体　育　の　評　価　の　現状　と　問　題　点

(1)

体育の評価の現状と問題点一陸上競技の回帰評価、重回帰評価のための至適変量についての検討

野田洋平

（1981年10月31日受理）

はじめに

陸上競技は，自分の走・跳・投の能力や努力が記録として測定されるため，比較的評価が容易になされてきた。反面容易であるがために，記録を相対的に評価するのみで，個々の能力や努力の過程をないがしろにした評価の実践も少なくない。そのことは，評価に必要な条件としての測定の妥当性，信頼性，経済性などの高い科学性を欠き，量的に測っただけの未処理のデータを相対的に利用したことから起る重大な誤解である。測定そのものに教育的意義はないが，高い科学性をもたせ，評価の目的によって工夫され，価値を付与されることによって，追求する目標，学習目標にどのように到達したか，期待した効果があがっているかなどを明らかにする評価にとって重要なフィードバック情報である。

本研究では，陸上競技の評価基準を作成するために，関連する体力，運動能力，体格等に関する一般的なテストを用いて関係の深いテストitemを選択し，それらのテストitem 2変量，3変量に

よる回帰評価，重回帰評価を検討した。

1 陸上競技（五種競技得点）の回帰・重回帰評価のためのスポーツテストの検討1）

スポーツテストの結果の利用という観点と基礎体力と陸上競技（混成競技）との関連は大であるという仮説から，五種競技の評価への利用を検討した。今回は，体力診断テスト，運動能力テストともに，テストを構成する個々のテストitemを使用せず，それらのスコア（得点）を説明変量とした。身長や体重を独立変量とし，運動能力を従属変量とした2変量，3変量による回帰評価，重回帰評価は，1953年以来，東大水野が研究成果を発表し，体格を考慮した評価方法を提案した。2）誰れもが自分の身長を手掛りに，全国の同じ身長をした者の平均値を基準として，各自の出した測定値をそれと比較して，優劣を明らかにすることが可能である。……測定値の絶対値によるのではなく，自分の身長と同じ小さい身長の日本人全体からみて良否を判定する相対評価である。従来の1変量による体力，運動能力の評価では，体格という一っの指標を考慮していないという欠陥を指摘し，同一条件（同じ体格の者同志）での評価，即ち教育の場では体格を無視した評価法は妥当

性を欠くために統計的回帰を導入して体格を考慮する評価方法を確立したと水野は説明している。

2変量同時使用の回帰評価法3）で身長を独立変量とすることは，即ち体格を考慮する意味は，体

力と運動能力の発揮には体格の大小との関連が大きく，体格の発育のよいものは一般的に運動の記

録がよく，小さい者はよい記録がでにくい（体格と運動能力とに有意な相関がある）という法則的

事実に依っている。体力，運動能力を従属変量とし，独立変量を基礎とした上で，従属変量の出来

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ばえを評価するという考え方である。その評価の基準は，回帰直線であり，体格の大小に合せて，

生の基準値はスライドする。評価するときに，基準値からの上下へのずれ，へだたりを計る尺度は，

回帰からの標準偏差をあてる。図1のような5段階を形成する。各評価基準値は，回帰式に数値を Y 代入することによって容易に計算できる。

〈一一ここで独立変量にされた身長は，遺伝的な影Y＝Y＋b（X−X） A

響を受けやすい身体指標であり，測定値の測定

（従属変量

講ll／難蒼欝糖鷺‡ll罪｝Sylx （α138），11才（α179），12才（α328），つ髭SyD 13才（α491），14才（α437），女子は順

） Sy．x @ E に0．221，0．261，0．215，0．213，0．156である。

野田5）らのデータによれば50M走と身長の相関は，0．200〜0．400の間に計算されている。

これらの統計値は，相関係数の有意性を説明することは出来るが，運動能力を評価するた X

i独立変量）めにどのくらいの寄与率があるかといえば

図1 回帰評価法の5段階評価（r2 x 100）」水野のデータは1．90〜24．10％，

野田のデータでは4〜16％であり，別な言い方をすれば，身長は50M走に2％〜24％程度しか寄与していない（説明できない）。

本研究では，以上のことをふまえ身長よりは，測定値を得点化し，その得点には大きい日差がないことに着目して，現在実施されている，体力診断テスト得点，運動能力テスト得点を独立変量として使用し，陸上競技（五種競技）を評価しようと試みた。対象は茨城高専学生（2年男子359名），

陸上競技（200M，80 LH，走巾跳，走高跳，砲丸投げの五種競技……従属変量），スポーッテスト得点（独立変量）とした。スポーツテスト得点と五種競技，身長との相関係数は表1の通りである

（1％水準で有意）。運動能力テスト得点の五種競技への寄与率は約55％，身長の寄与率よりは大である。体力診断テスト得点も前者に劣る。二つの変量の平均，標準偏差，相関係数から，回帰方

表1 各種目間の相関係数

種目

200M

80LH ^走巾跳 ^走高跳 ^砲丸投 ^五種得点 ^体力診断 ^運動能力

運動能力テスト得点 ^一〇．67 ^一〇．58 ^0．64 ^0．53

^0．48 ^0．74

0．51

体力診断テスト得点 ^一〇．33 ^一〇．36 ^0．41 ^0．40

^0．44

0．49 0．51

身長 ^一〇．13 ^一〇．20

^0．22

^0．33 ^0．36 ^0．18

程式を求め，回帰係数，標準偏差を計算する。表2，表3は得られた結果である。この回帰方程式から，独立変量の特定の値に対応する従属変量の平均値，即ち回帰（〈Y）がえられる。表4，表5 は運動能力テスト得点，体力診断テスト得点の五種競技への回帰評価表である。体力診断テストは

1点ごとに，運動能力テストは5点刻みに対応する回帰値を算出し，標準変差値（Sy．x）で5段階

に区分した。体力診断テストと運動能力テストを評価基準をつくるための変量として適当であるか

どうかを検討すると，後者の方が回帰からの標準偏差値が小さく，評価の巾がせまくなっているこ

とから，現場での指導実践のため，形成的評価のためのfeed back情報を早く提示するときには，

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表2 陸上競技に対する体力診断テストの回帰方程式表3 陸上競技に対する運動能力テストの回帰方程式

Syx Syx

走巾跳 ♀＝6．35X＋302船

34．76

走巾跳〈Y＝1，80X＋383．78

_29．28

走高跳量＝2．97X＋ 63別

16．74

走高跳〈Y＝0，71X＋10640 工5．49

砲丸投〈Y＝18．61X＋45230

93．42

砲丸投 Y＝3．68X＋748．75 〈

^91．26

80LH 〈Y＝−0．18X＋ 19．60 1ユ7

80LH

〈Y＝−0．053X＋ 17．33

1．02

200M 〈Y＝−0．21X＋ 3496 1．44

200M 〈Y＝−0．08X＋ 33．05

_1．14 五種競技

八Y＝61．39X＋1549．53 268．64

五種競技〈Y＝16β2X＋2352．14

_207．28

表4 五種競技得点に対する体力診断テスト得点の回帰評価表

∋価得、、

基準値

⁵

⁴

³ ² ¹

23 2961 〜3364 3363〜3096 3095〜2827 2826〜2559 2558〜

24 3023 〜3426 3425〜3158 3157〜2889 2888〜2621 2620〜

25 3084 〜3485 3484〜3217 3216〜2950 2949〜2682 2681〜

26 3146 〜3549 3548〜3281 3280〜3012 3011〜2744 2743〜

27 3207 〜3610 3609〜3342 3341〜3073 3072〜2805 2804〜

28 3268 〜3671 3670〜3403 3402〜3134 3133〜2866 2865〜

29 3330 〜3733 3732〜3465 3464〜3196 3195〜2928 2927〜

30 3391 〜3794 3793〜3526 3525〜3257 3256〜2989 2988〜

Syx 268β

表5 五種競技（得点）に対する運動能力テスト得点の回帰評価表

評価得い、

基準値

⁵

⁴

³ ² ¹

35 2941 〜3253 3252〜3046 3045〜2837 2836〜2630 2629〜

40 3025 〜3337 3336〜3130 3129〜2921 2920〜2714 2713〜

45 3109 〜3421 3420〜3214 3213〜3005 3004〜2798 2797〜

50 3193 〜3505 3504〜3298 3297〜3089 3088〜2882 2881〜

55 3277 〜3589 3588〜3382 3381〜3173 3172〜2966 2965〜

60 3361 〜3673 3672〜3466 3465〜3257 3256〜3050 3049〜

65 3445 〜3757 3756〜3550 3549〜3341 3340〜3134 3133〜

70 3529 〜3841 3840〜3634 3633〜3425 3425〜3218 3217〜

Syx 207，3

運動能力テスト得点から回帰式を求め，運動能力に至適な評価をすることが可能である。体力診断テストは評価精度が甘い。

先の回帰評価が2変量同時使用の評価法で，個々の体力，運動能力に応じた五種競技の得点を評価するというものであり，平均値評価法で無視しがちであったそれらの能力を考慮した評価である。

そこで2変量同時使用の評価をより精度高くするために，3変量同時使用の評価を試みた。対象

測定項目，得点については，回帰評価のときのデータをそのま〜使用した。独立変量となる2変量

はそれぞれ独立であることが条件だが，体力診断テストと運動能力テストの間には0．51の有意な相

関があり，同一の性質が存在していることが推測される。今回は独立性はうすいが，2つの変量を用

(4)

い重回帰方程式標準偏回帰係数重相関係数，回帰平面からの標準偏差を求めて評価基準性を検討した。求めた方程式は表6である。

この式のX1に運動能力テス表 6

ト得点XlAをX2に体力診断テ r1か3 r 13．2 r 23．1 R Syi2

スト得点X2Aを代入すると，A 金＝15．04×1＋1g創X2＋1g6α48 α25α65α1gO．7520a83 と同じ運動能力，体力診断テス（0°51）（0 74）⑩・49）1

卜得点をもつものの五種競技得 r12．3運動能力テストと体力診断テストの偏相関係数点傘が求められる。この金は r13．2運動能力テストと五種競技の偏相関係数同じ得点をもつものの平均値を r23．1体力診断テストと五種競技の偏相関係数意味する。同じ得点をもったも X1＝運動能力テスト得点

のの平均値は・回帰平面上に数餐・＝体力診断テスト得点多く存在しており，これを評価 Y ＝五種競技の期待値

R ＝重相関係数の基準にする。回帰平面からの

〈 Sy12＝回帰偏差隔たり（Y−Y）をはかる尺度と

（胸は単相関係数しては，回帰平面からの標準偏

差（Sy囎）を使用する。評価をするときf±0．5 Sy．123±1．5 Sy．1，を計算し，回帰平面に平行な 4個の標準偏差の垂直距離だけ隔った4平面を構成しておけばよい。

変量が回帰評価の2変量から，重回帰評価の3変量になるため，それだけ得られる情報量が豊富になる。変量がふえると尺度の幅（標準偏差）が縮少し，そのことから，得られる知識が多くなっていくことを説明できる。そのとき重相関係数が単相関係数より大になっている。即ち運動能力テストと五種競技との相関係数は0．74であるが，体力診断テストを加えることによりわずかに重相関係数が上昇する。運動能力テスト得点だけで評価するより，よいことを意味する。しかし，体力診断テスト得点の影響はきわめて少ない。運動能力テスト得点の影響を消去した偏相関係数r23．1が α19で低いことがそれを証明している。体力診断テストが評価基準の変量としては，貢献量は低いか統計的的には，2変量を3変量にしたために評価精度が若干上昇することは認められる。至適な独立変量を選択することにより，3変量の重回帰評価が，評価のために有用であることがわかる。

体力診断テスト得点と運動能力テスト得点を評価基準変量として五種競技得点を評価したものを表7に示した。紙面の都合上二つの場合にっいてのみ提示した。

表7 五種競技得点の評価基準

（1）体力診断テスト得点20点，運動能力テスト得点50点のとき五種競技得点3105点

5

4

3

2

1

〜3411 3410〜3208 3207〜3003 3002〜2799 2798〜

（2）体力診断テスト得点30点，運動能カテスト得点60点のとき五種競技得点3451点

5

4

³ 2 1

〜3758 3757〜3554 3553〜3349 3348〜3145 3144〜

五種競技を体力診断テスト得点，運動能力テス卜得点の2独立変量で回帰評価，重回帰評価し，

それら二つのテスト得点はそれぞれ独立しているとはい、がたいが，スポーッテストの利用という

(5)

点からすれば，容認ができる評価基準のための説明変量になり得ると思われる。特に五種競技の各種目を云々することでなく，五種競技の得点を問題にするとき，基礎的な能力の総合力でそれを判断することにも理があると考える。しかし，基礎的な体力のすぐれている者，劣っている者の評価に関しては，先の方程式がそのま、適用できるとは思わない。それはその部分のデータが少ないこともあるし，充分なデータがあつめられれば，適用される範囲を明確にした上で，直線や平面を形成し直す作業によって改善出来ると考えられるからである。よりよい評価をするためにも正確なデータとデータの範囲は明らかにすべきである。また，身長と運動能力の関連から，身長が説明変量となるためには，相関が有意であるというだけでは評価のための十分な条件になっていないと考える。身長と200Mが0．13，走巾跳が0．22では，有意性を別にしても寄与率も低く，説明変量として，説明できる能力をもっていない。しかし，級別指数（Classification Index，）Classifi一 cation Index（power test）7））五種競技との相関が0．38，0．59であることから，陸上競技の評価には，身長，体重の影響を考慮しない評価は大切な条件を欠くことになる。

2 陸上競技（五種競技）の評価基準設定のための体力要素の検討8）

先の五種競技の評価に利用した体力診断テスト，運動能力テスト得点は，テスト種目を全て実施し，総合しないと算出できない。体力診断テストは各種目のテストの記録を5段階に評価し，運動能力テストは20点に区分し，それを総合して評価するため，生のデータが評価の基準値にはなっていない。体力，運動能力を総合した評価が出来るという長所と，個々の特性（体力，運動能力）を埋没させてしまうという欠点もまぬがれない。そこで，1〜2種目の単一テストを実施し，評価の基準値を作成することをねらいに，この稿では，五種競技の各種目（個々の種目）と体力，運動能カテストとの関連を検討し，重回帰評価のための評価基準となるテスト種目を選択する試みをした。

対象は茨城高専（2年男子155名），測定種目は表8である。同表に平均（文），標準変差（SD），相関係数（r）をのせた。表9は，各種目ごとの重回帰方程式である。種目ごとに代表的な二つの式を示

した。これから，各種目の評価基準を作るための至適な説明変量（独立変量）を検討する。

200Mでは，運動能力テスト得点と50 M走， Bench−stepping，立巾跳，垂直跳，連続片足跳，下肢長との組合せが多く，それらのテストは評価のための基準的資料になれる説得性をもっている。しかし，運動能力テスト得点のように総合の力でなく，単一のテスト種目では，重相関係が0．70，即ち，

50％の関与率をもつ組合せは見当らない。したがって，200Mの競技力を評価するには，どうしても総合的な見方をすることが大切であると推定される。運動能力テスト得点との組合せの中では，特に瞬発力，脚パワーを代表するテストと関連が深く，それらの種目との組合せが多く，重相関係数も高い。この研究に導入した貢献度（net−contribution）9）で，200 Mにどの程度貢献しているかをみてみると，運動能力テスト得点＞50M＞連続片足跳＞20 M dash＞垂直跳・立巾跳のような大小の関係が成立できそうである。走距離の長い種目（50M）から，脚パワー系の種目に貢献度が下がっていくが，中学生の200Mと1500 Mの記録の相関が高いという事実から，200 Mには持久性が大いに関連していることがわかり，単一のテストで評価基準を作成するには，若干の危惧もある。以上から，200Mの評価のためには，問題はあるものの総合力で評価することがよいと言えるし，その他では，50M，脚パワー系テストの組合せで関与率で，約50％をカバーできる評価基準がつくれ

ると推測される。

(6)

一

¥8 測定種目の平均（X），標準偏差（SD），相関係数（r） N漏155

項目文 SD 200M（r）80 LH（r）L・J（r）H・J（r）

S・P（r）

200M 29．95 L64 LOOO O．711 −0，818 −0．579 −0．471

801．H 1552 1．33 0．711 1．000 −0．795 −0．583 一刊D．545

Long Jump 475．57 38．90 −−0．818 −0．795 1．000 0．735 0．558

High Jump

130．40 9．69 −0．579 −0．583 α735 1．000 0．520

Shot put

898．24 109．55 −0．471 −0．545 0．558 0．520 1．000

20M dash 3．58 0．11 0．510 0．463 −0．586 −0．367 −0．336

50M dash 7．41 0．30 0．665 0．637 −0．716 −0．550 −0．476

背筋力 129．72 29．74 0．039 0．014 0．061 −0．019 −−0．056

脚筋力 261．72 70．22 0．153 0．191 −0．099 −0．099 −0．161

Side−step

46．37 3．82 −0．375 −0．432 0．435 0．248 0．382

Burpee test 13。73 1．91 0．043 0．114 −0．036 −0．073 −0，019

Bench stepPing（1） 13．41 1．07 −0．359 −0．318 0．364 0．262 0．326

Bench stepPing（2｝ 7．57 0．66 0．288 0．290 −0．319 −0．269 −｛〕．258

立巾跳（両足踏切） 232．35 12．85 −0．448 −0．536 0．568 0．467 0．472

立巾跳（片足踏切）

231．58 1445 −0．288 −0．417 0．450 0．445 0．377

垂直跳（両足踏切） 57．95 5．49 −0．334 −0．291 0．406 0．460 0．399

垂直跳（片足踏切） 41，69 5．27 −0．324 −0．381 0．460 0．409 0．238

連続片足とび 4．55 0．28 0．556 0．478 −0．600 −0．427 −0．262

開脚前後開き 163．76 9．29 −0．123 −0．270 0．260 0．482 0。257

1立位体前屈 15．53 4．21 −0．064 −0．046 0．064 0．037 0．089

伏臥上体反らし 56．33 6．56 −0．130 −0．218 0．165 0．347 0．274

閉眼片足立ち 48．19 31．98 −0．204 −0．150 0．094 0．139 −0．020

体力診断テスト（得点）

23．96 2．18 −0．255 −0．344 0．335 0．451 0．480

運動能力テスト（得点）

42．59 9．54 −0．721 −0，683 0．732 0．587 0．519

Ponderal Index 8｝ 23．03 0．65 0．019 −0．038 −｛）．130 −0．125 0．349

Classification lndex 571．07 19．57 −0．115 −0．288 0．201 0．360 0．632

Classification Index

@（power test） 1150．57 62．95 −0．327 −｛〕．343 0．417 0．513 0．545

下肢長

7793 4．11 −0．143 −0．230 0。273 0．421 0．286

身長 16723 5．53 −−0．136 −0．264 0．290 α441 0．385

体重 57．18 5．98 −0。096 −0．269 0．149 0．295 0．658

座高 89．30 3．09 −0．052 −0．166 0．156 0．230 0．310

r≧0，16055％水準で有意 r≧0．2129 1％〃

80LHでは，200 Mとことなり，運動能力テスト得点と20 M dash，50 M， side−step，立巾跳垂直跳級別指数下肢長身長などの組合せによる方程式が重相関係数の高い式となる。この種目は，形態（級別指数下肢長身長）との関連がつよく，総合体力と脚パワー，形態とが評価のために必要な要素となる。貢献度でみると，運動能力テスト得点＞50M＞20 M dash＞立巾跳〉

垂直跳〉形態・柔軟性である。形態の貢献度は，運動能力テスト得点との比較で4〜12％程度で

(7)

表 9

貢献度

偏相関係数

^重相関

_標準偏差

種目

独立変量重回帰方程式 _r貰2・3 _r13・2 _r23・1

_係数

200M ^X1 50M

?Q運動能力テスト

〈Y＝0．73X監一α21×2＋33。40

X1365

263．5

一〇．434 0，320 ^一〇．477 0，754

0．68sec

x1連続片足とび w2運動能力テスト

〈Y＝0．52×1−0．25×2＋38ユ5

X121．7

2783 ^一〇．294 ^0，255

一〇．592 0，742

0．70sec

80LH ^{X1立巾跳} w2運動能力テスト

〈Y＝−0．01×1−0．21×2＋47．26 Xl 30ユ

w269．9

0，076 ^一〇．382 ^一〇．600 0，738

0．63sec

X1 50M

w2 Side−step

〈Y＝ 1．20×1−0．18×2＋14．99 XI 73．4

226．6

0，075 0，615 ^一〇．386 0，703

0．67sec

走巾跳

X1立巾跳 w2運動能力テスト

〈Y＝0．56×1＋1。21×2＋294。50

X129．3 270．7

一〇．005 0，428 0，664 0，788 31．10cm

XI 50M

w2 side−step

〈Y＝−742×1＋0．93×2＋487．66

X178β w221．4

0，141 ^一〇．705 0，405 0，770 32．30cm

走高跳

X1 50M w2開脚前後開き

〈Y＝−2．88×1＋0．44×2＋79。67

X157．3 242．7

0，224 ^一〇．575 0，513 0，697 18．10cm

X1運動能力テスト w2身長

〈Y＝α54×1＋0．48×2＋26b1 X166．O w234．0

一〇．162 0，591 0，447 0，690

18．30cm

砲丸投

Xl運動能力テスト w2体重

〈Y＝1．53×1＋2βOX2＋684．48

Xl 369

263．1

一〇．357 0，595 0，706 0，796 51．40cm

X1 50M w2体重

〈Y＝−7．18Xi＋255×2＋80591 ^Xl 31．4

268．6

0，218 ^一〇．492 0，666 0，770 55．70cm

あり，総合体力の8〜9分の1程度であると推定される。また，一般的に言われている柔軟性の貢献度も同程度であり，無視はできないものの，記録に関与する力はかなり弱いといえよう。バー

ドル走は走運動の変形といわれているが，200Mとことなり，高さを克服する種目だけに，形態の大4、柔かさの要素が影響をもってくる。この評価には，総合力と走能力と形魍柔軟性が評価基準変量として対応できる。

走巾跳では，重相関係数の高い方程式が多い。それらの組合せ変量は，運動能力テスト得点が中心であり，脚パワー，敏捷性形態がそれらに関連している要素である。前の二つの走種目より以上にいろいろの要素・種目との関係が深い。説明変量の組合せでは，運動能力テスト得点との組合せが多いものの，この種目特有の特徴的な組合せ変量には，20Mdash（短かい走種目）とBench一 steppin＆立巾跳，垂直跳体力診断テスト得点座高連続片足とび伏臥上体そらしなどとの組合せが多く出現し，重相関係数も高い。これらの組合せによる走巾跳の評価精度は高いことが予測できる。貢献度からみると，運動能力テスト得点＞50M＞連続片足跳＞20 M dash＞立巾跳〉垂直跳〉形態・柔軟性・敏捷性となろう。走巾跳では，短距離走能力，脚パワーが主動的要素となろうが，それらの力を跳距離で発揮させるためには，柔かい身体動作の切りかえの速さ，体格の大小，リズム等も大きな条件になる。

走高跳では，今回測定したテスト変量による組合せで重相関係数がα70をこえたものはみられない。

(8)

したがって，これまでの種目に比して，評価基準をつくることが困難であると予測できるし，これらのテストの組合せでは，評価精度が高いとは言えない。水平速度を垂直方向への上昇力にかえる Skill的要素が強い種目特性があり，簡単なテストでは測定しきれない深さをもっていることが理解できる。この種目では，柔軟性（開脚前後開き）との関連が高く，運動能力テスト得点との組合せで，比較的高い重相関を示した。ついで，形態（下肢長，身長）と運動能力テスト，瞬発力と運動能力テストとの組合せがみられる。このことから，走高跳を評価する変量として，運動能力テスト得点，柔軟性（開脚前後開き），形態（身長，下肢長），50Mなどがあげられるが，決定的な変量

と組合せは見出せない。貢献度をみても，形態，柔軟性の占める割合が他の種目に比べてきわめて高い。評価には，この二つの要素を十分に加味する必要がある。50Mや運動能力テストの貢献度は他の種目より低いが，依然として，総合力と走能力が影響していることは事実である。走高跳では，単変量や相対評価では，無視してしまう大切な要素があることが推測されるので慎重にしなければならない。

砲丸投では，50M，20 M dashと立巾跳，垂直跳，連続片足とびとの2変量の組合せに重相関係数が高く，体重，級別指数を中心とした組合せも同様に高い。この種目では，評価のデータとして体重，級別指数のもつ意味がきわめて重要であり，これを無視して評価をすることはきわめて正確

さを欠くことになる。同時に，これまでの種目で中心的変量であった，運動能力テスト得点の出現率が低く，一般学生では，総合的な体力より，形態の方がより貢献していることが推測できる。貢献度をみても体重〉級別指数〉運動能力テスト得点＞50M，20Mdash＞立巾跳，垂直跳，身長，

体力診断テスト得点，連続片足跳となる。形態とくに体重が重要なFactorになり，砲丸投げの評価にか、せぬ要素であることがこの種目の特性である。

以上種目ごとに評価のための変量とその組合せを検討してきた。その変量と組合せに特性がみとめられ，説明変量が一様でないことが判明した。運動能力テスト得点のように，いくつかの種目を内包しているテスト項目は，それ自体問題はあるが，各種目をある程度はカバーできる能力をもっている。他のテストについても，種目の特性を出来るだけ説明できる変量の選択がされ，その変量が独立した要素をもっている組合せで方程式が成立することがのぞましい。今回検討したそれぞれの変量は，評価精度が高いと認められ，3変量同時使用による重回帰評価は，回帰評価より評価精度が高くなることもわかる。より質の高い，より多い情報で，個々の能力の発揮する記録を正確に評価する。そのためにも，種目の特性を把握できる，評価のための説明が十分に認められるテスト itemを選択する客観的な視点をもつ必要にせまられよう。そこから，五種競技各種目を説明できるテストitemをみると表10のようにまとめられる。いずれも高い精度をもつ変量と組合せである。

その中核は，50Mと運動能力テスト得点の二種目である。

表 10

体力診断テスト体力診断テスト

立巾跳（両）

50M CIassification lndex

Ponderal Index dash Classification Index 運動能

@ （power test）カテスト Classification Index

blassification Index（power test）

身長

体重

(9)

3 運動部学生と一般学生の50Mの記録の評価の発育発達的検討10）

茨城高専学生（運動部学生64名，一般学生104名）を23itemの測定結果で評価の検討をした。

50M走記録とテスト項目との相関をみると，運動部学生では，走巾跳，運動能力テスト得点，垂直跳（1年だけ），級別指数（P）に著しい相関，握力，背筋力，持久走，体力診断テスト得点，ハ

ンドボールスローに低い相関を示した。一般学生では，走巾跳，運動能力テスト得点に著しい相関，

級別指数（P），垂直跳，握力に低い相関がある。それらの相関係数を両群で比較しても有意な差はみとめられないが，一般学生群の方が少し相関が高い傾向にあると思われる。テスト種目ごとに相関係数を詳細に検討してみると両群間，学年間に50M記録を評価する変量に差があり，寄与率（r2）

に差があることがみとめられる（詳細は省略）。寄与率（r2），不関率（1−r2）で相関係数を検討してみても，今回測定したテスト種目では，50M記録を評価するテストとしては，その関連を説明できない場合が多く（r2が小さく，1−r2が1に近くなる）評価精度が低いと推測される。

貢献度からみてみると，静的なテスト種目よりは動的なテスト種目，敏捷性をはかるテストよりは瞬発力（脚パワー）をみるテストの方が一貢献度が一般に高い。形態や柔軟性，心肺機能は50M への貢献度は低い。両群間，学年間には大きな差はない。そのことは，両群，学年間に特有な評価の基準を設定するための独立変量はないと判断できる

この研究で測定したテスト種目の中で，50M記録の評価を充分に説明できるテスト項目は見当らない。このことは両群各学年にも言える。その中でも，50M記録を評価する精度がよい組合せ（関与率50％）は，一般学生では，運動能力テスト得点と身長，座高，下肢長の組合せ（1年），

運動部学生では，走巾跳と踏み台昇降運動（2年生）だけであり，一般学生が1年生で総合力と形態の組合せに比較的評価精度の高い組合せがみられたが，その他では同じ1年で走巾跳と懸垂，4 年で総合力と下肢長の組合せがあるのみでそれ以外は，重相関係数が低い。運動部学生では，2年生で先の一組の組合せだけがあるだけで，運動部の学生には，目立つ特徴はみられない。両群の50

M記録評価のための重回帰方程式は同じ傾向の組合せが多い。両群に独自な組合せで，ある程度学年進行と平行して出現する組合せは．運動部学生に持久走と垂直跳び（1年〜3年）があるが，1 年で0．558，2年0．390，3年で0．312と段々低くなり，4〜5年では出現しない。座高と級別指数

（P）（2年，4年，5年）は0．300〜0．400の重相関係数で評価精度が低い。一般学生では，持久走と背筋力（2年，3年，4年，5年），があるが，重相関係数は低い。また反復横とびと背筋力（2 年，3年4年）も運動部学生にみられない組合せだが0．30台のR値である。以上・50M記録を評価するための独立変量（説明変量）を検討してきたが，23itemのそれらの中には，評価精度の高いテスト種目と，重相関係数が高い組合せはみあたらない。学年進行に伴う変量の変化，組合せの相違もほとんどみられないし，あったとしても評価精度が低く利用できない。両群の相違は，特有の変量が見当らないことからないと言える。しかし，一般学生より，運動部学生の方が50M走の評価は困難であると推測される。

4走巾跳の記録を評価するための体九運動能力についての発育発達的検討（小学生の場合）11）

これまで説明変量として測定してきたテスト種目を再検討し，小学校児童37種目，中学校生徒

38種目に再構成した。小学生から中学生まで発育発達に伴い記録の評価にどの程度関与しているか

(10)

を明らかにするために，横断表11相関係数（r），有意性検定（t），差の検定（小学生）

的に検討した。今回はそのう

男子女子

ち，小学校児童についてのみ

テスト種目

5 年 6 年 5 年 6 年

報告したい。

r r r r

表11は走巾跳とテスト種目 _{身長}

_0．3686 _0．3513 _0．2810 _0．2526

間の相関係数である。この表体重

^0．1278 ^0．2119

02657

0．0743

から次のようなことが読みと

^形

^{座高}

^0．4889 ^0．4396 ^0．1380 ^0．1473

れる。男子では，走巾跳と運

^態

^{下腿長}

^0．4044 ^0．1193 ^0．1163 ^0．1568

と大腿囲

^0．4610 α1233 ^0．0674 ^0．1567

動能力テスト構成種目，形態

形

下腿最大囲 ^{一〇．1095}

0．2238 0．1562 0．0136

と有意な相関があり，6年に

_態

_{下腿最小囲} 一〇．4839

0．0500 0．1258 0．1133

なると運動能力テスト構成種

指

下肢長 ^{一〇．4081}

^0．2101 α4172 0．2351

目とは高い相関がある瓶形

^数

^{大腿長} ^{一〇．4313}

^0．1694 ^0．5138 ^0．1884

態は5年ほどでない。また，体 ^{下腿囲比率}

^0．3626

^{一〇．2474} ^{一〇．1276} ^{一〇．1796}

ローレル指数 ^{一〇．4881} ^{一〇．0939} ^0．1021 ^{一〇．2158} 力診断テスト得点は運動能

背筋力

0．5497 0．3794 0．2832 0．3156

カテスト得点と同様の高い相 _{握力}

_0．3890 _0．4758 _0．0975 _0．3458

関がある（5年6年ともに）。

筋

連続さか上がり

^0．2624 ^0．1862

^{一〇．2463}

^0．3861

女子では，体力診断テスト，運斜め懸垂

^0．2383 α3940

^{一〇．1036}

^0．3728

動能力テスト種目との関連が

^力

^{脚筋力（両足）}

^0．1980 ^0．1108 ^0．2349 ^0．1975

つよいが5年，6年ともに形態 ^{〃（右足）}

^0．0698 ^0．1542 ^0．0065 ^0．1807

〃（左足） ^0．0111

^0．2629 ^0．1068 ^0．2140

との相関は低い（これは男子

スピード 50 M 走 ^{一〇．0903} ^{一〇．1645} ^{一〇．6942} ^{一〇．5605} と相違している）。5年では柔伏臥上体そらし

^0．4348 ^0．2768 ^0．5394 ^0」524

軟性瞬発力と有意な相関が

柔軟

立位体前屈

^0．4443 ^0．3837 ^0．0126 α0420

ある。6年では筋力，協応性

_性

開脚前後開き ^{一〇．1037}

^0．1839 ^0．6182 ^0．2619

に有意な相関があり，5年生 ^{柔軟度指数} ^{一〇．2949} ^{一〇．0777}

^0．5169 ^0．0433

バランス閉眼片足立ち

^0．0473 ^0．0558 ^0．6500 ^0．3059

とはことなった有意1生を示し

持久性踏み台昇降 ^{一〇．0364}

^0．0297 ^0．2823 ^0．1726

ている。中学生になると男女 _{立幅跳} _0．7461

_0．6073 _0．7198 _0．4970

とも高い相関を示す50M走

^跳

垂直跳

^0．7268 ^0．6900 ^0．5820

0．3851

とは，小学男子で相関がまっ

^躍

片足垂直跡

^0．5204 ^0．1116 ^0．7129 ^0．4559

たくみとめられないが女子で

^力

^{片足立幅跳} ^{一〇．0822}

^0．2246 ^0．8199 ^0．3686

20M 片足跳

^0．4289

^{一〇．1812} ^{一〇．6643} ^{一〇。0817} は著しい相関を示している。

投力 ^{ソフトボール投げ}

^0．7064 ^0．5150 ^0．2270 ^0．2992

また，開脚前後開き，閉眼片

_総

_{体力診断テスト得点}

_0．7089 _0．6069 _0．6365 _0．4287

足立ち，立巾跳シャトルラ

合

運動能カテスト得点

^0．7443 ^0．6172 ^0．5532 ^0．7363

ンとの相関係数は女子が有意

^敏

^{反復横とび}

^0．6227 ^0．2518 ^0．7123 ^0．5061

に高く，ボールスローだけ男

^捷

^{ジグザグドルブル} ^{一〇．2514} ^{一〇．4240}

^一α1825

^{一〇，5892} 子が高い。6年では50Mで

^性シャトルラン

一〇．1256 一〇．3188 一〇，8246

女子が高く，垂直跳では，男競技 ^{走幅跳} ^1．0000 ^LOOOO ^1．0000 ^1．0000

N＝33 N＝44 N；31 N＝49 子が有意に高い。これらのデ。 5％田〉α謝国〉α謝1・1＞幡51・1＞α珊

一タを基本とし，走巾跳記録。， 1％ 1，1＞α囎1・1＞α謝1・1＞α㈱1「1＞α躍

の評価基準を作成するための，＊＊＊α1％ 1・1＞α魏1「1＞α姻1「1＞α鵬1「1＞α緬

(11)

表12 組合せ（X1， X2L貢献度（％），重相関係数（DR），偏相関係数（r12．3，r13。2，r23．D，関与率（DR2）

重相関

組合せ貢献度〔鰯 _係数偏相関係数 ^与率囲

X1 X2 Xl X2 DR

^r12・3

^「16・2

^r23・1 ^DR2

5

体力診断テスト運動能力テスト

45．85 54．15 0．8649 0．2424 0．6597 0．7026 74．81

ソフトボール投げ体力診断テスト

49．69 50．31 0．8385 0．1530 0．6350 0．6384 70．31

年運動能力テスト座高

^73．60 ^26．40 ^0．8294 ^0．3281 ^0．7680 ^0．5477 ^68．79

（男）

背筋力運動能力テスト

29．96 70．04 0．8254 0．2346 0．5341 0．7370

68ユ3

立幅跳垂直跳

^53．55 ^46．45 ^0．8156 ^0．1960 ^0．5388 ^0．4949 ^66．52

立幅跳乗直跳

^36．53 ^63．47 ^0．7459 ^0．1978 ^0．3913 ^0．5451 55．64

6 立幅跳 ^{運動能力テスト}

^48．41 ^51．59 ^0．7084 ^0．1911 ^0．4419 ^0．4590 ^50．18

年立位体前屈 ^{垂直跳}

^17．97 ^82．03 ^0．7325 ^0．0855 ^0．3396 ^0．6757 ^53．66

勇垂直跳 ^{運動能力テスト}

^62．75 ^37．25 ^0．7424 ^0．2489 ^0．5244 ^0．3784 ^55．12

）垂直跳

片足立幅跳 ^90．13 ^9．87 ^0．7283

^0．237ユ

^0．7110 ^0．3220 ^53．04

片足立幅跳 ^{シャトルラン}

^48．82

^51」8

^0．8773 ^0．2500 ^0．5293

^0．545ユ

^76．97

5

体力診断テスト

片足立幅跳 ^27．68 ^72．32 ^0．8706

^0ユ425

^0．5i16 ^0．7702 ^75．79

年片足垂直跳 ^{シャトルラン}

^32．22 ^67．78 ^0．8686 ^0．0301 ^0．4823 ^0．7075 ^75．45

安立幅跳シャトルラン

^31．89 ^68．11 ^0．8634 ^0．0995 ^0．4522 ^0．6868 ^74．55

）伏臥上体そらし

片足立幅跳

^20B5

^79．15 ^0．8632 ^0．1926 ^0．4715 ^0．8003 ^74．51

6

ソフトボール投げ運動能力テスト ^一8．02

108．02 0．7468 0．5082 0．1848 0．7171 55．77

年運動能力テスト 20M片足跳

^101．80

^一1．80

^0．7457 ^0．3044 ^0．7436 ^0．1743 ^55．61

運動能力テストシャトルラン

^94．05

^5．95

^0．7455 ^0．0265 ^0．7204 ^0．1725 ^55．58

（女）

運動能力テスト脚筋力（左）

^93．46

^6．54

^0．7567 ^0．1569 ^0．7430 ^0．2580 ^57．26

運動能力テスト大腿長

^95．46 ^4．54

α7484

^0．0977 ^0．7375 ^0．1987 ^56．01

表13 重回帰方程式

重回帰方程式

^X1 X2

5 傘二18966＋a8740X、＋a8紹4×2 _{体力診断テスト} _{運動能カテスト}

年

〈

Y＝170．57＋ 1．8035×1＋ 3．9952×2 ソフトボール投げ体力診断テスト勇

〈

） Y＝ 34．73＋ 8．6089Xl＋ 3．1035×2 運動能力テスト座高

6

〈Yニ112．08＋ 0．6227Xl＋ 2．5242×2

立幅跳垂直跳

年（金＝ユ8923＋24722×1＋57661×2 _{垂直跳} _{運動能力テスト}

署傘一19乳65＋α6135Xl＋3．1463×2 立位体前屈 ^{垂直跳}

5

金＝2a67＋31080×1＋1．3432文2 _{体力診断テスト} _{立幅跳}

年

〈

Y＝463．27＋ 2．3939×1−18．365 ×2 片足垂直跳 ^{シャトルラン}

9

餌3253ユ＋0．9206×1−14．1478×2

片足立幅跳 ^{シャトルラン}

6 〈Y＝20895− 1．0447×1＋16B596×2

ソフトボール投げ運動能力テスト年金＝18415＋14舗4×1＋1．0735×2 運動能力テスト脚筋力（左）

安

_〈

） Y＝149．13＋14．9644×1＋ 18345×2 運動能力テスト大腿長

(12)

テスト種目の選択と，変量の組合せを検討した。それが表12であり，その時の重回帰方程式は表 13である。

表13から，5年男子では体力，運動能力テスト得点との組合せが多く，重相関係数も高い。運動能カテスト得点は他の変量との内部相関が低い。運動能力テスト得点をのぞけば，垂直跳，立巾跳，

ソフトボール投げ，背筋力，・握力，伏臥上体そらし間の組合せが多く，形態（座高，大腿囲，下腿囲最小囲，下肢長身長など）の各種目の組合せによる方程式も数多く成立し，重相関係数も高い。

また体力診断テスト得点とソフトボール投げの組合せからも精度の高い評価基準が設定できる。単相関係数からの寄与率でみると50％〜55％程度しか説明できないが，2つの変量による関与率は 70％にまで上昇し，走巾跳の評価基準としてきわめて高い精度をもっていることがみとめられる。

貢献度をみると同じ瞬発力をはかるテストでも立巾跳の方が垂直跳より貢献度は高く，垂直跳は反復横とびよりはすぐれる。背筋力と握力では前者の方が貢献度にすぐれ，ソフトボールスローは体力診断テスト得点と同程度の貢献度を示す。形態では座高，下腿囲最小囲，下腿長，大腿長，身長の順で貢献度がことなる。

6年男子では，関与率50％以上の組合せは5つの方程式が示す通りである。そして，その方程式を形成する変量は5種目だけである。貢献度からみると垂直跳〉運動能力テスト得点〉立巾跳〉立位体前屈〉片足立巾跳の順となる。5年男子とは，垂直跳と立巾跳の貢献度に相違がある。即ち5 年では立巾跳の方が貢献度が高いが，6年では，垂直跳の方が高くなっている。形態，ボールスロ一，体力診断テスト得点などの種目は5つの方程式にはまったくみられない。

5年女子では，体力要素別にみると瞬発力，敏捷性，スピード，柔軟性，平衡性，筋力，総合力，跳躍力，

形態等多くの要素が関連している。男子と比べて平衡性，柔軟性種目との組合せに特徴がみられる。

重相関係数が0．80以上，関与率70％以上の高い評価精度をもつ方程式が13式である。この方程式に含まれる説明変量は立巾跳，シャトルラン，反復横とび，伏臥上体そらし，50M走，体力診断，

運動能力テスト得点，閉眼片足立ち，垂直跳，20M片足跳などである。その中でシャトルラン（敏捷性）が走巾跳に最も貢献度が高い。このことは男子にはみられない特長である。片足立巾跳片足垂直跳も50M走よりは貢献度が高い。

6年女子では，走巾跳とテスト種目間の相関係数が低く，更に検討すると独立の変量が見当らない。重相関係数がとにかく上位の方程式をえらんだにとどまった。即ち，走巾跳を評価精度高く説明できる独立の変量がないことを意味している。そこから，6年女子では，評価が困難であること，

評価の基準をつくるための至適な変量がない。

小学校児童5年，6年男子，女子について走巾跳の評価（重回帰評価）基準をつくるための，十分な条件をもっている説明変量を検討してきたが，男子でも5年と6年ではことなり，男子と女子でもまた著しく説明できる変量がことなり，組合せも特長的である。今回のテスト種目の検討には，

対象人数が多くないので，より多くの対象により，正確な測定で良いデータを得て再検討しなければならない。しかし，発育発達，性別により評価のためのデータがことなっていることは考慮しなけれだならない。

たとえば，5年男子では身体の総合能力が走巾跳に必要であり，その総合力をはかれるテストが，

評価基準のための変量となりうる。即ち，今回のテストで言えば，運動能力テスト得点，体力診断

テスト得点を軸にして瞬発力，敏捷性協応性筋力，形態など身体全体を使うテスト種目との組

合せで評価基準が構成できる。しかし，6年では脚パワーを中心とした種目が有用な説明変量にな

(13)

る。女子では，組合せの種目構成が多様化し，中でも平衡性，柔軟性種目がきわめて高い重相関係数を示し，高い評価基準が設定できる中味をもっている。また女子はシャトルラン，片足立巾跳，片足垂直跳など速い動作，振りこみ動作の巧みさ，バランスなどが走巾跳に関係の深いことも推測で

きる。

まとめ

これまで陸上競技の評価基準をつくるための回帰評価，重回帰評価について論をすすめてきた。

簡単なテストによる回帰評価から，数多くのテストitemを測定して，それらのテストの中から，評価精度を高く説明できる種目の選択と3変量同時使用による重回帰評価まで検討した。それらの結果は，個々の項目の中で述べた通りである。数多くの情報をえて，それによって正しい評価，個々の能力を考慮に入れた評価がなされることが理想であり，そのために回帰・重回帰評価は必要な教育的意味をもっている。しかし，これらの評価のためには，多くの被験者と至適なテストitem の作成が重要な条件であり，加えて正確な測定値，統計的処理が素早くなされることが大切である。

児童・生徒を形成的に評価しようと思えば，測定値の処理は短時間で仕上げなければならない。このことは現場教師の作業として非常に困難さを伴う。その結果，1変量による相対評価にならざるをえないという悪循環をよびこむ。比較的正確な記録の測定のできる陸上競技は，県というレベルでデ一タ蒐集と分析・検討が可能であり，その線で3変量同時使用による評価方法が確立されていてしかるべきである。回帰評価・重回帰評価の有用性は充分に認められるが，回帰直線，回帰平面の有効使用範囲，成立限界等はまだ十分に検討されていない。これらのことが解決されないと，体力・

● ^動能力の良しあし，形態の大小，性別の相違による発育発達的観点が生かされないことになる。

これらの検討をす、めた上で，児童・生徒の体力・運動能力，形態，性別，学年別に特徴的な至適な独立変量を求め，陸上競技の評価を作成しなければならない。

注

P）野田洋平，大山東，吉村磨古刀，鶴田紀興「陸．ヒ競技の指導に関する研究第W報特に目標記録の設定について」『茨城大学教育学部紀要』第21号（1971年）。

2）水野忠文r身長基準の回帰評価法による日本人体力標準表』（東京大学出版会，1980）。

3）同書。

4）同書。

5）Classification Index（Mccloy，C．Hによる体力級別指数の野口修正式 15A＋H＋2．6 W Aは年令，Hは身長， Wは体重。

6）Classification Index（Power test）（15A＋H＋2．6 W）＋垂直跳x10

7）野田洋平，大山東，古藤高良，山西哲郎，吉村磨古刀，鶴田紀興「陸上競技の指導に関する研究（第8報）

一重回帰分析による目標記録設定の要素分析一」r茨城大学教育学部紀要』第24号（1974年）。

8）Ponderal Index ⊥伍x103（肥痩係数） L9）貢献度（net−contribution）Blrci／R2青山昌二「大学生の体格・体力の統計的分析」r体育学紀要』

第8号。「標準偏回帰係数のそれぞれの値は，その予測変量の相関係数の値との積により，他の予測変量を固

定して考えたときの基準変量に対する貢献度をあらわす指標である」

(14)

体 育 の 評 価 の 現状 と 問 題 点