314

音声言語医学

音声言語医学 60：314 ─ 324，2019

原著

中国語版「自閉症スペクトラム指数（AQ）」の開発
李

璐

玉岡賀津雄

要 約：本研究は，臨床例から理論的に導かれた Baron-Cohen ら（2001）の 5 つの下位尺度からなる「自閉症スペクトラム指数（AQ）」モデルと因子分析から導かれた Lau, Gau, Chiu
ら（2013）の 5 因子の AQ モデルのいずれが適切であるかを，中国語翻訳版を作成して，355
名の中国人健常者に実施し，確認的因子分析のモデル適合度指標で比較検討した．いずれのモ
デルも，本研究のデータと合致した適切な指標を示さなかった．そこで，Baron-Cohen ら（2001）のオリジナルの AQ50（50 の質問項目）を基に，各下位尺度の確認的因子分析から貢献度の高い項目を 5 つずつ抽出して 25 の質問項目からなる簡易版の AQ25 を作成した．
AQ25 は，データは正規分布に近く，クロンバックの信頼性係数（N＝355，α＝.78）も高く，再検査法での信頼性係数（N＝15，r＝.85）も高かった．Baron-Cohen ら（2001）の英語版
AQ50 から，質問項目を半分にした中国語版 AQ25 は短い時間で効率よく健常者の自閉症スペ
クトラムを 5 つの下位尺度で測定することができ，現場の臨床的な使用に有効であろう．
索引用語：自閉症スペクトラム指数，AQ25，中国人健常者，確認的因子分析

Development of a Chinese Version of the “Autism-Spectrum Quotient(AQ)”
Lu Li and Katsuo Tamaoka
Abstract: The present study investigated the reliability and fitness of the Chinesetranslated “Autism-Spectrum Quotient (AQ)” via the frameworks of the theoretically-derived
five-factorial model (Baron-Cohen et al., 2001) and the statistically-derived five-factorial model(Lau & Gau et al., 2013). The AQ was administered to 355 native Chinese in the general
population, and the model fitness indices for the overall confirmatory factor analyses
indicated that neither model exhibited appropriate fitness with the data of the present study.
Thus, we calculated the contribution scores from each of the AQ sub-categories byconfirmatory factor analyses and extracted five items from each category of the AQ50 (atotal of 50 items) developed by Baron-Cohen et al. (2001). This resulted in an AQ consistingof 25 question items (AQ25), which we proposed as the new Chinese AQ. The data
distribution of the AQ25 was close to normal distribution. Cronbach’s reliability coefficient(N=355, α=.78) and the test-retest reliability coefficient (N=15, r=.85) were both high. The
Chinese version AQ25, consisting of half the question items of Baron-Cohen et al.’s AQ50
English version (2001), can measure the autistic spectrum from a Chinese general populationand should be effective for clinical purposes.

名古屋大学大学院人文学研究科：〒464-8601 愛知県名古屋市千種区不老町
Graduate School of Humanities, Nagoya University: Furo-cho, Chikusa-ku, Nagoya-shi, Aichi 464-8601, Japan2018 年 9 月 10 日受稿 2019 年 2 月 27 日受理

315Vol. 60 No. 4, 2019. 10

Key words: ‌Autism-Spectrum Quotient (AQ), AQ25, Chinese general population,
confirmatory factor analysis

モデルを提案した（表 1）．

はじめに

若林ら6）は，Baron-Cohen ら5）の英語版の AQ に基自閉症スペクトラム仮説では，自閉症とアスペル

づき，成人向けの日本語版を開発した．そして，日本

ガー症候群はともに社会的・コミュニケーション障害

語版とオリジナルの英語版の調査結果を比較して，の連続体上に位置し，アスペルガー症候群は自閉症とAQ が異文化間においてもある程度の普遍性をもつと健常者の間に存在するとされている．健常者であっ主張した14）．また，Wakabayashi ら15）は，児童向け（9ても，アスペルガー症候群や自閉症に近い特徴をもつ〜15 歳までの児童から青年期初期まで）の英語版

4）

場合があり，個人差が大きいことが指摘されている ．

AQ16）およびそれを日本語に翻訳した AQ17）で得られBaron-Cohen ら5）は，健常な知能をもつ成人の自閉症たデータを比較して，両者が類似しており，AQ は異スペクトラム上での位置を測定するために「自閉症ス

文 化 間 に お い て も 普 遍 性 が あ る と し た． さ ら に，

ペクトラム指数（AQ）」を開発した．AQ は，「社交Voracek ら18）はオーストリア人のデータ，Zhang ら19）

性の欠陥」
「コミュニケーションの障害」「反復した行は 中 国 大 陸 の 中 国 人 の デ ー タ で 検 討 し て，Baron-

為と限られた興味」という自閉症の中核的な 3 つの症

Cohen ら5）の AQ で設定されたオリジナルの 5 つの下状および自閉症を抱える人々に見られる認知の特異性

位尺度を支持した．

1-3）を記述した質問紙調査である．健常範囲の知能を持つ

Lau ら13） と Zhang ら19） は，Baron-Cohen ら5） の 英

成人の自閉症傾向を測定できる尺度6）として，日本語語版を翻訳して，中国語版 AQ を作成した．Zhang

や中国語を含む多くの言語に翻訳されて使われていら19）は中国大陸の中国語話者に調査を行って，Baron-

る．Baron-Cohen ら5） の開発した AQ は，理論的に 5

Cohen ら5）の 5 つの下位尺度からなるモデルが中国人

つの下位尺度から構成されているが，この 5 因子構造にも適用できることを示し，モデルの普遍性を示した．

を支持する研究がある一方，因子分析で新たなモデル

一方，Lau ら13） は，台湾の中国語話者に調査して，を提案して，AQ の 5 因子構造の改変を目指す研究もBaron-Cohen ら5）のモデルがデータと適合していない

多い．本研究では，既存の中国語版の 2 つの AQ のことから，新たな 5 因子モデルを提案した．このよう因子構造と中国人健常者のデータとの適合性を検討しに，Baron-Cohen ら5）のモデルが中国人のデータに適て，より効率的な中国語版 AQ を開発することを目合しているのかについては，一致した見解はない．

的とした．

本研究では，独自に中国語に翻訳した AQ を中国

Baron-Cohen ら が開発した AQ は，平均的な知能

大 陸 の 大 学 生・ 社 会 人 に 対 し て 実 施 し て，Baron-の成人健常者および自閉症者の自閉傾向を，自己回答

Cohen ら5） の臨床現場から導かれた理論的なモデル

形式で測定できる尺度である．「社会的スキル（socialと，Lau ら13） の因子分析によって導かれた因子モデ

skill）」「注意の切り替え（attention switching）」「細ルのどちらがよりデータに適合しているのかを検討す

部への注意（attention to detail）」「コミュニケーショ

る．さらに，いずれのモデルが適切であるかを判定しン（communication）」および「想像力（imagination）」

た後に，確認的因子分析から得られる貢献度が低い項の 5 つの下位尺度から構成されている．Austin をは目を削除して，より短い時間で適切に自閉傾向が測定

じ め，H u r s t ら ，H o e k s t r a ら ，S t e w a r t らできる中国語版の自閉症スペクトラム指数を提案す

5）

7）

8）

9）

Kloostermanら ，Lau ら ，Lau ら
11）

12）

，

10）

13）

は，これらのる．

5 つの下位尺度からなる Baron-Cohen ら のモデルは5）

方理論的に導かれたものであり，因子分析で得られたも法のではないと指摘して，それぞれが独自の因子モデル

1 ．対象を 提 案 し た．Austin ，Hurst ら は 3 因 子 モ デ ル，

大学生と社会人の 2 つのグループで構成した．大学

7）

8）

は4

生のグループは中国大陸の西北地域の大学生 188 名

因子モデル，Kloosterman ら11），Lau ら12）および Lau（M＝23.15 歳，SD＝2.71 歳，最年長＝34 歳，最年少

ら13）は，Baron-Cohen ら5）のモデルとは異なる 5 因子

＝18 歳）である．男性は 71 名，女性は 117 名である．

Hoekstra ら は 2 階層因子モデル，Stewart ら
9）

10）

316

音声言語医学表1

AQ の因子分析に関する先行研究1）

先行研究

調査対象者2）

因子構造3）因子（信頼性係数α）

適合度4）

Austin（2005）

イギリス大学生
201 名

PCA
3 因子
26 項目
28％

社会的スキル（.85）
細部 /パターン（.70）
コミュニケーション/心の察知（.66）

報告されて
いない

Hurst et al.
（2007）

アメリカ大学生
1,005 名

PCA
3 因子
26 項目
29％

社会的スキル（.75）
細部 /パターン（.54）
コミュニケーション/心の察知（.42）
全項目（.65）

報告されて
いない

Hoekstra et al.
（2008）

オランダ大学生 961 名
双子の親 302 名
精神障害者 36 名

CFA
2 階層因子50 項目

社交性（.84/.77）
詳細への注意（.63/.68）
全項目（.81/.71）

Stewart & Austin（2009）

スコットランド大学生
536 名

EFA & CFA
4 因子
43 項目
29％

社交性（.83）
パターン（.69）
理解力/コミュニケーション（.71）
想像力（.55）

Kloosterman et al.
（2011）

アメリカ大学生
522 名

PCA & CFA
5 因子
28 項目
45％

社会的スキル（.86）
コミュニケーション/心の察知（.65）
反復した行為（.40）
想像力（.57）
詳細への注意（.59）

Lau, Kelly et al.
（2013）

オーストラリア
non-ASD 314 名
ASD 141 名

PCA & CFA
5 因子
39 項目

社交性（.906）
社会的認知（.867）
焦点の狭さ（.773）
パターンへの関心（.705）
変化への抵抗（.733）

PCA & CFA
5 因子
35 項目

社交性（.880）
心の察知（.767）
パターン（.629）
詳細への注意（.543）
注意の切り替え（.602）
全項目（.836）

Lau, Gau et al.
（2013）

台湾
ASD の親 1,208 名
TD の親 2,984 名

χ2/df＝8.75

SRMR＝.095
GFI＝.681
ECVI＝2.19
SRMR＝.072
RMSEA＝.055
χ2＝542.03（p＜.01）RMSEA＝.052
CFI＝.827
SRMR＝.074
χ2/df＝2.78

RMSEA＝.07
CFI＝.977
χ²＝1,889.30
RMSEA＝.054
NNFI＝.962
CFI＝.969
AIC＝2,242.25

Lau, Kelly et al.（2013）の表 1 に加筆・修正したものである．2）ASD：自閉症スペクトラム；TD：定型発達児．
PCA：主成分分析；EFA：探索的因子分析；CFA：確認的因子分析．パーセンテージで表示する数字は累積寄与率である．
4）‌
SRMR: standardized root-mean-square residual; GFI: goodness-of-fit index; ECVI: expected cross-validation index;
RMSEA: root mean square error of approximation; CFI: comparative fit index; NNFI: non-normed fit index; AIC:
Akaike information criterion
1）

3）‌

物理，生物，医学，IT などの自然科学および外国語，ある．また，調査への参加は強制ではないこと，収集

経済，法律などの人文・社会科学関連の専攻の学生がしたデータは研究以外には使用しないこと，特定の個含まれている．社会人のグループは，中国大陸の西北人を特定しないことを伝えて，被験者が調査の趣旨と地域および華東地域に住む 167 名（M＝30.15 歳，SD

目的を十分に理解したことを確認した．そのうえで，＝5.24 歳，最年長＝49 歳，最年少＝23 歳）である．

同意した被験者だけを対象に調査を実施した．

男性は 73 名，女性は 94 名である．職業は，医者，教師，公務員，会社員などである．被験者には，「4 つ

2 ．自閉症スペクトラム指数（AQ）の質問項目の翻訳の選択肢から，長く考えずに，自分に当てはまる選択

Baron-Cohen ら5）の AQ の質問項目を，まず中国語肢を選択してください」と教示し，中国語版の質問紙

を母語とする筆者が，中国語に翻訳した．次に，中国を web に掲載して，オンラインで記入してもらった．

の大学の大学院レベルで英語を専門とする中国語話者

有効データは 355 名（被験者の記述は有効データ）でに， 中 国 語 の 質 問 紙 を 英 語 に 逆 翻 訳（back317Vol. 60 No. 4, 2019. 10translation）してもらった．その後，筆者が Baron-

尺度からなるモデルと因子分析から導かれた Lau ら13）

Cohen ら5）のオリジナルの英語の質問紙と逆翻訳で得の 5 因子モデルのいずれが適切であるかを検討するたられた英語訳の質問紙を比較した．両者の英語訳に違めに，SPSS Statistic 22.0J で起動する AMOS の確認いのあった箇所を参照しながら，中国語版をさらに修的因子分析を使った．

正した．以上の手続きで，今回調査に使用した中国語

結版と Baron-Cohen ら5） のオリジナルの英語版が，内果

1 ．AQ の確認的因子分析による本研究データのモ容的に類似していることを確認した．
3 ．AQ の下位尺度，回答形式および採点方法

デル適合度と内的整合性

Baron-Cohen ら の開発した AQ は，健常範囲の知本研究で収集した中国人 355 名のデータを，Baron-

能をもつ成人の自閉症傾向あるいはその幅広い表現型

Cohen ら5） で仮定されている 5 因子モデルの構造との程度を測定することを目的とした自己評定の尺度で

Lau ら13） が提案した 5 因子モデルの構造に基づき，あり6），自閉性障害の中核的な症状と自閉症を抱える人々に見られる認知の特異性を記述した質問紙であ確認的因子分析を行った．
χ2 適合度検定において，2 つのモデルのχ2 値はとる17）．
「社会的スキル」「注意の切り替え」「細部へのもに有意であり，データとモデルの適合度は良好では注意」「コミュニケーション」および「想像力」の 5なかった．また，RMSEA の値はそれぞれ .07 と .07

つの下位尺度をもち，合計 50 の質問項目からなる．

であり，最適といわれる .05 以下ではないが，.08 以

回答形式は，「あてはまる（definitely agree）」「ど下なのでよく適合しているといえよう．CFI の値はそちらかといえばあてはまる（slightly agree）」「どちれぞれ .54 と .68 であり，かなり低い．GFI の値も，らかといえばあてはまらない（slightly disagree）」「あそれぞれ .69 と .76 で低い．さらに，Lau ら13） に基づてはまらない（definitely disagree）」の連続変数のス

く 5 因 子 モ デ ル の AIC 値 は 1715.45 で あ り，Baron-

ケールで回答が求められる．50 項目の内，24 項目はCohen ら5） の 3256.83 より低かった．Lau ら13） の 5 因「あてはまる」または「どちらかといえばあてはまる」

子モデルについては，RMSEA 以外のすべての値で，と答えれば，自閉傾向とし，26 項目は「あてはまら

Baron-Cohen ら5）よりも良い適合度を示していた．しない」「どちらかといえばあてはまらない」と答える

かし，本研究のデータとの適合という点では，2 つのと自閉傾向とする逆転項目である．Baron-Cohen ら5），

モデルはともに適合しているといえるような値ではな

若林ら などは，自閉傾向を示すとされる側を選択すい（表 2）．

5）6）

る場合は 1 点，その逆の場合には 0 点を与える 2 件法

2 つのモデルの質問項目の内的整合性を検討するたを用いている．しかし，連続した得点データのほうが，めに，クロンバックの信頼性係数を計算した．Baron-

項目間の相関関係，尺度の信頼性の計算などにおいて，

Cohen ら5）の 5 因子モデルは，全質問項目の信頼性係より適していると考えられるので 7，10-13），本稿では「1・数がα＝.75 であった．下位尺度は，「社会的スキル」

0」の 2 件法を使わず，反転処理後に，「あてはまる」α＝.73，「注意の切り替え」α＝.50，「細部への注意」

を 3 点，「どちらかといえばあてはまる」を 2 点，「どα＝.65，「コミュニケーション」α＝.71，「想像力」α

ちらかといえばあてはまらない」を 1 点，
「あてはま＝.30 となった．Lau ら13） の 5 因子モデルは，全質問らない」を 0 点とする 4 件法を使って，0 点から 3 点

項目の信頼性係数がα＝.78 であり，下位尺度は「社までの連続尺度とした．

交性」α＝.83，「心の察知」α＝.72，「パターン」α＝.54，

4 ．解析方法「細部への注意」α＝.44，「注意の切り替え」α＝.34

理論的に導かれた Baron-Cohen ら の 5 つの下位
5）

表2



であった．Baron-Cohen ら5）の 5 因子モデルでは，「社

本研究の中国語版 AQ における 2 つのモデルの確認的因子分析による適合度
項目数

df

χ2

RMSEA

CFI

GFI

AIC

Baron-Cohen et al.（2001）に基づく 5 因子モデル

50

1170

3046.83＊＊＊

.07

.54

.69

3256.83

Lau, Gau et al.（2013）に基づく 5 因子モデル

35

555

1565.45＊＊＊

.07

.68

.76

1715.45
p＜.001＊＊＊

318

音声言語医学会的スキル」および「コミュニケーション」が，Lau

AGFI の値も .90 で良い適合度を示した．CFI は .88 で，らの 5 因子モデルでは，「社交性」「心の察知」が，.70ある程度高かった．また，RMSEA も .08 で，よく適を超える信頼性係数を示し，ある程度の内的整合性を合していた．標準化推定値（因子負荷量）が，.40 か確保していた．しかし，それ以外の 3 つの下位尺度のら .84 の間で分布している S4，S5，S7，S9，S10 の 5

信頼性係数は低かった．

つの項目を抽出した（図 1）．これらの 5 項目に限定

13）

2 ．代替因子モデルの提案

すれば，適合度も上がると予想される（以下，同様のBaron-Cohen ら で仮定されている 5 因子モデルも

理由）．

5）

Lau ら

13）

が提案した 5 因子モデルも，本研究のデー

タとよく適合しているとはいえなかった．そこで，Baron-Cohen ら5）のオリジナルの 5 因子モデルを基に，「注意の切り替え」の確認的因子分析の結果について，χ2 値は有意であり［χ2（35）＝88.43，p＜.001］，

各下位尺度の確認的因子分析から貢献度の高い項目をモデルがデータに適合しているとはいえない．しかし，
χ2/df は 2.53 で 3 よ り 小 さ く， ま た，GFI は .95，

5 つずつ抽出して，より適合した AQ を提案すること

AGFI の値は .93 で高く，モデルとデータがよく適合にした．5 つの下位尺度で 5 項目の 25 問からなる簡していた．CFI も .85 とある程度高く，RMSEA も .07

易版の質問紙にした理由は，教育や臨床の現場で実用で，よく適合していた．標準化推定値が .39 から .66

的に使うために，5 分から 10 分程度で効率的に測定の間で分布している A3，A5，A6，A8，A10 の 5 項

できる質問紙を作成するためである．

目を抽出した（図 2）．

「社会的スキル」の確認的因子分析の結果について，
χ2 値 は 有 意 で あ り［χ2（35）＝117.64，p＜.001］，「細部への注意」の確認的因子分析の結果について，
χ2 値は有意であり［χ2（35）＝173.43，p＜.001］，また，合しているとはいえない．しかし，GFI は .93 で高く，合しているとはいえない．ただし，GFI の値は .91 で

χ2/df は 3.36 で，3 より大きく，モデルとデータが適

χ2/df は 4.96 で 3 より大きく，モデルがデータに適

社会的スキル

.13
.02

.34

.30

.11

.40

.09

.55

.16

.21
.31

.05

.69
.48

.36

.71

.84

.13

.50

.70

S1

S2

S3

S4

S5

S6

S7

S8

S9

S10

e1

e2

e3

e4

e5

e6

e7

e8

e9

e10

図1 「社会的スキル」の確認的因子分析の結果
2
N＝355， χ（35）=117.64，p＜.001，GFI=.93，AGFI=.90，CFI=.88，
RMSEA=.08

注意の切り替え.34.12.44 －.13

.05
.00

.20

.02

.54

.66
.29

.43

.30
.09

.65 －.28
.42

.39
.08

.15

A1

A2

A3

A4

A5

A6

A7

A8

A9

A10

e1

e2

e3

e4

e5

e6

e7

e8

e9

e10

図 2 「注意の切り替え」の確認的因子分析の結果
2
N＝355， χ（35）=88.43，p＜.001，GFI=.95，AGFI=.93，CFI=.85，
RMSEA=.07

319

Vol. 60 No. 4, 2019. 10

高く，AGFI の値は .86 で，ある程度高かった．さらに，の値は .88 である程度高かった．しかし，CFI は .59，

CFI は .67，RMSEA は .11 でモデルとデータの適合度

RMSEA は .10 であり，モデルとデータが適合していが 良 い と は い え な い． こ の モ デ ル か ら，D1，D2，

ないことを示した．そのうち，標準化推定値の比較的

D3，D4，D9 を抽出した．D5 と D9 の標準化推定値は，高い項目である I1，I2，I6，I7，I10 を抽出した（図 5）．

ともに .45 であるが，小数点第 3 位まで表示すると，

3 ．AQ25 の有効性

D9 は .449 で，D5 の .446 より高いので，D9 を選んだ

図 1-5 に描いた 5 つの下位尺度の確認的因子分析の

（図 3）
．

結果に基づき，それぞれの下位尺度から 5 項目ずつを「コミュニケーション」の確認的因子分析の結果は，
χ2 値は有意であり [χ2（35）＝212.14, p<.001]，また，抽出して 25 項目の質問紙（以下，AQ25 と呼ぶ）を

χ /df は 6.06 で，かなり大きく，モデルがデータに構成した（表 3）．
Baron-Cohen ら5） の 50 項目（以下，AQ50 と呼ぶ）

2

適合しているとはいえない．GFI は .87 である程度高すべての場合と本研究の AQ25 の 25 項目を選んだ場

い が，AGFI は .79 で 高 い と は い え な い． さ ら に，合について内的整合性の信頼性を比較すると，AQ50

CFI は .72，RMSEA は .12 で，モデルとデータが適合

はα＝.75，AQ25 ではα＝.78 であり，.03 の違いではしているとはいえない．標準化推定値が .45 から .70

あるが，より良くなった．下位尺度について，「社会の区間の C2，C4，C6，C7，C9 の 5 つの項目を抽出

的スキル」は，AQ50 の場合はα＝.73，AQ25 の場合した（図 4）．

はα＝.77 で 改 善 さ れ た．「 注 意 の 切 り 替 え 」 は，「想像力」の確認的因子分析の結果について，χ 値
は 有 意 で あ り［χ2（35）＝146.09，p＜.001]， ま た，2χ /df は 4.17 で，3 より大きく，モデルがデータに適AQ50 の場合はα＝.50，AQ25 ではα＝.67 とやはり大きく改善された．
「細部への注意」は，AQ50 ではα＝.65であったが，AQ25 ではα＝.62 と若干下がった．「コ2ミ ュ ニ ケ ー シ ョ ン 」 は AQ50 で はα＝.71 で，AQ25

合しているとはいえない．GFI は .92 で高く，AGFI

細部への注意

.51
.26

.53

.50

.28

.51

.25

.45

.26

.37
.20

.13

.08

.37

.01

.45

.22

.14

.20

.05

D1

D2

D3

D4

D5

D6

D7

D8

D9

D10

e1

e2

e3

e4

e5

e6

e7

e8

e9

e10

図 3 「細部への注意」の確認的因子分析の結果
2
N＝355， χ（35）＝173.43，p＜.001，GFI＝.91，AGFI＝.86，CFI＝.67，
RMSEA＝.11

コミュニケーション

.36
.13

.45

.00

.20

.61

.00

.37

.39

.66
.15

.44

.54
.30

.40

.70
.16

.21
.50

.05

C1

C2

C3

C4

C5

C6

C7

C8

C9

C10

e1

e2

e3

e4

e5

e6

e7

e8

e9

e10

図 4 「コミュニケーション」の確認的因子分析の結果
2
N＝355， χ（35）＝212.14，p＜.001，GFI＝.87，AGFI＝.79，CFI＝.72，
RMSEA＝.12

320

音声言語医学

想像力

.18
.03

.05 －.04

.24
.06

.00

.04

.00

.15
.00

.02

.78 －.25 －.05
.60

.70

.06

.00

.49

I1

I2

I3

I4

I5

I6

I7

I8

I9

I 10

e1

e2

e3

e4

e5

e6

e7

e8

e9

e10

図 5 「想像力」の確認的因子分析の結果
2
N＝355， χ（35）＝146.09，p＜.001，GFI＝.92，AGFI＝.88，CFI＝.59，
RMSEA＝.10
表3

中国語版 AQ25 の質問項目
標準化推定値

質問項目（全被験者数＝355，全質問項目数＝25，α＝0.78）
Ⅰ．社会的スキル（α＝0.77）
48a．我擅长社交（社交的である）．
．
47a．我喜欢结识新朋友（初対面の人と会うことを楽しむ）
44a．我喜欢社交场合（社交的な場面を楽しむ）．
22．我发现很难交到新朋友（新しい友人を作ることが難しい）．
．
15a．我发现，人对我的吸引力要大于事物（物よりも人間のほうに魅力を感じる）
Ⅱ．注意の切り替え（α＝0.67）．
32a．我发现一下子做不止一件事是容易的（同時に 2 つ以上のことを行うのが簡単だ）
37a．即使被干扰，我也能非常迅速地回到我正在干的事情上去（何かに中断されても，はやくそれまでやっていたことに戻ることができる）．
．
25a．日常事务（每天必做的事情）被打搅，我也不会沮丧不安（日課が妨害されても，不安になることはない）
10a．在社交场合中，我能够很容易地跟上各种不同人的对话（社交的な場所で，いろいろな人の会話についていくことが簡単にできる）．
46．新的情况使我焦虑（新しい状況に不安を感じる）．
Ⅲ．詳細への注意（α＝0.62）
6．我经常留意汽车车牌或类似信息的字符串（車のナンバープレートなどの文字列の情報に注目することがよくある）．
5．我经常注意到别人没有注意到的细小声音（他の人が気づかないような小さい物音に気づくことがよくある）．
12．我总是能注意到别人没注意到的细节（他の人が気づかないような細かいことに気づくことがよくある）．
9．我对日期着迷（日付に魅力を感じる）．
（状況や人の外見の小さな変化に気づかないことがよくある）．
30a．我通常不会注意到某场景中，或某人外观上的细微变化
Ⅳ．コミュニケーション（α＝0.73）．
38a．我擅长社交聊天（社交的な会話をするのが得意だ）
31a．如果对方对我所说的话觉得无聊时，我知道该如何继续（自分の話を聞いている相手が退屈しているとき，どう話せばいいのかわかっている）．
26．我经常发现，我不知道要如何继续一段对话（会話をどのように進めればいいのか，わからなくなってしまう場合がよくある）．
33．当我在电话里讲话的时候，我不确定什么时候轮到我说话（電話で話しているとき，自分の発話タイミングがわからないことがある）．
．
17a．我很享受社交性的闲聊（社交的な会話を楽しむ）
Ⅴ．想像力（α＝0.50）
40a．我小的时候，喜欢和其他小朋友一起玩 “ 过家家 ” 等游戏（子供の頃，友達と一緒に ‘ ごっこ遊び ’ をして遊ぶことを楽しんでいた）．
．
50a．我发现和小孩子们一起玩 “ 过家家 ” 等游戏很容易（子供と ‘ ごっこ遊び ’ をして遊ぶのが簡単だ）
8a．读故事的时候，我能够很容易想象出那些人物角色看起来是什么样的（小説等の物語を読んでいるとき，登場人物がどのような人かについて簡単に想像することができる）．
3a．如果我试图去想象一件东西，我发现我的脑海中能够很容易浮现出其画面（何かを想像するとき，その映像を簡単に思い浮かべることができる）．
．
24a．我宁愿去剧院也不愿去博物馆（博物館に行くよりも，劇場のほうが好きだ）


a

—
.85
.70
.69
.57
.38
—
.69
.52
.48
.46
.42
—
.59
.57
.49
.48
.40
—
.85
.63
.57
.52
.37
—
.86
.63
.21
.17
.17

は逆転項目を示す．

321

Vol. 60 No. 4, 2019. 10ではα＝.73 となり，少し改善された．最後に，
「想像力」

40

は，AQ50 ではα＝.30 であったが，AQ25 ではα＝.50と大きく改善された．全体として判断すると，AQ50に比べて，半分の質問項目で，内的整合性を示すクロ
調 査 時 間 で 目 的 を 達 成 で き る と い う 観 点 か ら も，
AQ25 がより有効な自閉症スペクトラム指数を算出す
る心理尺度であるといえよう．
4 ．AQ25 の分布および下位尺度の平均と相関
本研究の中国人 355 名による AQ25 の総合得点の人数

ンバックの信頼性係数が改善されたことは，より短い

N＝355
M＝33.95
SD＝9.55

30

20

10

0

0

20

40

60

分布について，コルモゴロフ・スミルノフ（Kolmog-

AQ 得点

orov-Smirnov）検定で，正規性を検討したところ，自図 6 AQ25 における中国人得点の分布
N は全被験者数，M は平均，SD は標準偏差を示す．

由度は 355 で，値が 0.05 であり，有意確率は 0.03（つまり，3%）となり，5% をやや下回り，完全な正規分
布とはいえなかった．しかし，歪度が 0.18，尖度が 0.17
であり，グラフから判断すると正規分布に近いことが有 意 な 差 は 見 ら れ な か っ た［F（1, 351）＝0.02，ns，わかる．この分布を考えると，健常者の自閉症スペクηp2＝.000］．両変数の交互作用も有意ではなかった［F

トラムを測定するには，AQ25 は有効な尺度であると（1, 351）＝0.05，ns，ηp2＝.000］．
「コミュニケーション」

いえよう（図 6）．

については，大学生の得点が社会人よりも有意に高く

さらに，AQ25 の各下位尺度の得点の平均と標準偏［F（1, 351）＝8.51，p＜.01，ηp2＝.024］，男女差は見ら差について，被験者の属性として，大学生か社会人かれなかった［F（1, 351）＝2.25，ns，ηp2＝.006］．両変の変数と女性か男性かの 2×2 の分散分析を行った．

数の交互作用も有意ではなかった［F（1, 351）＝1.16，

その結果，総合得点については，大学生（M＝36.13）

ns，ηp2＝.003］．「想像力」については，大学生の得と社会人（M＝31.50）については，有意な主効果が点が社会人より高かった［F（1, 351）＝15.90，p＜.001,

見 ら れ た［F（1, 351）＝19.65，p＜.001，ηp2＝.053］．

ηp2＝.043］．また，男性のほうが女性よりも有意に高

しかし，女性（M＝34.12）と男性（M＝33.31）の差

か っ た［F（1, 351）＝34.11，p＜.001，ηp2＝.089］． 両は有意ではなかった［F（1, 351）＝0.65，ns，ηp2＝.002］．

変数の交互作用は見られなかった［F（1, 351）＝0.01，

また，両変数の交互作用も有意ではなかった［F（1,ns，ηp2＝.000］．要約すると，大学生と社会人のグルー351）＝0.43，ns，ηp2＝.001］．したがって，大学生のプ間の差異について，「社会的スキル」「注意の切り替

ほうが社会人よりも自閉傾向が強く，性差は見られなえ」「コミュニケーション」「想像力」は大学生のほういという結果が導かれた．

が高く，「細部への注意」はグループ間の差異が見ら

5 つの下位尺度についても同様の分散分析を行っれなかった．性差については，「社会的スキル」「注意た．「社会的スキル」については，大学生の得点が社の切り替え」は男性よりも女性のほうが高いが，「想会 人 よ り 高 か っ た［F（1, 351）＝7.36，p＜.01，ηp2

像力」は女性より男性のほうが高い．「細部への注意」＝.021］．また，女性のほうが男性よりも有意に高かっと「コミュニケーション」については，性差は見られた［F（1, 351）＝6.80，p＜.05，ηp ＝.019］．両変数のなかった．なお，すべての下位尺度において，グルー

交 互 作 用 は 見 ら れ な か っ た［F（1, 351）＝0.48，ns，

プと性別の交互作用は見られなかった（表 4）．

2

ηp ＝.001］．
「注意の切り替え」については，大学生

AQ25 の 5 つの下位尺度の相互の相関係数について，の得点が社会人より高かった［F（1, 351）＝18.05，p

まず，「社会的スキル」「注意の切り替え」「コミュニケー＜.001，ηp ＝.049］．また，男性よりも女性のほうがション」「想像力」の 4 つの下位尺度には，互いに正高い［F（1, 351）＝10.09，p＜.01，ηp ＝.028］ことがの相関があった．「細部への注意」は，他の 4 つの下わかった．両変数の交互作用は見られなかった［F（1,

位尺度と弱い負の相関が見られた．また，「社会的ス351）＝2.35，ns，ηp ＝.007］．「 細 部 へ の 注 意 」 は，キル」「注意の切り替え」「コミュニケーション」とい大学生と社会人の差は有意ではなかった［F（1, 351）

う 3 つの下位尺度は，互いに高い正の相関を示した（そ＝0.04，ns，ηp ＝.000］．また，男性と女性の得点にれぞれ，r＝.53，r＝.67，r＝.56）．「社会的スキル（社

2

2

2

2

2

322

音声言語医学表4
中国語母語話者の属性
大学生（n＝188）
男性（n＝71）
女性（n＝117）
社会人（n＝167）
男性（n＝73）
女性（n＝94）

AQ25 の平均と標準偏差

社会的
スキル

得点

注意の
切り替え

詳細へ
の注意

コミュニ
ケーション

想像力

36.13（9.70） 6.82（3.48） 7.93（2.89） 7.85（3.00） 7.50（3.27） 6.03（2.69）
35.21（9.32） 6.38（3.37） 7.00（2.95） 7.83（3.05） 6.93（3.24） 7.07（2.72）
36.68（9.93） 7.09（3.54） 8.50（2.71） 7.85（2.98） 7.85（3.25） 5.39（2.47）
31.50（8.77） 5.80（3.45） 6.43（3.07） 7.90（3.12） 6.36（3.32） 5.00（2.78）
31.41（8.81） 5.11（3.40） 6.14（2.88） 7.97（3.10） 6.27（3.33） 5.92（2.99）
31.56（8.78） 6.34（3.41） 6.66（3.21） 7.85（3.15） 6.43（3.32） 4.29（2.39）

N（全体の被験者数）＝355，括弧内は標準偏差

表5
下位尺度

AQ25 の 5 つの下位尺度の相関A

社会的スキル（S）
0.53
注意の切り替え（A）―
詳細への注意（D）
コミュニケーション（C）
想像力（I）

＊＊＊



D

C

I

−0.04
−0.19＊＊＊―

0.67
0.56＊＊＊−0.11＊―＊＊＊

0.27＊＊＊
0.19＊＊＊−0.17＊＊
0.20＊＊＊―

N＝355，＊p＜.05，＊＊p＜.01，＊＊＊p＜.001

交性の欠陥）」と「コミュニケーション（の障害）」は考

自閉性障害の中核的な特徴とされており，この正の高察い相関が見られた．また，「注意の切り替え」が適切

本 研 究 は， 臨 床 例 か ら 理 論 的 に 導 か れ た Baron-にできないという欠陥は，「社会的スキル」および「コCohen ら5）の 5 つの下位尺度からなる 5 因子モデルと，

ミュニケーション」と高い正の相関を示した．ただし，

因子分析から導かれた Lau ら13） の 5 因子モデルのい「想像力」は，これらの 3 つの下位尺度と弱い正の相ずれが適切であるかを，全体的な確認的因子分析のモ関（それぞれ，r＝.27，r＝.19，r＝.20）にとどまった

デル適合度指標から比較検討した．その結果，Lau（表 5）．本研究で報告した下位尺度間の相関係数の傾ら13）の 5 因子モデルは，RMSEA 以外のすべての値で，向は，Kloosterman ら11）の報告とほぼ類似していた．

Baron-Cohen ら5）よりも良い適合度を示していたもの

5 ．AQ25 の再検査信頼性（test-retest reliability）の，本研究のデータとのあてはまりという点では，2

再検査法は，被験者の測定結果が短期間で変化しなつのモデルはともに適合しているとはいえなかった．

いことを確かめるために，一定の期間を空けて，同じ

また，2 つのモデルの全項目のクロンバックの信頼性

被験者に同一のテストを繰り返し実施して，両テスト

係数は，.70 以上に達しているものの，下位尺度別に結果についての相関を調べる方法である．AQ25 の再見るとばらつきが大きく，必ずしも最適なモデルとは

検査信頼性を検討するために，1 ヵ月後に，直接に連いえない．そこで，本研究では，短い時間で効率良く絡が取れた大学生および社会人合計 20 名を対象に，測定でき，より信頼性の高い簡易版の中国語版 AQ

再回答の依頼をした．依頼した時点から回収した時点を提案した．

ま で の 2 日 間 で 15 名（M＝26.09 歳，SD＝2.75 歳 ）Baron-Cohen ら5）のオリジナルの AQ50 は，自閉性が回答した．この内訳は，大学生が 6 名，社会人が 9

障害の 3 つの中核的な症状と自閉症を抱える人々に見名であった．15 名の前後 2 回の得点は，非常に高いられる認知的特異性の臨床の実例から理論的に導かれ相関を示した（n＝15，r＝.85，p＜.001）．被験者数はたものである．本研究では，5 つの下位尺度を基に，少ないが，再検査法でも AQ25 の信頼性が高いこと

確認的因子分析で各下位尺度から貢献度の高い上位 5がわかった．念のために，両テストの結果について，項目を抽出して，質問項目数を 50 から半分の 25 にし対応のあるサンプルの t 検定を行った．その結果，両て，中国語版 AQ25 を提案した．AQ25 は以下の 3 つ

テストに有意な差は見られず［t（14）＝1.20，ns］，測の点で，中国人健常者向けの自閉症スペクトラムの測定結果が安定していることが示された．

定において適切であると考えられる．
第一に，AQ25 は AQ50 の半分の質問項目で構成さ323

Vol. 60 No. 4, 2019. 10

れるものの，内的整合性が改善された．これはより短している22） とも考えられよう．バロン＝コーエン22）

い調査時間で目的を達成できるので，AQ25 は現場の自身が，その著書『共感する女脳，システム化する男

カウンセリングなどの臨床的な使用に有効であろう．

脳 』（2005， 三 宅 訳 ） で， 超 男 性 脳 理 論（extreme

AQ50 の内的整合性について，Baron-Cohen ら は .63

male brain theory）として，自閉症と男女の脳の関係〜.77 までの値を報告した．AQ50 を用いた他の研究を議論している．ただし，Hurst ら21）と同様に，本研は必ずしも良好な下位尺度の内的整合性の信頼性係数

究の中国語版 AQ25 の総合得点では，男女間で有意を示していない．日本人のデータでは，若林ら は .51

な差は見られず，この理論を支持しなかった．

5）

6）

は .36〜.71，金山ら は .36〜.75 と報第三に，AQ25 の下位尺度間の相関について，まず，告した．イギリス人のデータを用いた Austin は .58「社会的スキル」「注意の切り替え」「コミュニケーショ〜.75，
アメリカ人のデータを使用した Hurst ら は .40

ン」「想像力」の 4 つの下位尺度は互いに正の相関を〜.66，
Hurst ら示した．その内，「社会的スキル」「注意の切り替え」「コ〜.78，高橋ら

20）

4）

7）

8）

は .34〜.64 の信頼性係数を報告した．

21）

は .39〜.56 までのミュニケーション」の 3 つの下位尺度間の相関は，特信頼性係数を報告した．これらの信頼性係数から，に高い正の相関を示した．「社会的スキル（社交性のAQ50 のなかで貢献度の低い質問項目が存在すると考欠陥）」と「コミュニケーション（の障害）」は自閉性えられる．本研究の 355 人から得られた AQ25 の下障害の中核的特徴とされており，この高い正の相関は，位尺度の信頼性係数は，.50〜.77 であり，AQ50 の場

相互に強い関係があることを裏づけている．情報源（視合の .30〜.73 に比べ，改善された．特に，下位尺度の覚情報または聴覚情報，物体または行為の変化など）「想像力」の信頼性係数は，AQ50 では .30 だったのにの頻繁かつ急速な変化を伴い，社会的手掛かり（言葉，対し，AQ25 は .50 で，大きく上がった．しかし，そジェスチャー，姿勢など）を理解する能力が要求されれでも他の下位尺度に比べるとまだまだ低い．金山

る9）．しかし，「注意の切り替え」が適切にできないと，

ら4），Hurst ら8），Stewart ら10），Lau ら13），Hurst

社会の情報を把握することが難しくなる23）．そのため，

ら21）などでも，他の下位尺度に比べ，「想像力」の信「注意の切り替え」における欠陥が，「社会的スキル」

頼性係数は低かった．自閉性障害の場合，想像力が制

および「コミュニケーション」の能力を損なうことに限されることが知られているので，先行研究で繰り返

つながり9），高い正の相関が見られたのであろう．しし観察されている「想像力」の内的整合性の低さは，かし，「想像力」は，これらの 3 つの下位尺度と弱い

自己洞察力の欠如を反映している可能性があろう ．

正の相関を示したにすぎない．また，「細部への注意」

また，
本研究では，
わずかに 15 名の被験者ではあるが，は他の下位尺度と弱い負の相関を示した．以上の相関再検査法（2 回の検査）による得点で，高い相関係数

関 係 は，Kloosterman ら11） の 報 告 と 類 似 し て い た．

を示しており，AQ25 は中国人健常者の自閉傾向を測AQ の一部の下位項目は，非臨床者（健常者）の自閉定するのに適していることを示している．

的特徴とは関係がなく，たとえば，「経験に対する開台湾のデータを使用した Lau ら

13）

11）

第二に，355 人の AQ25 の総合得点は，グラフから放性（extraversion, openness to experience）」など，判断すると正規分布に近い．これは，健常者の自閉症

異なる人格次元の特異性を示している可能性がある．

スペクトラムを測定するにおいて AQ25 が有効な尺

そのため，今後，他の心理尺度との判別性を高める必度であることを示しているといえよう．大学生と社会要があろう11）．

人 の 2 つ の グ ル ー プ 間 の 差 に つ い て は， 大 学 生 のAQ25 の総合得点は社会人より高かった．若林ら6）も結語

同じ結果を報告している．大学生のほうが社会人より

AQ は，もともと自閉性障害の中核的症状とされるも得点が高い傾向（つまり，自閉傾向が強い）が認め「社交性の欠陥」「コミュニケーションの障害」「反復られることから，AQ 得点には大学生の青年期特有のした行為と限られた興味」の 3 つと自閉症を抱える

内閉的傾向が反映されている可能性が示唆される ．

人々に見られる認知的特異性の臨床の実例から理論的

6）

さらに，男女差について，Baron-Cohen ら ，若林ら ，に導かれたものである．自閉症を扱う臨床の現場を考Austin ，Hurst ら などは，男性の得点が女性よりえると，因子分析に関する先行研究の因子モデルに一高いことを報告している．これは，男性のほうが女性

貫性がなく，またこれらが十分な臨床的背景をもたなよりも自閉症の発現頻度が高いことを表し5，6），男性

いのであれば，Baron-Cohen ら5）のオリジナルの AQはシステム化，女性は共感化の傾向を示すことと対応モデルを適用するのが最善のアプローチだと思われ

6）

5）

7）

8）

324

音声言語医学る． 中 国 語 版 AQ25 は，Baron-Cohen ら5） の 英 語 版
AQ50 の半数の質問項目であるにもかかわらず，内的整合性および再検査法による信頼性，データの分布，下位尺度の相関などにおいて，有効であることが示された．AQ25 は，中国人健常者向けの自閉症スペクト
ラムの測定において効力を発揮するものと期待される．
利益相反自己申告：申告すべきものなし．
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別刷請求先：〒464-8601 愛知県名古屋市千種区不老町
名古屋大学大学院人文学研究科
李璐