目撃場面の持続時間の記憶−遅延時間の効果- [ PDF

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(1)目撃場面の持続時間の記憶. −遅延時間の効果−. キーワード：目撃場面、時間評価、情動的ストレス、記憶量行動システム専攻松本はじめに目撃場面のように情動的ストレスが喚起される出来事. 亜紀. 知覚は緊張覚醒のみを高めることが明らかにされている（Matthews, Jones, and Chamberlain, 1990 ;大上ら，. の持続時間は実際の時間よりも長く評価されることがこ. 2001）。. れまでの研究から一貫して示されてきている（Loftus,. 再認テスト. Schooler, Boone, and Kline, 1987）。しかし、これまで. 項目の質問からなる再認記憶テストを使用した。質問項. の研究では情動的ストレスを喚起しない日常場面の時間. 目は、フェイズ 1 とフェイズ 3 は情動・統制共通の内容. 評価との比較がなされていないため、この過大評価が目. であり、フェイズ 2 のみが異なっている。フェイズ 1 に. 撃場面特有の現象であるとは言い切れない。また、目撃. 関する質問は 8 問、フェイズ 2 に関する質問は 6 問、フ. 場面の中で情動的ストレスを強く喚起される場面は一部. ェイズ 3 に関する質問は 4 問であった。この質問紙は 4. 分だけであるにも関わらず、これまでの研究では情動的. つの選択肢の中から該当すると思われる 1 つを選ぶ強制. ストレスが喚起される場面と喚起されない場面が区別さ. 選択方式であった。. れずに時間評価の実験が行なわれてきた。本研究の目的. 手続き. は目撃場面の時間評価を日常場面と比較しながら、情動. 動・統制どちらかのビデオを見た。再度気分チェックリ. 的ストレスが時間評価に及ぼす影響を明らかにすること. ストに回答しビデオの持続時間の時間評価を行った。時. である。また、時間評価と記憶量との関係も検討する。. 間評価は常用時間単位を用いて行われた。その後再認テ. ビデオの内容の記憶量を測定するため、18. 被験者は気分チェックリストに回答した後、情. ストが行なわれた。実験１目撃場面の時間評価と日常場面の時間評価を比較し、. 結果と考察情動的覚醒の評価. 緊張覚醒とエネルギー覚醒について. 持続時間の過大評価は目撃場面に特有な現象なのかどう. ビデオ視聴前とビデオ視聴後の評定平均値を、情動ビデ. かを検討した。. オを見た群（情動群）と統制ビデオを見た群（統制群）. 方法. に分けて算出した。まず緊張覚醒について JUMACL の. 被験者. 九州工業大学の男子学生と九州大学の男子学生. 29 名刺激ビデオ. 回答時期（視聴前・視聴後）×ビデオの種類（情動・統制）の 2 要因分散分析を行ったところ、緊張覚醒度は情. 目撃記憶の研究に用いられているビデオ. 動群においてビデオ視聴前に比べビデオ視聴後に有意に. （大上・箱田・大沼・守川，2001）を編集して作成した。. 上昇した（F(1,27)=10.79, p<.01）。一方、統制群におい. 情動ビデオと統制ビデオの 2 種類がある。両ビデオとも. ては有意な上昇は見られなかった（F(1,27)=0.16, n.s.）。. 3 つのフェイズで構成されており、各フェイズの長さは. 次にエネルギー覚醒度について JUMACL 回答時期×ビ. 27 秒間ずつである。各フェイズの境目にはカラー画面が. デオの種類の 2 要因分散分析を行ったところ情動群にも. 1 秒間ずつ挿入されている。フェイズ 1 とフェイズ３は. 統制群にもビデオ視聴前と比べて視聴後に有意な変化は. 情動・統制とも同じ内容である。情動ビデオのフェイズ. 見られなかった（ F(1,27)=1.08, n.s.）。以上のことから情. ２は情動的ストレスを喚起するようなシーンであり、そ. 動ビデオは緊張覚醒のみを亢進させる効果があることが. の他のフェイズには情動的ストレスを喚起するようなシ. 示された。このことは暴力場面の目撃や痛みの知覚は緊. ーンは含まれていない。. 張覚醒のみを高めるという先行研究の結果と一致してい. 情動的覚醒の評価. る(Matthews et al., 1990 ; 大上ら，2001)。. 情動ビデオによって被験者に情動的. ストレスが喚起されたか確認するために気分チェックリ. 再認テスト. 再認テストにおける情動群と統制群の平均. スト（JUMACL：白澤・石田・箱田・原口，1999）を. 正答率を算出した。1 要因分散分析の結果、両群に有意. 用いた。このチェックリストは緊張覚醒とエネルギー覚. な差は見られなかった（ F(1,27)=0.54, n.s.）。両群とも正. 醒の 2 次元で構成されており、暴力場面の目撃や痛みの. 答率は 50%程度であり、チャンスレベルよりは高い正答.

(2) 率である。しかし、両群に差が認められなかったため、. フェイズ１、フェイズ２、フェイズ３それぞれの持続時. 実験 1 では再認記憶に対する情動的ストレスの効果は見. 間について時間評価を行った。その後再認テストに回答. 出せなかった。. した。基準ビデオの時間評価は刺激ビデオと同様に常用. 時間評価. 時間単位を用いて行なわれた。. 情動群・統制群において被験者が行った主観. 的な時間評価の平均値を算出した。時間評価について 1. 結果と考察. 要因分散分析の結果、有意な差は見られなかった. 情動的覚醒の評価. （F(1,27)=0.24, n.s．）。情動群の平均評価時間は実際の. 刺激ビデオ視聴前と刺激ビデオ視聴後の評定平均値を情. 持続時間である 84 秒を超過（実際の時間よりも約 46 秒. 動群・統制群に分けて算出した。まず緊張覚醒について. 過大評価）しており、これは目撃場面の持続時間は過大. JUMACL の回答時期×ビデオの種類の 2 要因分散分析. 評価されるという先行研究（Marshall,1966; Loftus et. を行ったところ、緊張覚醒度は情動群においてビデオ視. al., 1986; Burt, 1999）と一致するが、統制群の平均評価. 聴前に比べビデオ視聴後に有意に上昇した. 時間も情動条件と同様に実際の時間を超過（実際の時間. （F(1,17)=32.27, p<.01）。一方、統制群においては有意. よりも約 33 秒過大評価）している。このことから出来. な上昇は見られなかった（ F(1,17)=1.13, n.s.）。次にエネ. 事の持続時間は情動的なストレスを喚起されない出来事. ルギー覚醒度について JUMACL の回答時期×ビデオの. でも過大評価されるということが示され、過大評価が起. 種類の 2 要因分散分析を行ったところ、情動群において. こるのは目撃場面のみではないことが明らかにされた。. ビデオ視聴前と比べて視聴後に減少が有意であった. また、SD が平均 65 程度であり、時間評価にはかなりの. （F(1,17)=66.15, p<.01）。一方、統制群では有意な変化. 個人差があることが示された。. は見られなかった（ F(1,18)=0.39, n.s.）。以上のことから. 緊張覚醒とエネルギー覚醒について. 情動ビデオは緊張覚醒を亢進させ、エネルギー覚醒を減実験２. 少させる効果があることが示された。この結果は. 目撃場面の中で実際に強い情動的ストレスが喚起さ. JUMACL における緊張覚醒とエネルギー覚醒の間には. れる部分は一部分だけである。しかしこれまでの研究で. 弱い相関がある（白澤ら，1999）という先行研究と一致. は情動的ストレスが喚起されるシーンと喚起されないシ. する。実験 1 よりも強い情動的ストレスを喚起された結. ーンの時間評価が区別されずに行われてきたため、実際. 果、緊張覚醒が高まり、それと弱相関のあるエネルギー. に時間評価に影響を及ぼしているのがどのシーンなのか. 覚醒が減少したものと思われる。. が明らかにされていない。実験２では目撃場面を情動的. 再認テスト. ストレスが喚起されるシーンとされないシーンに分けて. ストの平均正答率を算出した。ビデオの種類（2）×フ. 時間評価を行い、それを日常場面の時間評価と比較する. ェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種類の. ことで、時間評価に対する情動的ストレスの影響を明ら. 主効果、フェイズの主効果、交互作用いずれも有意な結. かにすることを目的とした。また、実験１やその他の先. 果は得られなかった（F(1,17)=0.63, n.s.；F(2,34)=1.08,. 行研究より時間評価には個人差があることが示唆されて. n.s. ; F(2,34)=0.11）。いずれの条件も正答率は 50%前後. いる。そこで時間評価に対する個人差を統制する方法を. であり、チャンスレベルよりは高い正答率である。しか. 提案することも目的とした。. し実験 1 同様、情動群と統制群には差が認められなかっ. 方法. た。また、交互作用もなかったため各フェイズの再認記. 情動群・統制群各フェイズにおける再認テ. 被験者. 筑紫女学園大学女子学生 19 名. 憶も情動群と統制群で差がないということである。再認. ビデオ. 実験１で使用したビデオを「刺激ビデオ」と呼. 記憶に対する情動的ストレスの効果は見出せなかった。. ぶことにする。時間評価の基準を測定するために刺激ビ. 刺激ビデオの時間評価. 情動群・統制群各フェイズにお. デオとは別に「基準ビデオ」を用意した。基準ビデオの. いて被験者が行った主観的な時間評価の平均値を算出し. 内容は学会の一風景を描写したものであり、情動的スト. た。時間評価についてビデオの種類（ 2）×フェイズ（ 3）. レスを喚起するようなシーンは含まれていない。基準ビ. の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種類の主効果、フェ. デオの長さは刺激ビデオの各フェイズの長さと同じ 27. イズの主効果、交互作用いずれも有意な結果は得られな. 秒間である。. かった（ F(1,17)=0.34, n.s. ； F(2,34)=0.55, n.s. ;. 手続き. 刺激ビデオの時間評価を行うまでの手続きは実. F(2,34)=0.50）。各条件での平均過大評価時間（「被験者. 験 1 と同様である。実験２では、被験者は刺激ビデオの. が評価した時間」−「物理的な時間」）は、情動条件：フ. 時間評価を各フェイズの間に挿入された色画面を目印に. ェイズ 1 約−1 秒、フェイズ 2 約 18 秒、フェイズ 3 約.

(3) 12 秒、統制条件：フェイズ 1 約 16 秒、フェイズ 2 約 16. 動条件・統制条件に分けて算出した。まず緊張覚醒につ. 秒、フェイズ 3 約 22 秒であった（「−」がついているも. いて JUMACL の回答時期×ビデオの種類の 2 要因分散. のは過小評価を意味している）。実験 1 と同様に情動条. 分析を行ったところ、緊張覚醒度は情動群においてビデ. 件だけでなく統制条件も実際の時間よりも長く評価され. オ視聴前に比べビデオ視聴後に有意に上昇した. ることが示された。また、各フェイズの過大評価量にも. （F(1,22)=20.11, p<.01）。一方、統制群においては有意. 情動群と統制群で差が無かったことから、全てのフェイ. な上昇は見られなかった（ F(1,22)=0.31, n.s.）。次にエネ. ズは同じように過大評価されているといえる。. ルギー覚醒度について JUMACL 回答時期×ビデオの種. 基準化した時間評価. 被験者ごとに「刺激ビデオの評価. 類の 2 要因分散分析を行ったところ情動群にも統制群に. 時間」を「基準ビデオの評価時間」で割り、基準ビデオ. もビデオ視聴前と比べて視聴後に有意な変化は見られな. に対する刺激ビデオ各フェイズの評価時間の比を算出し. かった（ F(1,22)=0.45, n.s.）。以上のことから情動ビデオ. た。算出した比による時間評価において、ビデオの種類. は緊張覚醒のみを亢進させる効果があることが示された。. （2）×フェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオ. これは暴力場面の目撃や痛みの知覚は緊張覚醒のみを高. の主効果、フェイズの主効果、交互作用いずれにも有意. めるという先行研究の結果(Matthews et al., 1990 ; 大. な差は見られなかった（ F(1,17)=0.08, n.s. ;. 上ら，2001)や実験 1 の結果と一致している。. F(2,34)=1.42, n.s. ; F(2,34)=0.32, n.s.）。全ての条件にお. 再認テスト. ける時間評価の比の平均は 1.72 であった。つまり、被験. ストの平均正答率を算出した(図１)。ビデオの種類（2）. 者は基準ビデオよりも刺激ビデオを 2 倍近くの長さに感. ×フェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種. じているといえる。基準ビデオと刺激ビデオでは内容が. 類の主効果が有意傾向であった（F(1,22)=3.86, p<.10）。. 全く異なるので、この両者における時間評価の差はビデ. しかし、シーンの主効果と交互作用には有意な結果は見. オ内容の違いに帰属されるべきであろう。. られなかった（F(2,44)=0.29, n.s. ; F(2,44)=0.48, n.s.）。. 情動群・統制群各フェイズにおける再認テ. 基準ビデオの時間評価と刺激ビデオ時間評価の比を算. 情動群の平均正答率は約 45%であり、統制群の平均正答. 出することで時間評価の個人差という要因を排除した。. 率の約 36%よりも若干高い正答率である。再認記憶に対. それにも関わらず、情動群と統制群の時間評価に差が無. する情動的ストレスの影響は促進的に働いたといえる。. かったということは、ビデオを見た直後では情動的スト. 刺激ビデオの時間評価. レスが喚起される出来事と喚起されない出来事の時間評. いて被験者が行った主観的な時間評価の平均値を図２に. 価には差がないことが示唆された。. 示す。時間評価についてビデオの種類（2）×フェイズ. 情動群・統制群各フェイズにお. （3）の 2 要因分散分析の結果、交互作用が有意であっ実験３実験 2 では時間評価の個人差を統制してもビデオを見. た（F(2,44)=3.70, p<.05）。各要因の単純主効果を分析した結果、フェイズ 2 において統制ビデオよりも情動ビデ. た直後では情動的ストレスを喚起される出来事とされな. オの方が有意に長く評価された（F(1,66)=8.58, p<.01）。. い出来事で時間評価に差が無いことが示された。しかし、. また情動群・統制群それぞれにおいてフェイズの単純主. 実際場面では事件を目撃した直後に時間評価を行うこと. 効果が有意であった（ F(2,44)=3.39, p<.05 ;. はまずありえない。そこで実験 3 では目撃（ビデオ視聴）. F(1,22)=3.35, p<.05）。Ryan 法による多重比較の結果、. から時間が経過しても、情動ビデオと統制ビデオの時間. 情動ビデオのフェイズ 2 の方がフェイズ 3 よりも有意に. 評価に差がないのかどうかを検討する。. 長く評価されていた（t(44)=2.56, p<.05）が、統制ビデ. 方法. オでは有意な差は見られなかった。各条件での平均過大 24 名. 被験者. 九州大学学生. 手続き. 基本的な手続きは実験２と同様である。ただし、. 評価時間（「被験者が評価した時間」−「物理的な時間」）は、情動群：フェイズ 1 約 17 秒、フェイズ 2 約 30 秒、. 実験３はビデオを視聴してから時間評価と再認テストを. フェイズ 3 約 10 秒、統制群：フェイズ 1 約 11 秒、フェ. 行うまでの遅延時間が 3 日間である点が異なる。基準ビ. イズ 2 約−5 秒、フェイズ 3 約−7 秒であった。情動群. デオの時間評価も同様にビデオ視聴後から 3 日後に行わ. は実験 1、実験 2 や先行研究と同じく物理的な時間より. れた。. 長く評価されているが、統制群では逆に過小評価されて. 結果と考察. いる。. 情動的覚醒の評価. 緊張覚醒とエネルギー覚醒について. 刺激ビデオ視聴前と刺激ビデオ視聴後の評定平均値を情. 基準化した時間評価. 被験者ごとに「刺激ビデオの評価. 時間」を「基準ビデオの評価時間」で割り、基準ビデオ.

(4) に対する刺激ビデオ各フェイズの評価時間の比を算出し. 全体的考察. た。その平均を図３に示す。算出した比による時間評価. 一連の出来事を見た直後に実施した再認テストで. において、ビデオの種類（2）×フェイズ（3）の 2 要因. は、情動群と統制群に差はなかった。一方、3 日後に実. 分散分析の結果、交互作用が有意であった（F(2,44)=3.49,. 施した再認テストでは統制群よりも情動群の再認率が優. p<.05）。各要因の単純主効果を分析した結果、フェイズ. れていた。この結果は、情動的ストレスは記憶保持に促. 2 において統制ビデオよりも情動ビデオの方が有意に長. 進的な効果を持っていることを示している。. く評価された（ F(1,66)=8.84, p<.01）。また情動条件にお. JUMACL による情動的覚醒の評価によると、実験１. いてフェイズの単純主効果が有意であった. と実験２では喚起された情動的ストレスの強さに情動群. （F(2,44)=4.20, p<.05）。Ryan 法による多重比較の結果、. と統制群で差があったにも関わらず、時間評価には差が. 情動ビデオのフェイズ 2 とフェイズ 3 の差が有意であっ. 見られなった。目撃場面における時間評価は喚起された. た（t(44)=2.89, p<.01）。ビデオ視聴 3 日後では情動的ス. 情動的ストレスの強さによって直接影響されているもの. トレスを喚起されない出来事と比べて喚起される出来事. ではないといえる。. は過大評価されることが示された。また、情動的ストレ. 持続時間中の出来事の記憶量が多いほど時間評価が. スを喚起される一連の出来事において過大評価が起こる. 長くなるという Ornstein(1969)の蓄積容量モデルと照. のは情動的ストレスを喚起される場面のみであり、その. らし合わせてみると、出来事を見た直後では再認テスト. 前後には影響しないことが示された。. の正答率（記憶量）に差がないのだから時間評価に差が. 正答率（％）. ないという説明ができ、結果と合致している。また、出 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0. 情動統制. 来事を見た 3 日後において、再認テストの正答率が目撃場面の方が日常場面よりも優れており、目撃場面の方が日常場面よりも長く評価されているという結果は、やはり蓄積容量モデルと一致している。目撃場面における時間評価は、情動的ストレスが直接時間評価に影響を及ぼしているのではなく、情動的スト. フェイズ１. フェイズ２. フェイズ３. レスが出来事の記憶保持に促進的な影響を与え、その保持された記憶量が時間評価に影響を与えるというメカニ. 図１．実験３. 再認テストの正答率. ズムで行われていることが示唆された。. 時間評価（秒）. 60 情動統制. 50 40. Loftus, E. F., Schooler, J. W., Boone, S. M., & Kline, D.. 30. 1987 Time went by so slowly : Overestimation of. 20. event duration by males and females. Jou rnal of. 10. Applied Cognitive Psychology, 1, 3‐15. Matthews, G., Jones, D. M., Chamberlain, A. G. 1990. 0 フェイズ１. 図２．実験３基準ビデオに対する刺激ビデオの比(倍）. 主要引用文献. フェイズ２. フェイズ３. Refining the measurement of mood : The UWIST Mood Adjective Checklist. British Journal of. 刺激ビデオの時間評価. Psychology, 81, 17‐42. 1.6 1.4 1.2 1 0.8 0.6 0.4 0.2 0. 情動統制. Ornstein, R.E. 1969 On the experience of tim e . Hamondsworth : Penguin Books. 本田時雄( 訳) 1975 時間体験の心理. 岩崎学術出版社. 大上渉・箱田裕司・大沼夏子・守川伸一 2001 な情動が目撃者の有効視野に及ぼす影響. 不快. 心理学研. 究，72, 361‐368. フェイズ１. フェイズ２. フェイズ３. 白澤早苗・石田多由美・箱田裕司・原口雅浩に及ぼすエネルギー覚醒の効果. 図３．実験３. 基準化した時間評価. 17，93‐99.. 記憶検索. 基礎心理学研究，.

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