神戸学院大学心理学研究 2020 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 1 号 pp.21-292020 年

第3巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討
中川 裕美 神戸学院大学心理学部

久保 真人 同志社大学政策学部

Study of Concurrent Validity of the Mindlessness Scale
Hiromi Nakagawa (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Makoto Kubo (Faculty of Policy Studies, Doshisha University)
The purpose of this study was to test the concurrent validity of the Mindlessness Scale. A web-based survey
was administered to a sample of 1000 subjects over twenty years of age. The subjects consisted of 500 men
and 500 women. Exploratory factor analysis revealed a 3-factor solution of the Mindlessness Scale. Cronbach
α coeﬃcients showed that the reliability of extracted factors is acceptable. We tested the concurrent validityof the Mindlessness Scale in comparison with the Five Facet Mindfulness Questionnaire, the Brief Job Stress
Questionnaire, Mind-wandering, and the Self-Compassion Scale. The results showed that the Mindlessness Scale
were acceptable in their validity.
Key words:mindfulness, mindlessness,mind-wandering, self-compassion
キーワード：マインドフルネス，マインドレスネス，マインドワンダリング，セルフ・コンパッション
Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2020, Vol.3, No.1, pp.21-29

問

マインドフルネスを用いた心理療法には，慢性疼
痛（痛みの強度，抑うつ・不安症状，身体的機能障
害，生活の質）の改善（McCracken & Vowles, 2014）
や，うつの再発／再燃予防（Teasdale et al.,2000; Ma& Teasdale, 2004），不安症状の軽減（Kim et al.,2013;
Hoge et al., 2013）などが示されている。また，注意力や集中力の向上（Hölzel et al., 2011），セルフ・コ
ンパッション（慈悲の心）の深化（Birnie, Speca &Carlson, 2010; Shan-Line et al., 2012）など，ポジティ
ブな側面を促進する効果も報告されている。
しかし MBCT などのように，心理療法としてマインドフルネスによる介入がおこなわれる際には，トレーニングを開始する者が必ずしも最初からマイン
ドフルネスを目指すわけではない。昨今では，マインドフルネスに関連する書籍やマスメディアなどを介して，ある程度その認知度も広がってはきているが，心理療法の対象者の多くは，治療者に勧められるなどして，結果として起こるうつ症状の軽減や再発予防，不安の低減など治療的な効果を期待し，マインドフルネスのトレーニングを始めるのが一般的である。これらの対象者にとって，マインドフルネ
スの概念そのものを理解することは難しく，自己評

題

マインドフルネスは，「瞬間瞬間に立ち現われてくる体験に対して，今の瞬間に，判断をしないで，意図的に注意を払うことによって実現される気づき」（Kabat-Zinn,2003），「直接体験していることを維持するために注意の自己制御を行った結果として，現在の瞬間の精神的な出来事（事象）への認識を高めることが可能になること」，そして「現在の瞬間の体験に向けて意図的に注意を向け続けることであり，その姿勢とは，好奇心を持って，心を開き，受容することによって特徴づけられる」（Bishop et al.,2004）と定義されている。
仏教瞑想の流れを汲むマインドフルネスは，心理療法やストレスマネジメントなどにも取り入れられ，
Kabat-Zinn が確立したマインドフルネスストレス低減法（Mindfulness-Based Stress Reduction; MBSR）や，うつ病の再発予防を目的に開発されたマインドフル
ネ ス 認 知 療 法（Mindfulness-Based Cognitive Therapy;
MBCT）（Segal, Williams, & Teasdale., 2002［越川房子
監訳，2007］）などがある。

21

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定によりマインドフルネスの程度を測ることは，特2009］）。熊野（2016）は，この 6 つのコア・プロセに困難と考えられる。実際に，MBCT のトレーニン
スのうち「体験の回避」，「認知的フュージョン」，「概
グ段階を参照しても，プログラムのはじめは「自動念としての過去と未来の優位」，「概念としての自己操縦状態に気づく」というテーマを扱うことにより， に対するとらわれ」の 4 つの行動パターンの頻度がマインドフルネスとは相容れない心のモードに起こ高まった状態をマインドレスネスな状態と説明してりうる自分自身の体験に気づくワークから構成されいる。
ている（Segal et al.,2002）。したがって，心理療法の
この他にも，「マインドフルネスとは違う状態」を対象者にとっては，マインドフルネスな状態である
指す概念としては，「マインドワンダリング」や「セかどうかが問題なのではなく，現在の状態が「マイルフ・コンパッション」が挙げられる。マインドワ
ンドフルネスとは違う状態」なのだとすれば，そのンダリングとは，「目の前の課題から注意がそれて内状態から脱することが，まずは目指すべき指標とな的世界へ向かい，課題と関係のない思考をする現象」
ると考えられる。では，「マインドフルネスとは違うと定義されている（Smallwood & Schooler, 2006）。マ状態」とは，どのような状態を指すのであろうか。
インドワンダリングは，過剰になると生活の質がLanger（1989［加藤訳，2014］）は，宗教的な要素低下することや（Baird, Smallwood, Lutz & Schooler,を取り除いてマインドフルネスとマインドレスネス2014），不安障害，抑うつなどとの関連があることを概念化している。そこでは，「マインドフルネスとが 示 さ れ て い る（Berman et al., 2011; Forster, Nunez,
は違う状態」として，マインドレスネスを「カテゴリー
Castle & Bishop, 2013）。一方で，マインドワンダリン
によるとらわれ」，「自動的な行動」，「単一の視点だ
グが創造的思考を活性化させる可能性を示している
けからの行動」の 3 つの状態と説明している。そし報告もあり（山岡・湯川，2016），マインドワンダリて，マインドレスネスの代償として「狭い自己イメー
ングが人の生活やメンタルヘルスに及ぼす影響に関ジ」，「意図せぬ残虐性」，「コントロールの喪失」なしては一貫した結果が得られていない。
どがあるとしている。さらに Haigh, Moore, Kashdan
セルフ・コンパッションは，自分へのやさしさ，& Fresco（2011）では，Bodner & Langer（2001）が作
慈しみ，慈愛，慈悲などと訳され，「苦痛や心配を成した Mindfulness/Mindlessness Scale について検討さ経験したときに，自分自身に対する思いやりの気れている。この尺度におけるマインドフルネスは，「私持ちを持ち，否定的経験を人間として共通のもの
は物事の仕組みを理解するのが好きである」，「私はとして認識し，苦痛に満ちた考えや感情をバラン
物事の全体像に注意を払う」などの項目から構成さスがとれた状態にしておくこと」と定義されている
れており，好奇心や感情調整などポジティブな指標 （Neﬀ,2003）。Neﬀ（2003）は，セルフ・コンパッショと一貫した正の相関が確認されている。一方，マインは，「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」，「マインドレスネスは，「私は会話を促すような言動を避け
ンドフルネス」の 3 つの要素から構成されるとしてる」，「私は変化にめったに気づかない」などの項目いる。そして，これらの対極の概念として，「自己批から構成され，不安や反すうなどのネガティブな指判」，「孤独感」，「過剰同一化」の 3 つを組み入れて標と弱い正の相関が示されたものの，ポジティブないる。セルフ・コンパッションの対極とするこれら指標とは一貫した関連が認められてはいない。このの概念は，マインドレスネスと類似性が高い概念と点において，マインドレスネスは単にマインドフル考えられる。
ネスの反対の概念であるとは言えない結果を残して
以上，「マインドフルネスとは違う状態」を指す概いる。さらに，Mindfulness/Mindlessness Scale の概念
念として，先行研究におけるマインドレスネス，マは，先にも述べた仏教瞑想の流れを汲むマインドフ
インドワンダリング，セルフ・コンパッションの 3
ルネスを用いた心理療法で扱う概念とは異なる，西つの概念を取り上げた。そして，井上・久保（2014），
洋化された概念であることが指摘されていることか
中川（井上）・久保（2015），中川（2015）では，マ
ら，先にあげた「マインドフルネスとは違う状態」
インドフルネスを用いた心理療法で扱う「マインと Mindfulness/Mindlessness Scale におけるマインドレ
ドフルネスとは違う状態」の概念を整理するためスネスは異なる文脈で用いられている概念といえる。
に，既存のマインドフルネスの測定尺度として開発「マインドフルネスとは違う状態」を扱っている
さ れ た Brown & Ryan（2003） に よ る「Mindfulness
も の と し て，Acceptance and Commitment Therapy
Attention Awareness Scal; MAAS」，Baer et al.（2004）（ACT）では，精神病理の ACT モデルとして，「体験の「The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills;の回避」，「認知的フュージョン」，「概念としての過KIMS」，Walach, Buchheld, Buttenmüller, Kleinknecht
去と未来の優位・制限された自己知識」，「概念とし& Schmidt（2006） に よ る「Freiburg Mindfulnessての自己に対するとらわれ」，「価値の明確化・価値
Inventory; FMI」，「Cognitive and Aﬀective Mindfulnessとの接触の欠如」，「行為の欠如，衝動性，回避の持Scale; CAMS」 の 改 訂 版 で あ る Feldman, Hayes,
続」という 6 つのコア・プロセスが挙げられている
Kumar, Greeson & Laurenceau（2007） の「Cognitive（Luoma, Hayes & Wasler, 2007［熊野・高橋・武藤監訳，and Aﬀective Mindfulness Scale-Revised; CAMS-R」 の22

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討

項目をもとに「マインドレスネス尺度」の項目作成とその信頼性と妥当性の検討を行ってきた。
まず，マインドレスネス尺度の作成に向けた予備的調査として，探索的因子分析を行った結果，「今感じているように感じるべきではないと自分に言い聞かせる」などのように，自分の考えや感じ方に対する非受容的な傾向を示す項目から構成された因子（以下，「自己不承認」とする），自分が感じたことや考えたことを言葉にすることが難しい度合を示す項目から構成された因子（以下，「表現の抑制」とする），「気がつくと注意を払わずに物事に取り組んでいる」な
どのように，「心ここにあらず」で不注意になっている程度を測定している因子（以下，「不注意」とする）の 3 因子構造が得られた（井上・久保，2014；中川（井上）・久保，2015；中川，2015）。
さらに，マインドレスネス尺度の妥当性を検証するために，復職支援プログラムの参加者（うつ病等による休職者）とマインドフルネス勉強会の参加者（マインドフルネス・トレーニングを日々実践している大学院生や指導者）の 2 群を対象にマインドレス
ネス尺度得点の比較を行った。その結果，マインドレスネス尺度の「自己不承認」と「表現の抑制」の
得点は，復職支援プログラムの参加者の方が，マインドフルネス勉強会の参加者よりも有意に高いことが示された。ただし，マインドレスネス尺度の「不注意」の因子においては，両群間において有意な差は認められなかった（中川，2015）。以上の結果を受けて考察では，マインドレスネス尺度について下位
尺度ごとに併存的妥当性を検討する必要性が論じられている。
本研究では以下の仮説に従い，マインドフルネス，
メンタルヘルスの指標，マインドレスネスの類似概念としてマインドワンダリング，セルフ・コンパッションとの関連の検討を通じてマインドレスネス尺
度の下位尺度における併存的妥当性について検証する。

こにあらず」で不注意になっている状態を示していることから，日本版 FFMQ の「意識した行動」とは強い負の相関関係にある。そして，「表現の抑制」は自分が感じたことや考えたことを言葉にすることが難しい度合を示す項目から構成されていることから，
日本版 FFMQ の「描写」と負の相関関係にあると考えられる。

仮説２：マインドレスネスとメンタルヘルスの指標「ストレス反応」との関連
マインドレスネスは，精神病理の ACT モデルとして位置づけられている（Luoma et al.,2007［熊野ら監
訳，2009］；熊野，2016）。また，中川（2015）においてはマインドレスネス尺度の「自己不承認」と「表現の抑制」が精神的な健康度の高さと負の相関が示されていることから，精神的な不健康の指標である
ストレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にあると考えられる。

仮説３：マインドレスネスと類似概念「マインドワンダリング」との関連
MWQ は，Smallwood & Schooler（2006）により「目の前の課題から注意がそれて内的世界へ向かい，課
題と関係のない思考をする現象」と定義されていることから，マインドレスネス尺度の「不注意」と正の相関関係にあると考えられる。

仮説４：マインドレスネスと類似概念「セルフ・コンパッション」との関連
SCS-J-SF のポジティブ因子は「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」，「マインドフルネス」から構成されている（有光ら，2016）。これらの概念は，マインドレスネス尺度の「自己不承認」や「表現の抑制」と相反する概念であると考えられるため，SCS-J-SF のポジティブ因子においては，マインドレスネス尺度の「自己不承認」および「表現の抑制」と負の相関関係にあると考えられる。
一方，SCS-J-SF のネガティブ因子は「自己批判」「孤，独感」，「過剰同一化」から構成されており，「自己不承認」と類似した概念であると考えられるため，ネ
ガティブ因子においてはマインドレスネス尺度の「自己不承認」と正の相関があると考えられる。

仮説１：マインドレスネスとマインドフルネスとの関連
マインドフルネスとマインドレスネスは，精神病理の ACT モデルで示されているように，概念的に同時に相容れない心理状態を示していると考えられる（Luoma et al.,2007［ 熊 野 ら 監 訳，2009］； 熊 野，
2016）。そのため，マインドフルネスの程度を測定する日本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス
尺度と負の相関が示されると考えられる。
マインドレスネス尺度の下位尺度ごとにみると，
特に「自己不承認」は，自分の考えや感じ方に対する非受容的な傾向を示す項目から構成されているため，日本版 FFMQ の「判断しない態度」とは負の相関関係にあると考える。また，「不注意」は，「心こ

方

法

調査対象者
WEB 調査会社（楽天リサーチ）に委託して，一般 成 人（20 代 〜 60 代 ）1,000 名（ 男 性 500 名， 平23

神戸学院大学心理学研究 2020 年

均 44.86 歳，SD=13.93， 女 性 500 名， 平 均 44.61 歳，
SD=13.64）を対象に WEB による自己回答式の調査を実施した。

第3巻

第1号に，梶村・野村（2016）により翻訳され，日本語版が作成されたものである。MWQ は，1 因子 5 項目で構成されており，「以下のようなことが普段どのくらいあるか，最もあてはまると思う数字を選んでください。」という教示のもと，6 件法（1 ＝全くない〜
6 ＝常にある）で回答を求める自己評定式の尺度である。

調査実施時期
WEB 調査は 2017 年 2 月初旬の 3 日間で実施した。

⑤セルフ・コンパッション尺度日本語版 12 項目短縮版（SCS-J-SF）
Neﬀ（2003）により開発された Self-compassion scaleの日本語版を 12 項目版に短縮したものである（有光・青木・古北・多田・富樫，2016）。本研究では，SCSJ-SF における「ポジティブ因子（自分への優しさ，共通の人間性，マインドフルネス）」，「ネガティブ因子（自己批判，孤独感，過剰同一性）」の 2 因子による分析を用いた。「困難に遭遇したときに，自分自身に対してどのように行動しているかについて伺います。回答する前に，それぞれの項目を注意深く読んで下さい。あなたが，書かれているやり方でどの程度行動するかについて，以下の尺度に従って各項目の右側に評価して下さい。」という教示のもと，5 件
法（1 ＝ほとんど全くそうしない〜 5 ＝ほとんどいつもそうする）により自己評定式で回答を求めた。

調査項目①マインドレスネス尺度
井 上・ 久 保（2014）， 中 川（ 井 上 ）・ 久 保（2015）
により作成されたマインドレスネス尺度であり，19
項目から構成されている。教示文は「以下の質問は，今のあなたの状態にどの程度あてはまるでしょう
か？あてはまるものを 1 つ選び，数字に〇をつけて下さい。
」であり，マインドレスネスな状態を測定するものである。5 件法（1 ＝全く当てはまらない〜 5＝よく当てはまる）の自己評定式尺度である。マインドレスネス尺度は「自己不承認」，「表現の抑制」，「不注意」の 3 つの下位尺度から構成されており，得点が高いほどマインドレスネスであることを示す。
②日本版 Five Facet Mindfulness Questionnaire（日本版 FFMQ）
Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer & Toney（2006）
により作成された Five Facet Mindfulness Questionnaireの 日 本 版 で あ る（Sugiura, Sato, Ito & Murakami,
2012）。日本版 FFMQ は，マインドフルネスの状態と特性の両方を測定することが想定されており，「体験の観察」，「意識した行動」，「判断しない態度」，「描写」，「反応しない態度」の 5 つの下位尺度，39 項目から構成されている。教示文は「以下の質問は普段のあなたにどの程度あてはまるでしょうか。あてはまる数字を一つ〇でかこんでください。
」であり，5
件法（1 ＝まったくあてはまらない〜 5 ＝いつもあてはまる）の自己評定式尺度である。

なお，調査項目の提示は，「マインドレスネス尺度」，「MWQ」，「日本版 FFMQ」，「ストレス反応」，「SCSJ-SF」の順とした。

倫理的配慮
本研究の実施にあたり，神戸学院大学の医学系研
究等倫理審査の承認を得ている（HEB16-26）。

結果

マインドレスネス尺度の検討③職業性ストレス簡易調査票（ストレス反応）
心理的な不適応を示す指標として，東京医科大学（2005）による職業性ストレス簡易調査票の「ストレス反応」を用いた。なお，本調査では，調査項目数が多いことによる対象者への負担に対する配慮から「身体愁訴」に関する 11 項目を除く，「活気」，「イラ
イラ感」
，
「疲労感」
，
「不安感」
，
「抑うつ感」を測定する 18 項目を採用した。各項目に対する回答は 4 件
法（1 ＝そうだ〜 4 ＝ちがう）であり，自己評定式
による尺度である。

はじめに，マインドレスネス尺度における因子分析を行った。マインドレスネス尺度の項目において，因子分析（最尤法，プロマックス回転）を行った。
固有値の減衰の値からマインドレスネス尺度は 3 因子構造が妥当であると解釈された。そこで 3 因子を仮定した最尤法，プロマックス回転による因子分析を再度行った。その結果，.40 を基準として十分な因子負荷量を示さなかった「8. 自分の考えが良いか悪いかを判断している」（.32）の 1 項目を分析から除外した。マインドレスネス尺度の因子構造を Table1.
へ示す。第一因子には，「今感じているように感じる
べきではないと自分に言い聞かせる」など自分の考
えや感じ方に対する非受容的な項目が中心となる「自己不承認」が抽出された。第二因子には，「気がつく④日本語版 Mind-Wandering Questionnaire（MWQ）
Mrazek, Phillips, Franklin, Broadway & Schooler（2013）
により作成された Mind-Wandering Questionnaire を基24

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討の相関が認められた（r = -.75, p < .01）。また，「描写」との間には低い負の相関が示され（r = -.23, p < .01），「意識した行動」との間には中程度の負の相関が認められた（r = -.65, p < .01）。一方，「体験の観察」とは低い正の相関が示され（r =.34, p < .01），「反応しない態度」とはほとんど相関がみられなかった（r =.03,
p < .01）。
次に，マインドレスネス尺度の「不注意」は，日本版 FFMQ の「意識した行動」との間に高い負の相関が認められた（r = -.74, p < .01）。また，「判断しない態度」との間には中程度の負の相関が示され（r =-.56, p < .01），「描写」との間にも中程度の負の相関が示された（r = -.42, p < .01）。一方，「体験の観察」との間には低い正の相関が示され（r =.28, p < .01）「
，反マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討
応しない態度」との間にも低い正の相関が示された（rマインドレスネス尺度の併存的妥当性を検討する=.10, p < .01）。
ために，マインドレスネス尺度と日本版 FFMQ，ス
そして，マインドレスネス尺度の「表現の抑制」は，トレス反応，MWQ，SCS-J-SF の相関分析を行った。
日本版 FFMQ の「描写」との間に中程度の負の相関
相関分析の結果を Table2. へ示す。
が認められた（r = -.67, p < .01）。また，「体験の観察」との間に中程度の負の相関が示され（r = -.43, p< .01），「反応しない態度」との間にも中程度の負の日本版 FFMQ との関連相関が示された（r = -.60, p < .01）。一方，「判断しなまず，マインドレスネス尺度の「自己不承認」は， い態度」との間にはほとんど相関がみられず（r =.09,
p < .01），「意識した行動」との間には相関がみられ
日本版 FFMQ の「判断しない態度」との間に高い負と注意を払わずに物事に取り組んでいる」などの項目が含まれた「不注意」を特徴とする因子が抽出された。第三因子には，「ひどく動揺しているときでさえ，私はそれを言い表す言葉をみつけられる（※逆転項目）」などから構成される「表現の抑制」を特徴とした因子が抽出された。
次に，マインドレスネス尺度における各下位尺度における Cronbach の α 係数算出による信頼性分析を行った。その結果，マインドレスネス尺度における「自己不承認」は α = .93，
「不注意」は α = .85，
「表現の抑制」は α = .84 であり，十分な水準の内的整合性を有していることが確認された。

Table1. マインドレスネス尺度の因子構造
F1

F2

F3

F1 自己不承認（α＝.93）
4.今感じているように感じるべきではないと自分に言い聞かせる

.95

-.09

-.01

2.今考えているように考えるべきではないと自分に言い聞かせる

.89

-.06

-.02

3.自分の感情にはどこか悪いか不適切なところがあると思っているので、そう感じるべきではないと思う

.85

.03

.00

5.自分の考えにはどこか普通ではないか悪いところがあると信じているので、そう考えるべきではないと思う

.72

.12

.00

7.不合理あるいは不適切な感情を抱くことで自分を責める

.68

.11

.02

1.気がつくと過去のことで頭がいっぱいになっている

.62

.18

.08

6.不合理な考えを持ったときには、自分を認めない

.58

.18

-.02

F2 不注意（α＝.85）
19.気がつくと注意を払わずに物事に取り組んでいる

.05

.81

-.08

17.今していることをそれほど意識せずに機械的に行動しているように思える

-.02

.80

-.10

18.不注意や考え事が原因で物を壊したりこぼしたりすることがある

.07

.74

-.08

16.何も考えずにどこかに向かっていて後からなぜそこに向かったのか不思議に思うことがある

.10

.58

-.04

15.何を考えているか言葉にすることが難しい

.10

.53

.21

13.物事について自分がどう感じているかを表す適切な言葉がなかなか思いつかない

.05

.49

.19

F3 表現の抑制（α＝.84）
r12.ひどく動揺しているときでさえ、私はそれを言い表す言葉をみつけられる

-.10

.07

.78

r14.自分が感じていることを表現する言葉を上手く見つけられる

-.01

.09

.75

r9.どのような味や匂い、音が聞こえるかといった自分の感じたことを表現する言葉を思いつくのが得意だ

-.24

.03

.69

r10.物事が上手くいかない時でも、自分に好意的でいられる

.16

-.09

.68

r11.自分が抱いている考えや感情を受け入れることができる

.19

-.12

.67

因子負荷平方和
因子間相関注） r は逆転項目を示す

25

6.16

5.39

2.66

F1

F2

F3

F2

.68

F3

.01

.05

-

神戸学院大学心理学研究 2020 年なかった（r =.02, n.s.）
。

第3巻

第1号

い正の相関が示された（r =.18, p < .01）。

ストレス反応との関連考察

ストレス反応とマインドレスネス尺度の「自己不承認」の間には中程度の正の相関が認められ（r=.50, p < .01），「不注意」との間にも中程度の正の相関が認められた（r =.46, p < .01）
。また，
「表現の抑
制」との間には低い正の相関が示された（r =.18, p <.01）。

マインドレスネス尺度の因子構造と信頼性について
マインドレスネス尺度について因子分析を行った
結果，3 因子解が認められた。ただし，いずれの因子にも十分な因子負荷量を示さなかった「8. 自分の考えが良いか悪いかを判断している」という 1 項目に関しては本研究により削除項目とした。マインドレ
スネス尺度の下位尺度は，中川（井上）・久保（2015），
中川（2015）にならい「自己不承認」，
「不注意」
，
「表
現の抑制」とした。
また，マインドレスネス尺度における Cronbach の
α 係数の算出により信頼性の検討を行った。Cronbachの α 係数は，.80 以上の場合に内的整合性が高いと評価されるが，
いずれの下位尺度においても α 係数が .80以上の値を示したことから，十分な信頼性が認められた。

MWQ との関連
MWQ とマインドレスネス尺度の「不注意」との間には中程度の正の相関が認められた（r =.64, p <
.01）
。
また，
「自己不承認」との間にも中程度の正の相関が認められた（r =.54, p < .01）
。一方，「表現の抑制」との間には相関がみられなかった（r = -.06, n.s.）。

SCS-J-SF との関連

マインドレスネス尺度の併存的妥当性の検討

SCS-J-SF の「ポジティブ因子」とマインドレスネ
ス尺度の「表現の抑制」との間には中程度の負の相関が認められた（r = -.43, p < .01）。
一方，
「自己不承認」との間には相関がみられず（r=.00, n.s.），「不注意」との間にも相関がみられなかった（r =.04, n.s.）。
SCS-J-SF の「ネガティブ因子」とマインドレスネ
ス尺度の「自己不承認」との間には中程度の正の相関が認められた（r =.55, p < .01）。
また，「不注意」との間には中程度の正の相関が示され（r =.46, p < .01），「表現の抑制」との間には低併存的妥当性についての検討結果を基にマインド
レスネス尺度における下位尺度の概念について考察
する。

自己不承認
まず，日本版 FFMQ における「判断しない態度」，「描写」，「意識した行動」との関連においては，仮説1（日本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネ

Table2. マインドレスネス尺度と関連尺度との相関分析結果

マインドレスネス尺度
自己不承認

不注意

表現の抑制

体験の観察

.34 **.28 **-.43 **

反応しない態度.03 *.10 **-.60 **

判断しない態度-.75 **-.56 **.09 **

描写-.23 **-.42 **-.67 **

意識した行動-.65 **-.74 **.02

ストレス反応.50 **.46 **.18 **

MWQ.54 **.64 **-.06

SCポジティブ因子

.00

.04

-.43 **

SCネガティブ因子.55 **.46 **.18 **

日本版FFMQSCS-J-SF注）** p <.01, *p <.0526

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討ない態度」，「描写」との関連においては，仮説 1（日ス尺度と負の相関が示される。特に「自己不承認」は，本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス尺度
日本版 FFMQ の「判断しない態度」とは負の相関関と負の相関が示される。特に，「不注意」は，日本版係にあると考える。
）が支持された。一方で，日本版
FFMQ の「意識した行動」と強い負の相関関係にある）
FFMQ の「体験の観察」と「反応しない態度」におは支持された。
いては，仮説とは異なる結果が示された。特に，日一方，日本版 FFMQ の「体験の観察」と「反応し本版 FFMQ「体験の観察」は「自己不承認」仮説にない態度」においては「不注意」と正の相関が示さ
反して正の相関が示された。このことから，「自己不れ，仮説１とは反する結果が示された。この結果から，承認」は単に日本版 FFMQ の得点が低いことを示す概念というわけではなく，両者は独立した概念であ 「不注意」に関しても単にマインドフルネスでない状
態（日本版 FFMQ の得点が低い状態）を示す概念でると考えられる。
はないことが確認された。また，山岡・湯川（2016）
次に，ストレス反応との相関分析の結果，仮説２（精では，本研究で「不注意」の類似概念と認められた神的な不健康の指標であるストレス反応とマインド「マインドワンダリング」は創造的思考を活性化する
レスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にある）がといったポジティブな側面があることも示唆されて支持された。
いる。
そして，SCS-J-SF との関連では，仮説４（SCS-Jそして，ストレス反応との関連では，仮説２（スSF のポジティブ因子においては，マインドレスネス
トレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正尺度の「自己不承認」と負の相関関係にある）は支の相関関係にある）が支持され，MWQ との関連では，
持されなかった。この点に関して，SCS-J-SF のポジ
ティブ因子は「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」， 仮説３（MWQ はマインドレスネス尺度の「不注意」と正の相関関係にある）が支持された。
「マインドフルネス」から構成されている概念である
マインドレスネス尺度の「不注意」は，「不注意や（Neﬀ,2003; 有光ら，2016）ことから，ポジティブ因子との関連が認められなかったことで，「自己不承認」 考え事が原因で物を壊したりこぼしたりする」といった項目が含まれていること，ストレス反応と正の関が単に心理療法で目指すマインドフルネスな状態と連が示されたことなどから，「物事に対する注意の欠反対の概念というわけではないことを示していると如とそれに伴う非生産的な状態」を特徴としている考えられる。
と考えらえれる。しかし，その例外として，山岡・
一方，ネガティブ因子においては，仮説４（SCS-J湯川（2016）が指摘しているように，創造的思考へ
SF のネガティブ因子においてはマインドレスネス尺の没頭が周囲の物事への「不注意」を引き起こして度の「自己不承認」と正の相関がある）を支持するいる場合には，生産的な結果につながる可能性もあ
結果が示された。
る。そのため「不注意」は，その程度だけでなく，これらの結果を踏まえると，まず「自己不承認」
文脈や機能を併せて考慮することが大切と考えられは，自分自身の考えや感じ方，不適切に思う自己概る。
念への非受容的態度に関する項目が中心となっていることに加え，日本版 FFMQ の「判断しない態度」，「描写」，「意識した行動」との負の相関，ストレス反表現の抑制
応や SCS-J-SF のネガティブ因子との正の相関が認め
日本版 FFMQ における「描写」，「体験の観察」，「反られたことから，特に認知の側面から心理的に不適応しない態度」との関連においては，仮説 1（日本
応な状態を示していると考えられる。これは，熊野版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス尺度と（2016）でマインドレスネスの特徴としての「認知的負の相関が示される。特に，「表現の抑制」は日本版
フュージョン」，「概念としての自己に対するとらわ
FFMQ の「描写」と負の相関関係にある。）が支持され」を反映している結果と考えられる。また，「自己れた。一方，日本版 FFMQ の「判断しない態度」と「意不承認」を構成している項目の中には，「気がつくと識した行動」では仮説と異なる結果が示された。
過去のことで頭がいっぱいになっている」という内次に，ストレス反応との関連においては，仮説２（ス容があり，熊野（2016）で挙げられている「概念としての過去（と未来）の優位」の要素も含まれている。 トレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にある）が支持された。
以上のことから，マインドレスネス尺度におけるそして，SCS-J-SF との関連でも，仮説４（SCS-J-SF「自己不承認」とは，「自分自身の考えや感じ方，自のポジティブ因子においては「表現の抑制」と負の分自身の過去や不適切に思う自己概念に対する非受相関関係にある。）を支持する結果が示された。
容的態度」であるといえる。
「表現の抑制」は，全て逆転項目から構成されているという特徴があり，自分自身の考えや感情に好意
不注意的でいたり，言い表すことができたりする（ことが日本版 FFMQ における「意識した行動」，「判断しできない）度合いを測定する項目から構成されてい27

神戸学院大学心理学研究 2020 年る。下位尺度の構成からも，自分自身の考えや感情に焦点化したり，ありのままを表現したりする行動を起こすことが難しい状態を示していると考えられる。
以上を踏まえ，マインドレスネスの「表現（の抑制）」
は，「自分自身の考えや感情に焦点化したり，ありのままの自分自身の状態を表現したりする行動（の抑制）」を特徴とすることが確認された。

第1号

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本研究の限界と今後の課題
本研究の目的は，「マインドフルネスとは違う状態」
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FFMQ， ス ト レ ス 反 応，MWQ，SCS-J-SF と の 相 関
分析の結果，仮説を概ね支持する結果が得られたことからマインドレスネス尺度のいずれの下位尺度においても，一定の併存的妥当性が認められたと結論付けられる。また，マインドレスネス尺度と日本版
FFMQ との関連からは，単にマインドフルネスでない状態（日本版 FFMQ の得点が低い状態）を示す概
念ではないことも確認された。
本研究の限界は，横断的な調査によりマインドレ
スネス尺度の検討を行っている点にある。そのため，今後の課題としては，マインドレスネス尺度を用いてマインドフルネス・トレーニングの前後に測定する効果指標としての縦断的調査の結果を蓄積し，これまで先行研究で示されてきたようなマインドフル
ネス・トレーニングによる症状の軽減や生活の質，
Well-being の向上などとマインドレスネスの関連性を明らかにしていくことが望ましいと考えられる。
利益相反：本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項はない。
付

第3巻

記：本 研 究 は 2016 年 度 JAIOP 研 究 支 援， お
よび 2016 年度神戸学院大学人文学部研究推進費による助成を受けた。

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