社会不安が印象形成に及ぼす影響－解釈バイアス・判断バイアスの観点から－

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(1)社会不安が印象形成に及ぼす影響一解釈バイアス・判断バイアスの観点から一. 学校教育学専攻臨床心理学コース. M08060K 高山美紀問題と目的. 調査対念者. 社会不安障害（S㏄1a1Anx1etyD1sorder SAD）. 大学生（A県の都市部の女子大学に在籍す. とは，他人の注視を浴びるかもしれない社会的場. る学生118名・A県の大学に在籍する学生で. 面や行為場面に対する顕著で持続的な恐怖を特. 男性24名，女性33名・B県の教育系大学に. 徴とする精神疾患である（Ame㎡can. 在籍する学生で男性19名，女性33名），専門. PsychiatricAss㏄iation：APA，2000）．SADの維. 学生（A県の医療系の専門学校に在籍する専. 持要因として，本研究では，解釈バイアスと判断. 門学生男性24名，女性43名）．. バイアスに焦点を当てる．解釈バイアスとは，否. 調査時期. 定的とも肯定的とも解釈できる曖昧な対人状況. 2009年9∼10月に実施．. が，自分にとって危険なものであり，実際に他者. 質問維. から否定されたり拒絶されたりしているのでは. ①解釈・判断バイアスを測定するもの. ないかと，その状況を否定的に解釈してしまう. 守谷ら（2007）の場面想定法質間紙より3. （C1ark＆We鵬，1995；We11s＆C1ark，1997）も. 場面を使用．. のであり，判断バイアスは，人前で失敗するなど. ②印象形成を測定するもの. 不安を喚起する行動や，否定的な評価を受ける対. 林（1976）が作成した特性形容詞尺度を使. 人状況が起こる頻度と，その行動や対人状況，そ. 用（20項目，7件法）．. の状況で生じる考えが自分にとって否定的であ. ③社会不安傾向を測定するもの. ると判断する程度のことである（Lucock＆. 否定的評価懸念尺度Fe価。f Negative. Sa1kovskis，1988，Mc1Mla皿us，C1aエk，＆1≡【ackmann，. Eva1uati㎝Sca1e（Watson＆Friend，1969）. 2000）．この2つのバイアスが自己認知に与える. の日本語版の短縮版（笹川・金井・村中・鈴. 影響に関しての研究はなされている（例えば，守. 木・嶋日ヨ・坂野，2004）を使用（12項目，5. 谷・佐々木・丹野，2007）のだが，2つのバイア. 件法）．. スが対人認知においてどのように影響を及ぼし. ④自尊感情尺度. ているのかの視点で行われた研究は少ない．. Rosenberg（1965）が作成した尺度の邦訳. 対人認知の過程は，Schneide巧Hastorf＆E11s・. （山本・松井・山成，1982）（10項目，5件法）．. worth（1979）によって，その過程を6つの段階. 手線き. に区別されているが，その中でも，「印象形成. 質問紙を大学の講義の時間を利用して一. （impression虹mation）」の段階に着目する．. 有配布を行い，回収した．. そこで本研究では，社会不安の維持要因である. 独立変数. 解釈・判断バイアスが印象形成にどのように影響. 解釈バイアス（negative・pOsitive）X半1j断バイ. するかを明らかにすることを目的とする．. アス（negative・positive）×不安傾向（高・低）. 従属変数方法. 特性形容詞尺度の得点. 136一.

(2) 結果. 3．判断バイアスに関する分析. 1 印象形成尺度項目の因子構造. 不安傾向と判断バイアスが印象形成に与. 20項目の特性形容詞尺度を，探索的因子分析. える影響について分析を行った．解釈バイアス. を行い、第1因子を「個人的親しみやすさ（α. に関する分析と同様に，不安・判断バイアスに. 手．893）」第2因子をr社会内望ましさ（α＝. ついて分類を行った．また，分析は，印象形成. ．808）」第3因子を「活動性（α＝．739）」とした。. 2 解釈バイアスに関する分析. 得点を従属変数とした3要因（不安：島群・低群×判断バイアス：ポジティブ・ネガティブ×. 不安傾向と解釈バイアスが印象形成に与え. 性別：男・女）での被験者間分散分析を行った．. る影響について分析を行った．まず，分析を行. 場面①では，r活動性」項目において，判断. うために，FNEの短縮版の得点をもとに，不. バイアスがポジティブよりもネガティブな方. 安高群・低群の2群に分類を行った（上位から. が得点が有意に高かった（F（1，141）＝429，. 20％が不安高群，下位から20％が不安低群）．. pく．05）．場面②では，「個人的親しみやすさ」. また，守谷ら（2007）の場面測定法質間紙の解釈. 項目において，不安x性別の2要因の交互作用. バイアス測定項目を元に，解釈バイアスがポジ. が見られ（F（1，142）：4．93，pく．05）、不安の項目. ティブであるか，ネガティブであるかに分類を. において有意な主効果（F（1，124）＝7．06，pく．05）. 行った．（ポジティブ群は平均点十1SD，ネガ. が見られた．不安低群よりも，不安高群の方が. ティブ群は平均点一1SD）．分析は，印象形成. 「個人的親しみやすさ」得点が有意に高かった．. 得点を従属変数とした3要因（不安：島群・低. 考察. 群X解釈バイアス：ポジティブ・ネガティブX. 1．解釈バイアス・判断バイアスに関して. 性別：男・女）での被験者間分散分析を行った．. 解釈バイアス・判断バイアスの分析ともに、. 場面①では，「自身が企画を行った親睦会」. 一貫した結果は見られていない．他者認知にお. という場面を設定した．「個人的親しみやすさ」. いて、不安感や，解釈・判断バイアスは他者認. 項目では，解釈バイアスがポジティブな方が，. 知に影響を及ぼす場合もあるが，決定的なもの. r個人的親しみやすさ」項目得点が有意に高く. ではない，と考えられる．. （F（1，109）＝7．66，pく01）、「活動性」項目では，. 2．本研究の問題点. 解釈バイアスがネガティブであるほうが，「活. 本研究においては，場面設定を3つに分けて. 動性」項目得点が有意に高かった. 行ったが、毛利・丹野（2001）は，状況によって，不安の感じ方が異なることを述べており，. （F（1，111）＝4，29，pく05）．場面②では，「気にな. る異性との会話」という場面を設定した．r個. r発表・発言不安」r親しくはない相手への不. 人的親しみやすさ」項目では，解釈バイアス×. 安」「異性への不安」「会話のない不安」「目上. 性別の2要因の交互作用が有意であり. への不安」があると述べている。この点から見. （F（1，134）＝421，pく05）、「活動性」項目では，. て，3つの状況では不足していると言える．ま. 不安×性別の2要因の交互作用が有意であった. た，被験者に関しての問題として，性差の問題. （F（1，134）＝8．04，pく．01）．場面③では、「講義. がある．本研究においては，女性の被験者が多. 中の発言」という場面を設定した．「個人的親. かったため，性差の検定に関してより正確な分. しみやすさ」項目では、不安X性別の2要因の. 析を行うためには，より多くの男性被験者が必. 交互作用（F（1，124）＝4．29，p＜．05），解釈バイア. 要であったと思われる．. ス×性別の2要因の交互作用（F（1，124＝6．08，. 主任指導教員（遠藤裕乃）. p＜．05）が有意であった．. 指導教員（遠藤裕乃）. 137一.

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