1

平成 18 年度センター試験追試験問題を用いた
都内国立大学 1 年生の英語学力の新旧課程比較橋本 貴充∗

要約

平成 11 年に高等学校学習指導要領が改訂され，その課程の下で高校教育を受けた初めての受験生が平成 18 年に大学を受験し，入学してきた．従来の学習指導要領に基づいて高校教育を受けた者と，新しい学習指導要領に基づいて高校教育を受けた者との間に，学力の差はあるだろうか？ それぞれの課程で教育を受けてきた学生の特に英語の学力に着目し，それを調べるために，本研究では，平成 18 年度センター試験追試験問題の，英語（筆記）および英語リスニングの平均点を，旧課程で高校教育を受けた者と，新課程で高校教育を受けた者の間で比較した．被験者は都内の国立大学の 1 年生とし，旧課程で教育を受けた学生に対しては平成 18 年 1 月に，新課程で教育を受けた学生に対しては平成 19 年 1 月に調査を行った．その結果，在籍大学の影響を統制した場合，筆記でもリスニングでも，両者の間に 5%水準で有意な平均値差はなかった．また，どの分野が得意かを調べるために，大問得点を従属変数とする分析も行った．その結果，ほとんどの大問において，5%水準で有意な平均値差はなかった．ただし，この調査は，旧課程群も新課程群も，1 年度ずつの学生しか対象にしていない．また，この調査の対象は，難関とされる国立大学に合格した者のみであるため，それぞれの課程で高校教育を受けた学生を代表しているとは必ずしも言えない．したがって，この結果を一般化して，旧課程で教育を受けた者と新課程で教育を受けた者の間に英語学力がないと断定するためには，さらなる分析が必要である．

1 目

的「1999 年に火がついた「学力低下」論争は，マスコミとさまざまな分野の論者を巻き込み，いつしか「学力低下」は現在の教育を語るキーワードになった感がある．
」と市川 (2002) が述べているように，近年の学力の変化の有無について関心が高まっている．前川他 (2001) および前川他 (2003) は，昭和 59 年から平成 10 年までの大学受験生の学力に関して，経年的な学力の上昇や下降といったシステマティックな傾向を見出すことはできなかった∗

大学入試センター 研究開発部 試験評価解析研究部門
2007 年 11 月 30 日 受理とした．しかし，吉村他 (2005) が，平成 2 年から平成 16 年までの大学受験生の英語学力の経年変化を調べた結果，平成 8 年以前に比べ，平成 9 年以降の能力値の平均が低かった．斉田 (2003) が，平成 7 年から平成 14 年まで，茨城県の高校入学時の英語能力を調べた結果，平成 10 年に英語能力値の平均が大きく下がり，その後も下がり続けていた．
文部省は，平成 10 年 12 月 14 日に中学校学習指導要領を，平成 11 年 3 月 29 日に高等学校学習指導要領を改訂し，新しい教育課程（以下，「新課程」と言う．）の基準を，中学校では平成 14 年 4月から，高校では平成 15 年 4 月から実施した．文2

大学入試センター研究紀要 No.37, 2008

表 1 在籍大学別被験者数

A 大学

B 大学 C 大学 D 大学 E 大学

文系

理系

文系

理系

教育系

理系

旧課程群
新課程群

43464867

182323284451

3328209243

計891154151

9561452

部省 (1999) によれば，教育課程審議会の答申の中で示された外国語科全体及び高等学校外国語科の改善の 3 つの基本方針の全てに「実践的コミュニケーション」という語句が現れている．また，高等学校の外国語科の「改訂の要点」を簡単にまと
1 外国語科の必履修教科化，
2 積極的にめると，
コミュニケーションを図ろうとする態度の育成と実践的コミュニケーション能力を養うことを目標
3 従来の「言語活動」を「言語活動」とすること，と「言語活動の取扱い」の 2 つに分けて示すこと，
4 言語材料の精選，
5 「オーラル・コミュニケーション I」または「英語 I」を必修とすること，の5 つである．
斉田 (2005) は，平成 14 年から平成 17 年までの，茨城県の高校生の入学時の英語学力について調べ，中学校の新指導要領下で 1 年間英語教育を受けた中学生が高校に入学した平成 15 年度は，旧指導要領下の最後の入学年度である平成 14 年度と学力差はみられなかったが，平成 16 年度および平成 17年度は高校入学時の英語学力が段階的に低下していたとした．では，高校の学習指導要領改訂は，英語学力に影響を与えただろうか．本研究では，東京都の国立大学 1 年生を対象に，以前の教育課程（以下，「旧課程」と言う．
）で高校教育を受け平成17 年に現役で合格した者と，新課程で高校教育を受け平成 18 年に現役で合格した者の英語学力に差があるかどうかを検討する．なお，「英語学力」には様々な定義があり得るが，本研究では「英語の試験で高い点数をとる能力」と定義し，センター試験の問題をもってこれを測定し得るものとする．

2 方法

2.1 被 験 者東京都にある 5 つの国立大学に在籍する大学 1

計年生を対象とした．調査は平成 18 年 1 月と平成19 年 1 月の 2 回行い，平成 18 年 1 月の調査では昭和 61 年 4 月 2 日以降に生まれた者，平成 19 年
1 月の調査では昭和 62 年 4 月 2 日以降に生まれた者のデータを用いた．以下，前者を「旧課程群」，後者を「新課程群」と言う．旧課程群の被験者は209 名，新課程群の被験者は 243 名であった．その在籍大学の内訳は表 1 を参照されたい．

2.2 材料

大学入試センター試験（以下，「センター試験」と言う．
）の，英語筆記およびリスニングの，平成18 年度追試験問題を用いた．旧課程群には平成 18年度追試験が行われたのと同じ日に解答させたので，旧課程群にとってこの問題は初めて見る問題であった．また，追試験問題は一般的に広く流布してはいないため，平成 19 年 1 月に解答させた新課程群にとってもこの問題は初めて見る問題であったと考えてよいだろう．

2.3 分析方法
英語筆記およびリスニングの得点を従属変数とし，新旧課程の別と，受験者の在籍大学をいずれも固定効果要因とする，被験者間 2 要因の分散分析を，それぞれの従属変数について行った．ただし，新旧課程の別と在籍大学との交互作用は仮定しなかった．その理由は，次のとおりである．
被験者は大学教育を約 1 年間受けているため，英語の試験の得点に与える影響は無視できないと考えられる．そこで，新旧課程の別に加え，受験者の在籍大学も固定効果要因とした．受験者の在籍大学は 5 種類であるが，そのうち 3 つの大学が文系と理系がはっきりしているものの，ひとつは教育系の大学であり文系と理系の区別がはっきりしない．また，もうひとつの大学は文系と理系の学生の学生がおり，数において一方に極端に偏っ3

平成 18 年度センター試験追試験問題を用いた都内国立大学 1 年生の英語学力の新旧課程比較表 2 平成 18 年度英語（筆記）の大問構成
大問番号
第1問
第2問
第3問
第4問
第5問
第6問

内容

配点（A）アクセント （B）文強勢（A）文法・語法 （B）会話 （C）語句整序（A）語句補充 （B）文整序 （C）文補充図表読取
会話長文
長文読解

163834353245

表 3 平成 18 年度英語リスニングの大問構成
大問番号

1214
1212

Yjki = μ + αj + βk + εjki
このモデルを用いて， μ + α0 と μ + α1 の推定値を求め，在籍大学の影響を除去した新旧課程別の修正平均値とした．
平成 18 年度の英語の試験は，表 2 および表 3のような大問で構成されていた．したがって，新旧課程で，得意な問題のタイプが異なるのかどうかを調べるため，それぞれの大問得点についても，総得点の場合と同様の分析を行った．

0.20
Relative Frequencyているとは言えない．文系と理系で教育内容は異なると考えられるため，この大学については，文系と理系をそれぞれ別の大学として扱った．
在籍大学によって，学生の課程間差が異なるとは考えにくいため，新旧課程の別と在籍大学との交互作用は仮定しなかった．したがって，新旧課程の別を j （j = 0 は旧課程群，j = 1 は新課程群であることを示す．），在籍大学を k とし，j 課程で高校の教育を受けた k 大学の i さんの従属変数を Yjki ，全体母平均を μ，課程の主効果を αj ，在籍大学の主効果を βk ，誤差を εjki とすると，次のようなモデルで分析を行ったことになる．

3 結

配点

対話（一問一答）
対話（応答完成）（A）対話（一問一答） （B）対話（表完成）（A）短文（一問一答） （B）長文

0.15
0.10
0.05
0.00
050

100

150200Score旧課程群
図 1新課程群

英語（筆記）総得点の相対度数分布

0.20
Relative Frequency

第1問
第2問
第3問
第4問

内容

0.15
0.10
0.05
0.00
01020304050Score
旧課程群

新課程群

図 2 英語リスニング総得点の相対度数分布

果3.1 テストの平均点の比較
筆記総得点およびリスニング総得点の度数分布

は図 1 および図 2 のようになった．筆記・リスニン
グともに高得点の受験者が多く，筆記の最頻値は，旧課程群が 170 点以上 180 点未満の階級，新課程群が 180 点以上 190 点未満の階級，リスニングの最4

大学入試センター研究紀要 No.37, 2008

100.0
85.4 85.1

90.0

Average Score

80.0

76.7 74.5

70.0
60.0

旧課程群

50.0

新課程群

40.0
30.0

は，筆記が図 4，リスニングが図 5 のようになった．筆記の第 6 問の平均値差（課程の主効果）が5%水準で有意だったが，筆記およびリスニングの他の大問において，5%水準で有意な平均値差はなかった．それぞれの p 値は，筆記が第 1 問から順に.8638，.0541，.8046，.1035，.7191，.0420 で，リスニングが第 1 問から順に .4445，.8267，.6922，.4401であった．

20.0
10.0

4 考

察

0.0
筆記

リスニング

図 3 在籍大学の影響を除去した英語（筆記）および英語リスニングの総得点（100 点満点に換算）の修正平均値（エラーバーは 95%信頼区間）

頻値は，旧課程群・新課程群ともに 48 点であった．
各群の平均点は，筆記が，旧課程群 154.57 点，新課
程群 152.24 点，リスニングが旧課程群 42.83 点，新課程群 43.04 点であった．対応のない t 検定をおこなったところ，筆記もリスニングも，旧課程群と新課
程群の平均値差は 5%水準で有意ではなかった（そ√れぞれ，t(450) = 0.73, p = .4652, MSE = 3.20;√t(450) = 0.36, p = .7171, MSE = 0.564）．
在籍大学の影響を除去するために，筆記総得点およびリスニング総得点の平均について，交互作用を仮定しない被験者間 2 要因の分散分析を行った．このとき，水準によって被験者数が異なるた
め，タイプ II の平方和を用いた．その結果，筆記でもリスニングでも，課程の主効果は 5%水準で有意ではなかった（それぞれ，F (1, 445) = 3.73,
p = .0540, MSE = 565.47; F (1, 445) = 0.06,
p = .8086, MSE = 24.11）．
在籍大学の影響を除去したときの新旧課程別修
正平均値は，筆記が，旧課程群 153.39 点，新課程群 149.04 点，リスニングが旧課程群 42.68 点，新課程群 42.56 点であった（図 3）．旧課程群と新課程群とで，筆記の修正平均は 200 点満点で 4.35 点，リスニングの修正平均は 50 点満点で 0.11 点しか異ならず，95%信頼区間も重なっていた．

3.2 大問の平均点の比較
在籍大学の影響を除去したときの，筆記およびリスニングの各大問得点の新旧課程別修正平均値

本報告では，旧課程で高校教育を受け平成 17 年4 月にストレートで大学に入学してきた 1 年生（旧課程群）と，新課程で高校教育を受け平成 18 年 4月にストレートで大学に入学してきた 1 年生（新課程群）に対し，大学 1 年次の 1 月に英語の筆記およびリスニングの共通問題を解答させ，その平均点を比較した．その結果，在籍大学の影響を除去しても，平均点に差があるとは言えなかった．大問ごとに平均点の比較も行ったが，筆記第 6 問において旧課程群の平均点が新課程群に比べ 5%水準で有意に高かったが，他の大問では 5%水準で有意な差が見られなかった．ただし，筆記第 6 問の，p 値は.0420 であり，検定の多重性を考えると，旧課程群の方が英語長文読解問題がよくできるとは必ずしも言えない．したがって，この 5 つの大学に平成 17 年と平成 18 年にストレートで入学してきた学生の間には，英語学力の差はほとんどないと言ってよいだろう．
では，この結果から，旧課程と新課程で英語学力に差はないと一般的に言えるだろうか．まず，この調査は，旧課程群も新課程群も，1 年度ずつの学生しか対象にしていない．しかも，この調査の対象となった，平成 18 年 1 月における大学 1 年生と平成 19 年 1 月における大学 1 年生はそれぞれ，平成 14 年 4 月における高校 1 年生と平成 15 年 4月における高校 1 年生であり，この年代の間に差はなかったとする斉田 (2005) の結果と一致する．
調査対象が，都内の一部国立大学の学生と，茨城県内の高校生という違いはあるものの，この後入学してくる大学生の学力は低下しているのか，変わらないのか，それとも上昇しているのか，継続して調査を行う必要がある．
次に，この調査の対象は，それぞれの課程で高平成 18 年度センター試験追試験問題を用いた都内国立大学 1 年生の英語学力の新旧課程比較

5

100.0
89.7 89.9

Average Score

80.0

85.0
71.4

82.1

86.1 85.4
78.2
73.8

68.8
57.2 56.6

60.0
40.0
20.0
0.0

12

34

56

大問番号
旧課程群

新課程群

図 4 在籍大学の影響を除去した英語（筆記）の大問得点（100 点満点に換算）の修正平均値（エラーバーは 95%信頼区間）

100.0

92.6 93.3
86.2 86.5

84.8 84.2
77.6 76.2

Average Score

80.0
60.0
40.0
20.0
0.0

12

3

4

大問番号旧課程群

新課程群

図 5 在籍大学の影響を除去した英語リスニングの大問得点（100 点満点に換算）の修正平均値（エラーバーは 95%信頼区間）

校教育を受けた学生を代表しているとは必ずしも言えない．なぜなら，いずれも難関とされる国立大学にストレートで合格した学生であり，同年代の平均的な学生よりも高い学力を有していると考えられるからである．中でも，全合格者に占める卒業見込者の割合を調べてみると，A 大学，D 大学，E 大学においては，平成 17 年度に比べて平成18 年度の方が有意に高かった．したがって，この調査から言えるのは，「都内のある 5 つの国立大学にストレートで合格してきた学生については，旧課程で高校教育を受けてきた学生と，新課程で高校教育を受けてきた学生との間に，英語学力の差があるとは言えない．」ということだろう．また，被験者は募集に応じた者で，無作為に抽出されたわけではないため，この結論も誤ったものである可能性を否定できない．
以上 2 つの理由から，新旧課程の間で学力に差がないのかどうかを調べるために，さらに詳細な調査および分析をすることが今後の課題である．

6

大学入試センター研究紀要 No.37, 2008

引用文献
市川伸一 (2002). 学力低下論争．ちくま新書．
前川眞一・石塚智一・菊地賢一・内田照久・中畝菜穂
子 (2001). 大学入試センター試験得点の標準化の試み．大学入試研究ジャーナル，11, 15–23.
前川眞一・菊地賢一・内田照久・中畝菜穂子・石塚智
一 (2003). 大学入試センター試験得点の標準化の試み—項目反応理論による方法—．大学入試研究
ジャーナル，13, 81–87.
文部省 (1999). 高等学校学習指導要領解説 外国語編
英語編．

斉田智里 (2003). 高校入学時の英語能力値の年次推移—項目応答理論を用いた県規模英語学力テストの共通尺度化—．第 15 回英検研究助成報告，12–24.
斉田智里 (2005). ゆとり教育と英語学力低下（2002–2005）．日本テスト学会第 3 回大会発表論文抄録
集，74–75.
吉村 宰・荘島宏二郎・杉野直樹・野澤 健・清水裕子・
齋藤栄二・根岸雅史・岡部純子・サイモン フレイザー (2005). 大学入試センター試験既出問題を利用した共通受験者計画による英語学力の経年変化の調査．日本テスト学会誌，1, 51–58.

Comparison of freshmen’s English ability between students educated in diﬀerent courses of study

7

Comparison of freshmen’s English ability between
students educated in diﬀerent courses of study
HASHIMOTO Takamitsu∗

Abstract
The course of study for upper secondary school was revised in 1999, and the ﬁrst
students educated in the new course took university entrance examinations in 2006 andentered universities. Is there any diﬀerence between students who were educated in thenew course and students who were educated in the old course? In order to examine
English ability of each of them, both students educated in old and new courses answered
the same tests, supplementary tests of English (written) and English listening of the2006 school year National Center Test, and average scores of them were compared. All
examinees were freshmen who belonged to one of national universities located in Tokyo.
The tests for freshmen educated in the old course were implemented on January 2006,and the tests for freshmen educated in the new course were implemented on January
2007. In both of written and listening tests, there was no signiﬁcant diﬀerence of average scores between those students even when the eﬀect of their belonging universities
was controlled. In addition, average testlet scores were compared in order to investigate
which area they were good at. In almost all testlets, diﬀerences of average scores were
not signiﬁcant. However, only students who graduated from secondary schools in thespeciﬁc school years participated in this experiment. That is, students who were educated in each course and graduated in 2006 or after 2007 didn’t participate. In addition,
they didn’t represent students educated in each course, because all of them passed rather
diﬃcult entrance examinations. So the result of this research could not be generalized.
To conﬁrm whether there is diﬀerence or not, more additional researches are needed.

∗Department of Test Analysis and Evaluation, Research Division, National Center for University Entrance
Examinations