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【原著】

大学入試研究ジャーナル第 34 号，90-97，2024

一般選抜における「主体性等」評価の実施状況とその関連要因
賈 立男（北海道大学）
本稿は，一般選抜における「主体性等」評価の実施の有無に関連する要因を明らかにするため，732 大学
延べ 21,803 募集単位の 2023 年度一般選抜における「主体性等」評価に関するデータを収集・分析した。その結果，「受験者規模」「大学の設置形態」「学科系統」との 3 つの要因が一般選抜における「主体性等」評
価の実施の有無と関連性をもっていることが明らかになった。これを踏まえ，
一般選抜における「主体性等」
評価においては，大学・学科等が各募集単位の実情に応じて「主体性等」評価を実施することを可能にする
ような政策的配慮・支援が求められるとともに，大規模な受験者に対応できる評価方法の開発が急務である点を指摘した。
キーワード：一般選抜，「主体性等」評価，募集要項，定量的分析
1 研究背景「主体性等」評価を引き続き推進していくことが示さ2013 年 10 月に教育再生実行会議（2013）により公れた。

表された「高等学校教育と大学教育との接続・大学入このように，「主体性等」評価は大学入学者選抜に

学者選抜の在り方について（第四次提言）」において，関する重要な施策として引き続き推進されることと大学入学者選抜を能力・意欲・適性を多面的・総合的なったが，その一方で，「主体性等」評価の実施に関に評価・判定するものに転換するとともに，高等学校

しては，次のような問いが浮かび上がる。まず，時間

教育と大学教育の連携を進めることが提言された。中や人員の制限により実施が困難であると指摘されてい央教育審議会は教育再生実行会議の提言を踏襲し，る「主体性等」評価は，多くの受験者を占める一般選2014 年 12 月に「新しい時代にふさわしい高大接続の抜においてどの程度実施されているのか。また，一般実現に向けた高等学校教育，大学教育，大学入学者選選抜における「主体性等」評価の実施の有無は，受験抜の一体的改革について」を公表した。その後，2016

者数や選抜性等とどのような関連があるのか。一般選

年 3 月に，高大接続システム改革会議の「最終報告」

抜は延べ数百万人以上の受験者の将来や意思決定に大において，改革の具体案が示された。

きな影響を与えるハイステイクスなものであるため，「最終報告」（高大接続システム改革会議, 2016）に客観的なデータに基づき，一般選抜における「主体性おいては，改革の基本的な考え方として，高校教育や等」評価の実施状況を把握し，その関連要因を明らか

大学教育における学習者が身に付けるべき力であるにすることは意義がある。

「知識・技能」「思考力・判断力・表現力」「主体性を持っこれらの問いについて，賈（2023）は全国の国公私て多様な人々と協働して学ぶ態度（主体性・多様性・

立大学の 2022 年度一般選抜学生募集要項等における協働性）」（以下,「主体性等」）の育成・評価が強調さ「主体性等」評価に関する内容を分析している。それれた。また，「学力の 3 要素」を高校教育で確実に育によれば，募集要項等に「主体性等」の評価を明記し成し，大学教育でさらなる伸長を図るため，高校教育ている募集単位は全体の 3 割程度にとどまっていること大学教育をつなぐ大学入学者選抜においても，「学とから，一般選抜においては「主体性等」評価が十分

力の 3 要素」を多面的・総合的に評価するという一体に実施されていない。また，そうした傾向が生じた要的な改革が提言された。特に，知識の暗記・再生の評

因について，
受験者数の多さによる実施可能性の低さ，価に偏りがちな一般選抜において，「主体性等」を積費用対効果への懸念，志願者の確保の必要性という 3

極的に評価すべきであることが強調された。

つの側面から検討している。

また，2021 年 3 月には，文部科学省が設置した「大第 1 に，一般選抜では受験者が多いため，人的・時

学入学者選抜における多面的な評価の在り方に関する間的・空間的な制約から，多くの大学・学部等におい協力者会議」（2021）による「審議のまとめ」において「主体性等」を評価するための面接や書類審査の実ても，定義が明確でなく，時間や人員の制限により評施に困難を伴う可能性がある。第 2 に，評価の実施・価の実施が難しいと指摘する意見が出されたものの，運営に多大な費用を要するにも関わらず効果を予測・- 90 -

一般選抜における「主体性等」評価の実施状況とその関連要因判断し難い「主体性等」評価に対して，一部の大学は2023）。また，面接や集団討議と比べ，書類審査は相慎重な態度を示す可能性がある。第 3 に，「主体性等」

対的に現実的な方法であるものの，受験者数が多い募

評価は受験者の負担を増やすため，煩雑な試験を敬遠

集単位では，多岐にわたる内容を評価するためには膨する受験者が存在する一方で，入学者の確保を課題と大な労力・コストが求められる。それゆえに，受験者する大学は，
志願者の減少を招きかねない「主体性等」

数が多い募集単位では，「主体性等」評価が行われて評価の導入に対して慎重な態度をとる可能性がある。

いない可能性が高いことが推測される。

しかし，
これらの仮説はいずれも検証されていない。

第 2 に，「教職員の充足度」については，受験者一

特に，受験者数の多さによる評価の実施可能性の低さ

人当たりの教職員数が多い，すなわち教職員が相対的については，入学者選抜における「主体性等」評価のに充足している募集単位では，人的資源がある程度確

課題を調査した関西学院大学ほか（2017）においても，保されていることから，受験者一人当たりの教職員数

一般選抜において「主体性等」を評価できていないのの少ない募集単位に比べ，「主体性等」評価を導入す

は受験者の多さに関係すると結論づけられている。しる可能性が高いことが推測される。なお，厳密にいえかし，受験者数と「主体性等」評価の実施の有無の間ば，すべての教職員を入試業務に従事させるわけではにどのような関連性があるかは，具体的なデータに基ないため，「入試業務に携わる教職員の充足度」とすづき明らかにされていない。また，同調査では受験者るのがより適切であると考えられる。しかし，入試業の規模以外の要因は提示されていない。

務に携わる教職員数は非公開のデータであるため，仮

一般選抜において「主体性等」評価が広く普及して説の検証ができない。一方，教職員数が少ない大学といない原因については，これまで受験者の規模が関係

比べ，教職員を多く擁し，人的資源が相対的に豊富なしているという暗黙知が存在したが，その関係性につ大学では，入試業務に従事可能な教職員が多いことがいて実証的に明らかにする必要がある。また，先述の想定されることから，本研究では「教職員の充足度」

問いに答えるためには，受験者の規模だけでなく，大を採用した。

学の設置形態，学科系統の特性，入試業務に携わる教第 3 に，「選抜性」については，選抜性が相対的に職員の規模といった要因についても「主体性等」評価

高い募集単位では「主体性等」を評価する可能性が高の実施の有無との関連性について検討する必要があいことが推測される。西郡ほか（2020）が指摘したよる。

うに，一般的に教科学力検査では，合否のボーダーラ
イン付近で得点が集中し，選抜性が高いほど分布は密2 研究目的集する。一方，僅かな得点差に明確な能力水準の違い

本研究は，一般選抜における「主体性等」評価の実があるわけではないため，選抜性の高い募集単位では，施の有無に関連する要因について，全国の国公私立大

教科学力検査以外の要素である「主体性等」の評価を学の募集要項のデータを用いて定量的分析を行い，全加えることにより，ボーダーライン付近の受験者から体の傾向と多様な実態を実証的に明らかにすることを合格者を選抜する可能性がある。なお，こうしたボー

目的とする。これにより，一般選抜における「主体性ダーラインの受験者を対象とし，「主体性等」評価を等」評価の施策の改善に資する基礎データを提示する行っている大学が一定数存在する（駿台 , 2022）。

とともに，大学入学者選抜における「主体性等」評価の改善に示唆を与える。

第 4 に，「大学の設置形態」については，国公私立大学の間に「主体性等」評価の実施の有無に関する差異が生じる可能性がある。もちろん，国公私立大学の3 研究方法

教育理念や管理・運営体制等の差異が「主体性等」評

3.1 仮説の設定

価の実施に影響を与えるかもしれないが，本研究が大本研究では一般選抜における「主体性等」評価の実学の設置形態に着目する背景には，国公私立大学それ施の有無に関連する要因として，賈（2023）が提示しぞれの「学力の 3 要素」の評価に対する方針・態度のた「受験者規模」に加え，「教職員の充足度」「選抜性」

差異がある。この差異は，各大学協会が出した高大接「大学の設置形態」「学科系統」を設定する。

続改革に対する提言書の内容から読み取れる。国立大第 1 に，「受験者規模」については，一般選抜では学協会と日本私立大学協会がそれぞれ公表した意見書

受験者が多いため，時間的・空間的な制約から面接やでは，「学力の 3 要素」の評価をめぐり，国立大学協集団討議等による「主体性等」の評価ができないこと会（2017）が賛同の意を明確に表明する一方で，多数が 先 行 研 究 に お い て 幾 度 も 指 摘 さ れ て き た（ 賈，の成員を擁する私立大学協会（2017）は「学力の 3 要- 91 -

大学入試研究ジャーナル第 34 号

素」の評価の実施を一律に義務づけることなく，各私経験を記入することを出願要件としているが，記入内立大学が自主的かつ自律的に判断すべき事柄である点

容が合否判定に利用されず，入学後教育の参考資料とを強調した。こうした「学力の 3 要素」の評価に対すして利用される場合がある。こうした方法を採用してる態度の差異にしたがい，国公私立大学の間に「主体いる募集単位については，「主体性等」を評価してい性等」評価の実施に差異が生じる可能性がある。

ないものとみなす。

最後に，「学科系統」については，異なる学科系統

なお，「主体性等」評価に関する語句が募集要項等の間で「主体性等」の評価の実施に差異が生じる可能に記載されていない募集単位が，入学者選抜において性がある。国公立大学の「求める人材像」の内容を分「主体性等」を評価していないとは限らない点に注意

析した槫松・天野（2021）によれば，対人関係能力がしなければならない。例えば，一部の募集単位では「学

強く求められる「医・歯」「教育」「看護」の「求める習意欲」「積極性」等の「主体性等」に関連する語句

人材像」では，他の学科系統よりも「主体」「協働」が利用されている。しかし，「学習意欲」「積極性」等に関する語彙の出現頻度が高い。したがって，医学，が「主体性等」に含まれているのか，それとも「主体

看護学，教育学では，入学者選抜において「主体性等」

性等」と区別して用いられているのか，すなわち，その評価に行う傾向があると考えられる。

れらの語句の意図や文脈を募集要項等の記載内容から判断することは困難である。そのため，調査・分析の3.2 データの収集・集計方法

精度を確保するため，本研究は「主体性等」評価の実データの収集方法は，基本的に賈（2023）と同様の方法を採用している。具体的には，2023 年度大学入施の有無を判定する基準を，前出した「主体性等」を直接的に表す 5 つの語句に限定する。

学者選抜において学士課程の一般選抜を実施した大学（文部科学省所管外大学校，通信制大学は除く）の最

3.3 変数・分類の設定

小募集単位を分析対象とする。最小募集単位とは，そ

先述の仮説で提示された「主体性等」評価の実施のれ以上細分化することができない，募集定員が明記さ有無に関連する要因について，次のとおり変数を設定れた募集単位である（賈 , 2023: 292）
。ただし，以下した。第 1 に，「受験者規模」に関する変数として，「受のいずれかの条件を満たす募集単位は対象外とする：

験者数」を利用する。第 2 に，「選抜性」に関する変（1）募集定員を「若干名」と設定している募集単位，（2）

数として，合格倍率を利用する。合格倍率は受験者数

募集定員が複数の選抜区分を含む募集単位 1），（3）別を合格者数で割ることで算出する 4）。合格倍率が低い科に該当する募集単位。以上の設定にしたがい，2023

ほど，選抜性が低くなる。第 3 に，「教職員の充足度」

年 2 月から同年 7 月にかけて，各大学がウェブサイト

に関する変数として，「受験者一人当たりの教職員数」

上で公開する 2023 年度学生募集要項及びそれに相当を利用する。この変数は，大学の専任教職員総数を，する文書等（以下，募集要項等）を収集し，732 大学

当該募集単位の受験者数で割ることで算出する。数値

延べ 21,803 募集単位のデータを取得した 2）。

が大きいほど，受験者一人あたりの教職員数が増え，次に，募集要項に記載されている一般選抜の「アド教職員の充足度が高くなると考えられる。

ミッション・ポリシー」と「入学者選抜方法」に関す

受験者数及び合格者数のデータは，各大学がウェブ

る項目から，（1）一般選抜における「主体性等」評価

サイト上で公表するものを利用する。また，教職員数の実施の有無と，（2）「主体性等」の評価結果の利用に関するデータは，各大学の最新（2023 年 8 月現在）

方法に関するデータを抽出・整理した。

の大学概要や事業報告書に掲載されている専任教職員

そのうち，「主体性等」評価の実施の有無については，

数（付属病院，付属学校の教職員は除く）を利用する。

「アドミッション・ポリシー」または「入学者選抜方法」

ま た， 学 科 系 統 の 分 類 に つ い て は， 文 部 科 学 省に関する記載内容に「主体性」
「多様性」
「協働性」
「主

（2023a）の「学科系統分類表」を分類基準とした。本体性を持って多様な人々と協働して学ぶ態度」「多様

研究では，学科系統間の差異をより簡潔に把握するたな人々と協働しつつ学習する態度」のいずれかの語句

め，学科系統の類似性を考慮したうえで，「学科系統3）が含まれるのかを判定基準とした 。これらの語句は，分類表」の 11 大分類を「人文社会系」「理工系」「農高大接続システム改革会議の報告や文部科学省が公表

学系」
「教育系」
「保健系」
「家政系」
「芸術系」
「商船系」

する大学入学者選抜実施要項に明記されている。ただ「その他」の 8 分類に統合することとした。なお，一

し，一部の募集単位では，出願システムに「主体性を部の学科，例えば「栄養学」は複数の「系」にまたが持って多様な人々と協働して学ぶ態度」に関する活動・る場合がある。その場合，当該学科が所属する学部や- 92 -

一般選抜における「主体性等」評価の実施状況とその関連要因

大学の属性をもとに分類する。
4 分析結果3.4 分析方法

まず，
今回データを収集した 21,803 募集単位のうち，「受験者規模」「選抜性」「教職員の充足度」の変数「主体性等」を評価している募集単位は 5,104 であり，は，正規性と等分散性のない 5），かつ外れ値が存在す

全体の 23.4％を占める結果となった。これにより，一るものである。そのため，これらの変数と「主体性等」

般選抜においては「主体性等」の評価が一部の大学で評価の実施の有無との関連性を分析する方法として，しか実施されていないことが明らかになった。

本研究は Brunner-Munzel 検定を利用する 6）。

次に，「受験者規模」「選抜性」「教職員の充足度」

Brunner-Munzel 検定は，独立した 2 組の標本が属と「主体性等」評価の実施の有無の関連性については，している母集団の分布が等しいのかを検定するノンパ「『主体性等』評価あり」を第 1 グループ，「『主体性等』

ラ メ ト リ ッ ク 手 法 で あ る（Brunner and Munzel,

評価なし」を第 2 グループとし，Brunner-Munzel 検

2000）。
その特徴は正規性も等分散性も仮定しないデー定を行った。その結果，表１に示したとおり，「受験

タ に 適 用 で き る こ と で あ る（ 名 取 , 2014; Karch,

者規模」
「選抜性」
「教職員の充足度」はいずれも「主2021）。そして，Brunner-Munzel 検定の確率的優越

体性等」評価の実施の有無との間に統計的有意性が認性（原語 stochastic superiority, 以下 p̂ ）から具体的められた。

な傾向がうかがえる。p̂ は 0.5 から大幅に離れた場合，しかし，「選抜性」と「教職員の充足度」の Cliff’s

より顕著な傾向になる。p̂ が 0.5 より大きい場合に，d の絶対値が 0.147 未満であるため，効果量ほぼない

第 2 の母集団は確率的に優越する，すなわち，大きなといえる。すなわち，「選抜性」と「教職員の充足度」

p̂ が 0.5 より少ない場合に，値になる傾向がある。一方，には「主体性等」評価の実施の有無との実質的な関連

第 1 の母集団には大きな値になる傾向がある（Karch,

性があるとは言い難い 9）。
一方，「受験者規模」に関しては，p̂ が 0.5 より大き2021）。
また，Brunner-Munzel 検定の効果量の指標についいことから，第 2 グループである「『主体性等』評価

ては確率的優越性もしくは Cliff’s d が利用できるがなし」では大きな値になる傾向が現れている。すなわ（Karch, 2021; Marmolejo-Ramos et al., 2013; 李ほか ,ち，「『主体性等』評価なし」の募集単位において受験

2022），本研究ではより明確な基準値をもっている者数が相対的に多いという傾向がある。ただし，効果

Cliff’s d を利用する 7）。

量が小さいため，そうした傾向はそれほど顕著である「設置形態」と「学科系統」については，クロス集

わけではない点に留意すべきである。

計に基づくカイ二乗検定を行い，有意な関連性が認め

さらに，大学の設置形態と「主体性等」評価の実施られた場合，さらに残差分析を行う。具体的には，クの有無の関連性については，統計的有意性が認められ

ロス集計表の各セルについて調整済み標準化残差を求。そして，表 2 に示した（χ2（2）=1983.692, p<.001）

める。調整済み標準化残差の絶対値が 1.96 以上であたとおり，調整済み残差からみれば，国立大学と公立

れば，観測値と期待値に有意水準 5％で有意差がある。

大学に「『主体性等』評価あり」の募集単位が多く存

カイ二乗検定の効果量の指標について，クラメールの在する一方で，私立大学には「『主体性等』評価なし」「学科系統」の連関係数（V）を利用する 8）。なお，の募集単位が多い。また，クラメールの連関係数（V）

分析については，観測値が極めて少ない「商船系」とが 0.302 になったことから，中程度の効果量があると分類不能の募集単位を分析対象外とした。

いえる。

表 1 受験者規模，選抜性，教職員の充足度に関する Brunner-Munzel 検定と Cliff’s d の結果

注）欠損値除外，＊＊＊ p<.001- 93 -

大学入試研究ジャーナル第 34 号

表 2 設 置形態と「主体性等」評価の実施の有無のク
ロス表

5 考察
分析の結果，
本研究において設定した 5 つの要因は，いずれも「主体性等」評価の実施の有無と統計的に有意であることがわかった。しかし，「選抜性」と「教職員の充足度」の効果量はほぼないことから，これらの要因については実質的な関連性があるわけではない。したがって，以下では「受験者規模」「設置形態」「学科系統」に焦点を絞って考察する。
第 1 に，受験者数と「主体性等」評価の実施の有無の関連性について，分析結果から「受験者数が多い募
集単位では『主体性等』評価が行われていない傾向が注）＊ p<.05

ある」
ことがわかった。そうした傾向が生じた理由は，評価の実施可能性から解釈できる。評価の実施可能性

最後に，学科系統と「主体性等」評価の実施の有無とは，入手可能な資源と時間の限度内で，評価対象ととの関連性については，学科系統と「主体性等」評価なる人数をいかに評価できるのかを検討する観点であ2の実施の有無の間に，統計的有意性が認められた（χる（西岡, 2021: 93）。一般的には，被評価者が多けれ（7）=807.306, p<.001）。残差分析の結果については，

ば多いほど，評価の実施に必要な資源や時間が多く求表 3 に示したとおり，「教育系」「保健系」「家政系」

められる。一方，大学では入学者選抜の実施・運営にには「『主体性等』評価あり」の募集単位が多く存在

関する人的・経済的資源が限られており，試験の実施する一方で，「人文社会系」「理工系」「芸術系」には「『主や合格者の決定を所定の期間内で行わなければならな

体性等』評価なし」の募集単位が多い。「農学系」と「そい。こうした資源や時間に縛られている募集単位におの他」については有意差が認められなかった。また，

いては，「主体性等」評価の実施に困難をともなう場

クラメールの連関係数（V）が 0.192 になったことから，合があると考えられる。

効果量が小さいことがわかった。

例えば，「主体性等」
評価を実施している国立大学は，

表 3 学 科系統と「主体性等」評価の実施の有無のク
ロス表

3 大都市圏 10）の中小規模の総合大学や単科大学と，3大都市圏以外の地方大学であることが多い。「主体性等」評価を実施していない国立大学に比べ，これらの大学は受験者数が相対的に少ない。この点から，受験者数と「主体性等」評価の実施の有無との関連性がうかがえる。
第 2 に，大学の設置形態と「主体性等」評価の実施の有無の関連性については，分析結果から「国公私立大学の間に『主体性等』評価の実施の有無に関する差異がある」という仮説が支持された。また，残差分析の結果からみれば，国公立大学では「主体性等」を評価している募集単位数が期待値より多い一方で，私立大学では期待値より少ない結果となった。一方，公立大学では「主体性等」を評価している募集単位数が統計的な期待値を上回っているにもかかわらず，公立大学全体の 35.2% に留まり，国立大学の 55.9% より少なかった。したがって，一般選抜において国立大学では「主体性等」評価が最も展開されているといえる。
国立大学の一般選抜において「主体性等」評価が相注）＊ p<.05

対的に多く実施されているのは，受験者規模や教育理念等のさまざまな要因が関係していると考えられるが，ここでは特に財政支援の充足度の観点から検討す- 94 -

一般選抜における「主体性等」評価の実施状況とその関連要因る。

抜の際には知識・技能や思考力等の評価に重点を置く

国立大学は入学者選抜改革を行うための資金を相対ことが相対的に多いと考えられる。

的に確保しやすいと考えられる。なぜなら，政府は入

ただし，留意すべき点は，「受験者規模」「大学の設

学者選抜改革等の特定の政策目標の達成のために，国置形態」「学科系統」の効果量が必ずしも大きいわけ

立大学に多額の資金を提供しているからである。例えではないという点である。すなわち，統計的に有意なば，第 3 期中期目標期間における国立大学法人運営費

関係がみられるものの，実質的な関連性はそれほど顕

交付金においては，入学者選抜改革等を推進する取組

著ではないと考えられる。したがって，
他の要因が
「主

を支援する枠組みが設けられている（文部科学省 ,  

体性等」
評価の実施に影響を与えている可能性がある。

2015）。2021 年度国立大学法人運営費交付金の重点支援では，82 国立大学（大学院大学を除く）のうち，6 結論

29 大学は「入試改革」「『学力の 3 要素』の評価」「高

本研究は一般選抜における「主体性等」評価の現状

大接続改革」「多面的・総合的評価」等を戦略の内容

及び「主体性等」評価の実施の有無に関連する要因をとして設定し，文部科学省から重点支援を受けている明らかにした。具体的には，2023 年度一般選抜にお（文部科学省, 2021）。

いて，「主体性等」を評価している募集単位は全体の一方，私立大学の教育改革を支援するための経費と3 割未満にとどまっており，「主体性等」評価が大学

して私立大学等改革総合支援事業があるが，国立大学の入試現場で十分に展開されていないことが明らかに向けの運営費交付金の重点支援に比べ，予算額がはるなった。そして，「受験者規模」「大学の設置形態」「学11）。また，私立大学等改革総合支援科系統」の 3 つの要因が一般選抜における「主体性等」

事業の選定状況については，2022 年度に，入学者選評価の実施の有無と関連性をもっていることが明らか

抜改革等を含む教育改革を支援する「タイプ１」を申になった。

かに少なかった

請した 539 校のうち，102 大学が選定されたが，選定以上の結果を踏まえ，今後の一般選抜における「主率は 18.9％にとどまっている（文部科学省, 2023b）。

体性等」評価の展望について以下の示唆が得られた。

他方，公立大学は文部科学省から基盤的経費の支援を

まず，一般選抜において「主体性等」評価を一律に実受けておらず，学生からの納付金（授業料等）と地方施させるのではなく，各大学・学部等の実情により対公共団体の拠出に依存している。
「主体性等」評価の応することを可能にするような政策的配慮・支援が必導入にともない，人件費等の多額の経費が発生するが，要である。本研究により，一般選抜における「主体性十分な財政支援を受けていない一部の私立大学や公立等」評価の実施の有無が，受験者規模，大学の設置形

大学は「主体性等」評価の導入を躊躇している可能性

態，学科系統の差異によって異なる傾向を示すことががあると考えられる。

明らかになった。各募集単位の実情を度外視し，「主第 3 に，学科系統と「主体性等」評価の実施の有無

体性等」の評価の実施を一律に課すならば，入学者選の関連性については，「人文社会系」
「理工系」
「芸術系」

抜の適正かつ円滑な実施に支障をきたし，大学の経営

に比べ，
「教育系」
「保健系」
「家政系」では「主体性等」にも影響を及ぼすおそれがある。したがって，一般選を評価する傾向が強い。そうした傾向が生じた理由に抜における「主体性等」評価の実施は，各募集単位のは，各学問分野が求める資質・能力の差異が関係して独自の状況や判断に委ねられるべきである。

いると考えられる。例えば，日本学術会議（2020）が次に，評価方法の開発・改善により，「主体性」評作成した各学問分野の教育課程編成上の参照基準に価の実施可能性を向上させることが重要である。分析は，各学問分野で学生が身に付けるべき基本的な能力の結果，受験者数が相対的に多い募集単位では，「主が明記されている。そのうち，家政学，医学，歯学，

体性等」を評価しない傾向があることが明らかになっ看護学，教育学では，求められる共通の資質・能力とた。しかし，受験者数は大学がコントロールできるもして，他者とのコミュニケーションや協働，自律的にのではない。そのため，大規模の受験者に対応できる

学び続ける力といった「主体性等」に関わるものが挙評価方法の開発は喫緊の課題である。例えば，井ノ上

げられている。もちろん，人文社会系，理工系，芸術ほか（2021）は，機械学習により調査書の記述内容を系の募集単位においても「主体性等」を評価する場合

自動的に分類・採点する試みにより，「主体性等」をがあるが，それらの学問分野は研究，理論の構築，芸効率的に評価する方法の可能性について検討してい術作品の創作を中心としており，専門知識・技能の習る。また，「主体性等」を評価するターゲット（受験

得や論理的思考力をより重視しているため，入学者選者層）を絞ることも 1 つの方法である。例えば，ボー- 95 -

大学入試研究ジャーナル第 34 号

ダーラインの受験者だけを評価対象とすることや，2を 1 つの募集単位としてまとめて集計した。一方，本研究次試験から「主体性等」を評価することが多数の募集

は各入試日程における「主体性等」評価の差異を考慮し，単位で採用されているが，これらは実施可能性の高い

A 学科の S 日程，A 日程，B 日程（いずれも募集定員が評価方法であると考えられる。

設定されている）を個別の募集単位として集計した。さら最後に，本研究の限界と課題を挙げる。まず，今回には，学部・学科の改組，選抜日程・方式の廃止・増設も，の調査では「選抜性」や「教職員の充足度」と「主体集計結果に影響を与えている。

性等」評価の実施の有無との実質的な関連性が認めら

3）一部の募集単位では，「アドミッション・ポリシー」におれなかったが，合格倍率や受験者数は毎年変動するたいて「主体性等」に関する語句が使用されているが，それめ，単年度の調査である本研究から得られた結論の一

らの評価方法や評価結果の利用方法が明記されていない場

般化には限界がある。特に，新型コロナウィルス感染合がある。本稿ではそうした募集単位についても，分析の症の収束にともない，これまで十分に実施されていな

便宜上，「主体性等」評価を実施しているものとみなす。

い「主体性等」評価の状況に今後変化が生じる可能性

4）合格倍率が 1 より少ない，すなわち合格者数が受験者数がある。そのため，複数の年度のデータを蓄積したうより多い募集単位が散見される。それは，合格者には第 2

えで改めて分析する必要がある。

志望合格者や欠員補充が含まれるからである。

次に，本研究が列挙した 5 つの要因からは規定要因

5） 正 規 性 を 検 定 す る Kolmogorov-Smirnov 検 定 の 結 果，
が確認できなかった。5 つの要因を説明変数とした二p ＜ .05 から正規分布していないと判断する。また，グルー

項 ロ ジ ス テ ィ ク ス 回 帰 分 析 の 結 果，Hosmer-

プ間の等分散性を検定するための Levene 検定の結果，

Lemeshow 検定の有意確率が 5% 未満で，回帰式の適p ＜ .05 から等分散していないと判断する。

合度が不良であると判断されたため，規定要因が確認

6）
先行研究においては，正規性のないデータを分析する際に，できなかった。そのため，他の可能性のある説明変数

Mann-Whitney の U 検定を利用したものが多くみられる。

を調べる必要がある。

しかし，Mann-Whitney の U 検定には不等分散の状況でそして，本研究が提示した要因以外にも，評価基準

検定精度が低下するという問題がある。
この問題を解決し，の設定の困難さ，評価内容となる多種多様な資格・検正規性も等分散性も仮定しない検定として考案されたのが定試験や部活動等の比較可能性といった，「主体性等」

Brunner-Munzel 検定である（名取, 2014）。

評価の妥当性及び信頼性に関わる要因が存在する可能

7）Brunner-Munzel 検定の効果量については，Karch（2021）

性もある（賈, 2023）。しかし，本研究で利用したデーが確率的優越性の利用を提示しているが，基準値の目安がタからはこれらの要因を検証できなかった。そうした

明示されていない。また，Marmolejo-Ramos et al.（2013）「主体性等」の評価・採点基準の設計や評価のプロセ

は第 2 母集団が第 1 母集団よりも大きい場合の確率的優越

ス等，入試現場における「主体性等」評価の実態を明性の基準値だけを提示している（0.56 が効果量小，0.64 がら かにするため， 入 試 関 係 者 を 対 象 と し たイ ン タ

効 果 量 中，0.71 が 効 果 量 大 ）。 一 方， 李 ほ か（2022） はビュー調査を実施する必要がある。

Romano et al.（2006）をもとに Cliff’s d（δ）の基準値を最後に，本研究は一般選抜に着目しているが，総合提示している。具体的には，|δ|<0.147 効果量ほぼなし，

型選抜や学校推薦型選抜における「主体性等」評価の0.147 ≦ |δ|<0.33 効果量小，0.33 ≦ |δ|<0.474 効果量中，0.474

実態を把握していない。総合型選抜や学校推薦型選抜≦ |δ| 効果量大とされている。

において「主体性等」評価の実施の有無がどのような

8）ラメールの連関係数（V）の基準値については，V<0.1

傾向を示すのか，本研究が提示した要因はそれらの選効果量ほぼなし，0.1 ≦ V<0.3 効果量小，0.3 ≦ V<0.5 効

抜にも適用できるのかといった点を今後の研究の課題

果 量 中，0.5 ≦ V 効 果 量 大 と さ れ て い る（ 城 戸・ 池 田 ,

としたい。

2022）
。
9）
効果量の値が 0 に近いが，統計的に有意となっているのは，

注

サンプルサイズは極めて大きいためである可能性が考えら

1）例えば，募集定員が「一般選抜」「総合型選抜」「学校推れる。統計的に有意となったからといって，2 変数の間に関連があるわけではない（石井, 2020）。

薦型選抜」の合計である募集単位は分析対象外とする。
2）本研究が集計した募集単位のデータは賈（2023）よりも

10）埼玉県，千葉県，東京都，神奈川県，愛知県，京都府，大阪府，兵庫県の 8 都府県を含む。

多かった。それは主に集計方法の差異によるものである。
賈（2023）は私立大学の募集単位を集計する際に，入試日11）令和 3 年度私立大学等改革総合支援事業の総予算額は程を区分せず，例えば A 学科の S 日程，A 日程，B 日程

110 億円であった。入試改革の充実強化や高大接続改革へ- 96 -

一般選抜における「主体性等」評価の実施状況とその関連要因

uploads/2021/03/20170614-wnew-teigen.pdf（2023 年 11の取組を支援する「タイプ 1」に選定された場合，1 校あたり 1,000 万円程度が交付される。一方，令和 3 年度国立
大学法人運営費交付金の重点⽀援評価による配分は約 200

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