先端教育研究実践センター年報, 2022, 22, 61-66 報告｜大学院生プロジェクト型研究

大学院生プロジェクト型研究・研究成果報告書
研究代表者： 鴨志田 冴子 （臨床心理学コース）■研究題目

森田療法における「思考の矛盾」状態の形成に関わる要因についての研究―児童期の生活スタイルと親の養育態度に着目して―■研究代表者・分担者 氏名
鴨志田 冴子（臨床心理学コース・博士課程後期 2 年）（代表者）
臼井 梨紗（臨床心理学コース・博士課程前期 2 年）
佐藤 嘉紀（臨床心理学コース・博士課程前期 2 年）
春山 蘭乃（臨床心理学コース・博士課程前期 1 年）
藤原 成深（臨床心理学コース・博士課程前期 1 年）
■研究成果概要（目的、実施内容、結果、今後の課題など）

問題と目的
臨床場面において，不登校，不安神経症，うつ病，慢性疼痛や過敏性腸症候群などを含む身体表現性障害など様々な状態の背景に，気分や思考へのとらわれなどを特徴とする森田神経質が観察されることが多い。しかし，森田神経質のメカニズムや介入研究は行われているものの，どのような環境が森田神経質を形成しやすいのかについて明らかでない。そこで本研究では，森田神経質の形成要因として，児童期における生活，及び主たる養育者からの養育態度との関連を検討する。対象として，児童期の中でも，小学校高学年時（5－6 年生時）を設定する。併せて，児童期における親の養育態度及び森田神経質と，現在の精神身体的健康との関連についても調査を行う。

方法1）調査時期
2）調査対象者

2022 年 2 月 初旬
大学生 193 名のうち，増田ら（2019）の操作チェックにより質が低いと評価された 10 名，小学 5 年生時について想起できなかったと回答した 4 名を除いた合計 179 名（男性 67 名，女性 112 名： M =24.5， SD =7.5）を分析対象とした。

3）調査手続き

第一報告者が Web 調査会社を介したアンケート調査の配布，及び第二，第三，第四報告者によるスノーボールサンプリングを実施した。アンケートを実施する上で，回答における自由意志，個人情報の管理，回答によって生じた心理的な問題

先端教育研究実践センター年報

第 22 号に対する相談機関の紹介について説明し，同意を得た。なお，本研究は東北大学大学院教育学研究科倫理審査委員会による承認を受けている（ID：21-1-066）。

4）質問紙①フェイスシート：性別，年齢，職業，身体疾患の有無，身体疾患が先天性か否か，身体疾患の病名，精神疾患の有無，精神疾患名，家族との同居の有無，家族構成，兄弟の有無，兄弟において何番目か，に関する項目を設定した。
②日常生活関連要因項目（Living Relation Factors：以下，LRF）（小橋川，2002）小橋川（2002）により児童用日常生活行動尺度（IDLB-C）作成時に使用された，具体的な日常生活関連要因（Living Relation Factors：LRF）の 18 項目を使用した。（1）睡眠（2）遊びの形態（3）習い事（4）人間関係（5）食事（6）運動の意識の 6 つの要因から構成される。本調査では，小学校高学年時と教示し，回答を求めた。
③主たる養育者に関する確認項目

小学校高学年時における主たる養育者について，①

母，②父，③祖母，④祖父，⑤その他，から回答を求める。
④認知された親の養育態度尺度（瀧・小川内，2013）瀧・小川内（2013）により作成された認知された親の養育態度尺度を用いた。これは，鈴木ら（1985）が開発した親の養育態度尺度の回答形式を，子ども側から尋ねる形で瀧・小川内（2013）が変更した尺度である。
「統制的かかわり」「受容的子ども中心的かかわり」「責任回避的かかわり」の 3
因子 21 項目，5 件法である。本調査では，小学校高学年時の主たる養育者と教示し，回答を求めた。
⑤あるがまま・とらわれ尺度（辻ら，2009）森田神経質の評価尺度であり，「思考へのとらわれ」「気分へのとらわれ」「症状克服へのとらわれ」「あるがまま」の 4 因子について，18 項目 5 件法で回答を求める。
⑥General Health Quosstionair 30 日本語版（以下，GHQ30）（ 中川・大坊，1985）Goldbergにより作成されたものを中川・大坊（1985）により日本語訳されたものである。身体・精神的健康の評価尺度であり，「この数週間の健康状態」について，30 項目の回答を求める。
⑦とらわれ思考への困り感項目

現在のとらわれ思考への困り度合いの評価項目とした。「あなたは，今まで何かの不安にとらわれたり，それによってやらなければならないことが出来ないなどの生活上の支障について，どの程度困っていますか」という教示に対し，「1=全く困っていない」～「7=非常に困っている」として 7 件法で回答を求めた。
⑧Web 調査の質に関する質問項目（増田ら，2019）Web 調査の質を確認する項目として，増田ら（2019）の IMC 条件を用いた。

5）分析方法

統計的解析には IBM SPSS Statistics 28 および IBM SPSS AMOS 27 を使用した。基礎変数については，年齢に加え「女性ダミー（男性=0，女性=1）」，「身体－62－

森田療法における「思考の矛盾」状態の形成に関わる要因についての研究疾患ダミー（ない=0，ある=1）」，「兄弟ダミー（いない=0，いる=1）」の 3 変数を作成した。LRF（小橋川，2002）は各項目の点数を用いた。認知された親の養育態度尺度（瀧・小川内，2013），あるがまま・とらわれ尺度（辻ら，2009），GHQ30（中川・大坊，1985）
においては，各因子の合成得点を用いた。次に，IBM SPSS Statistics 28 を用いて，あるがまま・とらわれ尺度の各因子を従属変数，基礎変数，LRF，養育態度を独立変数とした重回帰分析（ステップワイズ法）を行った。次に，IBM SPSS AMOS 27 を用いて，養育態度の各因子を独立変数，あるがまま・とらわれ尺度の各因子，GHQ30 の各因子を従属変数とした共分散構造分析を行った。

結果
対象者の基礎変数に関する度数分布表を Table1 に示す。各尺度の記述統計は本報告書では割愛する。
Table 1．対象者の記述統計

変数

N =179%

変数

性別

N =179%

⾝体疾患の有無

男性

6737%

有95%

⼥性

11263%

無17095%

年齢

精神疾患の有無

10代

137%

有106%

20代

14380%

無16994%

30代

116%

40代63%

有14983%50代

53%

無3017%

60代以上

11%

兄弟の有無

1－1．思考へのとらわれを予測する重回帰分析
ダミー変数化した個人に纏わる基礎変数，LRF の各項目，養育態度の各因子を独立変数，あるがまま・とらわれ尺度の思考へのとらわれ因子の合計得点を従属変数としたス
テップワイズ法による重回帰分析を行った。結果，Step1 において女性ダミーの R 2 値が有意であった（ β =.180，p< .05）。Step2 において女性ダミー（ β =.173，p< .05），兄弟の数（ β =-.165，p< .05）の R 2 値が有意であった。Step3 において女性ダミー（ β =.163，p< .05），兄弟の数（ β =-.152，p< .05），友人の数（ β=-.148，p< .05）の R 2 値が有意であった（Table2）。

－63－先端教育研究実践センター年報

第 22 号

Table 2．思考へのとらわれを予測する重回帰分析結果

Step1

⼥性ダミー

R2

Step2

R95%CI下限95%CI上限

0.180*

0.315

3.038

0.027*
⼥性ダミー

0.173*

0.265

2.959

兄弟の数

-0.165*-2.102-0.137

R2

Step3

β0.049*⼥性ダミー

0.163*

0.186

2.862

兄弟の数

-0.152*-2.011-0.056

友⼈の数-0.148*-1.898-0.02620.065**p< .05，**p< .01，***p< .001

1－2．気分へのとらわれを予測する重回帰分析
ダミー変数化した個人に纏わる基礎変数，LRF の各項目，養育態度の各因子を独立変数，あるがまま・とらわれ尺度の気分へのとらわれ因子の合計得点を従属変数としたステップワイズ法による重回帰分析を行った。結果，Step1 において兄弟の数の R 2値が有意であった（ β =-.170， p< .05）。Step2 において兄弟の数（ β =-.178， p< .05），統制的関わり（ β =.156， p< .05）の R 2 値が有意であった。Step3 において兄弟の数（ β =-.189， p< .05），統制的関わり（ β =.213， p< .01），年齢（ β =-.192， p< .05）の R 2値が有意であった（Table3）。

Table 3．気分へのとらわれを予測する重回帰分析結果

Step1

兄弟の数

R2

Step2

R

R295%CI下限95%CI上限-0.170*-1.617-0.1200.023*
兄弟の数-0.178*-1.651-0.167

統制的関わり0.156*

0.005

0.137

2

Step3

β0.042*
兄弟の数-0.189*-1.699-0.235

統制的関わり0.213**

0.029

0.164

年齢-0.192*-0.156-0.0200.071**p< .05，**p< .01，***p< .001

1－3．症状克服へのとらわれを予測する重回帰分析
ダミー変数化した個人に纏わる基礎変数，LRF の各項目，養育態度の各因子を独立－64－森田療法における「思考の矛盾」状態の形成に関わる要因についての研究

変数，あるがまま・とらわれ尺度の症状克服へのとらわれ因子の合計得点を従属変数としたステップワイズ法による重回帰分析を行った。結果，Step1 において，受容的子ども中心的関わりにおいて R 2 値が有意であった（ β =.208， p< .01）。次に，Step2 において，受容的子ども中心的関わり（ β =.199， p< .01），運動に対する自信（ β =.175，p< .05）において R 2 値が有意であった（Table4）。児童期に養育者が受容的子ども中心的関わりである程，本人に運動に対する自信があるほど，症状克服へのとらわれを予測することが示された。

Table 4．症状克服へのとらわれを予測する重回帰分析

Step1

β95%CI下限

95%CI上限

受容的⼦ども中⼼的関わり.243**.041.160

2.054**

受容的⼦ども中⼼的関わり.199**.022.144

運動に対する⾃信.175*.081.912

R

Step2

R

2.077**p< .05，**p< .01，***p<. 001

1－4．あるがままを予測する重回帰分析
ダミー変数化した個人に纏わる基礎変数，LRF の各項目，養育態度の各因子を独立変数，あるがまま・とらわれ尺度のあるがまま因子の合計得点を従属変数としたステップワイズ法による重回帰分析を行った。結果，Step1 として受容的子ども中心関わりにおいて R 2 値が有意であった（ β =.319， p< .001）（Table5）。次に，Step2 として受容的子ども中心的関わり（ β =.312， p< .001），責任回避的関わりにおいて R 2 値が有意であった（ β =.168， p< .05）。児童期に養育者が受容的子ども中心的関わりである程，責任回避的関わりである程，あるがままを予測することが示された。

Table 5．あるがままを予測する重回帰分析

Step1

β95%CI下限

95%CI上限

受容的⼦ども中⼼的関わり.319***.071.182

2.097***

受容的⼦ども中⼼的関わり.312***.069.179

責任回避的関わり.168*.025

.260

R

Step2

R2.120**p< .05，**p< .01，***p<. 001

２．養育態度，あるがまま・とらわれ性格と身体症状の関連モデルを検討するために，認知された親の養育態度尺度，あるがまま・とらわれ尺度，GHQ30 の各因子間相関を検討した。本報告書では相関分析結果の提示は割愛する。相－65－

先端教育研究実践センター年報

第 22 号関が仮定された項目間のパスのみを残し，適合度を検討した。
相関が仮定された項目間のみにパスを引いたモデルを用い，共分散構造分析を行った
ところ，適合度は良好であった（ χ 2 =65.0， p< .01，df =35，CFI=.950，RMSEA=.069，SRMR=.076）。
結果，統制的関わりから気分へのとらわれに対し正の影響がみられた（ β =.14，p< .05）。
次に，気分へのとらわれは，（A）一般疾患傾向（ β =.21，p< .01），（B）身体症状（ β =.17，p< .05），（C）睡眠障害（ β =.16， p< .05），（E）不安と気分変調（ β =.33， p< .001）に対し正の影響がみられた。その他，受容的子ども中心的関わりは症状克服へのとらわれ（ β =.24， p< .001），あるがまま（ β =.32， p< .001）に正の影響を与えた。最後に，あるがままは身体症状や不安に対し負の影響を与えていた。報告書の様式の都合上，モデルの Figure 及び身体・精神的症状に負の影響がみられたパスの報告は割愛する。

考察
本研究では森田神経質の形成要因として，児童期における生活，及び主たる養育者からの養育態度との関連について検討を行った。
結果，森田神経質の中でも「思考へのとらわれ」については，女性であるほど，兄弟の数が少ないほど，友人の数が少ないほど，強くなることが示された。
「気分へのとらわれ」については，兄弟の数が少ないほど，児童期の養育態度が統制的な関わりであるほど，年齢が若いほど，強くなることが示された。
「症状克服へのとらわれ」は児童期に親が受容的子供中心的関わりであるほど，本人が運動に対する自信があるほど，強くなることが示された。
「あるがまま」は児童期に親が受容的子供中心的関わりであるほど，責任回避的関わりであるほど，強くなることが示された。
最後に，養育態度，森田神経質，精神・身体的健康の関連を検討したところ，児童期における統制的関わりが気分へのとらわれに影響し，一般疾患傾向や身体症状，睡眠障害や不安と気分変調に繋がることが示された。
以上から，森田神経質性格は養育態度だけでなく，児童期における兄弟や友人の数，運動への自信などにも影響を受けることが示された。特に，親の統制的関わりは，森田神経質の中でも精神・身体症状に通ずる気分へのとらわれを形成する恐れがあるために，留意することが求められる。

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