雑誌名 関西大学社会学部紀要

30秒法クレペリン検査の因子分析 : 交叉相面的確 認的因子分析法による30秒法と標準法の比較検討

その他のタイトル A factorial structure of the Kraepelin

psychodiagnostic test (30 seconds method) by the cross‑modal confirmatory factor analysis

著者 東村 高良

雑誌名 関西大学社会学部紀要

巻 12

号 2

ページ 147‑161

発行年 1981‑03‑31

URL http://hdl.handle.net/10112/00022866

30

秒法クレペリン検査の因子分析

—交叉相面的確認的因子分析法による 30秒法と標準法の比較検討—

東 村 高 良

〔 問 題 ）

内田・クレペリン検査

30

分法（ここではこれを標準法または

1

分法とよぶ）は周知のように広 く本邦の産業界・教育界に普及定着しており，また本検査に対する因子分析法をはじめとする多 変量解析法による理論的解明も，辻岡

(1968),

辻岡・東村

(1975),

東村

(1976),

柏木

(1975),

中塚・奥本

(1975),

小笠原

(1979)

らによって詳細に検討が進められてきた。 これらの所謂標 準法に対する研究とは別に，検査施行時間の節約や作業曲線部分の特徴的な出現を期待した特殊 的な目的のためにいくつかの変法も考案されている。たとえば， 阿部

(1972),

柏木

(1975)

な どの考案がその代表的なものであろう。ところで，そのような変法についての妥当性の検討はそ れぞれの個別的な目的に即して行われているものの，標準法との妥当性についてはいまだ充分に は究明されていないように思われる。そこで本論文では，各行の作業時間を標準法の

1

分間に対 してその半分の3 0秒に短縮した検査（ここではこれを3 0秒法とよぶ）を考え，標準法とこの3 0秒 法のそれぞれの検査のもつ内部情報の相互関係に対して清水・辻岡

(1981)

の交叉相面的確認的 因子分析法

(cross‑modalconfirmatory factor analysis)

を適用し， この両者の関係を操作 的に解明検討することを目的とした。

およそ，内容や施行条件の異なる

2

種類の検査を比較検討する場合に，次のようないくつかの 比較のレベルが考えられる。その第一は平均値による比較であり，その二は分散の比較であり，

その三は因子分析にもとづく因子負荷量あるいは因子パターンによる比較がある。そして第四水 準として因子得点による比較が考えられる。因子負荷量や因子パターンの間の一致度を知るため には因子の一致性係数

(coefficientsof factor congruence)

を算出したり，視覚的には因子布 置図や因子負荷量の推移グラフが用いられる。一方，因子得点間の比較評価のためには因子得点 間の相関係数が重要な情報を提供してくれる。さらに，積極的な比較法として

2

種類の検査の因 子得点間にある種の目的関数を考えその最大化（あるいは最小化）を図ることによって

2

種の検 査間の因子構造の変換を考え，その結果によって両者を比較するような方法論もいくつか展開さ れている（辻岡•清水・柴田 1979, 清水・辻岡

1981

など）。また，ある集団に施行された検査バッテリ ーの因子負荷量をクーゲットとして，別の集団に施行された同一バッテリーの因子負荷量を最も よく近似させる方法は一般にプロクラステス回転法としてよく知られている

(Evans1971,  Hakstian 1975,  Hurley and Cattell 1962,  Korth and Tucker 1976, 

清水・辻岡

1977

な ど）。同一集団に施行された異種の検査の因子得点間の相関係数の最大化を図る方法は清水・辻

‑147‑

関西大学『社会学部紀要』第

12

巻第

2

号

岡

(1981)

の交叉相面的確認的因子分析法として本誌本号にもその方法論が展開されている。本 論文ではこの交叉相面的確認的因子分析法を用いて，標準法の因子得点体系に

30

秒法の因子得点 体系をできるだけ近くなるように変換することにより，

30

秒法の情報によってどれだけ標準法の 因子得点判定法が再現されうるかを検討してみた。

（ 方 法 〕 (1) 

2

種類の使用検査

使用検査は検査実施形態（各行作業時間）の違いにより次のような

2

種類のものを使用する。

〇内田・クレペリン検査

30

分法（標準法）：各行作業時間

1

分

前半

15

行作業・休憩

5

分・後半

15

行作業

0 30

秒法クレペリン検査

(30

秒法） ：各行作業時間

30

秒

前半

15

行作業・休憩

5

分・後半

15

行作業

(2)

被 験 者 高 校 生

177

名 。

(3)資 料

各同一被験者に約

10

日間の間隔をおいて先に標準法，次に

30

秒法の

2

種類の検査を実施しその 検査結果のうち異常な突出や陥没など明らかに問題があると思われる作業曲線を示したものを除 外した

177

名分の資料について分析を行った。

表

1

標準法

(1

分法）と

30

秒法の各行平均作業量および標準偏差

(N=177)

標準法

(1

分法）

30

秒 法

平 均 標 準 個 差 平 均 標 準 偏 差

1  55.71  12.66  33.40  7 .72  2  51.83  13.06  30.55  8.23  3  51.78  12.93  31.38  8.27  4  51.07  12.51  30.00  7 .67 

月

⁵ 6  ⁵50.08 ^{1.03  1}1¹1^..⁶81⁵   30.11 ^{30. 77  7}7^..⁴4⁶5  

] ^7 8 ， ⁴⁵51.64 ^{91..4212   111.89} 12.26 ^1.82  28.68 ^28.49 29.18  7 ^77 ...⁴³1²⁴1   

l  ^{10  51.24  11.75  28.76  7 .22} 

E‑<  11  52.02  12 .10  28.70  7 .52  12  51.81  12.30  28.99  7 .34  13  53.62  12.37  29.51  6.84  14  54.44  12.13  29.28  7 .12  15  53.99  12.06  29.20  6.73  1  60.90  15 .18  34.84  8.44  2  60.18  14.73  32.09  8.13  3  60.81  13.35  33.19  8.20  4  61.05  13.63  32.80  8.09 

旦 . . . .  

^{5  60.69  13.90  32.77  8.07} 

6  60.39  12.65  32.44  7 .65 

］ 

₁^， 7 8 ₀  ^{58.99 58.56 57.98} _57.98  ¹¹¹₁³³³₃ ^. . . _.⁸³⁰₁⁴⁸⁸₇     ^{31.89 32.39 31.96} _{31.93  '}^7 87 _{7  .}^...066₇⁶²⁴₂    

主

^{11  57.67  13.17  31.37  7.46}  r‑'  12  58.49  13.00  31.58  7 .79  13  57 .68  13.19  30.!j1 8  7 .69  14  57 .57  13.07  31.  0  7 .36  15  57 .03  13.36  31.47  7 .83 

前半平均作業凪

52.06  29.80 

後半平均作業緻

59.06  32.17 

全

平 均

55.56  30.98 

休 憩 効 果 率

1.13  1.08 

‑148‑

30

秒法クレペリン検査の因子分析（東村）

(4)

分 析

I: 

標準法と

30

秒法の個別的な因子分析による比較

( a )  

標準法と

30

秒法の検査ごとにその特徴を比較するために次のような手順に従って比較を行う。

各検査ごとに各行平均作業量ベクトル

ml(30

次 ） ，

m2(30

次）および各行作業量の標準 偏差ベクトル

81(30

次），島

(30

次）を算出する（表

1, 

図

1, 

図

2

参照）。

ここで，添字

1

は標準法，添字

2

は

30

秒法を表わす。この表示法は以後すべての場合について も同様である。

( b )   標準法と

30

秒法を組合せて相関係数を算出すると次のような超行列

(supermatrix)

が 求められる。

( 1 )  

R=(R" 

R21 

︑ ¥ ＇ ー

1222 

／

R R  

ここで，左辺の

R (60 X60

次）は右辺のような分割行列をもつ超行列を表わす。

(30 X3Q

次）は標準法についての内部相関行列，

R22(30X30

次）は

30

秒法の内部相関行列，

R12 (30 X3Q

次）は

R21(30X30

次）の転置行列であり， 標準法と

30

秒法との相互相関を表わす相関

右辺の

Ru

行列である。

( c )   分析

I

ではこの超行列

R(60X60

次）のうちの

Ru

と

R22

について別個に， セントロイ ド法による直交因子分析モデルによる因子分析を行った。

一 社

一

‑

‑

‑ ・ • 一

f

― ― 丈

／ 骨 ． 均

':'a::: 

骨 ＜ ＇ ： ぐ ^̲a''::o

、 ．

髯•

,

*

  ^c5, ;

o  

-~. .o 

骨,,

o..u... 

‑ ‑ " ; 、 r  P . 

50  *55  / 6 0   65 

---♦ ---+---+---+---+---- 2

た

5 30.,  32.5

ー

‑035

I •

・ 一

曇 、 と

｀ 、 ヽ

_,"。・

,

"

  .fJ 

. .

  . r : r  

I

憂 ， ，

c1::

,..  ,l:> 

' : ' C l  

✓:

イ

̲,,..  ,....0 

I 

曇I

＊唸．

゜

図

1

標準法(*. . .   *)と 30秒法 (0-•-0) の

各行平均作業量

（ 注 ）

30

秒法は

2

倍のスケールで描かれている

一 一 5 

怜ー

＋

一

怜

‑ 9  

 

し1f*1伶ー仕

9*

'廿ヽ谷

ー ' 忙

＇ メ ︑ そ ー

︑ 甚

︐ 一

︐

︑

心 曇 ヽ

＊ 一 曇

心'

t t

心＇朴一

一

' f  

曇1心It'

什 ヤ

一 ‑

＋ ゜

一 一 一

O•O

I 

O•O•O•O•O

, 0   o ・  

·o•

0  . .  

0.-.o.0'O•O•O•O•

0 . o  

06•

C•O•O

0 ,   . 0

‑

． o 

0.o‑

5+  一 一

図

2

標準法（＊…＊）と

30

秒

法 (0-•-0) の各行作

業最の標準偏差

関西大学「社会学部紀要」第

12

巻第

2

号

内部相関行列

Ru

( 3 0  X30次 ） ，

R22

( 3 0  X30次）について， 辻岡

(1968),

^東村

(1976)

の一 連の研究においてすでに確立している内田・クレペリン検査の因子分析の手順に従って分析を進 める。まず，因子数はスクリーテスト （辻岡・東村

1975)

および辻岡

(1968)

の内田・クレペリ

ン検査の分析結果を参考にそれぞれ

6

因子に決定し，次にセントロイド法による繰返し推定法に より共通性を推定し，その推定された共通性を用いてセントロイド因子負荷量行列

A1

(30X 6  次）および

A2

(30X 

6

次）を算出する（表

2

・表 3参照）。

( d )   標準法と 3 0秒法との因子負荷量間の類似性を評価するため次の公式により因子の一致性係 数

(coefficientsof  factor  congruence)

を算出する（表

10

参照， ここでは紙面の節約のため 辻岡

(1968),

されている）。

本研究標準法， 本研究3 0秒法の三組の対応する

6

因子間についての値のみが表示

( 2 )  

30 

Lflip"aiq 

Cpq=  ^i=l 

心が・勾

1  j=l 

ここで，左辺

Cpq

は一般に第

p

因子と第

q因子間の因子負荷量間の一致性係数を表わす。

右辺の

a;p, Gjq

は第

p

因子あるいは第

q

因子の第

j

変量についての因子負荷量を表わしてい る。添字

j

は第

1

から第3 0までの変量を示している。すなわち本研究では標準法でも 30秒法で も各 1行を 1変量としてとりあつかった。

また，標準法と 3 0秒法の因子負荷量の推移プロフィールは図 3に示されている（図 3参照）。

( e )   標準法と 3 0秒法の因子推定値とその相関

標準法と 3 0秒法の因子得点（因子推定値）は次のように定義され，算出される。

( 3 )  

1F14 =Z1B1 =Z1R11‑1 A1 (A1R11→ A1)

―百 ( 4 )  

2F14=Z2B2=Z2R22‑IA2(A2R22‑IA2)

―百

ここで，左辺

1F14,2F14

は芝

(1972)

の

F14

形式の標準法， 3 0秒法の因子推定値行列を表わし 本研究での次数は

177X6

次の行列となる。右辺

Z1,Z2

は標準法と 3 0秒法のそれぞれの平均作業 量とその標準偏差を用いて粗点データを標準得点に変換した標準得点行列で当然その次数は

177

X30次である。

B1,B2

は因子得点（推定値）算出のための標準重み行列であり具体的には ( 3 )式 および ( 4 ) 式の右辺に表現されている（表 4 ・表 5 参照）。 なお， 本研究では

A1,A2

はセントロ イド因子負荷量行列そのものである。

標準法と 3 0秒法の因子推定値間の相関行列

C12

を算出するためには，

Bi

と

B2

は標準重み行 列であるから

( 5 )  

C12=Bi'R12B2 

により， これを求めることができる（表

6

参照）。

(5)

分 析 n: 交叉相面的確認的因子分析法による標準法と 30秒法の比較

30

秒法クレペリン検査の因子分析（東村）

表

2

標準法

(1

分法）のセントロイド因子負荷量行列 （小数点省略）

1  2  3  4  5  6 

h '  

1  907  ‑158  097  ‑154  076  102  898  2  957  ‑156  056  ‑010  035  ‑034  946  3  944  ‑150  074  ‑043  ‑051  ‑069  921  4  955  ‑149  031  ‑038  ‑049  ‑040  941 

一

且

出

5  942  ‑151  063  019  ‑025  ‑051  919  6  952  ‑152  ‑027  027  020  004  931  7  958  ‑105  018  058  ‑056  ‑078  942 

] ， ^{8  9}9⁵4⁴9   ^‑119 ‑072  ^‑032 021  ‑041 ^{037  ‑055} 011  ^‑039 046  ⁹910 ³² 

已

^{1101   996553   ‑048 ‑104  ‑066 ‑066  002696   001227   ‑036 040  994310}  

12  967  ‑072  ‑047  ‑012  021  087  951  13  965  ‑059  ‑075  069  018  ‑008  946  14  960  ‑044  ‑048  ‑008  016  074  931  15  959  007  ‑016  103  063  ‑058  938  1  923  169  147  102  053  170  945  2  923  153  094  084  ‑023  035  892  3  938  224  054  034  ‑042  034  937  4  955  158  058  ‑007  000  ‑017  940 

. ..  一

且

^{5  960  097  ‑015  034  ‑021  017  932}  6  961  100  066  029  029  ‑056  943 

l 

^{1 8 ，  999566015    000454793    ‑011 ‑007 013  ‑034 ‑034 ‑016  ‑041 004334   ‑077 ‑043 ‑064  99939 1333}  

且

¹₁⁰₁   ⁹₉⁶₆⁵₁   ⁰₀⁵₆³₁   ^‑060 _‑076  ^‑040 _‑073  ^‑052 ₀₄₂  ^‑020 _‑034  ⁹₉⁴₄³₁  

E‑<  12  954  089  ‑043  ‑030  ‑063  034  925  13  955  098  ‑060  ‑045  ‑042  022  930  14  955  109  ‑054  ‑059  ‑033  063  935  15  954  073  ‑089  ‑049  ・oss  ‑006  929 

' I : k '  

27 .213  0.389  0.112  0.094  0.051  0.104  27 .963 

表

3 30

秒法のセントロイド因子負荷量行列 （小数点省略）

1  2  3  4  ・5  6  h•

1  888  ‑136  200  ‑032  ‑057  158  876  2  914  ‑176  143  ‑164  083  ‑021  921  3  918  ‑110  118  ‑091  ‑013  047  879  4  925  ‑136  027  ‑014  071  ‑055  883 

―  且

出

5  935  ‑127  063  ‑068  ‑051  ‑022  902  6  929  ‑112  ‑028  ‑040  056  ‑085  889 

屯

⁷ 8  ⁹9³3⁷2   ^‑105 ‑119  ^‑006 061  ^‑.00⁸1³2   ^‑009 ‑046  ^‑007 ‑045  ⁸8⁹9⁷1  

•

. . . . 一  

，  917  ‑072  ‑105  108  ‑108  ‑069  885 

已 ¹11^{0   9}9⁴25^{0   ‑028} ‑185  ^‑022 ‑123  ⁰0⁶5⁵7   ^‑050 ‑092  ^‑052 ‑019  ⁸9⁹1⁵8   12  934  ‑065  ‑056  008  ‑047  044  883  13  925  ‑055  ‑026  093  108  ‑024  880  14  931  ‑087  ‑136  034  ‑018  042  896  15  916  ‑066  ‑110  115  174  108  910  1  907  084  183  051  089  072  879  2  923  090  163  123  008  009  901  3  917  112  101  104  048  ‑020  878  4  937  082  013  061  ‑048  ‑091  900 

団

^{5 6  992290   110164   ‑024 057  100259   ‑056 056  ‑032 112  980655}  

1 

^{1， 7 8 0  999911228667     101118663863     ‑120 ‑095 005116   ‑045 ‑060 ‑040 ‑066  ‑010 ‑110 ‑021 099  ‑048 ‑062 ‑044 080  889976009601}    

已 ^{1112   992410   1}0³8⁵5   ^‑003 ‑103  ^‑026 ‑056  ‑076 ^{014  0}0²2²3   ⁸9⁶1⁷1   13  930  102  002  013  ‑017  ‑034  876  14  925  070  ‑145  ‑142  034  089  910  15  918  070  ‑098  ‑052  ‑009  ‑075  866 

Lk"  25.617  ‑0.372  0.287  0.174  0.139  0.122  26. 711