Doshisha Clinical Psychology: Therapy and Research
2017, Vol. 7, No. 1, Pp. 3-16

研究論文

児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
The frequency and function of avoidance behabiors in children

岸田広平１２ 石川信一３
Kohei KISHIDA

Shin-ichi ISHIKAWA

要

約
本研究の目的は，児童における回避行動の頻度と機能が抑うつ症状と不安症状に与える影響を検討することであった。まず研究1では，児童青年期の回避行動の頻度を測定することのできる子ども用
回避行動尺度（Children’s Avoidance Behavior Scale：CABS）を開発し，信頼性と妥当性の検討を行った。児童129名に対する分析の結果，内的整合性，再検査信頼性，測定誤差，内容的妥当性，
構造的妥当性，および，構成概念妥当性が確認され，CABS は十分な妥当性と部分的な信頼性をもつ尺度であることが確認された。続いて研究2では，CABS を用いて，児童における回避行動の頻度と機能が不安症状と抑うつ症状に与える影響を検討した。児童137名を対象にした階層的重回帰分析の結果，不安症状と抑うつ症状のいずれについても，一方の症状の影響を統制した上で，回避行動の頻度から有意な正の回帰係数が確認された。一方，回避行動の機能については測定の妥当性が確認されなかった。児童において回避行動の測定が困難であった理由として，（a）喚起される不安や抑うつの程度の差，（b）短期的結果と長期的結果の弁別可能性，といった2つの可能性が議論された。最後に，本研究の臨床的示唆，限界，および今後の課題が議論された。
キーワード：児童，回避行動，診断横断

そして，これらの不安症や抑うつ障害の問題を問題と目的もつ児童青年は，成人期の抑うつ障害，自殺，不安症や抑うつ障害は児童青年期における生薬物依存となる危険性が増加することが指摘さ

涯有病率の高い精神疾患として知られている。

れている（James & Rogers, 2005）。したがっ

児童青年期において不安症の生涯有病率は15％て，多くの児童青年が抱える不安症や抑うつ障から32％であり（Essau & Ollendick, 2012），

害は見過ごすことのできない問題であり，適切抑うつ障害の生涯有病率は1％から24％である

な早期介入が必要であると言える。

ことが示されている（Abela & Hankin, 2008）。

児童青年期の不安症と抑うつ障害は併存率が高いことも知られている。疫学調査のレビュー

１

同志社大学大学院心理学研究科（Graduate School of
Psychology, Doshisha University）

２

３によると，最大で69-75％と高い併存率が報告

日 本 学 術 振 興 会 特 別 研 究 員（Research Fellow of

さ れ て い る（Angold, Costello, & Erkanli,

Japan Society for the Promotion of Science）

1999）。また，不安症と抑うつ障害が併存する

同志社大学心理学部（Faculty of Psychology, Doshisha
University）

児童青年は，どちらか一方の症状を示す児童青年と比較して，各症状の重症度が高いことも報-3-心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
告されている（O’Neil, Podell, Benjamin, &支持されている。

。以上のことから，児童青年期
Kendall, 2010）

一方で，現在のところ，児童青年の不安症状の不安症と抑うつ障害には，双方の関係性にもや抑うつ症状を踏まえて回避行動を測定するこ着目する必要があると言える。

とのできる尺度は開発されていない。先述した

近 年，診 断 横 断 的 介 入（Transdiagnostic

CBAS は成人における抑うつ障害や不安症に

treatment）が注目されてきている（Ehrenreich-

特徴的な回避行動を包括的に測定する有用な尺。診断横断的介入とは，
May & Chu, 2013）

度ではあるものの，児童青年を対象とした尺度

複数の精神疾患における共通の維持・悪化要因ではない。CBAS は尺度の構成上，様々な回に介入することによって，複数の精神疾患を同避場面を自ら仮説演繹できることが前提となっ時に扱うことのできる介入技法である（Barlowている尺度である。例えば，「私は社会的な活et al., 2010）。診断横断的介入は，単一の介入動に参加することを避ける」といった項目があ技法の習得によって複数の精神疾患に介入できげられる。しかしながら，抽象的にものごとをるため，臨床家の訓練にかかる時間の倹約化や理解するような仮説演繹的な思考は11歳から16幅広い患者に対する提供可能性が主な利点とし歳の認知的発達にともなって可能になるためてあげられ，有用性の高い介入であると考えら（Flavell, 1967），児 童 青 年 期 を 対 象 と し てれる。

CBAS を用いると，回答が困難な児童青年が不安症と抑うつ障害における共通の維持・悪存在する可能性がある。認知的発達段階を考慮

化 要 因 の 1 つ に 回 避 行 動 が あ る（Barlow et

すると，具体的な場面を示した上で，その場面

al., 2010）。回避行動とは，知覚された脅威をに対する回避行動を測定することが児童青年期

避けようとする精神的あるいは身体的活動であを対象とした尺度として妥当であると考えられる（Sisemore, 2012）。児童青年期の不安症やる。また，不安症状と抑うつ症状に対する診断

抑うつ障害においても，回避行動は主な共通の横断的観点から回避行動を測定するためには，維持・悪化要因の1つである（Ehrenreich-May

提示する場面について不安症状と抑うつ症状の& Chu, 2013）。そのため，児童青年の回避行両方を考慮した上で，場面を用意する必要があ

動への介入が不安症と抑うつ障害の診断横断的ると言える。

介入となる可能性がある。

以上のことから，診断横断的な観点から児童

Ottenbreit & Dobson（2004）は，成 人 の

青年期の回避行動を測定する尺度を開発するた不安症や抑うつ障害における回避行動を包括的めには，場面提示法を用いて回避行動を測定すに測定する尺度として，Cognitive-Behavioral

る必要がある。さらに，（a）不安／抑うつ領域，

Avoidance Scale（CBAS）を開発している。

（b）社会／非社会領域，（c）認知／行動領域，（d）

CBAS は不安症や抑うつ障害に見られる回避

能動／受動領域の4次元16領域を考慮した尺度

行動について包括的に検討したうえで，（a）を作成することで包括的に回避行動を捉える尺他者と関わりのある場面とそれ以外に分類する

度の開発が可能になる。

社会／非社会領域，（b）回避の機能がある考

ところで，回避行動を理解する上では，回避え方と実際の行動に分類する認知／行動領域，

行動がどの程度行われているかという行動の頻（c）状況を逃れるための積極的な活動と逆に度だけではなく，回避行動がなぜ行われている

活動しないようにする能動／受動領域，というかという行動の機能を考えることが必要となる

3次元を想定している。しかしながら，探索的（Martell, Addis, & Jacobsen, 2001）。そ の

因子分析の結果，能動／受動領域については弁ような行動の機能に関する検討を行う際には，別されず，成人の回避行動は社会／非社会領域

正の強化と負の強化といった観点が重要な役割と認知／行動領域の2次元からなる4因子構造がを担う。正の強化とは，行動の後に快感情，報-4-岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
酬，その他のポジティブな結果が随伴して行動に関する倫理審査委員会による承認を得て実施の生起頻度が増加することであり，負の強化とされた（申請番号15089「予備調査」と申請番

は，行動の後に不快もしくは嫌悪的な状況が取号16059「本調査」）。

り除かれて行動の生起頻度が増加することを表している（Martell et al., 2001）。回避行動と予備項目の作成

は負の強化を受ける行動であり，嫌悪刺激の非京都府の1つの公立小学校と1つの公立中学校

出現や消失によって回避行動が維持されているに在籍する小学生4年生から中学生3年生の合計と考えられている。

171名に対して自由記述を用いた調査を実施した。

行動の機能に着目することにより，個人に特71名（男子34名，女子37名：平均年齢12.45±

化した行動の理解と介入が可能になる。たとえ

1.70歳）を対象に自由記述を用いて不安場面をば，正の強化を受ける快活動の測定では，その収集し，100名（男子43名，女子53名，未回答4

活動の頻度だけではなく，その活動によってど

名：平均年齢12.53±1.49歳）を対象に自由記の程度個人のポジティブな感情が増加したかと述を用いて抑うつ場面を収集した。教示文は，いう行動の機能を測定している（Lewinsohn,

不安場面では「あなたがふだんのせいかつで，。一 方，
Munoz, Youngren, & Zeiss, 2010）

不安になったり，または，心配になった場面に回避行動とは，負の強化を受ける行動である。

は，どのようなものがありますか」であり，抑したがって，回避行動が選択されただけではな

うつ場面では「あなたがふだんのせいかつで，く，その回避行動によってどの程度個人のネガ落ちこんだり，または，悲しくなった場面には，ティブな感情が低減したかを検討することで，どのようなものがありますか」とした。

行動の機能を考慮したアセスメントにつながる

臨床心理学を専攻する大学院生2名が収集さ可能性がある。

れた場面を整理検討した。
（a）内容の重複を本研究では，研究1において，児童青年期の整理する，（b）一部の学校や地域に特有の表

回避行動を測定することのできる子ども用回避

現は除く，（c）不安場面と抑うつ場面を時系列

行 動 尺 度（Children’s Avoidance Behaviorにしたがって整理する（不安場面は将来／現在，

Scale：CABS）を開発し，信頼性と妥当性の抑うつ場面は現在／過去），（d）社会的場面と検討を行うことを目的とする。次に，研究2では， 非社会的場面を整理する（各場面内の不安や抑回避行動の頻度と機能が抑うつ症状や不安症状

うつを喚起する対象が人間関係に関するものでに与える影響を検討することを目的とする。

あるかどうか），といった4点に留意して，場面の整理検討を行った。その結果，不安場面のうち社会的場面4つと非社会的場面4つ，抑うつ場

研 究 1

面のうち社会的場面4つと非社会的場面4つが選

研究1では，児童青年期の回避行動を測定す出された。これにより，2次元4領域について，る子ども用回避行動尺度を作成し，信頼性と妥

各領域4場面ずつの合計16場面が用意された。
続いて，CBAS の項目作成方法を参考にして，当性を検討することを目的とする。

4つの場面領域について，認知／行動と能動／

方

受動の2次元4領域がそれぞれ１項目ずつになる

法

ように項目を作成した。以上の手続きにより，不安／抑うつ，社会／非社会，認知／行動，能予備調査

動／受動，の4次元16領域において各1項目ずつ作成され，合計16項目が用意された。次に，認倫理的配慮
本研究は，同志社大学「人を対象とする研究」

知行動療法を専攻する大学院生3名が，社会／-5-

心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
非社会，認知／行動，能動／受動の3次元につ回避行動の測定には予備調査によって作成さいて，それぞれの場面と項目の分類を行った。

れた CABS 暫定版を用いた。CABS は児童青

なお，児童青年期の不安場面と抑うつ場面は，年期の回避行動を測定するために予備調査を基その多くが重複することが報告されている（佐に作成された16項目からなる自己記入式の尺度

藤，2008）。そこで，不安と抑うつが喚起されである。提示される場面での各回避行動の頻度る程度を統制するために，不安場面には「あなを3件法（「0：しない」「1：ときどきする」「2：

たはいやな気持ち（不安や心配）になりました」， よくする」）で回答する。得点が高いほど回避
抑うつ場面には「あなたはいやな気持ち（落ち行動の頻度が高いことを示している。

こみや悲しみ）になりました」，という一文をｃ．子ども用特性版正負感情尺度（Positive

場面の最後に記載した。その結果，3次元（社and Negative Affect Schedule for会／非社会，認知／行動，能動／受動）に関すChildren：PANAS-C）る大学院生の一致率は100％であり，不安／抑構成概念妥当性の検討には PANAS-C を用

うつの1次元を加えた4次元16領域（不安／抑ういた。この尺度は児童のポジティブ感情とネガ

つ，社会／非社会，認知／行動，受動／能動）ティブ感情を測定する尺度であり，十分な信頼について，それぞれ重複なく項目が用意されて性 と 妥 当 性 が 確 認 さ れ て い る（Yamasaki,

いることが確認された。

Katsuma, & Sakai, 2006）。各感情について，最後に，児童青年期の不安症と抑うつ障害に

普段どれくらいその気持ちを感じているか5件

精通し，10年以上の児童青年に対する認知行動法（「0：まったく感じない」「1：すこし感じる」

療法の臨床経験がある大学教員1名が，児童青「2：ときどき感じる」「3：よく感じる」「4：年期の回避行動についての内容的妥当性の検討

とてもよく感じる」）で測定する自己記入式のを行い4項目の修正を行った。その結果，不安尺度である。ポジティブ感情の得点が高いほど／抑うつ，社会／非社会，認知／行動，能動／

ポジティブ感情が多く，ネガティブ感情の得点

受動の4次元16領域について，各1項目の合計16が高いほどネガティブ感情が多いことを示して

項 目 が 子 ど も 用 回 避 行 動 尺 度（Children’s

いる。各下位尺度は12項目から構成され，合計

Avoidance Behavior Scale：CABS）暫 定 版

24項目の尺度であり，各下位尺度の得点可能範として用意された。予備調査で作成された項目

囲は0-48点である。本研究における信頼性は，を Table 1に示す。

ポジティブ感情はα ＝.90であり，ネガティブ
感情はα ＝.87であった。
CABS の構成概念妥当性の検討には以下の

本 調 査

仮説設定を行う。回避行動は短期的には嫌悪的な状況を取り除くものの，長期的には問題を解

調査対象
京都府の公立小学校1校に在籍する小学生4年

決しない不適応な行動である。したがって，回避行動を選択するものは普段の生活においてネ

生から6年生の合計140名を調査対象とした。

ガティブな感情が喚起されやすい状態にあると考えることができる。したがって，CABS と

調査材料

PANAS-C のネガティブ感情の間に中程度のａ．フェイスシート

対象者の学年，年齢，および，性別を尋ねた。 正の相関が予想される。
次に，回避行動を選択するものは生活の範囲

また，担任教師によって説明される倫理的配慮が狭まるために正の強化に接する機会が減少すの内容を記載した。
ｂ．子ども用回避行動尺度暫定版（Children’s

る こ と が 指 摘 さ れ て い る（Martell et al.,

Avoidance Behavior Scale：CABS）

2001）。つまり，回避行動を選択しているものは，-6-岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
Table 1

子ども用回避行動尺度の回避場面および回避行動

回避場面（不安／抑うつ領域および社会／非社会領域）

回避行動（認知／行動領域および能動／受動領域）（できごと1） 休み時間，教室の後ろのほうで，何人かの友だちが集まっていました。そして，あなたのうわさ話をしているのが聞こえてきました。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。

1.その友だちのことが気にならないように，
すぐにその場所からはなれる（できごと2） 体育の時間，あなたはきちんとやっているつもりだったのに，一人の友だちに「ちゃんとやって」ときつく声をかけられました。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。

2.すぐにその友だちから，できるだけはな
れたところへ行く（できごと3） あなたは，何人かの友だちといっしょに話をしていま 3.聞きたい気持ちはあるけれど，何も考えした。そのとき，その中の2人が，あなたの知らない話を始めました。ないようにする
あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと4） 昨日，あなたはクラスの友だちとケンカしてしまいま
した。今日も，その友だちは，まだおこっている様子でした。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。

4.その友だちと仲良くしたいけれど，その方法について考えることをやめる（できごと5） 先生がクラスの学級会で来週の予定を発表しました。 5.苦手なことがある日は，学校を休むようその中には，あなたの苦手なこと（スポーツテストや音楽の発表など） にするがありました。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと6） 昨日，学校でスポーツや音楽などの発表がありました。6.失敗するかもしれないことは，もう何もあなたは一生けんめいしましたが，うまくいかず，失敗してしまいま やらないようにするした。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。
（できごと7） 放課後，あなたは友だちといっしょにかえる約束をしました。あなたは学校の門で待っていましたが，約束の時間になっても友だちがあらわれません。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。

7.その友だちのことが気になるけれど，できるだけちがうことを考えるようにする（できごと8） あなたは学校のじゅぎょう中，友だちとふざけ合っていました。すると，先生が「静かにしなさい」とあなたをおこりました。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。

8.先生にきちんとあやまりたいけれど，大したことではないと思うようにする（できごと9） 学校からの帰り道，とつぜんあなたの前に苦手なもの 9.すぐにそこからはなれて，できるだけ遠（動物や虫など）があらわれました。それはあなたの方を向いて，じっ 回りをして帰るとしていました。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと10） あなたは苦手な教科をがんばって勉強しました。し 10.これからは苦手な教科は勉強しないで，
かし，勉強したにもかかわらず，テストの点数はあなたが思ったより できるだけほかの教科を勉強するも低い点数でした。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。
（できごと11） 明日，学校であなたの苦手な教科のテストがあります。11.ぼく（わたし）にできることは何もな
今日，先生がみんなにテストの問題をすこし教えてくれました。あな いので，考えることをやめる
たはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと12） あなたは自分の大切にしているものを学校でなくしてしまいました。あなたは１人で一生けんめいにさがしましたが，見つかりませんでした。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。

12.先生や友だちには言わないで，あきらめて考えないようにする（できごと13） ある日，クラスの学級会で話し合いがありました。 13.自分の意見があっても，下を向いて何
いくつかの意見が出たあと，とつぜん先生が「ほかに意見はあります も言わないようにするか」と，あなたに聞きました。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと14） ある朝，あなたは友だちに「おはよう」と声をかけ 14.これからその友だちには，自分から声ました。しかし，友だちからの返事はかえってきませんでした。あな をかけないようにする
たはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。
（できごと15） あなたの苦手な教科の勉強中に，あなたのわからな 15.この問題ができないとよくないけれど，
い問題がありました。一生けんめいに考えましたが，答えがわかりま 大したことではないと考えるようにするせんでした。あなたはいやな気持ち（不安や心配）になりました。
（できごと16） あなたは苦手なこと（スポーツや音楽など）を練習 16.うまくできないことが気になるけれど，していました。あなたは一生けんめいにしていましたが，思ったよう できるだけほかのことを考えるようにするにうまくできません。あなたはいやな気持ち（落ちこみや悲しみ）になりました。

-7-

心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
結果的にポジティブな感情を喚起する程度が減

1.38，1.13，1.06であり，1因子構造が確認さ少している可能性がある。したがって，CABSれた。そこで，CABS には1次元性があるとみと PANAS-C のポジティブ感情の間には間接なし主成分分析を実施したところ，項目1（.25）

的に関連があると考えられるため，弱い負の相と項目9（.28）が低い因子負荷量を示したもの

関が予想される。

の，他の項目は .40-.71と十分な因子負荷量を持つことが確認された（Table 2）。

結

本研究で作成された CABS は，包括的に回果

避行動を測定するために4次元16領域について，各1項目の合計16項目を用意している。つまり，分析対象16項目すべてを用いることで回避行動を包括的140名のうち，記入漏れや記入ミスのあったものを除き，129名（4年男子20名，4年女子12名， に測定することができると考えられる。そこで，5年男子21名，5年女子29名，6年男子18名，6年

CABS16項目の信頼性に関する検討を行った。

女 子 29 名）を 分 析 対 象 と し た（有 効 回 答 率

全体の内的整合性はα ＝.79であり，ある程度

92.14 ％）。統 計 解 析 に は SPSS Statistics 24の内的整合性が確認された。また，各項目を削と R version 3.3.2（Package ‘ltm’ & ‘psych’）

除したときの内的整合性はα ＝.77-.79であった。

を用いた。

CABS16項目には因子負荷量の値が十分ではない項目が含まれるものの，理論的整合性および因子構造と信頼性

各項目を削除したときの内的整合性の値が増加

CBAS16項目の因子構造を検討するために，しないことから，すべての項目を削除せずに以CABS16項目について最尤法を用いた探索的因降の分析を行うこととした。続いて，再検査信子分析を行った。
固有値の減衰状況は4.23，
1.88，

頼性を検討するために，4週間の期間をあけてTable 2

子ども用回避行動尺度の因子負荷量，記述統計，識別力，および，境界特性値（N ＝129）
回避行動の下位領域

4
15
16
6
10
2
13
5
14
7
12
8
3
11
9
1

抑うつ
不安
抑うつ
抑うつ
抑うつ
抑うつ
不安
不安
抑うつ
不安
抑うつ
抑うつ
不安
不安
不安
不安

社会
非社会
非社会
非社会
非社会
社会
社会
非社会
社会
社会
非社会
社会
社会
非社会
非社会
社会

認知
認知
認知
行動
行動
行動
行動
行動
行動
認知
認知
認知
認知
認知
行動
行動

受動
能動
能動
受動
能動
能動
受動
受動
受動
能動
受動
能動
受動
受動
能動
能動
平均

因子
負荷量

M

SD

識別力

0.71
0.69
0.62
0.61
0.56
0.55
0.54
0.53
0.49
0.46
0.46
0.43
0.40
0.40
0.28
0.25
0.50

0.36
0.35
0.36
0.31
0.29
0.56
0.46
0.08
0.40
0.48
0.44
0.50
0.50
0.15
0.57
0.61
0.40

0.61
0.59
0.57
0.53
0.55
0.75
0.67
0.30
0.59
0.65
0.65
0.71
0.71
0.42
0.74
0.69
0.61

1.71
1.29
0.97
1.06
0.87
0.63
0.71
1.57
0.71
0.59
0.59
0.56
0.50
0.66
0.35
0.32
0.82

-8-

境界特性値
b１
0.75
0.74
0.71
0.85
1.09
0.47
0.62
1.81
0.69
0.53
0.76
0.64
0.70
2.12
0.55
0.06
0.82

b２
1.94
2.00
2.49
2.66
2.64
1.93
2.22
2.86
2.86
2.76
2.79
2.40
2.63
3.83
3.13
3.94
2.69

岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
再検査に回答の得られた118名を対象にして二高い測定精度を示していることが明らかになっ

元変量効果モデルを用いた級内相関係数（ICC）

た。一方で，回避行動をあまり選択しない人におよび相関係数を算出した。その結果，十分とは測定精度が安定しないことが示された。以上は言えないものの，一定の再検査信頼性が確認のことから，CABS の困難度における仮説がさ れ た（ICC＝.70，95 ％ CI＝［.57-.79］；r

支持され，構成概念妥当性が確認された。

＝.54）。測定誤差を算出したところ，3.59という値が得られた。

記述統計

項目反応理論について，学年と性を要因とする単変量分散分

CABS16項目と PANAS-C の下位尺度得点
本尺度は尺度の1次元性が探索的因子分析に析を行った（Table 3）。その結果，各従属変より確認されおり，1次元性の仮定が成立して数において，学年の主効果，性の主効果，およいる。そこで，項目反応理論の段階反応モデル

び交互作用は見られなかった。なお，上記の因を 用 い て，識 別 力 と 境 界 特 性 値 を 算 出 し た子行動と信頼性の結果により，CABS は3件法

（Table 2）。母数推定法には周辺最尤推定法

16項目として項目数が決定したため，得点可能を用いた。その結果，識別力の平均値は0.82で範囲は0-32点であった。

あり，安定した値を示していた。境界特性値についても極端に大きい値や小さい値は確認され内容的妥当性なかった。

本研究では，小中学生の171名から不安場面

次に，CABS は児童青年の不安症や抑うつと抑うつ場面の自由記述を得た上で場面を作成

障害における回避行動を想定して項目を作成ししている。さらに，成人期の回避行動を包括的ている。したがって，CABS は回避行動を強に測定する尺度を参考にして，包括的に回避行

く示す児童青年に対して測定精度が安定すると動に関する項目の作成を行っている。最後に，いう仮説設定ができる。そこで，上記の仮説を児童青年期の不安症と抑うつ障害に精通し，10検討するために，テスト情報関数を算出した。

年以上の児童青年に対する認知行動療法の臨床

その結果，θ ＝1.0付近から2.5付近の回答者か経験がある大学教員1名によって，CABS の回ら多くの情報量が得られることが示された。こ

避場面と回避行動についての内容的妥当性が確のことから，子ども用回避行動尺度は平均より認されている。以上のことから，CBAS は，も強く回避行動を選択している回答者に対して児童青年期の回避行動を測定するための十分な

Table 3

回避行動の頻度ポジティブ感情
ネガティブ感情BS と PANAS-C の各得点，標準偏差，および分散分析の結果（N＝129）

M
SD
M
SD
M
SD

4年生
男子
女子
n ＝20 n ＝12
6.30
8.42
5.47
6.42
29.40
25.25
8.92
9.86
15.20
11.92
8.14
10.77

5年生
男子
女子
n ＝21 n ＝29
5.57
7.17
5.46
4.54
25.86
24.83
10.17
10.65
11.76
12.66
7.60
8.05

6年生
主効果
男子
女子
学年
性別
n ＝18 n ＝29
FF
5.56
6.10 0.87
2.47
4.19
4.10
23.89 24.90 0.81
0.59
10.67
8.50
10.00 15.55 0.27
0.53
6.29
7.16

交互
作用
F
0.26
0.62
2.89

Note, CABS＝Children’s Avoidance Behavior Scale, PANAS-C＝Positive and Negative Affect
Schedule for Children-9-心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
内容的妥当性を有した尺度であると考えられる。 度が安定することが示された。CABS は臨床群により近い回避行動を想定しており，回避行
動の特性が高い児童を選択的に抽出するための構成概念妥当性
構成概念妥当性を検討するために，CABS

優れた尺度であると言える。そのため，CABSと PANA-C におけるネガティブ感情とポジティ

は臨床における回避行動への介入の指標として

ブ 感 情 の 相 関 係 数 を 検 討 し た。そ の 結 果，

有用である可能性があり，十分な構成概念妥当

CABS と PANAS-C のネガティブ感情は中程性を持つ尺度であると判断された。

度の正の相関が示され（r ＝.36），ポジティブ

分散分析の結果，児童期における回避活動の感情とは弱い負の相関が示された（r ＝.-24）。

頻度に性差はないことが示された。一般に，不本研究では CABS と PANAS-C のネガティブ

安症や抑うつ障害の有病率は女子の方が高いこ

感情に中程度の正の相関，ポジティブ感情に弱と が 報 告 さ れ て い る（Abela & Hankin,

い負の相関を予想しており，仮説が支持された。

2008；Essau & Ollendick, 2012）。こ の よ う

以上のことから，CABS の十分な構成概念妥

な疫学調査をみると，男子よりもむしろ女子の当性が確認された。

方が回避行動の頻度が高いことが予測される。
したがって，研究1の結果については妥当な結考果であるとは言い難く，さらなる検討が必要で察ある。

研 究 1 の 目 的 は，子 ど も 用 回 避 行 動 尺 度

本研究では，回避行動はネガティブ感情とポ（Children’s Avoidance Behavior Scale：

ジティブ感情の両方に関連があることが示されCABS）を作成し，信頼性と妥当性の検討を行た。不 安 症 状 と 抑 う つ 症 状 の 関 連 性 を 示 す

うことであった。その結果，CABS は十分な

Tripatite model（Clark & Watson, 1991）

妥当性と部分的な信頼性を有する尺度であるこに基づくと，ネガティブ感情は両症状に共通しとが示された。

てみられる特徴であるのに対して，ポジティブ

本研究では探索的因子分析により CABS の1

感情の欠如は抑うつ症状に特徴的であるとされ次元性が確認された。Ottenbreit & Dobsonる。本研究の結果と Tripatite model の指摘（2004）の成人の回避行動を測定した研究では，を踏まえると，回避行動は不安症状と抑うつ症

探索的因子分析により回避行動は社会／非社会状の両方に影響があることが示唆された。

領域と認知／行動領域の2次元4因子構造に弁別されることが示されている。一方で，本研究で研 究 2は，上記の2次元については弁別可能性が示されていない。成人と児童の研究において異なる

研究2では，児童の回避行動の頻度と機能が結果が示された理由としては，児童期の診断や不安症状と抑うつ症状に与える影響を検討する

症状が未分化であることの影響が考えられる。

ことを目的とする。

例えば，不安症の観点からみると，児童青年期のいくつかの不安症は1つの不安症傾向という方

概 念 で ま と め ら れ る（Ishikawa, Sato, &。不安症の細分化と同様に，
Sasagawa, 2009）

調査対象

児童期の回避行動が細分化しなかった可能性がある。

法

京都府の公立小学校1校に在籍する小学生4年
生から6年生の合計149名を調査対象とした。

テスト情報関数を用いた検討を行ったところ，
CABS は回避行動の高い児童について測定精

調査材料- 10 -

岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
児童青年の不安に対する認知行動療法を専門と

ａ．フェイスシート

対象者の学年，年齢，および，性別を尋ねた。 しており，日本語と英語のバイリンガルである
また，担任教師によって説明される倫理的配慮

大学教員1名が，作成された項目のバックトラの内容を記載した。

ン ス レ ー シ ョ ン を 行 っ た。そ の 結 果，Shortｂ．子 ど も 用 回 避 行 動 尺 度（Children’s

CAS の原項目と同様の英文項目が作成された。

Avoidance Behavior Scale：CABS）

上記の内容について，Short CAS 原版の作成

回避行動の測定には CABS を用いた。提示者 で あ る Spence 教 授 に 再 度 確 認 を と り，される場面での各回避行動の頻度を3件法（「0：Short CAS に含まれる2項目の日本語訳を確しない」「1：ときどきする」「2：よくする」）

定 し た。以 上 の 手 続 き に よ り 本 研 究 で は，で回答する。次に，研究2では，新たに回避行

SCAS に含まれる6項目と新たに作成された2動の機能を検討するために，行動を行った際に項目を合わせた合計8項目を Short CAS 日本

減少するいやな気持ち（不安や心配，または，語版として用いた。Short CAS は得点が高い

落ちこみや悲しみ）の程度を回避行動の機能とほど不安症状が高いことを示している。得点可

して3件法（「0：まだある」「1：すこしなくなる」

能範囲は0-24点である。

「2：とてもなくなる」）で回答を求めた。本研

な お，下 記 の 分 析 対 象 者 149 名 を 対 象 に究における回避行動の頻度と機能の内的整合性

Short CAS の8項目について，主成分分析を

は，順にα ＝.78，.89であり，得点可能範囲は実施したところ，1次元性が確認された（因子共に，0-32点であった。

負荷量 .46-.73）。このことから，新たに作成

ｃ．スペンス児童用不安尺度短縮版（Short

された2項目は，不安症状を測定する SCAS の

Spence Children’s Anxiety Scale：

既存の項目と同じ構成概念を測定していことがShort CAS）

確認された。さらに，下記の抑うつ症状を測定

不安症状の測定には Short CAS を用いたする尺度との相関係数は r ＝.59であり，中程は度の正の相関が確認され，構成概念妥当性が確

Spence Children’s Anxiety Scale（SCAS：認された。本研究における Short CAS の内的Spence, 1998）を基に作成された8項目からな

整合性はα ＝.76であった。以上のことから，る全般的な不安症状を測定することのできる自Short CAS が児童の不安症状を測定する尺度

己記入式の尺度である。Short CAS は普段のとして，一定の妥当性と信頼性を有する尺度で生活について子ども自身が4件法（「0：ぜんぜあることが確認された。

（Spence

et

al.,

2014）
。Short

CASんない」「1：たまにそうだ」「2：ときどきそう

ｄ．Birleson 自 己 記 入 式 抑 う つ 評 価 尺 度だ」「3：いつもそうだ」）を用いて回答を行う。

（Depression Self-Rating Scale for

SCAS 日本語版については高い信頼性と妥当Children：DSRS-C）性が確認されている（Ishikawa et al, 2009）。

抑 う つ 症 状 の 測 定 に は DSRS-C を 用 い た

Short CAS は SCAS に含まれている6項目と， （Birleson, 1981）。DSRS-C は 18 項 目 か ら な
新たに作成された2項目の合計8項目からなる。

る自己記入式の尺度であり，最近1週間の状態

まず，Short CAS 作成者である Spence 教について子ども自身が3件法（「0：そんなこと授に対して翻訳の許可を得た。次に，児童青年

はない」～「2：いつもそうだ」）を行うもので期の不安と抑うつに対する認知行動療法を専門ある。DSRS-C の日本語版については，高いとする大学院生1名と大学教員が上記の項目に

信頼性と妥当性が確認されている（村田・清水・

ついて，SCAS の項目を参考にしながら Short

森・大島，1996）。DSRS-C は得点が高いほどCAS にのみ存在する2項目の日本語訳を作成し

抑うつ症状が高いことを示している。本研究のた。続いて，日本語訳作成に参加しておらず，

内的整合性はα ＝.79であった。得点可能範囲- 11 -

心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
は0-36点である。

＝.59）。次に，回避行動の頻度については，
不安症状と抑うつ症状に対して同程度の正の相結関があることが明らかになった（r ＝.53，.53）。

果

このことから，回避行動が不安症状と抑うつ症状の診断横断的な維持・悪化要因となる可能性

分析対象
149名のうち，記入漏れや記入ミスのあったが示された。

ものを除き，138名（4年男子18名，4年女子13名，

本研究では回避行動を選択するものは，ネガ

5年男子24名，5年女子30名，6年男子21名，6年

ティブな感情の低減が高いことを予想しており，

女 子 32 名）を 分 析 対 象 と し た（有 効 回 答 率

中程度の正の相関を予想していた。しかし，回92.62）。統 計 解 析 に は SPSS Statistics 24 を避行動の機能に対する不安症状や抑うつ症状の用いた。

関連については，仮説とは反対方向の弱い負の相関が確認された（r ＝-.31，-.24）。また，回避行動の頻度と機能に関連が見ならなかった（r

記述統計
CABS の頻度と機能，Short CAS，および，＝-.13）。以上のことから，本研究における児DSRS について，各従属変数に対して単変量分

童に対する自己記入式の質問紙によって測定し散分析を行った（Table 4）。その結果，学年

た行動の機能については十分な妥当性が確認さについては，CABS の頻度において4年生と5れなかった。

年生の有意な差が確認された。性別については，
回避行動の頻度は女子が多い結果が示された。

階層的重回帰分析

一方で，回避行動の機能は男子が高いことが示

回避行動が不安症状と抑うつ症状に与える影された。不安症状と抑うつ症状は，学年による響を検討するために，以下のステップに基づい有意な差は確認されなかったものの，不安症状た階層的重回帰分析を行った（Table 5）。基は女子が有意に高いことが示された。

準変数を Short CAS または DSRS のいずれか一方の変数，ステップ1に学年と性，ステップ2に基準変数ではない DSRS または Short

相関係数
各変数の相関係数を算出した。不安症状と抑CAS，ステップ3は強制投入法を用いて CABS

うつ症状は中程度の正の相関が確認された（rの頻度を投入した。その結果，上記の変数を統Table 4

CABS，Short CAS，および，DSRS-C の各得点，標準偏差，および分散分析の結果（N ＝138）

回避行動の頻度
回避行動の機能
不安症状
抑うつ症状

M

4年生
男子
女子
n ＝18 n ＝13
9.06
11.62

5年生
男子
女子
n ＝24 n ＝30
5.75
8.77

6年生
主効果
男子
女子
学年
性別
n ＝21 n ＝32
FF
7.33
7.53 3.73＊
4.13＊

SD
M

5.48
20.72

5.16
14.69

4.02
18.38

6.96
17.37

4.90
21.76

4.52 5＜4
15.78 0.27

SD
M

6.48
3.89

7.36
6.62

8.05
3.67

7.85
5.73

7.32
4.95

6.92
5.09 0.18

SD
M
SD

3.56
9.00
4.73

5.03
13.23
5.36

4.01
10.25
4.90

4.68
10.57
5.81

3.87
10.13
4.71

4.08
11.19 0.22
5.75

交互
作用
F
0.37

男＜女
10.86＊＊＊ 0.16
女＜男
4.80＊
0.34
男＜女
2.55

0.18

Note, CABS＝Children’s Avoidance Behavior Scale, Short CAS＝Short Children’s Anxiety Scale,
DSRS-C＝Depression Self-Rating Scale for Children, ＊ p ＜.05，＊＊＊ p ＜.00

- 12 -

岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
Table 5

回避行動の頻度と機能に基づく階層的重回帰分析の結果（N ＝138）

Step
不安症状の予測R２

R ２変化量

β

t

偏相関

VIF

1.学年
性別
2.抑うつ症状

0.03

0.03

0.03
0.08

0.50
1.25

0.04
0.11

1.07
1.05

0.37＊＊＊

0.34＊＊＊

0.43

5.47＊＊＊

0.43

1.42

3. 回避行動の頻度

0.42

0.06

0.29

3.60

0.30

1.49

0.01

0.01

0.08
-0.03

1.11
-0.43

0.10
-0.04

1.07
1.06

0.35＊＊＊

0.34＊＊＊

0.43

5.47＊＊＊

0.43

1.41

0.43

0.07

0.33

4.12

0.34

1.45

抑うつ症状の予測
1.学年
性別
2.不安症状
3.回避行動の頻度
Note,

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

p ＜.00

制しても，不安症状と抑うつ症状に対して回避

た，いずれの症状についても，男子よりも女子

行動の頻度を投入することの妥当性が確認され， の方が高いことが確認されている（Ishikawa
双方ともに有意な正の回帰係数が確認された。

et al., 2009；佐藤，2008）。本研究では学年のなお，行動の機能については測定に関する十分増加に伴う一貫した各症状の変化は確認されなな妥当性が示されなかったため，本分析には含かった。また，不安症状の性差は同様の結果がめなかった。

示された。以上のことから，本研究の児童は学年差と性差について，差異は少ないものの特異考的な集団ではないと判断された。

察

回避行動の頻度に関する構成概念妥当性につ

研究2の目的は，研究1で作成された CABS

いて，不安症状と抑うつ症状との関連からの検を用いて，児童の回避行動の頻度と機能が不安

討 を 行 っ た。Ottenbreit & Dobson（2004）

症状と抑うつ症状に与える影響を検討することの作成した成人の回避行動を測定する CBASであった。分析の結果，児童の回避行動の頻度においても，回避行動は特性不安や抑うつ症状

は不安症状と抑うつ症状の両方に中程度の正のについて，本研究と同程度の関連が示されてお影響を与えることが示された。

り（男 性，r ＝.48，.58；女 性，r ＝.48，.59），

分散分析の結果，回避行動の頻度は，研究1

回避行動が不安症状と抑うつ症状に対して診断では性差がなかったのに対して，研究2では女横断的に影響することが示されている。以上の子の方が高いことが示された。不安症や抑うつ

結果や研究1での PANAS-C との関連を踏まえ障害の発症が女子に多いことを踏まえると（Abelaて，本研究の結果は CABS の測定している回

2008；Essau

避行動の構成概念妥当性を支持する結果である。

&

Hankin,&Ollendick,2012），研究2において示された回避行動の性差

これまで，児童における不安症状や抑うつ症に関する結果は，より妥当な結果であると言え状に認知行動的な変数が与える影響を検討したる。

先行研究では，各症状に対して疾患特異的に影ところで，先行研究（村田ら，1996；Ishikawa

響がある変数が検討されてきた。例えば，認知et al., 2009）では抑うつ症状は学年が上がるの誤りは不安症状に，ポジティブ自動思考は抑につれて上昇し，不安症状は児童期よりも青年うつ症状により強く関連することが示されてき期において減少することが報告されている。また（Ishikawa, 2012；佐 藤，2008）。一 方，本- 13 -

心理臨床科学，第７巻，第１号，3-16，2017
研究では，他方の変数の影響を統制したうえで用いて，児童における回避行動の頻度と機能がも，回避行動が両症状に影響を及ぼすことが確不安症状と抑うつ症状に与える影響を検討した。

認された。このことから，児童の回避行動が不以上の結果，児童において回避行動の頻度が不安症状と抑うつ症状の診断横断的な維持・悪化

安症状と抑うつ症状の診断横断的な維持・悪化

要因である可能性が示された。

要因となる可能性が示された。一方で，児童の回避行動の頻度は適切に測定できていたもの

回避行動の機能の測定については十分な妥当性の，回避行動の機能を測定することの妥当性はが確認されなかった。機能の測定が困難であっ確認されなかった。回避行動の機能が想定したた理由として，（a）喚起される不安や抑うつものと反対の値を示した理由については，2つの程度の差，（b）短期的結果と長期的結果のの可能性が考えられる。第1に，不安症状や抑弁別可能性，といった2つの可能性が議論された。

うつ症状が高いものは，提示された場面に対す

次に，本研究から得られる臨床的示唆についる不安や抑うつの喚起度が，症状の低い児童とて述べる。本研究の結果，児童の回避行動は不比較して高かった可能性がある。症状の高いも安症状と抑うつ症状の診断横断的な維持・悪化のは各場面における不安や抑うつの喚起度が高要因となることが示された。青年期の回避行動

いために，回避行動によって不安や抑うつが減への介入は不安症状と抑うつ症状の診断横断的少したとしても依然として不安や抑うつが高い

介 入 と な る こ と が 報 告 さ れ て お り（Chu,ままであると自覚された可能性がある。その結Crocco, Esseling, Areizaga., Lindner, &果，症状の高いものは機能の得点が高く評定さ，本研究の結果は上記の研究を
Skrine., 2016）

れなかったことが考えられる。

実証的に支持する結果であると考えることがで第2に，回避行動の短期的結果と長期的結果きる。次に，これまで児童における回避行動にの弁別可能性に関する可能性がある。回避行動

ついては行動的回避が中心に扱われてきたは，長期的には問題の解決につながらず不安や（Ehrenreich-May & Chu, 2013）。児童の不抑うつを維持・悪化させる行動ではあるものの， 安症状や抑うつ症状に対して，認知的回避が重短期的には不安や抑うつの一時的低減を促すた

要な役割を果たすことは，本研究による新たなめにその行動が維持・増加されてしまう行動で視 点 で あ る。Chen, Liu, Rapee, & Pillay

ある。
つまり，
症状の高い児童は回避行動によっ（2013）は心配や認知的回避に対する介入を実て不安や抑うつが低減することを理解していた

施し，抑うつ症状への有効性を示している。本としても，回避行動の長期的結果としては症状研究の結果からも，児童の認知的回避に介入をが悪化することについても体験していたため，行うことで，不安症状や抑うつ症状に影響を与

長期的な観点から不快減少度の得点を低く評定える可能性が示された。

した可能性がある。回避行動の機能を測定する

最後に本研究の限界と今後の課題について述際の上記の2点については，今後も議論が必要

べる。第1に，健常群と臨床群の違いがあげらである。

れる。本研究の結果の臨床群に対する応用可能性については慎重に議論を進める必要がある。
第2に，児童青年期の発達的要因に関する限界総合考察がある。本研究では，予備調査においては児童本研究の目的は，児童における回避行動の頻青年期を対象にしたものの，本調査においては度と機能が抑うつ症状と不安症状に与える影響

児童のみを対象者としている。本研究で得られを検討することであった。研究1では，子どもた知見の青年期への適用可能性には議論の余地

用回避行動尺度（CABS）を開発し，信頼性とがあり，児童青年期を含めた標準データの再収妥当性の検討を行った。研究2では，CABS を集が望まれる。

- 14 -

岸田・石川：児童における回避行動の頻度と機能に関する検討
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