教育年報1961年（S36）-146/193page

　　　4表・2　教研式による学力の変動分折

変　　動　　因	自由度	平方和	平均平方
学校内未修正の学力	696	51,244.0	73.63
回帰による減少	1	25,583.5	25,583.5
修正学力に対する誤差	695	25,660.5	36.92

F=25,583.5/36.92=692.9

　　　4表・3　東大式による学力の変動分折

変　　動　　因	自由度	平方和	平均平方
学校内未修正の学力	841	49,524.9	58.89
回帰による減少	1	23,206.6	23,206.6
修正学力に対する誤差	840	26,318.3	31.33

F=23,206.6/31.33=740.7

　児童相互の学力差を知能に帰因する部分と,その他

の要因に基づく部分とに分折した結果では,3種類の

知能検査とも,知能による部分が大きいことをF検定

の結果が示している。

　このことは個々の児童の学力に,知能は他のいずれ

の要因よりも強く働きかけていることを表わすもので

ある。

　ウ　学校単位の教育的な要因

　前項によって,知能が個々の児童の学力の強力な要

因であることがわかった。

　しからば学校間の学力差はその平均知能の相異のみ

によるものであろうか。すなわち,学校差に働く他の

学校単位の要因は存在しないのであろうか。次にこれ

を検討してみる。

　まず,1)学校の枠をはずしてこみにした児童の知能

と,学力との相関に基づいた,学力の知能に対する回

帰直線による推定の誤差と,2)学校の平均知能と平

均学力との相関に基づいた,学力の知能に対する回帰

直線による学校単位の学力の推定誤差,3)各学校にお

ける学校内での児童の知能と学力との相関に基づいた

学力の知能に対する回帰直線による推定の誤差,とに

ついてみると5表のようである。

　　　5表・1　田中式における共分散分析

変　動　因	自由度	平方和	平均平方
全 体	688	34,384.3	50.00
学 校 間	21	9,697.2	461.8
学 校 内	666	24,545.8	36.86

F=461.8/36.86=12.5285

　　　5表・2　教研式における共分散分析

変　動　因	自由度	平方和	平均平方
全 体	718	30,713.2	42.78
学 校 間	22	3,996.7	181.7
学 校 内	695	25,660.5	36.92

F=181.7/36.92=4.9215

　　　5表・3　東大式における共分散分析

変　動　因	自由度	平方和	平均平方
全 体	868	34,016.0	39.19
学 校 間	27	6,602.5	244.5
学 校 内	840	26,318.3	31.33

F=244.5/36.33=7.8040

　学校の実際の学力と回帰直線に基づいて推定した学

力との差,すなわち学校の学力の推定誤差が児童の学

力の推定誤差より著しく有意の差をもって大きいこと

は,それぞれのF検定の結果にみられるごとくである。

これは,知能以外に学校間の学力差に働く学校単位の

要因のあることを示しているものである。

　3　知能による学力の修正

　2節の相関分折を通して,学力の個人的な要因とし

ての知能は他の個人的な要因よりも強く,また,学校

を単位とした教育的な要因が存在することを知った。

　これがため学校間に働く教育的な要因を究明するに

は,それぞれの学校の学力をその学校の知能偏差値に

基づいて,修正する必要がある。

　いま先の相関分析の素材となった,田中・教研・東

大式の学校のうち,東大式の分についてその修正値を

示すと6表のごとくである。全国学力調査の得点を換

算した国語,算数の平均点の順位と,修正値の順位と

を比較し,修正前の順位に対する修正後の順位の上り

下りの数をプラス・マイナスの数で示したのが表の右

端の欄である。

6表　東大式知能検査の結果による学力の修正

順位	学力	順位	学力修正値	順位	順位
学校番号
1	48.1	17	49.1	13	4
2	46.5	23	47.0	26	-3
3	58.0	3	53.0	4	-1
4	49.7	13	49.1	14	-1
5	48.6	15	48.3	18
6	45.0	26.5	47.7	21	5.5
7	51.5	9	51.1	9
8	45.0	26.5	47.6	22	4.5