日本認知・行動療法学会 第44回大会 一般演題 P1-36 192
-質問紙と実験課題で測定された衝動性の関連
―行動的衝動性に対する潜在変数アプローチを適用して―
○長谷川 晃1）、杣取 恵太2）、西村 春輝3）、服部 陽介4）、国里 愛彦5） 1 ）東海学院大学人間関係学部、 2 ）専修大学大学院文学研究科、 3 ）量子科学技術研究開発機構放射線医学総合研究所脳 機能イメージング研究部、 4 ）京都学園大学人文学部、 5 ）専修大学人間科学部 【目的】 衝動性は神経発達症群，統合失調症，双極性障害， うつ病，強迫症，摂食障害群，物質関連障害および嗜 癖性障害群，パーソナリティ障害群といった様々な精 神疾患と関連する変数である（レビューとしてWright et al., 2014; Berg et al., 2015）。しかし，衝動性 の定義や測定方法は多様であり，それらの整理が必要 とされる。衝動性を測定する主な指標として質問紙と実験課題 が挙げられる。衝動性を測定する代表的な質問紙は UPPS-P Impulsive Behavior Scale（Lynam et al., 2006） で あ り， ネ ガ テ ィ ブ な 緊 急 性（Negative urgency），計画性の欠如（Lack of premeditation）， 忍 耐 の 欠 如（Lack of perseverance）， 刺 激 希 求 （Sensation seeking），ポジティブな緊急性（Positive
urgency）という 5 因子から構成される。また，実験 課 題 で 測 定 さ れ る 衝 動 性 は「 行 動 的 衝 動 性 （Behavioral impulsivity）」と呼ばれ，課題の代表例 としてGo/No-go課題（Van der Meere et al., 1995） や遅延価値割引課題（Rachlin & Green, 1972）が挙 げられる。 先行研究では質問紙と実験課題で測定された衝動性 の関連について検討が行われているが，その関連は非 常 に 弱 い こ と が 示 唆 さ れ て い る。C y d e r s & Coskunpinar（2011）はこの関連についてメタ分析を行 い，r = .10という結果を見出した。つまり，同じ構 成概念を測定の対象としているのにも関わらず，測定 結果に大きな乖離があると言える。 しかし，これらの研究では一課題で行動的衝動性を 測定している点に問題がある。実行機能を対象とした 研究では，各実験課題の成績に影響を及ぼす誤差を考 慮し，同じ機能を測定する複数の課題を用い，各課題 の成績から潜在変数を構成する「潜在変数アプローチ （Latent-variable approach）」を採用することが推奨 されている（Miyake & Friedman, 2012）。近年，行動 的衝動性を対象とした研究でもこのアプローチが試み られており（MacKillop et al., 2016），このアプロー チを採用することで誤差の影響が少ない，より純粋な 行動的衝動性を測定できると考えられる。 以 上 を 踏 ま え， 本 研 究 で は ま ずMacKillop et al.（2016）が抽出した衝動性の一次元であり，優勢 な 反 応 を 抑 制 す る 困 難 さ を 指 す「 反 応 の 抑 制 困 難 （Impaired response inhibition）」を測定する 3 課題 を用い，これらの課題の成績で 1 つの潜在変数を構成 できるのかを検討する。その上で，各課題の成績や潜 在変数によって測定された行動的衝動性と質問紙で測 定された衝動性の関連を検討することを目的とした。 【方法】 4 大学の大学学部生・大学院生176名（男性89名， 女性87名，平均年齢20.38歳，SD = 1.88）を対象に個 別で実験を行った。各大学で参加者の募集を行い，参 加を希望した者に実験室への来室を求めた。実験では インフォームドコンセントの取得後に，参加者に年 齢，性別，国籍について回答を求めた。続いて，各参 加者にパソコンでGo/No-go課題（以下，GNG），Stop Signal課 題（ 以 下，SST），Conners Continuous Performance Test 3rd Edition（以下，CPT）を実施し た。GNGは，画面に緑色の丸か赤色の丸のいずれかが 提示され，参加者は緑色の丸が提示された時のみキー を押す課題である。全120試行から構成され，緑色の 丸と赤色の丸が提示される割合は 7 : 3 であった。SST は，画面に左向きの矢印と右向きの矢印のいずれかが 提示され，参加者はどちらの向きの矢印が提示された のかをキーを押して回答するが，矢印の提示後に音が 鳴った際にはキー押しを抑制する課題である。矢印が 提示されてから音が鳴るまでの時間は，参加者がキー 押しの抑制に成功した場合には50msec遅延され，失敗 した場合には50msec短縮される。 1 ブロックは64試行 から構成され，それを 3 ブロック実施した。音が鳴ら ない試行と音が鳴る試行の比率は 3 : 1 であった。CPT は，画面にアルファベットが 1 つずつ提示され， X 以 外のアルファベットが提示された際にはキーを押す課 題である。全360試行から構成され， X 以外のアル ファベットが提示される試行と X が提示される試行の 割合は 4 : 1 であった。GNGとCPTでは，キーを押すべ きではない刺激が提示された際にキーを押した回数 （Commission error）を衝動性の指標とした。SSTで は，音が鳴らない試行におけるキー押しの所要時間か ら，矢印が提示されてから音が鳴るまでの時間の平均 を引いた値（Stop signal reaction time）を衝動性 の指標とした。 3 課題の実施後にUPPS-P Impulsive B e h a v i o r S c a l e の 日 本 語 版（ 以 下，U P P S - P ;
日本認知・行動療法学会 第44回大会 一般演題 P1-36 193 -Hasegawa et al., 2018）を含めた複数の質問紙に回 答を求めた。最後にデブリーフィングを行い，謝礼と して1500円分のQUOカードを進呈し，実験を終了した。 なお，本研究は東海学院大学「人を対象とする研究」 に関する倫理審査委員会の承認を得て，とり行われ た。 【結果】 GNG，SST，CPTの各成績を観測変数とし，その 3 変 数によって構成される潜在変数を仮定した，完全情報 最尤推定法による確認的因子分析を行った。その結 果，因子負荷量は.35以上であり（Figure 1），本研究 で使用した 3 課題の成績で「反応の抑制困難」という 潜在変数を構成できることが示唆された。なお，この モデルは飽和モデルであるため，適合度は算出されな かった。続いて，各課題の成績や反応の抑制困難と， UPPS- P の各因子との相関係数を算出した（Table 1）。 刺激希求とCPTおよび反応の抑制困難の間に有意な正 の相関が認められたが，その値は弱かった。 【考察】 確認的因子分析の結果，GNG，SST，CPTの各成績に よって 1 つの潜在変数を構成できることが示唆され た。この結果はMacKillop et al.（2016）と一致し， 国内においても行動的衝動性に対して潜在変数アプ ローチを適用できることが示唆された。反応の抑制困 難は幅広い問題と関連することが示唆されているため （Wright et al., 2014），今後は潜在変数アプローチ を適用した上で，反応の抑制困難と心理・行動的な問 題との関連に関する精緻な検討を行っていくことが有 益であるだろう。 一方，質問紙と実験課題で測定された衝動性の間に はほとんど関連が認められず，この結果は潜在変数ア プローチを適用した場合においても同様であった。そ のため，質問紙で測定された衝動性と行動的衝動性は 独立した次元を構成していると考えた方が適当であ り，各手法を用いて見出された知見を比較する際には 注意を要すると言える。また，各指標の測定結果が何 を反映しているのかについて，今後詳細な検討を行っ ていく必要があるだろう。
