抑うつにおける気分と反すうとの相互作用

The interaction of mood and rumination in depression: Effects on mood maintenance and mood-congruent autobiographical memory.
Wisco, B. E., & Nolen-Hoeksema, S.
Journal of Rational-Emotive Cognitive-Behavior Therapy, 27, 144–159.  (2009).

【Purpose】

1. 抑うつ者は，反すう前にポジティブ気分誘導を受けると，ネガティブな記憶の想起が少なくなるか？

2. 非抑うつ者は，反すう前にネガティブ気分誘導を受けると，ネガティブな記憶の想起が多くなるのか？

3. 反すう前のポジティブ気分誘導は，抑うつ者における反すう後のネガティブ気分の悪化に対して緩衝効果を有するか？

4. 抑うつ者は，記憶想起の手がかり（Positive, Negative, Neutral）の情動価にかかわらず，ネガティブな記憶を想起するのか？

5. 非抑うつ者は，記憶想起の手がかりの情動価に応じた記憶を想起するのか？

【Method】

1. 対象者：
・抑うつ者（BDI≧16点）：Positive気分誘導群20名，Negative気分誘導群20名
・非抑うつ者（BDI≦9点）：Positive気分誘導群22名，Negative気分誘導群21名

2. 気分指標：PANAS-X

3. 気分の誘導：映像による気分誘導

4. 反すうの誘導：イメージ課題と称して，8分間，自分自身の感情，今の感情の原因や結果に注目するよう教示（Nolen-Hoeksema & Morrow, 1993）

5. 記憶課題：Autobiographical Memory Task。“Hopeless”，“bread”，“happy”（Jones et al., 1999）などのNegative，Neutral，Positiveという3種類の情動価の手がかり語によって，自伝的記憶を想起させた。手かがり語は合計18個使用し，18の記憶を抽出した。
抽出された記憶は，2名の独立評定者によって，Negative度を7件法で評定してもらった。

6. 手続き：
　①PANAS-X回答（baseline）
　　↓
　②映像視聴（気分誘導：Positive or Negative）
　　↓
　③PANAS-X回答（気分誘導後）
　　↓
　④反すうの誘導
　　↓
　⑤PANAS-X（反すう誘導後）
　　↓
　⑥自伝的記憶課題
　　↓
　⑦PANAS-X（記憶課題後）

【Results & Discussion】
1. 気分:
群（抑うつ・非抑うつ）×条件（Positive気分誘導・Negative気分誘導）×測定段階（baseline，気分誘導後，反すう誘導後，記憶課題後）の3要因ANOVAを実施
　→　条件に応じた気分の変化が見られるも，反すう誘導によってbaselineの水準に戻る。
　→　記憶課題による気分変化は見られない。

2. 記憶：
群（抑うつ・非抑うつ）×条件（Positive気分誘導・Negative気分誘導）×手がかり語の情動価（Positive，Negative，Neutral）の3要因ANOVAを実施
　→　手がかり語の主効果が有意・・・Negative＞Positive，Neutral
　→　群の主効果が有意・・・抑うつ者＞非抑うつ者
　→　条件の主効果は見られず。

※まとめると・・・

1. 抑うつ者は，反すう前にポジティブ気分誘導を受けると，ネガティブな記憶の想起が少なくなるか？　→　×

2. 非抑うつ者は，反すう前にネガティブ気分誘導を受けると，ネガティブな記憶の想起が多くなるのか？　→　×

3. 反すう前のポジティブ気分誘導は，抑うつ者における反すう後のネガティブ気分の悪化に対して緩衝効果を有するか？　→　△

4. 抑うつ者は，記憶想起の手がかり（Positive, Negative, Neutral）の情動価にかかわらず，ネガティブな記憶を想起するのか？　→　○

5. 非抑うつ者は，記憶想起の手がかりの情動価に応じた記憶を想起するのか？　→　○

• 抑うつ状態は，Negative mood，Negative memoryを予測する。
• 記憶のNegative度における（特性的な）depressive moodの効果は，手がかり語の情動価にかかわらず確認された。
• 特性的な抑うつ状態は，手がかり語の感受性に影響しない。
• 先行研究では，情動経験は反すうの効果に作用することが示されているが（Morrow & Nolen-Hoeksema, 1990; Rusting & Nolen-Hoeksema, 1998），本研究の結果は，抑うつ者における慢性的な抑うつ気分の経験が，一時的な情動経験よりも，気分や記憶に与える影響が大きいことを示唆している。

双極性障害患者に対するマインドフルネス認知療法

さて…，話題沸騰中の双極性障害関連を一つ。
双極性障害でなければ，軽く素通りするところかもしれませんが，是非。


CNS Neuroscience & Therapeutics, 00, 1-9, 2011
Mindfulness-based cognitive therapy for nonremitted patients with bipolar disorder
Deckersbach, T., Holzel, K. B., Eisner, R. L., Stange, P. J., Peckham, D. A., Dougherty, D. D., Rauch, L. S., Lazar, S., & Nierenberg, A. A.


【目　的】
MBCTが双極性障害患者の気分症状や認知的変数の減少に効果的かどうかを検討。


【方　法】
双極性Ⅰ型(9名：男性2名)orⅡ型(3名：男性1名)障害の診断基準(by M.I.N.I.)を満たす12名が参加。
包括基準
(1)研究開始前の1ヶ月間で少なくとも3日/Wの残遺抑うつ症状があり，
(2)全くor少ない残遺躁症状(YMRS<12)で,
(3)スクリーニング前の1ヶ月間にDSM-IVの大うつ病エピソードor軽躁病and躁病エピソードがなく，
(4)継続した投薬を行なっている。
除外基準
(1)自殺念慮，
(2)DSM-IVで統合失調症，統合失調性感情障害，妄想性障害，精神病性障害，特定不能の大うつ病性障害，
(3)少なくとも12ヶ月以内のアルコールを含む物質依存障害，
(4)未治療の甲状腺機能低下，
(5)参加前6ヶ月以内に電気痙攣療法を受けている，
(6)過去４週間の器質性精神障害や治療参加に影響するほどの神経学的・医学的疾患。


最終的に2名がドロップアウトしたので，10名(男性2名，平均年齢=38.7±9.5歳)が分析対象。
9名が何かしらの薬物療法を行なっている。
4名がGAD，2名がPD，2名がOCD，1名がPTSDを併存。
2名がアルコール依存，1名がアルコール依存とアンフェタミン依存の既往歴。


【測定指標】
FFMQ
HAM-D
YMRS(Young Mania Rating Scale)：残遺躁症状の重症度
PSWQ
RSQ(Response Style Questionnaire)：抑うつ症状に対する反応スタイル(反芻，気ぞらし，問題解決)
ERS(Emotional Reactivity Scale)：情動感受性，強さ，持続性
ASRS(Adult ADHD Self-Report Scale)
CPAS(Clinical Positive Affective Scale)：個人が経験するポジティブ感情
PWBS
LIFE-RIFT(Longitudinal Interval Follow-up Evaluation-Range of Impaired Functioning Tool)：心理社会的な機能


【手続き】※この論文はここが重要だと自分は考えています。
MBCTは，3ヶ月間毎週120分の集団療法で実施。


CBTの治療構成要素として，気分のモニタリング，問題解決，bipolarについての心理教育，気分症状のマネジメントのためのemergency planが含まれた。問題解決は，デイリーハッスルや生活での障害物への対処を学ぶために実施(これがないと，HWでのマインドフルネスなどの実施が困難になり，治療のドロップアウトを引き起こしかねないためとのこと)。


マインドフルネスには，ボディスキャン，坐瞑想，ルーチンで行われるマインドフルネス，loving kindness瞑想，gentle yogaが含まれた。


S1-12：毎日の変動する気分のモニタリング
S2-3：気分状態の悪化のサインの特定や悪化していく気分状態に対するemergency planの作成(できるだけ気分状態の変動を減らすための刺激統制や行動計画or気分状態の悪化の引き金と関連する感覚，思考，感情へのマインドフルネス)
S3-7：抑うつ，反芻，不安，焦燥，イライラの悪循環についての心理教育をグループで受けディスカッション
S4-12：感情についての心理教育に伴い，それぞれの感情や思考に対するマインドフルネス
S1-4：フォーマルなマインドフルネスエクササイズが実施(ボディスキャンとか坐瞑想とか)+HW，日常生活でのマインドフルネスエクササイズ促進のために携帯のアラームでお知らせなどが用いられた。
S7-12：自己に対する思いやり(self-compassion)，満足できる活動，上記の活動に対するマインドフルネスに焦点を当てて行われた。
S7-12：思いやりのあるセルフコーチングが導入(S7)←loving kindness瞑想で取り入れられた。また，日常生活における自己鎮静(self-soothing)活動やその活動に対するマインドフルネス。
S12：再発予防についての心理教育と学習したスキルの復習。


【結　果】※ここは，ある程度想定の範囲内の変化。
参加者の特徴：双極性障害のはじまりは，21.9±12.2歳。


治療効果：平均セッション参加数は，8.5±1.6回。


マインドフルネス：ANOVA(ITT解析)の結果から，Observe, Nonjudge, Nonreactは治療前後で有意に得点が上昇し，3ヵ月後のフォローアップで得点の有意な増加は認められなかった。


抑うつ症状と躁症状：残遺抑うつ症状は治療後に減少し，フォローアップ時に有意な増加は認められなかったが，躁症状は治療前後，フォローアップ時に有意な変化は認められなかった。


反芻や心配：治療前後で，反芻思考と心配は減少し，フォローアップ時に有意な増加は認められなかった。


情動制御：治療前後で有意な得点の増加が認められた。


注意：ASRSの注意困難において，治療前後で得点に有意な減少が認めれ，フォローアップ時には有意な変化は認められなかった。


PWBS，ポジティブ感情，心理社会的機能：すべて治療前後で期待される方向に変化し，フォローアップでは有意な変化は認められなかった。


⇒治療後において，MBCTの効果はマインドフルネスを上昇させ，反芻思考や心配を減少し，抑うつ症状の改善およびポジティブ感情や心理社会的機能の改善を示し，治療後‐フォローアップ間でそれらが衰退することはなかった。躁症状に対してのみMBCTの効果は認められなかった。


【感　想】
気分の変動＝波ととらえると，衝動の波に対処する依存症に対するマインドフルネスト少し似ている部分もあるのかな。もっと様々な治療効果研究を概観していって，bipolarに特化した治療構成要素を知りたいね。あと状態像がまだまだ勉強不足だし，そこらへんも抑えていきたいね。
HWの困難さってところは，bipolarの方々の特徴でもあるのかな。結構その点をきっちりと治療で抑えていくという印象もうけた。

GADにおけるコミットメントの低下

【目的】
全般性不安障害(GAD)は，他の不安障害や薬物依存より生活の質が低い。ACTの発想に基づくGADに対する行動療法では，体験の回避を病理の中核に据えており，心配によって価値に基づく行動の遂行(コミットメント)が阻害されていることを想定している。GADとコミットメントの関連について調査．

【方法】
対象者


　GAD患者50名，健常成人41名
　（両群の年齢，性別，人種の割合はマッチング）


測定指標


　①PSWQ(心配の過剰さ）
　②ACS(感情への恐れ)
　③AAQ(体験の回避）
　④VLQ（コミットメント)
　⑤QOLI(生活の質）

【結果】
GADとVLQ

　＞GAD群は健常成人群よりVLQが低い (F(1, 56)=12.32, p=.001, η2p =.18)

　＞ちなみに，GAD群では，女性より男性の方がVLQ低い


VLQと他の指標の関連(GAD群)

　＞VLQはQOLI(r=.65)，AAQ(-.46), ACS(-.41)と有意な相関

  ＞性別を統制するとVLQとACSの関連は消失

　＞VLQとPSWQは有意な関連なし

VLQのQOLIに対する予測力(ＧＡＤ群)
　
　＞性別(β=.36)，GADの重症度(β=-.30)，ACS(β=n.s.)，AAQ(β=-.35)を統制しても，
　　 VLQはQOLIを有意に予測(β=.28)

ACTに基づく行動療法によるVLQの変化

　＞GAD群の行動療法終了後のVLQは開始前のVLQより有意に高い。
　　 が，その効果はあまり高くない(F(1, 56)=4.55,p=.04, η2p=.07)

　＞Jacobsonの公式でVLQのカットオフ値を算出(57.26)
     行動療法終了後にVLQのカットオフ値を上回った のは40%．

　＞少なくとも行動療法終了直後では，ACTに基づく行動療法は
　　 VLQの改善に対し高い効果があるとは言えない．


※価値に関するちゃんとした量的研究は貴重。

※VLQがGAD群で低いのに，PSWQと相関がないのが興味深い．
　 やはり，症状と価値やウェルビーンなどポジティブ系は別軸．なのか．

※介入によってコミットメントの改善が十分示されなかったのは，
　 研究のデザインの問題かもしれないが，
　 ACTに基づく行動療法がコミットメント改善に最適ではない可能性もあり．
 　(ここでやってる行動療法とACT本体に若干のずれがあるのは否めないが．)



　 　

　　　　　

簡単なマインドフルネス練習の喫煙に対する効果 for Swedish college smokers

私自身久々のUPですが，良い子のみんなは元気だったかい?
さて…


Psychology of Addictive Behaviors, 2009, 23, 666-671.
Surfing the Urge: Brief Mindfulness-based intervention for college student smokers.
Bowen, S., & Marlatt, A.




【目的】
簡単なマインドフルネスの訓練がネガティブ感情，喫煙関連衝動，喫煙行動に与える影響の検討。


【方法】
参加者
123名(男性90名，女性33名，平均年齢=20.33名)の大学生が無作為に2群に割り付けられた。参加者は18歳以上で，喫煙者で，喫煙をやめるor減らすことに関心はあるが，最近禁煙プログラムに参加するといったことはない。


アセスメント指標
アセスメントは8回実施：①実験前，②－⑤キューエクスポージャーの4stageの各セッション，⑥実験後，⑦実験24時間後，⑧実験7日後。
The Smoking and Quitting History questionnaire(Shadel & Shiffman, 2005)：過去１年間の禁煙・喫煙歴
Fagerstrom Test for Nichotine Dependence-Revised(Heatherton, 1991)：喫煙週間と依存度
PANAS：ネガティブ感情とポジティブ感情
The short form of the Questionnaire of Smoking Urges(QSU-brief; Cox et al., 2001)：喫煙衝動
喫煙行動：喫煙数など


手続き(実験は約1時間半)
参加者は，実験前の12時間は喫煙を控えるよう指示された(80.3%の参加者が少なくとも12時間(平均17.20±13.19時間)の禁煙を行なっていた)。


キューエクスポージャー(CE)(各stage4-6分実施)：
①タバコをバックから取り出して，袋を開けるよう指示
②自分の前にある机の上にタバコをおく
③口にタバコをくわえる
④タバコに火をつけずに，タバコにライターをくっつける。


CE実施後に，両群とも喫煙関連衝動のアセスメント(2-3分)を行う。


統制群：衝動に対処するため普段使用しているテクニックを使うよう指示。CE中通じて，今まで用いてきたテクニックを使うよう繰り返し支持される。


マインドフルネス群：価値判断することなく，意図的に現在ある感情，感覚，思考をアクセプトするよう指示される。また，思考等を変えようor取り除こうとするのではなく，しっかりと注意を払うよう指示される。最後に，〝urge surfing〟の教示(衝動の強さの変動に乗る→衝動を波ととらえ、衝動と戦うor屈するというよりもむしろ，この波が自然に満ち引きを繰り返すように，波乗りをすることをイメージする)が与えられる。


【結果】
操作チェック：衝動の主効果が有意→キューエクスポージャによって衝動が増加した。
一方で，衝動に対する群の主効果は有意ではない。


7日後のフォローアップ時において，喫煙数/日に与える治療の主効果は有意で，マインドフルネス群はベースラインと比較して－1.55本，統制群は－.53本であった。事後検定から，マインドフルネス群では治療前と7日後の間で喫煙数が減少したが，統制群ではそうでもなかった。Moderated Regression analysisの結果，マインドフルネス群への参加(衝動に対する捉え方を変えること)は，ネガティブ感情と衝動の間の関係を抑える


※簡単なマインドフルネスの訓練+キューエクスポージャーによって，喫煙行動を変化できる可能性。


依存症(DSM-Vでは嗜癖および関連障害に変更されることになっている)関連で頻出する〝urge surfing〟をよく用いるが，ここで書いてあるのはあくまで簡単な紹介です。詳しく知りたい方はMarlatt, G.A. (1994). Addiction, mindfulness, and acceptance. In S.C. Hayes, N.S. Jacobson, V.M. Follette, & MJ. Dougher (Eds.), Acceptance and change: Content and context in psychotherapy (pp. 175-197). Reno, NV: Context Press.に。

行動抑制と不安・抑うつの関係を注意制御が調整する

Behavioral inhibition and attentional control in adolescents: Robust relationships with anxiety and depression. 

Sportel, B. E., Nauta, M. H., de Hullu, E., de Jong, P. J., & Hartman, C. A.  (2011). Journal of Child and Family Studies, 20, 149-156.

【目　的】

行動抑制(behavioral Inhibition:BI)と注意制御(Attentional Control:AC)は内在化系問題(うつ・不安症状)の発生と関連．行動抑制は刺激に対する反応性に関する気質，注意制御は刺激に対する反応を制御する気質．行動抑制が強くても，注意制御が高ければ，行動抑制が不安・抑うつ症状に与えるネガティブな影響が緩衝されるかも．行動抑制と不安・抑うつ症状の関係に対する注意制御の調整効果を検討．不安症状全般と診断基準別の不安症状とうつ症状で検討。

【方　法】

調査対象者：児童1803名(男性：813名，女性993名，平均年齢=13.6±.66)

質問紙：

①不安・抑うつ症状：Revised Child Anxiety and Depression Scale (RCADS)

②行動抑制：BIS/BASのBIS尺度

③注意制御：Effortful Control Scaleのattentional control(AC)尺度

【結　果】

階層的重回帰分析にて，BISとACの交互作用を検討．

目的変数：RCADSの合計得点，下位尺度得点(全般性不安，社交不安，分離不安，パニック障害，強迫性障害，大うつ病性障害). 

説明変数：ステップ1→性別，BIS, AC，

　　　　　　 ステップ2→BIS×ACの交互作用項

合計得点とすべての下位尺度でBIS(β=.24~.59, p<.001)とAC(β=-.19~-.41, p<.001)の主効果あり．

BISの予測力は社交不安→分離不安→全般性不安→パニック→強迫→うつの順で小さくなる．

ACの予測力はうつ→強迫=パニック→社交不安＝全般性不安→分離不安の順で小さくなる．

合計得点とすべての下位尺度でBISとACの交互作用有意 (β=-.08~.14, p<.001)．

ACが低くBISが高いと抑うつ・不安症状が強い．

ACが高いとBISが高くても抑うつ・不安症状が低い．

ACの調整効果あり．

健康に対する破局的評価と健康不安の関係を不確実さ不耐性が調整する

【目的】

健康不安の認知行動モデルでは，身体症状等の破局的評価（e.g., 重篤な病気にかかっているに違いない！）が健康不安の中核的な維持要因と考えられている。また，認知行動モデルでは，不確実さ不耐性も健康不安の維持プロセスの一端を担っていることが指摘されている。しかし，これまでの先行研究では，不確実さ不耐性と健康不安の関連は単相関で示されているのみで，不確実さ不耐性が維持プロセスにおいてどのような役割を果たしているのか不明瞭。恐らく，理論的には不確実さ不耐性は，破局的評価と健康不安の関係を調整するはず。そこで，破局的評価と不確実さ不耐性と健康不安の３者の関係を検討。

【方法】

調査協力者：大学生428名（女性63.8%，平均年齢19.4歳）

※調査時点で身体疾患があるものは分析から除外

測定指標：

①SOS（身体感覚の破局的評価）

②IUS（不確実さ不耐性）

③SHAI（健康不安）

【結果】

身体症状に対する破局的評価(r=.15)と不確実さ不耐性(r=.59)は健康不安を有意に予測 (p<.01)

身体症状に対する破局的評価と不確実さ不耐性の交互作用項は健康不安を有意に予測 (ΔＲ2乗=.01, p<.05)

不確実さ不耐性が高いと健康不安が高い

不確実さ不耐性が高く，破局的評価が高いと健康不安がさらに高い

破局的評価が高くても，不確実さ不耐性が低いと健康不安は高くない

不確実さ不耐性の下位尺度ごとに検討すると，不確実さによって全てがだめになるという信念を反映する因子のみ，破局的評価と有意な交互作用あり（p<.05)

交互作用のパターンも不確実さ不耐性の合計得点で検討した時と同様のパターン。

※不確実さ不耐性は身体症状に対する破局的評価と健康不安の関係を調整する変数。この調整効果は，不確実さ不耐性の中でも，不確実さによってすべてが台無しになるという強い考えに由来する。

OCDとGADの注意コントロール

Attentional control in OCD and GAD: Specificity and associations with core

cognitive symptoms

Thomas Armstrong*, David H. Zald, Bunmi O. Olatunji

Behaviour Research and Therapy xxx (2011) 1-7

OCDの強迫観念、GADの心配を特徴とする。

両障害は共通して、反芻も持つ。

注意の制御（の不足）は、

これらの過剰な認知プロセス（強迫，心配、反芻）に共通して関連しそうだねという話。

【方法】

参加者　88名（OCD患者30名、GAD29名、非臨床群(NCC)29名）

尺度　SCID-1，GADQ-Ⅳ, Y-BOCS,

注意制御　(ACS: Derryberry & Reed, 2002)

強迫(OCI-R)、心配(PSWQ)、反芻(RRQ)

　　　　不安(STAI-T)

【結果】

１）ANOVAの結果

OCD群, GAD群はNCC群よりも注意制御が不足。

OCD群とGAD群は有意差なし。

OCD群、GAD群、NCC群よりも強迫、心配、反芻が高い。

OCDはGADよりも強迫が高いが、心配、反芻は有意差なし(p<.10)。

２）相関

GAD群では、心配が、注意のFocus(r=-.54)、Shift(r=-.48)と関連。

OCD群では、強迫、心配、反芻ともに注意制御は有意差なし。

NCC群では、反芻が、Focus(r=-.56)と関連。

３）特性不安による媒介

STAIを統制すると、ACS-totalとPSWQの関連は消える(β=-.56⇒-.26)。

ACS→STAI(r=-.57)→PSWQ(r=.53)

【考察】

GADとOCDの関係は、心配のレベルでは区別できない。

しかし、心配と注意制御の関連によって、区別される。

不安は心配を駆り立てる。注意制御は不安の制御に有益である。

一方で、OCDは注意よりも、習慣形成の障害によるものらしい。

OCDやGADで反芻が高いのは、注意制御が原因ではない（抑うつとの併存のせい？）。

※以前、yoshitakeさんが紹介してくれた「注意制御と不安・抑うつ症状の関連」

　とも繋がる話題。

　ちなみに、僕の研究でも、健常者では注意制御と心配はダイレクトな関係はないです。

　臨床群のみで相関が見られるのはすごく興味深いですが、

　僕の研究の前提を崩す結果なのかもしれない。。。