 Kurtosis 8.849 .833 .776 .833
Dari  tabel  4.10  terlihat bahwa  gain ternormalisasi  kelas  control  lebih  besar  dibandingkan kelas  eksperimen.  Gain  kedua  kelas  tergolong  gain  rendah  yaitu  <  0,3.  Untuk  dapat  melihat apakah gain ternormalisasi kelas eksperimen memiliki perbedaan rata-rata signifikan dengan gain ternormalisasi  kelas  control,  maka  dilakukan  analisis  perbedaan  rata-rata.  Sebelum  dilakukan, terlebih dahlu dilakukan uji normalitas dan homogenitas.
Uji  normalitas  dan  homogenitas  dipakai  untuk  memenuhi  syarat  uji  dua  rata-rata  dengan menggunakan  uji-t  atau  uji  statistik  parametrik.  Hasil  perhitungan 2  dan  harga ) )( 1 ( 2 dk   − atau 2  tabel untuk kelas eksperimen dan kelas control, dalam penelitian ini menggunakan uji statistik Kolmogorov-Smirnov pada kedua kelompok, lebih lengkapnya dapat dilihat pada tabel 11.
Tabel 11. Hasil Uji Normalitas Gain Ternormalisasi Tes Kemampuan Pemecahan Masalah Tests of Normality
kelas Kolmogorov-Smirnov a Shapiro-Wilk Statistic Df Sig. Statistic df Sig. Gain eks .331 30 .000 .624 30 .000 kon .106 30 .200 * .974 30 .660
a. Lilliefors Significance Correction
*. This is a lower bound of the true significance.
Dari  tabel  terlihat  bahwa  probabilitas  signifikan  dengan  menggunakan  Kolmogorov- Smirnov adalah kelas Kontrol 0,106 > 0,05 maka data kelas kontrol adalah berdistribusi normal. Untuk kelas eksperimen probabilitas signifikan adalah 0,000 maka kita lihat nilai 2  yaitu 0,331. Nilai tabel dengan dk = 30 dan taraf signifikansi 0,05 maka 2  hitung < 2  tabel (13,8) , artinya data kelas  eksperimen  berdistribusi  normal.  Dengan  kata  lain,  kedua  data  siap  diolah  dan  diuji perbedaan  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalahnya.  Hasil  perhitungan  homogenistas kedua data, apakah data berasal dari varian yang sama dapat dilihat pada tabel 12.
Tabel 12. Hasil Uji Homogenitas Gain Ternormalisasi Kemampuan Pemecahan Masalah
Test of Homogeneity of Variance Levene Statistic df1 df2 Sig. Gain Based on Mean 10.907 1 58 .002 Based on Median 5.826 1 58 .019 Based  on  Median  and with adjusted df 5.826 1 29.386 .022 Based on trimmed mean 6.725 1 58 .012
Nilai  F hitung adalah  10,907,  jika  F hitung >  F tabel ,  artinya  data  tidak  berasal  dari  varians  yang sama atau tidak homogen. Jika kita menggunakan probabilitas signifikan dan derajat kebebasan 0,002  dari  tabel  terlihat  bahwa  probabilitas  signifikan  0,002  <  0,05  artinya  data  tersebut  tidak berasal  dari  data  yang  memiliki  varian  yang  sama  atau  tidak  homogen.  Selanjutnya  pengujian perbedaan  dua  rata-rata  data  hasil  posttest  (kemampuan  pemecahan  masalah)  dengan menggunakan statistik parametrik yaitu uji-t pada taraf signifikan  = 0,05 (uji dua pihak ½  = 0,025.  Hasil  perhitungan  uji  perbedaan  rata-rata  prtes  kelas  kontrol  dan  eksperimen  disajikan pada tabel 13.
Tabel 13. Hasil Uji Rata-rata Gain Ternormalisasi Kemampuan Pemecahan Masalah

## Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference  Lower Upper Gain Equal variances assumed 10.907 .002  -.703 58 .485 -.16029 .22810 -.61687 .29629 Equal variances  not assumed -.703  29.871 .488 -.16029 .22810 -.62621 .30563
Dari tabel, nilai probabilitas signifikansinya adalah 0,002 < 0,05 artinya H 0 ditolak. Artinya, ada perbedaan antara Gain ternormalisasi kemampuan pemecahan masalah kelas eksperimen dan kelas kontrol. Nilai F hitung yang diperoleh adalah 10,907.
Berdasarkan  penelitian  ini,  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  dengan pendekatan konvensional lebih baik dari pada kontekstual.

## KESIMPULAN
Berdasarkan  pembahasan  serta  temuan  selama  pembelajaran  dengan  pendekatan kontekstual,  diperoleh  beberapa  kesimpulan  yang  merupakan  jawaban  atas  pertanyaan  dalam rumusan masalah, kesimpulan tersebut adalah :
1.    Rata-rata  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  pada  kelas  kontrol  adalah  0,1688 sementara peningkatan kemampuan pemecahan masalah pada kelas ekperimen adalah 0,0085. Dengan  menggunakan  uji-t  (SPSS),  dengan  nilai  F hitung =  10,907  dan  taraf  signifikan  0,05
diperoleh  probabilitas  signifikan  0,002  <  0,05  maka  dapat  disimpulkan  ada  perbedaan  gain ternormalisasi  atau  peningkatan  kemampuan  pemecahan  masalah  dengan  pendekatan konvensional dan kontekstual.
2. Berdasarkan rata-rata gain kelas control dan eksperimen, diperoleh peningkatan kelas kontrol dengan  pendekatan  konvensional  lebih  tinggi  dibandingkan  kelas  eksperimen  dengan pendekatan kontekstual.
3. Perbedaan peningkatan kemampuan pemecahan masalah di kelas konvensional dimungkinkan karena  bedanya  kemampuan  tingkat  awal  siswa,  yang  dapat  dilihat  pada  rata-rata  pretest masing-masing kelas.

## DAFTAR PUSTAKA
Abdurrahman, M. (2012). Pendidikan Bagi Anak Berkesulitan Belajar, Jakarta: Rineka Cipta. Afifah,  D.S.  (2012). Interaksi  Belajar  Matematika  Siswa  Dalam  Pembelajaran  Kooperatif  Tipe  STAD . Pedagogia , 1 (2), 145-151. Dicky,  T.  H.  (2019). Rancanfan  Eksperimen – Kuasi .  Buletin  Psikologi.  27  (2).  187 – 203. DOI: 10.22146/buletinpsikologi.38619 Fitrah. (2017). Belajar dan Pembelajaran . Jurnal Kajian Ilmu-ilmu Keislaman , 3 (2) , 333-352. Nihayah, Z. (2017). Efektivitas Penggunaan Media Tablet dalam Pembelajaran Pendidikan Agama Islam di SMK  Muhammadiyah  1  Sukoharjo  Tahun  Pelajaran  2016-2017. Diakses  di: http://eprints.ums.ac.id/54482/13/NASKAH%20PUBLIKASI.pdf Ruseffendi,  E.T.  (2010). Dasar-Dasar  Penelitian  Pendidikan  dan  Bidang  NonEksakta  Lainnya . Bandung: Tarsito.
Sudjana, Nana. 2013. Penilaian Hasil Proses Belajar Mengajar . Bandung: Remaja Rosdakarya Qurnia,  A.  S.,  Y.  L.  Sekestiyarno,  &  Arief  A.  (2017). Batasan  Prasyarat  uji  Normalitas  dan  Uji Homogenitas Pada Model Regresi Linear . Unnes Journal of Mathematics. 6 (2). 168-177. DOI: https://doi.org/10.15294/ujm.v6i2.11887