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人間性心理学研究 2019年，第 37 巻 第１号，57-68.
The Japanese Journal of Humanistic Psychology, 2019, Vol.37, No.1, 57-68.
〔研究論文〕

不安静穏化機能尺度の開発

─因子構造、信頼性、妥当性の検討─
北星学園大学

田澤安弘

香川大学

橋本忠行

❖要約❖
本研究の目的は、社会文化的な理論に基づいた不安静穏化機能を取り上げ、測定尺度を構成するとともに、その特徴を明らかにすることである。調査への回答に同意の得られた大学生 218人を対象にして、質問紙調査を行った。探索的因子分析の結果、不安静穏化機能尺度は、「セル
フトークによる静穏化」因子、「自動的静穏化」因子、「心内化された肯定的な声」因子からなる
3 因子によって構成されることが明らかになった。各因子のα係数はα＝.833 ～ .854、階層因子分析による双因子モデルの適合度は GFI＝.904、AGFI＝.861、CFI＝.945、RMSEA＝.060 であり、信頼性・妥当性とも十分な値が得られた。また、下位尺度得点と総合得点は、STAI の特性不安及び状態不安との間に負の相関関係が（r＝－ .22 ～－ .47）
、不安コントロール感尺度との間に正の相関関係が認められると同時に（r＝.22 ～ .34）、複数のレジリエンス要因から影響を受けることが確認された（β＝.164 ～ .379）。
キーワード：不安静穏化機能、社会文化的理論、発達の最近接領域、信頼性、妥当性

Ⅰ

問題と目的

の理論を取り入れた、教授・学習過程の変化にわれわれはこれまで、教育学の領域で実践さ関する学習者と教師の協働的評価法であり、事れている「ダイナミック・アセスメント（Dynamic

前テスト→介入→事後テストの形式で行われAssessment）」（ 以 下 DA）（Lidz & Elliott, 2007）

る。介入による学習者の変化、つまり測定値のを臨床心理学の領域に、具体的には心理カウン

前後差が ZPD であると考えられ、それは「まセリングのインテーク面接に導入してきた（田だ成熟してはいないが成熟中の過程にある機澤・近田，2018）。それによって一定の成果もあ能、今はまだ萌芽状態にあるけれども明日にはり、インテーク面接の前後に測定されたクライ

成熟するような機能を規定」すると説明されてエントの状態不安の変化が、その後に導入されいる（Vygotsky, 1933）。

たブリーフセラピーによる特性不安の短期的・

われわれは、これまで知的能力や認知機能の中期的な変化と関連することが見出されている領域に限定して使用されてきた ZPD に対して、（田澤・近田，2017；田澤・本田，2017）。

Wells（1999） のように感情を導入して概念的DA は Vygotsky（1933） の「発達の最近接領

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域（zone of proximal development）」（ 以 下 ZPD）

拡張をはかり、不安の DA を行ってきた。しか2019/08/02 14:49

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田澤安弘： 不安静穏化機能尺度の開発

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し、伸びしろとしての ZPD は本来であれば感義し、その測定を目的とした尺度を開発したい。

以上の臨床心理士の２人で作成した。あらかじおよび「特性不安」を測定する尺度であり、い情そのものではなくそれに関連する精神機能やこの尺度は、人格の否定的側面や精神病理でめ想定された三つの構成概念に合致すると思わずれも１因子、20 項目から構成されている。

能力に関わるものであり、測定や予測の対象とはなく、不安静穏化という精神機能の肯定的側れる文章を協議しながら多数考案し、最終的に１～４の４件法で回答を求めた。

なるべきなのは不安ではなく、不安を静穏化す面に着目した尺度である。その意味で、今後ヒ40 項目に絞り込んだ。一つ目は、認知行動療

不 安 の コ ン ト ロ ー ル 感 尺 度（Perceived

る自己調整機能であると考えられる。

ューマニスティックな心理アセスメントの発展

法の分野では Meichenbaum（1977） の自己教

Anxiety Control scale[PAC]）： 城 月 ら（2013） の

自分自身に話しかけるセルフトークによる自に寄与することが期待される。加えて、社会文示訓練にも取り入れられているが、Vygotsky

作成した PAC を用いた。これは不安のコント

己調整機能を測定する尺度は、海外にはいくつ化的なアプローチは、人間性心理学にとって益（1934） や Luria（1961） が論じているセルフト

ロール感を測定する尺度であり、「回避」、「冷も存在しているが、Vygotsky のような社会文するところが大きいと考えられる。たとえば、ークによる自己調整機能である。二つ目は、発静」、「願望」の３因子、全 14 項目から構成さ化的な理論を取り入れたものは少ない。たとえヒューマニスティックな神経心理学の領域で達の過程において母‐子間の情緒的交流のようれている。１～５の５件法で回答を求めた。

ば、Calvete et al.（2005） は認知療法の自動思

は、自己感に関して、発達的に出現する自己にな精神間で社会的に形成された不安静穏化機能

考 の 考 え 方 を も と に Self-Talk Inventory を、対してエネルギーの流れや情報を調節する脳のが心内化して、精神内で自動的に発動するよう

Siegrist（1995）は Duval & Wicklund（1972）の自働きに根ざす、感情、知覚、行動が統合されたに な る 自 己 調 整 機 能（Schore, 1994） で あ る。

X 年 Y 月に、札幌市内の私立大学に通う学

己覚知理論などから Inner Speech Questionnaire

ホ リ ス テ ィ ッ ク な ユ ニ ッ ト で あ る と す る、

三つ目は、
Bakhtin（1963）の「ポリフォニー論」

生 252 人を対象に質問紙調査を行った。調査

３ 実施の手続き

を、Brinthaupt et al.（2009）は Carver & Scheire

Vygotsky（1925） や Luria（2005） の 影 響 が 及に顕著に認められるものであるが、セルフトー

はわれわれ以外の教員が担当する科目の授業時（1998） のメタ・モニタリングなどの多様な理んでいる（Robbins & Gordon, 2015）。また、ク

クによる内的対話を促進するような、心内化し間に実施し、即時回収した。実施には 20 分程論を背景に Self Talk Scale を開発し、Uttel et

ライエントがみずからの体験に触れて深めていて自己に働きかける他者たちの声である。

度を要した。白紙による回答および欠損値のあal.（2011）はそれらの尺度間に相関関係が認めくヒューマニスティックな臨床的アプローチのられたことを報告している。一方、Vygotsky

領域では、Vygotsky が多くの著作の中で言及の理論を取り入れたものとしては、Duncan &している「心的体験（perezhivaniye）」という概

不 安 静 穏 化 機 能 尺 度（Anxiety-Soothing

Cheyne（1999）の Self-Verbalization Questionnaire

念を Vasiluk（1992）が適用し、Gendlin（1982）

Function scale[ASF]）：ASF のオリジナル試作版

がある。
これは、
“I sometimes verbalize my thoughtsの体験過程論を踏まえつつ、体験を一般化・抽は、40 項目から構成されている。教示文を「あwhen I’m working on a difficult problem”のよ

象 化 し よ う と す る 試 み を 行 っ て い る（ 森 岡，なたが普段どう感じているのか、最もよくあて

質問紙配布時に、調査の目的等を説明して無うに、思考を外言化することで自分の行動を調2012）。さらに、社会文化的アプローチの一種

はまる数字を○で囲んでください」とし、「全記名による協力を求めた。調査への協力は自由

整する程度を測定する。また、日本のセルフトであり、「多声性（multivoicedness）」や「多数

くあてはまらない（1）」「あまりあてはまらな

意志によるものであることを期待し、協力の意

ーク研究は、アスリートに関するものが多い。

性（multiplicity）」が特徴の Bakhtin の社会的言い（2）」「どちらとも言えない（3）」「ややあて

志がない場合には白紙で提出してもよいこと、

たとえば有冨・外山（2017）は、競技中に生じ語論（Emerson & Holquist, 1986） は、人間の数

はまる（4）」「非常にあてはまる（5）」の５件

白紙でも不利益を被ることが一切ないことを説る不安に対処するためのセルフトーク（「どんだけ現実世界が存在するという Rogers（1978）

法で回答を求めた。

明した。また、データは数年以内に論文化されどんいこう」など）として機能する「促進的教示」の多元的な世界観と類似しているだけでなく、二次元レジリエンス要因尺度（Bidimensional

る予定であるが、研究目的以外には使用されななどを測定する、スポーツ競技自動思考尺度を

体験過程的な視点から超自我を「声」と呼んだ

Resilience Scale[BRS]）： 平 野（2010） の 作 成 しいこと、厳重に保管されること、結果が公表さ作成している。

り、クライエントの内側にいる人を「その中にた BRS を用いた。これは「資質的レジリエン

れてから 5 年の保管期間を経て適切な方法で処このように、臨床現場において不安を静穏化

い る 人（the person in there）」 と 呼 ぶ Gendlin

ス要因」と「獲得的レジリエンス要因」を測定分されることを保証した。

する機能の DA を今後さらに発展させるために（1996） にも類似しており、Cooper & McLeod

する尺度であり、前者が「楽観性」
、
「統御力」
、

は、社会文化的な理論と整合し、ZPD と関連（2011）の多元的心理療法論や Rowan & Cooper「社交性」、「行動力」の 4 因子、全 12 項目から、づけることのできる尺度を新たに作成すること（1999） の多元的自己論などに影響を及ぼして後者が「問題解決志向」、「自己理解」、「他者心

まず、質問項目を外的基準による基準関連的が不可欠である。このような訳で、本論では社いる。

理の理解」の 3 因子、全 9 項目からそれぞれ方法によって選定してから、探索的因子分析に

会文化的な理論を取り入れ、不安静穏化機能を構成されている。１～５の５件法で回答を求め

よって質問項目の抽出と因子構造の確定を行っ「発達の過程で精神間における他者との社会的た。

た。その後、尺度としての信頼性、妥当性、カ

関わりを通して心内化されたもので、ストレス状況など何らかの要因で昂じた不安を精神内において静穏な方向へと自己調整する機能」と定

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Ⅱ

方

法

１ 質問項目の作成

尺度の質問項目は、筆頭著者と臨床歴 25 年

るデータ 34 人分を全て除外すると、有効回答
２ 質問紙の構成

は 218 人（男性 102 人、女性 116 人）、平均年齢
は 18.53±0.86 歳であった。
４ 倫理的配慮

５ 分析の手続き新 版 STAI 状 態 − 特 性 不 安 検 査（State-Trait

ットオフ値の検討を行った。統計解析は、カッAnxiety Inventory-JYZ[STAI]）：肥田野ら（2000）

ト オ フ 値 に 関 し て は EZR（Kanda, 2013） を、の作成した STAI を用いた。これは「状態不安」

階層因子分析に関しては Amos（version25.0.0）

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を、 そ の 他 に 関 し て は SPSS（version23.0.0.0）

STAI の特性不安得点が 69 パーセンタイル以下

それに加えてレジリエンス要因を利用したのを使用した。

（段階３以下） であり、なおかつ BRS の総合得は、ネガティヴな感情を減弱する感情調整スト

内的整合性を検討するためにα係数を算出し点が 81 点以上である 36 人を抽出した。いずラテジーとレジリエンスとの関連性が指摘されたところ、第１因子でα＝.854、第２因子でれも、30 人程度を目安としたものである。そているからである（Kay, 2016）。

α＝.847、第３因子でα＝.833 であった。また、して、ASF の各質問項目の素点を従属変数と（2）探索的因子分析

尺度全体ではα＝.894 であり、十分な値が得

Ⅲ

結

果

１ 項目分析

する t 検定を行った結果、基準群と対照群の間

残りの 32 項目について探索的因子分析を行（1）基準関連的方法

２ 信頼性の検討られた。

に有意差が認められなかった８項目を除外しった。因子数は、固有値の減衰状態および解釈

STAI の特性不安得点が 70 パーセンタイル以た。なお、質問項目の選定に際しては、分布の可能性より 4 因子構造が妥当であると判断し、３ 妥当性の検討

上（段階４と段階５）であり、なおかつ BRS の

偏りではなく対照群との識別力を重視したため

主因子法プロマックス回転を用いて因子分析を（1）階層因子分析

資質的レジリエンス要因と獲得的レジリエンスに、天井効果および床効果については検討しな行った後、因子負荷量が .40 に満たない６項目

構成概念妥当性、すなわち３因子構造になる

要因を合算した総合得点が 65 点以下である 34

かった。項目分析に特性不安得点を利用したのを削除した上で再度同様の分析を行い、４因子

こと、三つの因子と一般因子から該当する質問人を抽出し、これを基準群とした。対照群はは不安に対する識別力を高めるためであるが、構造が見出された。しかし、第４因子のみその項目がそれぞれ影響を受けること、不安静穏化

他の因子との相関係数が負の値となり、内容的機能から不安が影響を受けることを確認するたにも不安静穏化とは異質な否定的思考を反映す

めに、観測変数としての質問項目、全ての観測

表１

ASF の基本統計量、因子間相関（尺度得点による）平均値（± SD） 因子間相関
第 1 因子17.56 ± 4.85

第 2 因子18.11 ± 4.10

第 3 因子17.83 ± 4.89

総合得点

53.49 ± 11.10

第 2 因子

第 3 因子

総合得点

るようなものであったため、この因子の４項目

変数を説明する一般因子、一部の観測変数を説

.445

.553

.845

を全て削除して改めて３因子構造を想定した因明するグループ因子、外的変数としての STAI

.375

.729

子分析を行った。そして、因子負荷量が .40 にの特性不安得点を投入する二層の階層因子分析

満たない５項目を削除した上で再度同様の分析

を 行 っ た。 そ の 結 果、GFI＝.904、AGFI＝を行った結果、３因子構造が見出された。基本.861、CFI＝.945、RMSEA＝.060 であり、ほぼ統計量と因子間相関は表１に、因子分析の結果

十分なモデル適合度が示された（図）。一般因は表２に、それぞれ示した。なお、全ての下位

子とグループ因子は該当する全ての質問項目に尺度得点と総合得点の平均値に男女差はなかっ

対して正の有意なパスを示し、一般因子は特性た。

不安に対して負の有意なパスを示していた。こ.821
N＝218（男性 102 人、女性 116 人）

表２

不安静穏化機能尺度の因子分析（主因子法、プロマックス回転）の結果

セルフトークによる静穏化（α＝.854）

気持ちがあせっても、大丈夫だよと自分をなだめることができる。
心が揺れて不安定になると、自分を落ち着かせる言葉が自然に思い浮かぶ。
動揺して心臓が動悸を打っても、心の中でリラックスする言葉を繰り返すことができる。
心配事があっても、心の中で安心する言葉をつぶやくことができる。
緊張して呼吸がはやくなっても、リラックスする言葉を自分にかけながら深呼吸することができる。
つらくても、自分になぐさめの言葉をかけて乗り越えることができる。

自動的静穏化（α＝.847）

ムッとすることが起こっても、しばらくすると気持ちが自然と切り替わっている。
気分が落ち込むような出来事が起こっても、しばらくして気がつくと回復している。
気分が高ぶったとしても、時間がたてば自然に落ち着いている。
気持ちが傷ついたとしても、時間がたてば元気になれる。
どんなに気分が落ち込んだとしても、２～３日あれば元気を取り戻すことができる。

心内化された肯定的な声（α＝.833）

これまでお世話になった人たちが、心の中で温かく見守っているような感じがする。
生きていることがつらくても、私の内面には自分を支えてくれる人たちの励ましの声が響いている。
私の内面には、心あたたまる人たちの声が響いている。
私の心の中には、力を与えてくれるような優しい声が響いている。
私の心の中には、まるで安全感を与える誰かが存在しているかのようで、それによってしっかりと守られている感じがする。
私はこれまで出会った人たちに勇気と愛情を与えられ、それによって生かされている。

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因子 1

因子 2

因子 3

.881
.771
.757
.651
.577

－ .009－ .037－ .048.168.032－ .149－ .018.102－ .042－ .002

.523

.003

.110

.017
－ .039－ .075
.116
.058

.777
.761
.736
.690
.600

－ .024.057.024－ .010.021－ .142.071.014－ .076.789.764－ .106
.302
.118

.048
－ .066
.016

.644
.604
.601

－ .032.145.499

第１因子は、「気持ちがあせっても、大丈夫の結果から、ASF には二層の双因子モデルがだよと自分をなだめることができる」など、不適合し、観測変数として用いた全ての質問項目

安を低減して自己調整をはかるために精神内でが三つのグループ因子と一般因子によって説明

自分自身に話しかけるセルフトークを反映したされること、一般因子としての不安静穏化機能

６項目によって構成されており、「セルフトーが特性不安に対して負の影響を及ぼすことが確

クによる静穏化」
因子と命名した。第２因子は、認された。

「気分が落ち込むような出来事が起こっても、（2）相関分析

しばらくして気がつくと回復している」など、基準関連妥当性を検討するために、STAI の本人の意志的な努力なしに自動的に感情調整が「特性不安」及び「状態不安」、PAC の総合得行われることを反映した 5 項目によって構成さ点及び各下位尺度得点との相関係数を算出した

れており、「自動的静穏化」因子と命名した。

（表３）。

第３因子は、「私の内面には、心あたたまる人

STAI の「特性不安」との間には、ASF の総たちの声が響いている」など、生きていくうえ

合得点と第２因子の間に中程度の負の相関が（pでの根本的な安心感・安全感を与えるような心＜.01）、第１因子と第３因子の間に弱い負の相内化された肯定的他者たちの声を反映した６項関が（p＜.01）、「状態不安」との間には、第２目によって構成されており、「心内化された肯因 子 と の 間 に 中 程 度 の 負 の 相 関 が（p＜.01）、

定的な声」因子と命名した。

総合得点、第１因子及び第３因子との間に弱い

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表４

BRS による ASF の重回帰分析
レジリエンス要因ー .51
不安静穏化機能特性不安

第 1 因子
第 2 因子

.32

.32

.37

Ｆ ３ ＃ ６.54

.59

Ｆ ３ ＃ ５.53

.78

Ｆ ３ ＃ ４.64

.32

Ｆ ３ ＃ ３.50

.56

Ｆ ３ ＃ ２

.61

.63

.36

Ｆ ３ ＃ １.40

Ｆ ２ ＃ ５.69

.43

Ｆ ２ ＃ ４.30

Ｆ ２ ＃ ３

.68

.36

.36

Ｆ ２ ＃ ２.39

Ｆ ２ ＃ １

.23

.48

Ｆ １ ＃ ６.35

.55

Ｆ １ ＃ ５.16

.60

Ｆ １ ＃ ４.82

.83

Ｆ １ ＃ ３.45

.49

Ｆ １ ＃ ２Ｆ １ ＃ １

.58

63

田澤安弘： 不安静穏化機能尺度の開発

楽観性

統御力

社交性

行動力

問題解決志向

自己理解

他者心理の理解

β

β

β

β

β

β

β

r

r

r

r

r

r

r

.225***.336***.416**.475**.254**.372**.361**.128.415**.286**.272**.221**.311**

.121

.165*

.295***.213**.378**.313**.393**.315**.030.225***.290***.429**.480**.349**.417**.167**.304*.379***

総合得点.45.262**.202**

第 3 因子Adjusted R2.203**.164**.114.226**.340**.173**.411**.204***.270**.354***.364*****p＜.001, **p＜.01, *p＜.05, Adjusted R2：調整済み決定係数，β：標準偏回帰係数，r：相関係数

表５
第 1 因子
セルフトークによる静穏化

第 3 因子心内化された肯定的な声

第 2 因子自動的静穏化

誤差はすべて省略した。GFI＝.904、AGFI＝.861、CFI＝.945、RMSEA＝.060

図

不安静穏化機能尺度の階層因子分析

表３

ASF、STAI、PAC の相関

特性不安

状態不安

総合得点（PAC） 回避（PAC） 冷静（PAC） 願望（PAC）

第 1 因子－ .348**－ .238**.332**.289**.373**.041

第 2 因子－ .417**－ .469**.253**.235**.312**－ .045

第 3 因子－ .331**－ .217**.223**.256**.200**－ .021

総合得点－ .452*－ .373**.337**.326**.366**－ .008**p＜.01

負の相関が（p＜.01）、それぞれ認められた。
PAC の総合得点、「回避」「冷静」との間には、、

正確度の各種指標

総合得点の閾値

52

特異度

0.562

感度

0.941

AUC(95% CI)

0.816(0.715−0.917)

陽性的中率

13.9%

陰性的中率

99.2%

陽性結果の尤度比2.15

陰性結果の尤度比0.11

特性不安得点を 93 パーセンタイル以上に設定

Ⅳ

考

察

１ 信頼性と構成概念妥当性

探索的因子分析を行ったところ ASF は最初４因子に収束したが、質問項目作成の段階で想定していた三つの構成概念とは異なる１因子が見出されたため、それを削除して再度因子分析を行った結果として３因子構造になった。試行
錯誤的な確定であったが、各信頼性係数は一定の基準を満たしており、十分な内的整合性が確する ASF の識別能や予測能など各種の正確度認された。また、
階層因子分析を行ったところ、の検討を行った（表５）。ASF の総合得点によ該当する質問項目が一般因子とグループ因子にって、STAI の特性不安得点が 93 パーセンタイ

より説明される二層の双因子モデルが適合した

ル以上である高不安の協力者を識別し得るよう上に、特性不安が一般因子によって影響を受けに、ROC（受信者動作特性試験） 曲線を用いてることが理解された。よって、尺度全体が測定＜.01） によって、第２因子は「楽観性」（p＜

感度と特異度の和が最大になる閾値を求めた。

する構成概念とそれが不安に及ぼす直接的影響.001）、「他者心理の理解」（ p＜.01） によって、

その結果、総合得点の閾値は素点で 52 点（以下）が明確化されたことにより、不安静穏化機能と呼び得る構成概念の妥当性が確認された。

ASF の総合得点及び全ての因子間にそれぞれ

第 ３ 因 子 は「 社 交 性 」（p＜.05）、「 行 動 力 」となり、感度が 0.941、特異度が 0.562、AUC

弱い正の相関が認められたが（p＜.01）、「願望」（p＜.001）（p＜.01）によって、「他者心理の理解」、（ROC 曲線下面積）が 0.816 と示された。さらに、

しかし、図に示したが、グループ因子のパスとの間には認められなかった。

総 合 得 点 は「 楽 観 性 」（p＜.001）、「 統 御 力 」

総合得点による特性不安得点の的中率は、93

係数の値が一般因子のそれより大きい質問項目（3）重回帰分析（p＜.001）、「問題解決志向」（p＜.01）、「他者心パーセンタイル以上の高不安者に対応するようが、第１因子では 1/6 個、第２因子では 5/5 個、理の理解」（p＜.01） によって、それぞれ説明にテスト前確率（有病率）を 7%、感度を 0.94、第３因子では 3/6 個ある。これは、相対的にそされることが示された。

特異度を 0.56 として解析すると、陽性的中率の質問項目が、尺度全体によって測定される構が 13.9%、 陰 性 的 中 率 が 99.2% と 示 さ れ た。

成概念の影響よりもグループ因子固有の影響を

陽性結果の尤度比は 2.15、陰性結果の尤度比反映していることを意味する。この点は、構成

は 0.11 であった。

概念妥当性の構造的側面として望ましくないとさらに基準関連妥当性を確認するために、ASF を目的変数、BRS を説明変数として、ス
テップワイズ法による重回帰分析を行った（表４）。その結果、（p
第１因子は BRS の「楽観性」（p＜.001）（p＜.001）、「統御力」「問題解決志向」、

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４ カットオフ値の検討

カットオフ値を決定するために、高不安に対2019/08/02 14:49

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人間性心理学研究 Vol.37, No.1

されており（坂本，2015）、ASF のひとつの限2019

田澤安弘： 不安静穏化機能尺度の開発

65

心理の理解」「問題解決志向」の順に影響の度の場合には高不安がないことを識別するため

ASF を目的変数、BRS を説明変数として重合いが高いことが確認された。心理的な傷つきに、あるいは非高不安者を識別するために非常回帰分析を行ったところ、ASF の総合得点とから立ち直る回復力として、「統御力」と「楽に有用であるということである。結論として、

２ 基準関連妥当性

全ての下位尺度について、レジリエンス要因に観性」は資質的レジリエンス要因、「他者心理

ASF の総合得点が 52 点以上の場合には不安静（1）STAI との関連性よる影響が確認された。決定係数の数値が十分の理解」と「問題解決志向」は獲得的レジリエ

穏化機能が十分に働いており、極端に高い不安

STAI の特性不安と中程度の負の相関が認めではないので（調整済み R2＝.204 ～ 354）、予測

ンス要因に含まれる。その意味で、総合得点はの存在が否定される可能性が強いと言えるであられたのは、ASF の総合得点と第２因子だけを目的としてβを使用することはできないが、資質的及び獲得的レジリエンス要因の双方からろう。

であった。一般因子としての不安静穏化機能が

BRS が ASF に及ぼす影響の検討を目的とした影響を受けるものの、どちらかと言えば後天的高いほど特性不安が低いことが認められたの使用は可能である。

に身つけていきやすい獲得的な要因よりも、持界になるであろう。

（3）BRS との関連性

Ⅴ おわりにって生まれた気質と関連の強い資質的な要因ので、双因子モデルに照らすと、尺度としての基第１因子の「セルフトークによる静穏化」は、準関連妥当性が確認されたと言えるであろう。

BRS の「統御力」
、
「楽観性」
、
「問題解決志向」

ただし、第１因子と第３因子に十分な相関が認の順に影響の度合いが高いことが確認された。

められなかったことは尺度の性格から言って不因子負荷量が一番高い項目である ｢気持ちがあ

自然なことであるので、今後さらに不安との関

せっても、大丈夫だよと自分をなだめることが臨床検査としての基準範囲は、一般的に健常

妥当性が明らかになり、診断学的には高不安者

連性を検討する必要がある。以上の結果を踏まできる｣ を例にとると、自分を統御する力、楽者の 95% が入る測定値の区間として設定され、の除外診断に関わる識別能に優れた、一定水準

えると、ASF で測定される不安静穏化機能は、観的な姿勢、そして問題を積極的に解決しよう

それが測定値の位置づけを、つまり健常か否かの精度を持つ尺度が構成された。

現時点では各下位尺度を合計した総合得点に限とする意志が背景にあって、不安が喚起されるを判断する基準になる。この場合には、尺度自

今後の課題としては、まず基準関連妥当性のって用いることが有用であると考えられる。

と、「大丈夫だよ」という自分をなだめるため

体の t 得点やパーセンタイルなどの内的基準が再吟味を行う必要がある。その他にも、交差妥のセルフトークに対して促進的な影響を及ぼす

使用される。これに対して臨床判断値は、特定当性、弁別妥当性、再検査信頼性、因子ごとのようである。

の病理の診断などに関して、測定値を用いて判構成概念妥当性の検討や、ZPD の測定結果にまた、状態不安は双因子モデルには組み込まれていないが、第２因子との間にのみ中程度の影響を受けると言えるのかもしれない。

本研究の目的は、社会文化的な理論と整合す
る不安静穏化機能を測定する尺度を作成するこ

３ カットオフ値とであった。結果として、因子構造、信頼性、負の相関が認められ、「自動的静穏化」機能が第２因子の「自動的静穏化」は、BRS の「楽定する際の基準となる。カットオフ値は、臨床基づく変化の予測可能性の検討など、順次行っ

高いほど状態不安が低いことが理解された。今

観性」、「他者心理の理解」の順に影響の度合い

判断値の中では診断閾値として理解される値でていくつもりである。

回測定された状態不安は、大学の授業時間内にが高いことが確認された。不安の静穏化が自動ある。本論では、性格特性的な不安に対する識調査目的で質問紙が配布されたときのものであ的に行われるとすれば、一見してそこには何も別能を重視したために、不安静穏化機能それ自る。今後、不安喚起場面を実験的に設定するな

生じていないように感じられるのかもしれない

体の基準範囲ではなく、特性不安の測定値を外どして、状態不安の高低と ASF の総合得点及が、自動的であることの背景には楽観的姿勢や的基準とする臨床判断値を求めることにした。

び各下位尺度との関連性について精査する必要

他者に対する理解及び受容があって、それらのASF の総合得点のカットオフ値は、数量的があるように思われる。

影響が及んでいるようである。

な意味で臨床的介入の対象となるであろう特性

第３因子の「心内化された肯定的な声」は、

不安得点 93 パーセンタイル以上の協力者を識ASF の総合得点及び各下位尺度と、PAC の

BRS の「行動力」、「他者心理の理解」、「社交性」

別するポイントを検討し、結果としてその閾値

総合得点、「回避」、「冷静」との間にそれぞれの順に影響の度合いが高いことが確認された。

は 52 点となった。診断学的な確定診断と除外

弱い正の相関が認められたが、「願望」との間

しかし、今回はその他の因子と合わせてこの因診断の視点からこの尺度の診断特性を判断するには認められなかった。いずれにせよこの結果

子も目的変数として検討したものの、因果性のと、感度 0.941、陰性結果の尤度比 0.11、陰性

から、ASF と PAC は、不安をコントロールす方向が真逆になる可能性も否定できない。つま的中率 99.2% という数値からは除外診断におる自己調整機能としては質的に異なる領域を測り、心内化された声に支えられることによって、いて極めて有用であるものの、特異度 0.562、

定するものと考えられる。おそらく不安に対す

社交性や行動力が促進されると考えるのが自然

陽性結果の尤度比 2.15、陽性的中率 13.9% とる対処行動それ自体と、不安のコントロール感であるように思われるのである。これも今後のいう数値からは確定診断のために使用することという対処行動への評価、という違いがあるの検討課題としたい。

はできないことが理解される。つまり、カット（2）PAC との関連性だろう。今後、PAC 以外の感情調整系尺度と最後に、総合得点についてである。この総合

オフ値を 52 点（以下） に設定しても高不安者の関連性について、改めて検討する必要がある。

得点は、BRS の「統御力」、「楽観性」、「他者を識別するには実用的ではないが、52 点（以上）

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付記
質問項目のオリジナル試作版を作成する段階で、ト
ポス心理療法オフィスの近田佳江先生の協力を得た。
厚くお礼申し上げます。また、調査のためにお世話になった北星学園大学非常勤講師渡辺舞先生と、ご協力いただいた学生の皆様に感謝いたします。ありがとうございました。

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人間性心理学研究 Vol.37, No.1

2019

ABSTRACT

Development of an Anxiety-Soothing Function Scale:
Factor Structure, Reliability and Validity
TAZAWA, Yasuhiro

HASHIMOTO, Tadayuki

Hokusei Gakuen University

Kagawa University

The purpose of this study was to develop a scale to measure anxiety-soothing functions (ASF)
based on sociocultural theory and to clarify the characteristics of the scale. A questionnaire survey
was conducted with undergraduate students (n=218) who had agreed to participate in the survey.
Exploratory factor analysis revealed that the ASF scale consisted of three factors: relieving anxiety
through self-talk; automatic reduction of anxiety; and internalized positive voice. The Cronbach’s αcoefficients of the respective factors were 0.833 to 0.854. The goodness of fit of the bifactor model
identified using hierarchical factor analysis showed that GFI=0.904, AGFI=0.861, CFI=0.945 and
RMSEA=0.060. These values proved reliability and validity of the ASF scale. Subscale score andtotal score of the ASF scale were negatively correlated (r=-0.22 to -0.47) with trait anxiety and stateanxiety based on the State-Trait Anxiety Inventory (STAI)-JYZ and positively correlated (r=0.22 to0.34) with the Perceived Anxiety Control (PAC) scale, and revealed that scores were influenced bymultiple resilience factors (β=0.164 to 0.379).

Key Words
anxiety-soothing functions, sociocultural theory, zone of proximal development, reliability, validity

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