愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能

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(1)Title. 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. Author(s). 戸田, 弘二; 芳賀, 信太朗. Citation. 北海道教育大学紀要. 教育科学編, 64(1): 53-69. Issue Date. 2013-09. URL. http://s-ir.sap.hokkyodai.ac.jp/dspace/handle/123456789/6943. Rights. Hokkaido University of Education.

(2) 平成 25{ I 8月. 北海道教育大学紀要(教育科学編)第 6 4巻第 1号 J o u r n a lo fH o k k a i d oU n i v e r s i t yo fE d u c a t i o n( E d u c a t i o n )Vo . l6 4，No. l. ご. August，2 0 1 3. 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能 1) 戸田. 弘二*・芳賀信太朗**. *北海道教育大学札幌校 **鳴門教育大学大学院学校教育研究科. A c t i v a t i o no ft h eAttachment-SystemandI n f o r m a t i o nP r o c e s s i n g F u n c t i o ni nI n t e r n a lWorkingModels TODAK o j i *andHAGAS h i n t a r o * *. ネ. 料. S a p p o r oCampus，H o k k a i d oU n i v e r s i t yo fE d u c a t i o n. G r a d u a t eS c h o o lo fE d u c a t i o n，N a r u t oU n i v e r s i t yo fE d u c a t i o n. 概要本研究では，脅威刺激をプライム刺激として呈示することで，実験参加者の愛着システムを活性化し，内的作業モデルの情報処理機能について検討することを目的とした。計96人の大学生を対象に 4つの語葉判断課題を行い，愛着対象の名前などに対する反応時間を測定した。愛着システムを活性化するために，第 1研究と第 2研究では，“別れ"などの文字によるプライム刺激を闘下呈示し，第 3研究では乳幼児の泣き顔などの写真をプライム刺激として闘下呈示した。一方，第 4研究では愛着対象との分離を含む動画刺激を闘上で視聴させることで愛着システムを活性化し，愛着対象の名前などに対する反応時間の違いを検討した。その結果，第 2研究と第 3研究において IWM尺度の両価得点と愛着対象の名前に対する反応時間の聞に，両価型の過活性化方略を示す結果が，第 4研究において IWM尺度の回避得点および ECRの回避得点と愛着対象の名前に対する反応時間との聞に，回避型の不活性化方略を示す結果が得られた。また，第 1研究において IWM尺度の安定得点と愛着対象を含む人の名前への反応時間に有意な関連が示された。以上の結果が，内的作業モデルの情報処理機能との関連で考察された。. Keywords 内的作業モデル，情報処理機能，過活性化方略，不活性化方略，プライミング. Bowlby ( 1 9 7 3 ) によれば，人は発達早期の愛. 処理の個人的特性を維持するのだという。この愛. 着対象との相互作用から，養育者と自己に関する. 着対象や自己に関する心的表象を内的作業モデル. 心的表象を内在化し，これらの表象を後の対人関. ( I n t e r n a lWorkingM o d e l s ) という。内的作業. 係での作業モデルとして用いることにより，長期. モデルの機能は，愛着システムが活性化したとき. にわたる一貫した対人関係のパターンや対人情報. に自他の行動をシミュレートし，安全感が得られ. 5 3.

(3) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. るようにその後の行動をプランニングすることに. がどのように変わるのかを検討している。彼らは，. ある。そして，この内的作業モデルの働きによっ. プライム刺激(脅威プライムとして「別れ」とい. て組織化された行動(認知，感情を含む)パター. う文字刺激，中立プライムとして「傘」という文. 0 1 3 )。ンのことを愛着スタイルという(戸田， 2. 字刺激)を 20msで闘下呈示した後に，ターゲツ. 人は，通常は，脅威を感じた場合には愛着対象. ト刺激(愛着対象の名前・知らない人の名前・非. に接近することで安心感や安全!惑を得ょうとす. 単語)を呈示し，それらが単語か単語ではないか. る。しかし，愛着対象との相互作用の経験から，. を判断する語量判断課題を行った。その結果，ど. 自己や愛着対象の有効性についての確信が持てな. ちらのプライム刺激が呈示されても，見捨てられ. い場合には， 2次的な方略を用いることになる(佐. 不安が高いほど愛着対象の名前に対する反応が早. 9 9 8 )。例えば，両価型は愛着対象の一貫性藤， 1. かった。つまり，過活性化方略が行われたといえ. のない対応から，愛着対象の行動を常にモニター. る。一方，親密性の回避との関連では，脅威プラ. している必要がある。そして脅威を感じたときに. イムが呈示されたときには親密性の回避が高いほ. は，愛着システムを活性化し，脅威状況や愛着対. ど愛着対象の名前に対する反応時聞が遅くなった. 象の行動に過敏になり，愛着行動を最大化するこ. が，中立プライムではそのような関連は見られな. とで愛着対象に注意を向けさせる。これを，情動. かった。つまり，脅威事態では愛着表象へのアク. 制御の過活性化方略という。一方，回避型は，愛. セシビリテイが低くなることを意味しており，こ. 着要求に対する拒絶の経験から，愛着対象との葛. のことは回避型の不活性化方略を示したものとい. 藤を避けるために愛着システムを不活性化する。. える。. すなわち，注意を愛着対象や脅威となる刺激から. このように，諸外国では内的作業モデルの情報. そらし意識的に排除することで対応しようとす. 処理機能に焦点をあてた研究が数多く報告されて. る。これを，情動制御の不活性化方略という。. いるが，日本では，わずかに，島がプライミング. 愛着スタイルによって対人情報処理が異なるこ. 技法を用いた一連の研究を報告をしているだけで. 8 9 ) や金政 ( 2 0 0 5 ) などによって報とは戸田(19. 0 1 0 )。仔1 えば，ある(島， 2005;2009a ;2009b ;2. 1 9 8 9 ) は回避型の告されてきた。例えば，戸田 (. 2 0 0 5 ) は，プライム刺激として「お母さん」島 (. 愛着スタイルを持つ人は，他者に好意を抱いても. という文字刺激を 5msで関下呈示した後に，. 他者からの好意や関心を過小評価すること，金政. ターゲット刺激として感情価(ポジテイブ・ネガ. ( 2 0 0 5 ) は見捨てられ不安が高く親密性の回避が. テイブ) x言葉が表す対象(個人の特性を表す言. 低い人は，ニュートラルな表情からネガ、ティブな. 葉(特性語) ・対人関係を表す言葉(関係語)). 感情を読み取りやすいこと，等を明らかにした。. の 2x 2のブロックに割り当てられた単語を呈示. これらの研究によって内的作業モデルの違いに. し，その単語がポジテイブかネガテイブか判断す. よって対人情報処理が異なることは示されてきた. る課題を行った。その結果，安定型のみがネガティ. が，なぜ¥内的作業モテ事ルが違うと対人情報処理. ブな関係語に対する反応が遅かった。一方，島. が異なるのかについての検討はほとんどなされて. ( 2 0 0 9 b ) では見捨てられ不安が高いほど愛着に. こなかった。この問題に対して，近年では社会的. 関連した語にも無関連な語にも反応が早く，親密. 認知研究で用いられてきた情報処理的アプローチ. 性の回避は反応時間に影響を与えていなかった。. を援用して，内的作業モデルの働きそのものを研. また，反応のずれ(ネガティブ語の反応時間. 究する動きが見られるようになってきた。. ジティブ語の反応時間)を従属変数にした研究. ポ. i l l a t h ，& Shaver ( 2 0 0 2 ) 例えば， Mikulincer，G. 0 0 9 a ) では親密性の回避得点が高いほど ( 島， 2. は，闘下プライミング技法を用いて，脅威状況下. 特性語における反応のずれが小さくなっていた. で愛着対象を含む様々な人物の名前に対する反応. 2 0 1 0 ) では見捨てられ不安が高く，親密が，島 (. 5 4.

(4) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. 性の回避が高いほど，関係語の反応のずれが小さ. ECR-GO尺度 ( E x p e r i m e n t a li nC l o s eR e l a t i o n -. くなっていた。このように，島が行った一連の研. s h i p si n v e nt o r y t h e g e n e r a l i z e do t h e r v e r s i o n ). 究では，必ずしも一貫した結果は得られていない。. である。 IWM尺度は Hazan& S haver ( 1 9 8 7 ). 実は，. M i k u l i n c e r，e ta . l( 2 0 0 2 )は， Bowlby. ( 1 9 6 9 / 1 9 8 2 ) の，脅威となる状況下では愛着対. を参考に作成したもので，安定尺度，両価尺度，回避尺度の 3つの下位尺度からなる。一方，. 象となる人物の表象への近接が速くなるという仮. ECR-GO尺度は見捨てられ不安尺度と親密性の. 説に基づいて研究を行っている。すなわち，参加. 回避尺度の 2つの下位尺度からなる。両尺度の対. 者に脅威となる刺激を闘下呈示して愛着システム. 2 0 0 8 ) により検討されて応関係については戸田 (. を活性化させた上で，愛着に関連する刺激への反. いる。それによれば，. 応を測定している。一方，島の研究では「お母さ. ECR-GO尺度の見捨てられ不安尺度，及び IWM. ん」や「親友のイニシャル」などの文字刺激を呈. 尺度の回避尺度と ECR-GO尺度の親密性の回避. 示しているものの，これらの刺激が愛着システム. 尺度はほぼ同じ次元を測定しているものといえる. を活性化させるものとして相応しいかどうかには. が，. 疑問の余地がある。. 尺度の見捨てられ不安尺度と親密性の回避尺度と. IWM尺度の両価尺度と. IWM尺度の安定尺度は必ずしも ECR-GO. i k u l i n c e r ，e ta l( 2 0 0 2 ) そこで，本研究では， M. は対応せず，これら 2つの次元とは独立の次元を. にならい，脅威となる刺激をプライム刺激として. 測定しているものと思われる。このことは. 呈示し，愛着システムを活性化した上で，内的作. ECR-GO尺度との関連ではないが，その前身で. 業モデルの情報処理機能を検討することを第 1の. ある RSQ尺度 ( t h eR e l a t i o n s h i pS c a l e sQues-. 目的とする。. 2 0 0 3 ) t i o n n a i r e )との関連を検討した中尾・加藤 (. これまでの議論に基づけば，安定得点の高いも. でも，同様の結果が報告されている。これらのこ. の，もしくは見捨てられ不安と親密性の回避がと. とから，両尺度の違いは，安定性次元を独立の次. もに低いものは，愛着表象に対して，防衛を働か. 元として捉えるか，それとも不安定でないこと(見. せることなく近接可能であることから，脅威プラ. 捨てられ不安と親密性の回避がともに低いこと). イムが呈示されたときに愛着対象の名前に対して. として扱うかの違いにあるといえる。そこで，本. 反応が早くなるだろう。一方，両価得点の高いも. 研究では IWM尺度と ECR-GO尺度の 2つの尺. の，もしくは見捨てられ不安得点の高いものは，. 度を用いることにより，安定性次元を独立に測定. 過活性方略により，プライム刺激の種類に関係な. することの有効性について検討することを第 2の. く愛着対象の名前に対して反応が早くなるだろ. 目的とする。. う。回避得点の高いもの，もしくは親密性の回避得点の高いものは，不活性化方略により，脅威プ. 第 1研究. ライムが呈示されたときに愛着対象の名前に対して反応が遅くなるだろう。ところで，日本には愛着スタイルを測定するた. 目的第 1研究では，. M i k u l i n c e r ，e ta l( 2 0 0 2 ) と同. めの代表的な質問紙尺度が 2つある。ひとつは戸. 様に，丈字を用いたプライム刺激で参加者の愛着. 1 9 8 8 1 2 0 0 1 ) によって開発された IWM尺度田 (. システムを活性化させ，その後の語葉判断課題に. ( I n t e r n a lWorkingModels c a l e ) であり，もう. おいて，愛着対象の名前や知り合いの名前，知ら. 2 0 0 4 a，2 0 0 4 b ) が Brennan，一つは中尾・加藤 (. ない人の名前等に対する反応時間の差異を検討す. Clark， & Shaver ( 1 9 9 9 ) の ECR 尺度. る。. ( E x p e r i e n c e si nC l o s eR e l a t i o n s h i p si n v e n t o r y ) を邦訳し，これを一般他者用に改訂した. 5 5.

(5) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. れる人は誰ですか?)の計 6項目で構成されてい. 方法実験参加者 2) 実験には大学生 1 6名(男性 7名，. k性 9名)が参加した。平均年齢は 20.0歳 (SD ニ1.2 ) であった。. 要因計画. る。回答形式は，聞いに対して，当てはまる人の名前(ファーストネーム)を記入させた。 ③フイラー課題実験者(第二著者)が，名前. 語葉判断課題は，プライム刺激(脅. リスト，. WHOTOで得iたデータをプログラムに. 威語・中立語) xターゲット刺激(愛着対象の名. 入力する時間を確保するため，参加者は図形問題. 前・知り合いの名前・知らない人の名前・非人. と二字熟語の穴埋め問題を解いた。なお，フィラ一. 名)の 2x4の 2要因計画で，どちらも実験参加. 課題は，. 者内要因であった。. 表象の活性化による影響を打ち消すという役割も. 装置語葉判断課題には，. EPSON社製のパー. WHOTOを回答することで生じる愛着. 果たしている。. (EndeavorST150E)，. 0試行，本試行が ④ 語葉判断課題練習試行が1. BenQ社製の 2 0インチディスプレイ (T201W). 1 4 4試行であった。各試行は，まず，画面中央に. を用いた。刺激の呈示および語量判断課題におけ. 注視点(+)が 1000ms呈示された後，プライム. Cedrus社製の実験制御. 刺激が 16ms呈示され，ランダムドットパターン. ソナルコンビュータ. る反応時間の測定には，. . 5を，参加者のキー押しプログラム SuperLab4. によるマスク刺激が484ms呈示された。その後，. edrus社製の RB-530モデルを用いた。反応には C. ターゲット刺激が呈示され，参加者はそれらが人. 刺激の大きさはコンビュータディスプレイ上で 1. 名であるか人名ではないかを出来るだけ早く正確. 文字あたり約 9m mx 9m m ( 2 6 p t )，コンビュー. に判断するよう求められた。ターゲット刺激は，. タディスプレイと参加者の距離は約 50cmであっ. 参加者のキー押し反応で消えて， 1500msのブラ. た。. ンクの後に次の試行が開始された。本試行では，. 手続き実験は，. M i k u l i n c e re ta . l( 2 0 0 2 )に. 準じて以下の手順で全て個別に行われた。所要時間は約 4 5分であった。 ①名前リスト. 反応を間違えても次の試行に進むことを教示した。プライム刺激は全て文字刺激であり，脅威プラ. 参加者にとって，知り合いの名. イムとして，「疎遠 J i不仲 J i別れ」の 3語，中. 前であるか知らない人の名前であるかを弁別する. 立プライムとして，「食器J i帽子 J i洋服」の 3. ための質問紙。 7 5 個の名前の中で，知り合いの名. 語を用いた. 前があればその名前の回答欄に i3J を，知り合. a )愛着対象の名前: WHOTOから得らがある。 (. いの名前と読み方が同じでも漢字が違う場合は. れた名前から 4つの名前を選んだ。なお，. i2J. を，知らない人の名前であれば. i1J. を記. 入するよう求めた。. ② WHOTO. O. ターゲット刺激には，以下の 4種類. 6項目. の回答において同一人物の名前が複数回挙げられていたために 4種類の名前を選べなかった場合. Whot oq u e s t i o n n a i r eF r a l e y&. は，同じ名前を重複してターゲット刺激に用いた。. D a v i s ( 1 9 9 7 ) が作成した愛着対象を問う質問紙. ( b )知り合いの名前:名前リストで知っていると回. を邦訳した。愛着の近接維持機能に関する項目(一. 答された名前のうち，. 緒に時間を過ごすことが最も好きな人は誰です. 前を除いたものから 4つの名前を選んだ。 ( c )知ら. か?離れたくない人は誰ですか?)，避難場所機. ない人の名前:名前リストで知らないと回答され. 能に関する項目(動揺したり落ち込んだりしてい. た名前の中から 4つの名前を選んだ。 ( d )非人名:. るときに，一緒にいたい人は誰ですか?アドバイ. 事前に名前リストにある名前の漢字を組み合わせ. スを当てにする人は誰ですか?)，安全基地機能. て，人の名前にならないように 1 2 種類の無意味つ. に関する項目(何か立派なことを達成したとき，. づりを作成した。. それを最初に伝えたい人は誰ですか?いつでも頼. 5 6. WHOTOで挙げられた名. 1 4 4試行のうち，ターゲット刺激が人名である.

(6) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. 試行(以下，人名試行)および非人名である試行 2試行であった。 (以下，非人名試行)はそれぞれ 7. 点， IWM回避得点， IWM両価得点とした。 ② ECR-GO尺度各下位尺度項目の評定値を. 人名試行は，ターゲット刺激の名前(愛着対象・. 加算して，それぞれ ECR回避得点，. 知り合い・知らない人の 3種類から 4つずつ名前. 得点とした。. 2種類)とプライム刺激(脅威プを選択して，計 1. ライム・中立プライムが各 3種類ずつで，計 6種 2通り(12x 6)で構成されている。類)による 7 2 種類の非人名試行では，ターゲット刺激として 1. 非単語に，. 6種類のプライム刺激を組み合わせた. 7 2 通り ( 1 2x6)で構成されている。. ECR不安. なお，以下の第 2研究から第 4研究まで，すべて同様の方法で愛着スタイル得点を算出した。語嚢判断課題①操作チェック. 6名全参加者 1. 員がプライム刺激が見えたと答えた。そのうち， 1 1名は「不仲，疎遠，洋服，食器，別れの文字が. 見えた」などと報告した。. ⑤ IWM尺度(戸田，1 9 8 8 1 2 0 0 1 ). 愛着スタ. ②データ処理. 人名試行に対して人名と判断さ. イルを安定，回避，両価の 3次元から測定する尺. れたもの，非人名試行に対して非人名と判断され. 8 度である。 3つの下位尺度につき各 6項目，計 1. たものを正反応とした。誤反応を除いた各参加者. 項目に対して 7件法で回答を求めた。尺度の信頼. の反応時聞から算出した平均反応時間. α 係数)に関しては，戸田 ( 2 0 0 1 ) より，安性 (. t 3SDの外にある反準偏差 (SD) を用いて M :. . 8 6，両価尺度が.73~. 7 4，回避尺. 応時間は分析の対象から除外した。さらに，全反. 定尺度が .84~. 度が .60~ . 6 8と報告されている。. ( M ) と標. 応時間の分布を正規分布に近づけるため，以降の. ⑥ ECR-GO尺度(中尾・加藤， 2 0 0 4 a ). Brennan ，. e ta l ( 1 9 9 8 ) による ECRをもとに，対象を一般. 分析では反応時間を自然対数に変換した値(以下，対数変換値)を用いた。. 化された他者に改訂した尺度である。愛着スタイ. ③従属変数参加者ごとに，プライム刺激×. ルを親密性の回避，見捨てられ不安の 2次元から. 敬 (2 x 4) のブロックに割り当てターゲット刺 i. 2 項目，後者 1 8 項目の測定する尺度であり，前者 1. られた 8種類の反応時間を対数変換し，平均値を. 0 項目に対して 7件法で回答を求めた。尺度の計3. 算出した。. α 係数)は，中尾・加藤 ( 2 0 0 4 a ) より，信頼性 (. 愛着スタイルと反応時間. ① IWM尺度との関. 8 3，見捨てられ不安が . 9 0と報告親密性の回避が .. 連 IWM尺度で測定した愛着スタイルと各条件. されている。. の試行における反応時間の関連を検討するため. ⑦操作チェック・フェイスシート. 参加者に注. に，各条件の 8つの従属変数それぞれに対して，. 視点とマスク刺激の聞に何か見えたかどうかを尋. IWM尺度の 3つの下位尺度得点を説明変数とし. ねた。見えたと回答した場合，見えたものの記入. た重回帰分析を行った (Table1-1参照)0 その結. を求めた。その後，性別，年齢，本研究に関する. 果，決定係数 (R2) は愛着対象の名前条件では. 意見，感想、等を求めた。なお，研究の目的や結果. 中立プライム条件で，知り合いの名前条件では脅. などのフィードパックは，すべての研究が終了し. 威プライム条件で，知らない人の名前条件では脅. た時点で資料を配付する方法で行うことを伝え，. 威プライム，中立プライムの両条件で有意であっ. 了承を得た。希望者には，資料の配付先の記入を. た。また，非人名条件では脅威プライム条件で有. 求め，すべての実験が終了した後，資料を配付し. 意傾向にあった。標準偏回帰係数(戸)を見ると，. た。. IWM安定得点は全ての条件で有意な正の値で. あった。また， IWM回避得点は，知り合いの名結果愛着スタイル得点 ① IWM尺度. 前条件では脅威プライム条件で，知らない人の名各下位尺度. 前条件では脅威プライム，中立プライムの両条件. 項目の評定値を加算して，それぞれ IWM安定得. で有意な負の値であった。一方， IWM両価得点. 5 7.

(7) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. T a b l e l l 愛着スタイルと反応時間の重回帰分析結果 (IWM尺度) 愛着対象. 知り合い. 知らない人. 非人名. 脅威. 中f r .. 脅威. 中京. 脅威. 中な. 脅威. 中京. . 3 6 6. . 5 1 5 *. . 5 1 5 *. . 3 6 2. . 5 9 2 *. . 6 6 8. . 43 2t. . 3 9 4. 安定回避. . 6 3 4 *. . 7 6 6 * *. . 8 6 0. . 6 6 4 *. . 6 5 8 *. . 41 7. 4 4 2. 一. 7 3 3 *. . 3 3 4. 一. 6 5 0 *. 一 . 45 7 *. . 1 5 1. . 2 8 0. 両価. . 41 2. 4 0 3. . 7 5 2 *. . 2 1 7. 3 1 7. . 2 7 0. . 0 0 3. . 1 3 7. RZ. t p<. 1 0 *p<.0 5. 帥. . 5 4 6 *. . 7 3 0 * *. . 6 3 8 *. 帥. 帥. p<. 0 1. T a b l e l 2 愛着スタイルと反応時間の階層的重回帰分析結果 (ECR-GO尺度) 愛着対象. 第 1s t e p. 巾立. 脅威. RZ 回避不安. 知らない人. 知り合い巾立. 脅威. 脅威. 非人名. 巾立. 中立. 脅威. 2 1 4. . 2 0 9. . 1 7 0. 1 4 2. . 3 5 0 '. 2 8 9. . 2 4 2. 2 1 1. . 3 7 6. . 3 8 1. . 1 8 9. . 3 7 6. . 5 3 3 *. 5 1 7 *. 一. 4 9 11. . 4 2 1. . 2 0 9. . 1 9 1. . 3 3 3. . 0 0 2. . 1 7 6. 0 7 7. . 0 0 6. . 1 2 2. 愛着対象. 第 2s t e p. 知り合い中立. 脅威. 脅)成. 知らない人中立. 非人名. 脅!必. 中立. 脅!戎. . 1 7 2. . 1 5 3. 中立. . 3 6 6. . 3 2 0. . 2 6 2 . 5 2 8t. . 2 1 5. R. . 2 3 3. 回避不安回避×不安. 4 1 1. . 40 2. . 2 0 1. 404. . 5 0 0t. 2 7 7. . 2 3 2. . 3 5 5. 0 5 5. . 1 1 3. . 1 6 5. . 0 7 6. 1 5 3. 1 6 2. . 0 9 7. . 0 5 4. 1 2 6. . 1 4 9. 2 0 7. . 1 6 6. 0 7 5. 2. t 1 0 *p<. 0 5 p< .. 帥. . 2 1 6. 5 6 3 *. 4 3 7. p<.01. では，知り合いの名前条件の脅威プライム条件で. で脅威プライム，中立プライムの両条件で有意な. 有意な正の値となっていた。. 負の値を，非人名条件の脅威プライム条件で負の. ② ECR-GO尺度との関連. ECR-GO尺度で測. 有意傾向を示していた。. 定した愛着スタイルと各条件の試行における反応時間の関連を検討するために，各条件 8つの従属. 考察. ECR-GO尺度の 2つの. 第 1研究では，文字をプライム刺激とした語葉. 下位尺度得点，及びそれらの交互作用を説明変数. 判断課題を行い，愛着対象の名前や知り合いの名. とした階層的重回帰分析を行った ( T a b l e l 2参. 前などに対する反応時間の対数変換値を従属変. 照)。なお，多重共線性の問題を避けるために，. 数，. 以後の各研究で行うすべての階層的重回帰分析で. を独立変数として，重回帰分析と階層的重回帰分. は，第 1ステップにおいて ECR回避得点と ECR. 析を行った。以下，愛着スタイルごとに考察を行. 不安得点の平均からの偏差を主効果項として投入. 。つ. 変数それぞれに対して，. IWM尺度，. ECR-GO尺度の下位尺度得点. し，第 2ステップでは ECR回避得点と ECR不. まず，安定型の愛着スタイルでは，脅威状況下. 安得点の交互作用項を投入した (Cronbach，. でも防衛を働かせずに情報処理が行えることか. 1 9 8 7 )。. ら，愛着対象の名前条件・脅威プライム条件で反. その結果，決定係数 (R2) は知らない人の名. 応時間が速くなることが予想された。 IWM尺度. 前条件・脅威プライム条件の第 1ステップでのみ. では，愛着対象の名前・脅威プライム条件を含む. 有意傾向がみられた。標準偏回帰係数(戸)を見. 全ての条件において有意な正の値であったが，仮. ると，交互作用項はいずれも有意で、なく，第 1ス. 説とは逆の結果となった。一方，. テップで ECR回避得点が知らない人の名前条件. 避と不安の交互作用項は，全ての条件で反応時間. 5 8. ECR-GOの回.

(8) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. との関連は見られなかった。. では瞬間的なプライム刺激に対する探索行動によ. 両価型の愛着スタイルでは，過活性化方略を働. り，ともにプライム刺激への意識的処理に多くの. かせるため，脅威プライムでも中立プライムでも. 心的資源が割かれ，後続のターゲット刺激への反. 愛着対象の名前に対して反応時間が速くなること. 応が抑制された可能性がある。. IWM尺度で有意であっ. そこで，第 2研究ではプライムの呈示場所を画. たのは知り合いの名前・脅威プライム条件のみで. 面の中心ではなく，ターゲット刺激に対して周辺. あり，しかも 3係数は正の値であったことから，. に呈示する方法(周辺呈示)を用いることとする。. これも仮説とは逆の結果となった。一方，. 1 9 9 7 ) が用いた手法であり，プライこれは，森 (. が予想された。しかし，. ECR. 不安得点、では，全ての条件で反応時間との関連は. ム刺激を注視点の周辺に闘下呈示すると，注視点. 見られなかった。. から視野を動かす問にプライム刺激が消失するの. 回避型の愛着スタイルでは，不活性化方略を働. で，闘下呈示を保証することができる。また，第. かせるため，脅威プライムでは愛着対象の名前に. 1研究ではプライム刺激に用いた単語が，実験参. 対して反応時聞が遅くなることが予想された。し. 加者にとって不安や脅威を与える単語であったか. かし有意ではない値もあるが，ほとんどの条件. どうか検討していなかったため，脅威刺激の効果. において戸係数は負の値を示しており，ここで. が表れなかった可能性がある。そこで，第 2研究. も仮説とは逆の結果となった。さらに，この結果. ではプライム刺激に用いる単語を予備調査によっ. は， ECR回避得点でもほぼ同じであった。. て選んだ上で，本実験を行うこととする。. 以上のように，仮説とは逆の結果になった原因としては，プライム刺激の呈示方法に問題があっ. 第 2研究. たのではないかと考えられる。第 1研究では，. M i k u l i n c e r，e ta . l( 2 0 0 2 ) を参考に，プライム刺. 目的. 6名の実験激を 16msで闘下呈示した。しかし， 1. 第 2研究では，プライム刺激の呈示方法を周辺. 参加者全員が注視点とマスク刺激の聞に何かしら. 呈示に変えて，再度，脅威状況下での内的作業モ. 1名はのものが見えたと答えており，そのうちの 1. デルの機能を検討することを目的とする。. 実際に呈示したプライム刺激が何であったかを識別できていた. O. このため，実験参加者はプライム. 刺激を意識的に処理していた可能性がある。つま. 方法実験参加者. 実験には大学生 2 0名(男性 9名，. り，第 1研究では，プライム刺激が閣下ではなく，. 1名)が参加した。平均年齢は 2 0 . 1歳 ( S D 女性 1. 閤上での呈示になった可能性が高い。しかも，通. =1 .3 ) であった。. 常の岡上呈示とは異なり，何の説明もなくプライ. 要因計画第 1研究に準じた。. ム刺激がターゲット刺激に先行して呈示されたこ. 装置語最判断課題で用いた装置は，第 1研究. とになる。このようなプライム刺激の閲上呈示が，. に準じた。また，刺激を見やすくするために，大. 実験参加者にとって認知的負荷となったのかもし. きさはコンビュータディスプレイ上で 1文字あた. れない。回避型における不活性化方略では，認知. 4 8 p t )の大きさに変更した。り約 17mmx17mm (. 的負荷がかかると，防衛的情報処理に心的資源をさくことが難しくなり，結果として愛着に関する表象への反応が速くなることが知られている. ( S h a v e r& M i k u l i n c e r，2 0 0 4 )。また，両価型. 手続き. 実験は，以下の手順で全て個別に行わ. れた。所要時間は約 45分であった。 ①名前リストと② WHOTOは第. 1研究に準じ. た。. では，過活性化方略によって愛着に関連する表象. ③ フィラー課題第 1研究で用いた問題よりも. に対して過度にとらわれてしまい，一方，安定型. 難易度を低くして実験参加者にできるだけ多くの. 5 9.

(9) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. 問題を解かせるようにした。具体的には，難読語の読み，図形問題，英単語の意味，四字熟語の穴埋め問題である。. に準じた。語量判断課題①操作チェック. 実験参加者2 0. 名中プライム刺激が見えたと答えた人は 1 7名で. ④語葉判断課題練習試行が1 0試行，本試行が. あった。そのうち，. 1名は「裏切り」という文字. 1 4 4試行であった。各試行は，画面中央に注視点. が見えたと報告したが，その他にはプライム刺激. (+)が1000ms呈示された後，プライム刺激が. を判別できた参加者はいなかったため，閣下呈示. 30ms呈示された。プライム刺激の呈示位置は，. は成功したと判断し，実験参加者2 0名全員を分析. 閲下呈示を保証するため，注視点の周辺に呈示さ. 対象とした。. れた。具体的には，注視点から水平方向に+ 2 0 0 p i x e l・垂直方向に+2 0 0 p i x e l，注視点から水平方向に +2 0 0 p i x e l・垂直方向に-2 0 0 p i x e l，注. ②データ処理と③従属変数は第 1研究に準じた。愛着スタイルと反応時間. ① IWM尺度との関. 視点から水平方向に -2 0 0 p i x e l・垂直方向に+. 連 IWM尺度で測定した愛着スタイルと各条件. 2 0 0 p i x el，注視点から水平方向に. の試行における反応時間の関連を検討するため，. 直方向に. 2 0 0 p i x e l・垂. 2 0 0 p i x e lの位置のいずれかに，ランダ. 重回帰分析を行った。変数の投入法は第 1研究に. ムに呈示された。プライム刺激が呈示された後，. 準じた ( T a b l e 2 1参照)。結果は，いずれの試行. ランダムドットパターンによるマスク刺激が先述. においても有意な決定係数 (R2) は得られなかっ. の 4か所すべてに 220ms呈示された。そして，. た。標準偏回帰係数(戸)を見ると，. 250msのブランクの後，ターゲット刺激が呈示. 得点が非人名条件で脅威プライム，中立プライム. された。以降は，第 1研究と同様に，参加者はター. 両条件で負の有意傾向を示していた。また，. ゲット刺激が人名であるか人名ではないかを出来. IWM両価得点は，愛着対象の名前条件の中立プ. るだけ早く正確に判断するよう求められた。なお，. ライム条件で負の有意傾向を示していた。さらに，. プライム刺激に注意を向けないようにするため. 有意ではないが，愛着対象の名前条件では脅威プ. に，実験参加者には. s=一. 4 5 3 ) ライム条件でも比較的強い負の値 (. 減成しますが，気にしないで課題に取り組ん面が点 i. を示しており，この結果は両価型の過活性化方略. で下さい。"と教示した。. と一致していた。. プライム刺激は全て文字刺激であり，事前に. ② ECR-GO尺度との関連. IWM回避. ECR-GO尺度で測. 行った予備調査 1によって選出されたものを使用. 定した愛着スタイルと各条件の試行における反応. した 3)。脅威プライムとしては「不仲 j，1 " 死別 j，. 時間の関連を検討するため，階層的重回帰分析を. 「裏切り」の 3語，中立プライムとしては「帽子 j，. 行った。変数の投入方法は第 1研究に準じた. 「椅子 j，1"水筒」の 3語を用いた。ターゲット刺激，試行数はいずれも第 1研究に準じた。. ⑤ IWM尺度(戸田， 1 9 8 8 ) と⑥ ECR-GO尺度(中尾・加藤， 2 0 0 4 a ) は第 1研究に準じた。. R2) は ( T a b l e 2 2参照) その結果，決定係数 ( 0. 非人名条件の脅威プライム，中立プライム両条件の第 2ステップで有意であった。標準偏回帰係数 (戸)を見ると，非人名条件では脅威プライム，. 参加者にマ. 中立プライム，いずれの条件とも ECR回避得点. スク刺激があった場所に何か見えたかどうかを尋. で有意な負の値を示していた。また，第 2ステッ. ねた。見えたと回答した場合，見えたものの記入. プにおいて，知らない人の名前条件の脅威プライ. を求めた。その他の内容は，第 1研究に準じた。. ム，中立プライム両条件，及び非人名条件の中立. ⑦操作チェック・フェイスシート. プライム条件で交互作用項が有意傾向を示してい結果愛着スタイル得点. 6 0. 得点の算出方法は第 1研究. たが，それら以外では有意な値は見られなかった。.

(10) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. Table2-1 愛着スタイルと反応時間の重回帰分析結果 (IWM尺度). 愛着対象. 知り合い中f r .. 知らない人脅威. 中京. 2 1 3. 2 1 0. . 1 1 8. 1 0 4. . 1 0 1. . 0 3 9. . 2 6 6. . 2 4 8. 安定回避. 3 4 3. 3 1 8. . 2 0 0. 0 8 8. . 0 2 5. . 0 3 8. 3 6 0. 2 4 2. . 0 4 9. 3 7 2. . 3 3 6. . 0 2 3. . 2 4 7 . 4 9 8t. . 44 3t. 両価. 4 5 3. 5 0 1t. . 3 6 0. 1 6 9. . 3 1 5. . 1 9 4. . 1 7 6. . 2 5 6. 脅威. RZ. t p<. 1 0 *p<.0 5. 帥. 中京. 非人名. 脅威. 脅威. 中な. . 2 7 1. p<. 0 1. Table2-2 愛着スタイルと反応時間の階層的重回帰分析結果 (ECR-GO 尺度). 愛着対象. 第 1s t e p. 巾立. 脅威. 脅威. 非人名. 巾立. 中立. 脅威. . 0 2 4. . 1 2 2. 1 7 9. . 0 8 6. 0 4 9. . 3 5 0 *. . 2 7 3. . 1 7 4. . 2 6 2. . 3 9 5. . 2 8 0. 2 4 8. 一. 4 7 91. . 2 6 21 47 51 一.. . 2 0 5. . 1 7 0. . 4 3 2. . 0 4 5. . 0 2 2. 一. 2 4 1. . 1 6 5. . 0 5 9. 愛着対象. 第 2s t e p 脅威. 知り合い中立. R. . 0 6 8. . 0 4 7. 回避不安回避×不安. 2 9 8 2 9 4 1 5 2. 2. 巾立. 脅威. 0 5 1. RZ 回避不安. 知らない人. 知り合い. t 1 0 *p<. 0 5 p< .. 帥. 脅)成. 知らない人中立. 非人名. 中立. 脅!戎. 中立. . 2 7 3. . 2 2 3. . 4 5 2 *. . 3 9 8. . 3 6 0. . 3 2 6. . 5 3 9 *. . 5 4 3 *. . 2 7 0. . 5 2 3 484t. . 0 5 2. . 1 9 0 . 42 7t. 脅!必. . 1 2 6. . 2 0 3. . 2 0 1. . 2 7 5. 424. . 2 7 1. . 47 9. 0 6 0. . 1 7 3. . 0 8 1. 1 8 0. . 5 0 2t. . 3 7 1. ネ. p<.01. は丈宇によるプライム刺激を処理できる水準にま. 考察第 2研究では，プライム刺激を周辺呈示するこ. で知覚できなかった可能性がある。すなわち，周. とで，闘下呈示を保証して語葉判断課題を行った。. 辺呈示による文字刺激は脅威刺激として処理され. 愛着スタイルとの関連を見るために，. IWM尺. 度の下位尺度得点を独立変数とした重回帰分析を. なかった可能性がある。そこで，第 3研究では，文字ではなく写真をプ. IWM両価得点で両価型の過活性. ライム刺激に用いることで，周辺呈示であっても. 化方略にほぼ一致する結果が得られたが，決定係. 参加者に脅威を喚起させようと考えた。というの. ECR-GO尺度の. は，文字刺激よりも写真刺激の方が現実の表象に. 下位尺度得点を独立変数とした階層的重回帰分析. 近いことから愛着表象が活性化されやすいと考え. でも，非人名条件以外では有意な決定係数は得ら. たからである(小田部・加藤， 2007b)。. 行ったところ，. 数は有意ではなかった。また，. れなかった。. ところで，. Winkielman， Zajonc& Schwartz. これは，闘下呈示を保証するためにプライム刺. ( 1997) は，感情プライミング効果に関して，ター. 激を周辺呈示したことに問題があったと考えられ. ゲット刺激は直前のプライム刺激の感情価の影響. る。闘下呈示の保証という観点から見ると，プラ. を受けるが，この結合が強固であるために，その. イム刺激を正しく判別できた参加者は誰もいな. 後の試行で同じターゲット刺激に対して異なる感. かったことから，闘下呈示という当初の目的は達. 情価のプライム刺激を呈示しても，そのプライム. 成された。しかし，視力は中心視から周辺視に向. 刺激の影響は弱められてしまうことを指摘してい. かうにつれて急激に低下し，視野の中心から1.5. る。第 1研究および第 2研究では，プライム刺激. 度離れただけで解像力は中心視力の 30%程度にな. の種類を実験参加者内要因としたため，脅威プラ. るという(行場， 1994)。このため，周辺呈示で. イムおよび中立プライムの両方が同じターゲット. 6 1.

(11) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. 刺激に先行して呈示されている。そこで，以降の. ④ フイラー課題第 2研究に準じた。. 研究ではプライム条件を実験参加者間要因とする. ⑤語量判断課題練習試行が1 0 試行，本試行が. ことで，プライム刺激の影響を弱めないようにす. 1 4 4試行であった。各試行は，画面の中央に注視. る。. 点(+)が1000ms呈示された後，プライム刺激が30ms呈示された。プライム刺激の呈示位置は，第. 闘下呈示を保証するため，注視点の周辺に呈示さ. 3研究. れた。具体的には，注視点から水平方向に+. 目的. 4 5 0 p i x e l・垂直方向に+3 0 0 p i x el，注視点から水. 第 3研究では，丈字刺激よりも現実の表象に近. 平方向に +4 5 0 p i x e l・垂直方向に-3 0 0 p i x e l，注. い写真刺激を用いて脅威を与えた上で，内的作業. 視点から水平方向に -4 5 0 p i x e l.垂直方向に+. モデルの情報処理機能を検討することを目的とす. 3 0 0 p i x e l，注視点から水平方向に-4 5 0 p i x e l・垂. . l( 19 9 7 ) の指摘に Winkielmane ta. 直方向に-3 0 0 p i x e lの位置のいずれかに，ランダ. 基づき，プライム条件を実験参加者間要因として. ムで呈示された。なお，プライム刺激の大きさは. 実験を行う。. 3 0 0 p i x e l x3 0 0 p i x e lで，いずれもカラー写真で. る。また，. あった。プライム刺激が呈示された後，ランダムドット. 方法参加者. 実験には大学生3 0名(男性1 2名，女性. パターンによるマスク刺激が先述の 4か所すべて. ( S D=1 .2 ). に220ms呈示された。そして， 250msのブラン. 1 8名)が参加した。平均年齢は2 0 . 3歳. 5 であった。脅威群には男性 7名，女性 8名の計1. クの後，ターゲット刺激が呈示された。参加者は. 性1 0名の計1 5名が割名，中立群には男性 5名，y:. それらが人名であるか人名ではないかを出来るだ. り当てられた。. け早く正確に判断するよう求められた。. 要因計画. 語葉判断課題における要因計画は，. プライム刺激は，全て写真刺激であり，事前に. 第 1研究に準じた。ただし，プライム刺激は実験. 行った予備調査 2によって選出されたものを使用. 参加者間要因，ターゲット刺激は実験参加者内要. した 4)。脅威刺激としては，男性が苦悩する顔，. 因とした。. 女性が絶叫する顔，入院している女性がベッドに. 装置第 2研究に準じた。. 寝ている姿，乳児の泣き顔(3種類)の計 6種類. 手続き. を用いた。中立刺激としては水筒，帽子，ハンガー，. 実験は，以下の手順で全て個別に行わ. れた。所要時間は約4 5分であった。. 電気スタンド，机，鍋の計 6種類を用いた。ター. 知り合いを「話したことはない. ゲット刺激の種類および試行数は第 1研究に準じ. けれども，顔は見たことがあるし，名前だけは知っ. た。なお，第 3研究ではプライム刺激を被験者間. ている人」と定義した。それ以外の教示などは第. 要因にしたため，. 2研究に準じた。. のプライム刺激は，すべてが脅威プライムまたは. ①名前リスト. ② WHOTO 第 1研究に準じた。 ③親しい人の名前リスト. 参加者の両親やきょ. うだい，恋人，親友などのファーストネームを記入してもらった。これは，名前リストから知り合いの名前を選ぶ際に，参加者にとって親しい人の. 1人の参加者に呈示する 6種類. 中立プライムのいずれかであった。 ⑥ IWM尺度(戸田， 1 9 8 9 ) ・⑦ ECR-GO尺. 度(中尾・加藤， 2 0 0 4 a ) 第 1研究に準じた。 ⑧操作チェック・フェイスシート. 第 2研究に. 準じた。. 名前を選ばないようにするためである。知り合いの名前を選ぶ際に，ここで記入された名前は除外した。. 6 2. 結果. 愛着スタイル得点. 得点の算出方法は第 1研究.

(12) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. の試行における反応時間の関連を検討するため，. に準じた。脅威群 1 5名中. 重回帰分析を行った。変数の投入法は，第 1研究. プライム刺激が見えたと答えた人は 1 1名であっ. に準じた (Table3-1参照) 結果は，いずれの試. 4名は「赤ちゃんの笑っている顔. 行においても有意な決定係数 (R2) は見られな. や泣いている顔 J 1"人が叫んでいる様子」などが. かった。また，標準偏回帰係数(戸)でも有意な. 見えたと報告したが，プライム刺激を全て正しく. 値は見られなかった。しかし，有意ではないが，. 判別できた参加者はいなかったため，脅威群 1 5名. 愛着対象の名前条件において，. 全員を分析対象とした。. 脅威条件で負の値(戸=一.4 4 2 ) を示し，. 語嚢判断課題①操作チェック. た。そのうち，. 0. 中立群の 1 5名では，プライム刺激が見えたと答. IWM安定得点が IWM. 両価得点では脅威条件(戸=-.262)，中立条件(戸. 1名，えた人は 3名，見えなかったと答えた人は 1. =.223). 画面の周辺を見ょうとしていなかったと答えた人. 説と一致した結果といえる。. ともに負の値を示していたことは，仮. 全てのプライム刺激を. ⑤ ECR-GO尺度との関連 ECR-GO尺度で測. 正しく判別した参加者はいなかったので，中立群. 定した愛着スタイルと各条件の試行における反応. 1 5 名全員を分析対象とした。. 時間の関連を検討するため，階層的重回帰分析を. が 1名であった。しかし. ②データ処理. 第 1研究に準じた。. 行った。変数の投入方法は，第 1研究に準じた. ③従属変数各プライム条件の参加者ごとに，. (Table3-2参照)0 結果は，いずれの試行におい. 4種類のターゲット刺激に対する反応時間を対数. ても有意な決定係数 (R2) は見られなかった。. 変換し平均値を算出した。. また，標準偏回帰係数. 愛着スタイルと反応時間連. ① IWM尺度との関. ( s ) でも有意な値は見ら. れなかった。. IWM尺度で測定した愛着スタイルと各条件 Table3-1 愛着スタイルと反応時間の重回帰分析結果(I W M尺度). 愛着対象脅威. 中立. 1 4 5. R2. 知り合い脅威. 知らない人中立. 脅威. 中立. 非人名脅威. 中立. . 0 6 0. . 1 5 5. 0 8 4. . 0 6 6. . 0 7 4. 0 9 3. 1 4 3. 安定回避. 4 4 2. . 1 7 5. . 40 1. 2 1 1. . 2 8 9. . 1 8 4. 3 3 2. 3 4 1. 0 0 5. . 0 6 8. . 0 0 6. 0 5 2. . 0 8 2. . 1 0 7. 1 4 1. 1 3 9. 両価. 一. 2 6 2. 一. 2 2 3. 一. 3 9 6. 一. 2 3 6. . 1 7 1. 一. 1 9 3. 1 7 8. 0 7 9. t p<.10 *p<.05. 紳. p<. 0 1. Table3-2 愛着スタイルと反応時間の階層的重回帰分析結果. 愛着対象. 第 1s t e p 脅威. R2 回避不安. 知り合い中立. 脅威. (ECR-GO尺度). 知らない人中立. 脅威. 中立. 非人名脅威. 中立. 0 3 6. . 0 0 4. . 0 1 5. 0 1 7. . 0 0 7. . 0 2 2. 0 3 7. 0 4 0. 1 8 6. . 0 5 6. . 1 0 2. 1 3 3. . 0 8 0. . 1 4 9. 1 1 5. 1 6 5. 1 1 6. . 0 4 9. . 1 0 1. 0 8 0. . 0 1 6. . 0 0 6. 1 9 0. 0 6 9. 愛着対象. 第 2s t e p 脅威. 知らない人. 知り合い巾立. 脅威. R2. 0 6 7. . 0 0 9. 回避不安回避×不安. . 1 7 3. . 0 5 4. . 0 5 5. . 0 0 7. . 1 8 6. . 0 8 9. . 4 7 0. . 2 1 4. 巾立. 脅威. 巾立. 0 1 7. . 1 5 0. . 0 2 2. . 0 6 8. 1 3 4. . 0 5 1. . 0 5 2. . 0 9 2. . 1 4 6. . 0 1 8. . 3 9 8. 非人名脅威. 中立. 0 9 0. 0 4 2. 一. 1 4 9. 0 9 7. 一. 1 6 7. . 0 0 2. . 1 1 1. . 0 3 0. . 0 0 7. . 2 4 2. . 0 6 2. t p<.10 *p<.05 **p<.01. 6 3.

(13) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. &Buysse，2008など)。そこで第 4研究では，対. 考察. 第 3研究では，プライム刺激に写真刺激を用いて，さらに闘下呈示を保証するために周辺呈示で. 人関係に関連する脅威を与える刺激をプライム刺激として用いることとする。. IWM安定得点と. 第 2研究，第 3研究では周辺呈示によってプラ. IWM両価得点において仮説と一致する結果が得. イム刺激の闘下呈示を保障したが，いずれも場合. られたが，有意な値には届かず，プライム刺激の. もプライム刺激の有意な効果は認められなかっ. 影響は明確ではなかった。. た。愛着研究ではないが，小田部・加藤 ( 2 0 0 7 a，. 実験を行った。その結果，. プライム刺激の影響が明確ではなかった原因と. 2 0 0 7 b ) は文字と絵をプライム刺激にして Mur. して，周辺呈示の手法を用いた森 ( 1 9 9 7 ) の研究. phy& Zajonc ( 1 9 9 3 ) の関下感情プライミング. とは，プライム刺激に対する参加者の注意水準が. 効果. 9 7 ) の実験手異なったことが挙げられる。森(19. ( S A P効果)5)を追試した。その結果，いずれのプライム刺激でも S AP効果が認められず，. 続きは，画面中央に注視点を呈示した後，プライ. 日本人においては闘下呈示によるプライム刺激の. ム刺激が注視点から見て右上・右下・左上・左下. 効果は欧米人とは異なる可能性を指摘している。. のいずれかに闘下呈示され， 4か所をマスキング. 本研究でも，第 2研究，第 3研究におけるプライ. するという流れである。参加者には，プライム刺. ム刺激の効果は有意な結果までは届いていない。. 激のあった場所が画面の右半分か左半分かを判断. また，. させている。一方，第 2研究および第 3研究では，. た小川・鈴木(19 9 8 ) は闘下呈示ではプライミン. 参加者に“注視点が出た後，途中で画面が点滅し. グ効果を見いだせず，むしろ閲上呈示で見いだし. ますが，気にしないで取り組んでください"と教. ている。そこで，第 4研究では対人関係に関する. 示しており，プライム刺激を意識しないようにさ. 脅威プライム刺激を闘上で呈示することとする。. せている。また，参加者が反応するのは後続のター. 具体的には，愛着対象の喪失を含む動画刺激をプ. ゲット刺書士に士すしてであり，プライム束リ i 敢に対し. ライム刺激として用いる。. Murphy&Zajonc ( 1 9 9 3 ) の追試を行っ. てではない。さらに，操作チェックからは，中立群の参加者の 1人が，マスク刺激が呈示された場. 第 4研究. 所を見ょうとしなかったと回答しており，他にも意識的に注視点、から視線を外そうとしなかった参加者がいた可能性がある。以上のことから，第 2. 目的第 4研究では，内的作業モデルの活性化を確実. 研究および第 3研究ではプライム刺激は知覚され. なものにするために，愛着対象の喪失を含む動画. ても，プライム刺激の持つ脅威や不安という感情. をプライム刺激として，内的作業モデルの機能を. 価を処理するレベルまでは到らなかったのかもし. 検討することを目的とする。. れない。さらに，第 3研究で用いたプライム刺激は，男性が苦悩する顔や，赤ちゃんの泣き顔などであっ. 方法参加者. 実験には大学生 3 0 名(男性 9名，女性. た。これらは，いずれも予備調査において不安や. 2 1名)が参加した。平均年齢は， 2 0 . 5歳 (SDニ. 脅威を与える刺激であることが確認されている. 1 .2 ) であった。脅威群には男性 4名，女性 1 1名. が，相手との関係が壊れるなどのような対人関係. の計 1 5名，中立群には男性 5名，女性 1 0名の計 1 5. における脅威ではない。内的作業モデルは，単な. 名が割り当てられた。. る恐怖という意味での脅威や不安で、はなく，対人. 要因計画第 3研究に準じた。. 関係に関連する脅威や不安に対して活性化すると. 装置語葉判断課題には，. いう知見もある(例えば，. 64. Dewitte，DeHouwer. ソナルコンビュータ. EPSON社製のパー. (EndeavorST150E)，.

(14) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. BenQ社製の 2 0インチディスプレイ (T201W) を用いた。また，動画を流すにあたって，. En-. ン・サルド)の開始から約 1 0 分間を呈示した。呈示した内容は， 4歳の少女ポネットが母親と死別. deavorST150Eに DELL社製の 1 9インチディス. するというものである。中立群には，映画「トウ. 1 9 0 5 F P ) も接続して，デュアルディスプレイ (. 9 8年公開，監督:ピールーマン・ショーj] ( 19. プレイに設定した。また，動画の音声を流すため，. ター・ウイアー，脚本:アンドリュー・ニコル，. harman/kardon社製のスピーカーを接続した。. 製作:エドワード・ S ・フェルドマン，他 3名). 手続き. 実験は，以下の手順で全て個別に行わ. の開始から約 1 0 分間を呈示した。呈示した内容は，. 5 分であった。ただし，映画れた。所要時間は約 4. 保険のセールスマンとして，毎日決まったような. による感情喚起と後続の語葉判断課題の聞の関係. 生活を平凡に過ごすトゥルーマンの日常生活を描. に気づかれないようにするため，参加者には，「こ. いたものである。. の実験は，映像に対する記憶の研究である」というカバーストーリーを説明した。. ① IWM尺度(戸田， 1 9 8 8 ) ・② ECR-GO尺度(中尾・加藤， 2 0 0 4 a ) ③名前リスト. 第 1研究に準じた。. リストに挙げられた名前は第 1. ⑦動画視聴後の感情評定 ⑤で用いた質問紙の項目を並べ替えたものを用いた。 ⑧語量判断課題練習試行が 6試行，本試行が. 1 0 8試行であった。各試行は，画面中央に注視点. ( +)が 1000ms呈示された後， 250msのブラン. 研究に準じた。教示において，知り合いの名前の. クが呈示された。その後，ターゲット刺激が呈示. 中でも，家族や恋人など特に親しい人の名前が. された。参加者は，呈示された言葉が人名である. あった場合は，名前に丸を付けるように求めた。. か人名ではないかを出来るだけ早く正確に判断す. ④ WHOTO 第 1研究に準じた。. るよう求められた。. 動画視聴の前後で感. ターゲット刺激は，第 1研究に準じた。本試行. 情評定を行うことで，動画による感情喚起を測定. 0 8試行のうち，人名試行および非人名における 1. 2 0 0 8 ) を参考に，抑うつ感因子(切した。折江 (. 4 種類であった。人名試行で、は，試行はそれぞれ 5. ない，沈んだ，など)，動揺!惑因子(そわそわした，. 愛着対象・知り合い・知らない人の 3種類から 6. 動揺した，など)，安心感因子(安心した，快適な，. つずつ選択した計 1 8 種類のターゲット刺激を，そ. など)の 3因子各 5項目を用いた。いずれも 6件. 1 8x3)。非人名試行れぞれ 3回ずつ呈示した (. 法で測定した。. 8 種類の非人名を，では，ターゲット刺激として 1. ⑤動画視聴前の感情評定. ⑥動画の視聴. プライム刺激となる動画を視聴. した。このとき，参加者には，以下のカバーストーリーを教示した。. それぞれ呈示した(18x3)。 ⑨映画の内容に関する質問・フェイスシート記憶の研究というカバーストーリーに合わせたダ. 「私たちは映像の記憶に関する研究を行ってい. ミー課題。「ポネットが怪我をした手は右手だ、っ. ます。あなたには，これから 00 (映画名)とい. た」などの問いに，「はい J， iいいえ J， i覚えて. う映画を見てもらいます。その後，妨害課題とし. いない」の 3択で答えるものであり，いずれの群. て簡単な質問紙と，コンビュータを用いた語量判. 8間作成した。でも同様の形式で 1. 断課題を行っていただきます。人は，覚えたいこ. ⑩デイブリーフィング. まず，口頭で実験に関. とを頭の中で繰り返すことにより，いつまでも覚. して気になることがあるかを尋ねた。次に，視聴. えていられるので，その繰り返しをさせないため. した動画と語葉判断課題に関連があると思ったか. に，妨害課題を行います。そして，その後で映画. どうかを尋ねた。最後に実験の趣旨が記載されて. の内容について質問します。」. いる用紙を渡し，内容を読みながら実験の本当の. 1 9 9 6年公開，脅威群には，映画「ポネットj] ( 監督・脚本:ジャック・ドワイヨン，製作:アラ. 目的について説明し，意見・感想、を求め，趣旨の同意を得た。. 6 5.

(15) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. 語量判断課題①データ処理. 結果操作チェック. 第 1研究に準じ. た。. 動画と語長判断課題に関連があ. ると思ったかどうかを尋ねたところ，参加者3 0名. ② 従属変数第 3研究に準じた。. 中 6名が何か関連がありそうだと答えた。しかし，. 愛着スタイルと反応時間. ① IWM尺度との関. IWM尺度で測定した愛着スタイルと各条件. 6名とも関連がどのようなものか解らないと答え. 連. たので，全ての参加者のデータを分析に用いた。. の試行における反応時間の関連を検討するため，. 得点の算出方法は第 1研究. 愛着スタイル得点. 重回帰分析を行った。変数の投入法は，第 1研究. に準じた。. に準じた (Table4-1参照) その結果，決定係数 0. 動画の視聴による感情喚起. 動画の視聴前後に. (RZ) は知り合いの名前条件の脅威プライム条. ( s )みると，. おける安心感得点，動揺感得点，抑うつ感得点に. 件で有意であった。標準偏回帰係数. 関して，対応のある t検定を行った。その結果，. IWM回避得点で，知り合いの名前条件の脅威プ. 脅威刺激の視聴によって，動揺!惑に変化はないが. ライム条件で有意な正の値を示していた。また，. ( t=0 . 2 1，n . s . )，安心感が低くなり (t=3.20 ，. 愛着対象の名前条件では脅威プライム，中立プラ. p <.01)，抑うつ感が高くなったことから ( t 7 . 9 5，p <.01)，脅威刺激として妥当であったと. 人の名前条件の中立プライム条件でも正の有意傾. 判断した。また，中立刺激の視聴によって，安心. 向を示していた。. イムの両条件で正の有意傾向が見られ，知らない. ニ. t= 1 .8 3，p < 感得点が若干低くなったものの (. ② ECR-GO尺度との関連. ECR-GO尺度で測. . 1 0 )，動揺感および抑うつ感には影響を与えてい. 定した愛着スタイルと各条件の試行における反応. ないことから ( t= 0 . 1 5 . n . s . ;t=1.0 9 .n . s . )，. 時間の関連を検討するため，階層的重回帰分析を. 中立刺激として妥当であったと判断した。. 行った。変数の投入法は，第 1研究に準じた. Table4-1 愛着スタイルと反応時間の重回帰分析結果(I W M尺度). 愛着対象脅威. 知り合い中立. 脅威. 中立. . 1 5 4. 0 3 7. . 1 1 4. 1 7 0. 4 6 9. . 46 7. 1 3 1 5 2 4t. 0 8 4. . 6 3 2. 4 8 5. 4 1 2. . 1 7 6. 1 9 7. 一. 2 5 3. 1 6 3. 0 8 0. 2 0 3. . 0 8 7 . 5 7 9t. 1 3 0 5 5 0t. 両価. . 0 2 2. 0 6 2. 2 4 9. p<. 0 1. Table4-2 愛着スタイルと反応時間の階層的重回帰分析結果. 愛着対象. 第 1s t e p 脅威. 知り合い中立. 脅威. (ECR-GO尺度). 知らない人中立. 脅威. 中立. 非人名脅威. 中立. . 0 3 4. . 0 8 7. 0 5 6. . 0 6 7. 1 6 5. 回避. . 2 4 2 . 47 3t. . 3 3 0t. . 1 1 3. . 2 8 4. 2 2 9. . 3 6 4. . 2 5 9. 4 1 1. . 2 3 2 . 47 9t. 不安. . 0 6 4. . 1 3 2. . 0 4 0. 0 4 2. . 3 6 9. . 0 6 1. 0 2 5. . 0 2 0. 愛着対象. 第 2s t e p 脅威. R2 回避不安回避×不安. 知らない人. 知り合い巾立. 脅威. 巾立. 脅威. 巾立. 非人名脅威. 中立. . 2 5 6 . 4 9 2t. . 2 3 6. . 1 5 2. 1 5 3. . 3 3 1 '. . 2 3 0. 1 8 4. . 2 6 3. . 1 2 5. . 3 2 3. . 2 3 7. . 3 6 9. . 2 6 9. . 4 3 3. . 48 31. . 0 2 0. . 3 8 2. . 0 5 4. . 2 1 5. 一. 3 5 7. . 1 6 3. . 0 7 6. . 1 1 8. 一. 1 2 5. . 5 1 5. . 2 7 2. . 3 5 5. 一. 0 3 4. . 4 6 2. . 1 4 6. 一. 2 0 1. t p<.10 *p<.05 **p<.01. 6 6. 中立. 2 2 0. 安定回避. R2. 脅威. 2 9 1. . 4 9 8 *. 紳. 中立. . 2 3 7. 2 9 3. t p<.10 *p<.05. 脅威. 非人名. 2 5 6. . 3 0 5. R2. 知らない人.

(16) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能. ( T a b l e 4 2参照)。その結果，知らない人の名前. 略に一致した結果が，主に， IWM尺度との関連. 条件の脅威プライム条件で決定係数 (R2) が有. において認められたが，いずれも有意な結果とは. 意傾向にあった。標準偏回帰係数(戸)を見ると，. ならなかった。そこで，プライム刺激の効果をよ. ECR回避得点、で，愛着対象の名前条件の脅威プ. り明確にするために，第 4研究では動画を用いた. ライム条件で正の有意傾向が，非人名条件の中立. 闘上呈示により愛着システムを活性化し，愛着ス. プライム条件で正の有意傾向がみられた。. タイルとの関連を検討した。その結果，. IWM回. 避得点と ECR回避得点において，回避型の不活性化方略を示す結果が得られたが，その他の愛着. 考察. 第 4研究では，愛着システムの活性化を確実なものにするために，愛着対象との分離や喪失を含. スタイルでは内的作業モデルの情報処理方略に一致する結果は得られなかった。. む動画によって脅威をうえた上で，内的作業モデ. このように，関下呈示においては安定型と両価. ルの機能を検討した。その結果，決定係数は有意. 型の，関上呈示においては回避型の情報処理方略. ではなかったが，. ECR回. と一致する結果が得られたが，プライム刺激の呈. 避得点でも，愛着対象の名前条件の脅威プライム. 示方法の効果が愛着スタイルによって異なる理由. 条件で正の有意傾向が見られた。これは，. については，本研究からは明らかではない。今後. IWM回避得点でも，. IWM. 回避得点や ECR回避得点が高いほど脅威プライ. は，さらなる研究知見に基づいてこの結果がどの. ムを呈示されたときに愛着対象の名前に対する反. 程度の頑健性を持った結果なのかを確認するとと. 応が遅くなることを意味しており，回避型の不活. もに，その理論的な根拠を明確にする必要がある。. 性化方略と一致する結果であった。一方，安定得点、や IWM両価得点，. IWM. ECR不安得点では. いずれも仮説に一致する結果は得られなかった。. 本研究の第 2 の目的は，. IWM尺度と. ECR-GO尺度の 2つの尺度を用いることにより，安定性次元を独立に測定することの有効性について検討することであった。しかし， IWM安定得. 総合的考察本研究の目的は，脅威となるプライム刺激を呈. 点と有意に関連していたのは，第 1研究だけであり，しかも，第 1研究での結果が内的作業モデルのどのような機能を反映しているかは不明であ. 示することで，愛着システムを活性化し，内的作. る。ただし. 業モデルの情報処理機能を検討することであっ. 時間と全く関連していないことを考慮すると，先. た。. 行研究で指摘されているように IWM尺度の安定. i k u l i n c e r ，e ta l( 2 0 0 2 ) に準じ第 1研究では M. ECR-GO尺度の交互作用項が反応. 得点と ECR-GO尺度の交互作用は別物である可. て，文字によるプライム刺激を関下呈示で、行った。. 能性が高い。今回の研究では，. その結果，特に IWM尺度との関連で有意な結果. て安定性次元を独立に測定することで，. が得られたが，いずれも仮定された方向とは逆の. ECR-GO尺度では捉えられない側面が明らかに. 結果であった。第 1研究では実験参加者の内省報. なる可能性が示されたが，それが内的作業モデル. 告からも，闘下呈示になっていなかった可能性が. の機能を検討するのに有効であるのかどうかまで. 高く，認知的負荷による影響が考えられたが，こ. は，明らかにすることはできなかった。. IWM尺度を用い. の結果が内的作業モデルのどのような機能と対応. 今後の課題以上のように，愛着スタイルと反. するのかは不明である。第 2研究，第 3研究では. 応時間の関連を見ることで，内的作業モデルの情. 周辺呈示により岡下呈示を保障した実験を行っ. 報処理機能について検討してきたが，いずれの重. た。その結果，第 2研究では両価型の過活性化方. 回帰分析においても決定係数が有意で、なかったこ. 略に，第 3研究では安定型と両価型の情報処理方. とを踏まえれば，解釈は慎重に行うべきである。. 67.

(17) 戸田. 弘二・芳賀信太朗. また，プライミングという潜在指標は内的一貫性 Olson&. が低いことも報告されており(例えば，. Fazio，2 0 0 3 )，このことも結果の不明瞭さに反映. したかもしれない。今後は， tion Test (IAT. ImplicitAssocia-. ，潜在連合テスト)や. Go/No-goAssociationTask (GNAT) など比較. 的信頼性の高い潜在指標を用いて，内的作業モデ. 点が高く，かっ刺激が多様になるように，成人の写真. 3枚(男性が苫悩する顔，女件が絶叫する顔，入院し d. ている女性がベッドに寝ている姿)と乳児の泣き顔(3 種類)の計 6枚を選んだ。一方，いずれの巾立写真でも脅威得点には有意差が見られなかったので，脅威得点の低いものから順に，水筒帽子，ハンガー，電気スタンド，机，鍋の 6枚の写真を選んだ。. 5)関下感情プライミング効果 ( S u b l i m i n a lA f f e c t i v e Priminge f f e c t ) とは，感情的に中性的な刺激に先行し. ルの情報処理機能や安定性次元を測定することの. て，感情価を持ったプライム刺激を関下で呈示すると，. 有効性について検討する必要がある。. 後続の刺激に対する評価は先行刺激の感情価と一致す. f t )にバイアスがかかることをいう。る方 1. 注. " u. 回目. 刊却. 引用文献 1)本論文は，第 1著者の指導学tt_であった第 2著者の. 卒業論文(芳賀， 2 0 1 2 ) を，第 2著者の永諾を得て第. Bowlby，J .( 19 6 9 1 1 9 8 2 )Attachmentandl o s s .V o l . l .. A t t a c h m e n t .NewYork :B a s i cB o o k s . (J県出実郎他(訳). 1著者が再解析し構成し医したものである。 2)第 1研究から第 4研究は全て別の実験参加者を対象. に行ったため，複数の実験に参加した実験参加者はいなかった。このため，本研究における実験参加者は合. 6人であった。また，実験終了後のデイブリーフイ計9. 7 6 1 1 9 9 1 ) 母子関係の理論 I 愛着行動 ( 19. 岩崎学術. 出版社). Bowlby.J .( 1 9 7 3 ) AttachmentandLossVol .2Separa :B a s i cB o o k s . ( 黒 t i o n :AnxietyandAnger.NewYork. ングで，実験が全て終了する 1月末までは，実験の目. 田実郎他(訳) ( 1 977)母子関係の理論 E 分離不安. 的や内容について他の人に話さないよう依頼した。. 岩崎学術出版社). 3) 予備調査 1は脅威を与える文字刺激と感情価が. Brennan.K.A . .Clark.C .L . .& Shaver.P .R .( 19 9 8 ). ニュートラルな丈字刺激を選定することを目的に，大. :Ani n S e l f r e p o r tmeasuremento fa d u l tattachment. 学生 2 0名を対象に行った。脅威語 1 0語，中立語 1 0語に. .A.Simpson& W.S .Rholes t e g r a t i v eoverview.I nJ. 対して，①これら 2 0語がそれぞれどの程度ポジティブ. h e o r yandc l o s er e l a t i o n s h i ρs ( E d s . )，Attachmentt. ーネガテイブかを 7 件法(1.非常にネガテイブ ~7. .. ( p p. 46 7 6 ) .NewYork :G u i l f o r dP r e s s .. 非常にポジティブ)で，②それぞれの単語にどのくら. .J .( 1 9 8 7 ) .S t a t i s t i c a lTestsf o rModerator Cronbach.L. い不安や脅威を感じるかを 5件法 (0.全く感じない. V a r i a b l e s :Flawsi nAnalysesRecentlyProposed.. ~4. 非常に感じる)で評定を求めた。その結果，す. p . りc h o l o g i c a lB u l l e t i n，1 0 2( 3 ) .4 1 4 4 1 7 .. べての脅威語が有意にネガテイブであり (4. Iどちら. . .& Buysse.A. ( 2 0 0 8 ) .Ont h e D e w i t t e .M . .DeHouwer.J. とも言えない」を検定値とした t検定)，かっ有意に脅. Roleo ftheI m p l i c i tSelf-Concepti nAdultAttach-. 威を感じていたことから(O . I全く感じない」を検定. ment .EuropeanJournal01P s y c h o l o g i c a lA s s e s s m e n t ，. 値とした t検定)，②の平均評定値が 3 (感じる)以上. 2 4 .2 8 2 2 8 9 .. の脅威語の中から裏切り j， I不仲 j， i 死別」の 3語. Fraley，R .C . .&Davis，K .E .( 19 9 7 ) .Attachmentforma-. を選んだ。中立語では①と②の分析で有意でなく，か. t i o nandt r a n s f e ri nyounga d u l t s 'c l o s ef r i e n d s h i p s. つ②の平均評定値が 1 (感じない)以下の中立語の中. e r s o n a lR e l a t i o l l s h i p s，4 ， andromanticr e l a t i o n s h i p s .P. から. I 椅子. J ， I水筒 j，帽子」の 3語を選んだ。. 4) 予備調査 2 は脅威を与える写真刺激と感情価が. ニュートラルな写真刺激を選ぶことを目的に，大学牛 1 5 名を対象に行った。脅威写真 1 6枚，中京写真 8枚の計 2 4 枚の写真に対して，どのくらい不安，嫌忠，脅威，動. 1 31 . 14 4 . 行場次朗(19 9 4 ). 視覚の心理学川人光男・行場次朗・. 藤田一郎・乾敏郎・力丸裕(編著) 科学 3 視覚と聴覚岩波書病芳賀信太朗 ( 2 0 1 2 ). 岩波講座認知. P p . 1 4 0 .. 内的作業モデルにおける情報処理. 揺を感じるかについて 5 件法 (0. 全く感じない ~4.. 機能の検討平成2 3年度北海道教育大学札幌校卒業論. 非常に感じる)で評定を求めた。そして. 文. 評定値の平均値を脅威得点とし. 4項目への. 。(全く感じない). Hazan，C .&Shaver，P .R .( 19 8 7 )Romanticl o v ec o n c e p -. を検定値とした t検定を行った。その結果，すべての. o u r n a l01P e r s o t u a l i z e dandanattachmentp r o c e s s .J. 脅威写真で脅威得点に有意差が見られたので，脅威得. l l a l i t yandS o c i a lP s y c h o l o g y ，5 2 .5 1 1 5 2 4 .. 6 8.

(18) 愛着システムの活性化と内的作業モデルの情報処理機能金政祐司 ( 2 0 0 5 ). 自己と他者への信念や期布:が表情. の感情認知に及ぼす影響. 成人の愛着的視点から. 心. 理学研究， 7 6 ( 4 )，3 5 9 3 6 7 .. 反応時間パラダイムを用いて. 名古!被大. 心理発達科学， 5 2，. 2 3 4 2 3 6 .. M i k u l i n c e r，M . ，G i l l a t h，0 .，&Shaver，P .R .( 2 0 0 2 )Activa t i o no f the attachment system i n adulthood: Threat-relatedprimesincreasethea c c e s s i b i l i t yo f. o u r n a l mentalr e p r e s e n t a t i o n so fattachmentf i g u r e s .J 01P e r s o n a l i t yandS o c i a lP s y c h o l o g y ，8 3( 4 )，8 8 1 8 9 5 . 森津太子 ( 19 9 7 ). ローチ. 学大学院教育発達科学研究科紀要. 対人判断における社会的カテゴリー. 島義弘 ( 2 0 0 9 a ). 内的作業モデルの情報処理機能につ. 8 ( 1 )，6 7 7 0 . パーソナリテイ研究 1. いての実験的検討島義弘 ( 2 0 0 9 b ) 着行動. 内的作業モデルの情報処理機能と愛. 日本パーソナリティ心理学会大会発表論文;集. 日8 )，9 8 9 9 島義弘 ( 2 0 1 0 ). 愛着の内的作業モデルが対人情報処. 1 )，適用可能性の効果とその個人差性格心理ヴ'研究， 5(. 理に及ぼす影響:一語柔判断課題による検討パーソナ. 2 7 3 7 .. リティ研究 1 8 ( 2 )，7 5 8 4 .. Murphy，S .T .，&Zajonc，R .B .( 1 9 9 3 ) Affec ， tc o g n i t i o n，. 戸田弘二 ( 1 9 8 8 ). 青年期後期における基本的対人態度. andawareness:A f f e c t i v eprimingwithoptimaland. と愛着スタイル:作業仮説 (workingmodels) からの. suboptimals t i m u l u se x p o s u r e s .J o u r n a l01P e r s o n a l i か. 検討. andS o c i a lP s y c h o l o g y ，6 4，7 2 3 7 3 9 . 中尾達馬・加藤和牛 ( 2 0 0 3 ). 2回大会発表論文集， 2 7 . 日本心理学会第 5. 戸田弘一(19 8 9 ). 成人愛着スタイル尺. 度聞にはどのような関連があるのだろうか ?-4カテ. の違い. ゴリー(強制選択式，多項目式)と 3カテゴリー(多. 1 9 8 .. 項目式)との対応性. 7 6 6 . 九州大学心理学研究， 4，5. 中尾達馬・加藤和生 ( 2 0 0 4 a ). “一般他者"を想定. した愛着スタイル尺度の信頼性と妥当性の検討九州大学心理学研究，. 成人愛着スタイル尺度. (ECR) の日本語版作成の試み. 心理学研究， 7 5( 2 )，. 1 5 4 1 5 9 .. 戸i出弘二 ( 2 0 0 1 ) (偏). 内的作業モデル尺度吉田富二雄. 心理測定尺度集 H 人間と社会のつながりを. とらえる(対人関係・価値観). サイエンス社. 戸田弘二 ( 2 0 0 8 ) 関連. アタッチメント・スタイル尺度聞の. IWM， ECR， RQを用いて. 北海道心理学会第. 5 5回大会発表論文集. 時洋・鈴木直人 ( 1 9 9 8 ). 関下感情的プライミ. ング効果の検討感情心理'子研究，. 5( 2 )，7 0 7 7 .. i m p l i c i tmeasureso fp r e j u d i c e :Whata r ewemeasur. s y c h o l o g i c a lS c i e n c e，1 4( 6 )，6 3 6 6 3 9 . i n g ?P 折江愛美 ( 2 0 0 8 ). 戸田弘二 ( 2 0 1 3 ) 現在・未来. .H .( 2 0 0 3 )Relationsbetween Olson，M.A.& Fazio，R. 報処理. け本教育心理学会第 3 1回総会発表論文集，. Pp. 1 0 9 -1 1 4.. 5， 1 9 2 7. 巾尾達馬・加藤和生 ( 2 0 0 4 b ). 小川. 青年期後期における基本的対人態. 2 ) :対人認知場面における情報処理度と愛着スタイル (. ボウルビィの愛着理論の貢献:過去・. 田島信元・南徹弘(編). 隣接領域の理論・方法論新曜社. 発達心理学と. Pp.43-55.. Winkielman，P .，Zajonc，R .B .，& Schwartz，N.( 19 9 7 ) S u b l i m i n a la f f e c t i v eprimingr e s i s t sa t t r i b u t i o n a li n t e r. アタッチメントスタイルと対人情. o g n i t i o nandEmotion，1 1 ， 4 3 3 4 6 5 . v e n t i o n s .C. 0年度北海道教育大学岩見沢校卒業論文平成 2. 小田部貴子・加藤和一牛 ( 2 0 0 7 a ). 反復牲のつらい体験に. よって形成される「心の傷スキーマ」の実証的研究岡下感情プライミングパラダイムを用いて. パーソナ. (戸田弘二札幌校教授) (芳賀信太朗. 鳴門教育大学大学院生). リティ研究， 1 6( 1 )，2 5 3 5 . 小出部貴子・加藤和生 ( 2 0 0 7 b ) への一般性の検討. 心の傷スキーマの男性. SAMsの予がかりを用いての小出. 部・加藤 ( 2 0 0 7 ) 結果の追試と円本人での悶下感情プライミング効果の再追試. 九州大学心理学研究. 8，. 1 1 2 2 . 佐藤徳 ( 1 9 9 8 ). 内的作業モデルと防衛的情報処理心. 理学評論， 4 1( 1 ) ， 3 0 5 6 .. Shaver， P .R . & Mikulincer， M. ( 2 0 0 4 ) What do s e l f r e p o r tattachmentmeasuresassess?InW.S .. .A.Simpson( E d s . )，Adulta t t a chment: Rholes&J. e s e a r c h，andc l i n i c a lim 戸l i c a t i o n s(pp. 17 5 4 ) . Theory，r NewY o r k :G u i l f o r dP r e s s . 島義弘 ( 2 0 0 5 ). 愛着衣象に対する情報処理論的アプ. 6 9.

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