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。

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．

mood swingsを予測する内的状態に関する過剰な信念

Do extreme beliefs about internal states predict mood swings in an analogue sample ?
Dodd, A. L., Mansell, W., Bentall, R. P., & Tai, S.
Cognitive Therapy and Research, 35, 497-504.  (2011).

【Keywords】
Cognitive appraisals, Hypomanic personality, Behavioural activation, Hypomania, Depression


【Introduction】
統合的認知モデル（Mansell et al., 2007）によれば，自身の内的状態に対する，多数の過剰で個人的な信念が，mood swingsとbipolar disorderの発症・維持に重要な役割を果たしている。
こうした信念は，Hypomanic Attitudes & Positive Predictions Inventory（HAPPI; Mansell, 2006）によって評価される。


【Purpose】
本研究の目的は，HAPPI（双極性障害の発症・維持に関わる信念）と内的状態（双極性障害の症状を反映する）との関連について，前方視的に検討することであった。


【Method】
1. 対象者：
　183名の大学生

2. 指標：
　（1）Baseline
　　①Hypomanic Attitudes & Positive Predictions Inventory（HAPPI; Mansell, 2006）
　　②Hypomanic Personality Scale（HYP; Eckblad & Chapman, 1986）
　　③Behavioural Inhibition and Behavioural Activation Scales（BIS/BAS; Carver & White, 1994）
　
　（2）Mood and Behaviour Diary
　　④Internal State Scale（ISS; Bauer et al., 1991）
　　⑤Behaviours Checklist（BC; unpublished pilot set of 41 items）
　　　　―上昇行動，ノーマライジング行動

3. 手続き：
　（1）指標①HAPPI，②HYP，③BIS/BASに回答
　　↓
　（2）その後，連続4日間の15:00，22:00に④ISS，⑤BCに回答

【Results】
1. 相関分析：
HAPPIとISSの下位尺度との間には，有意な相関が見られた。
―ISS活性（r =.60***），ISS葛藤（r =.59***），ISS抑うつ（r =.55***），ISSウェルビーイング活性（r =-.20**）
HAPPIとbehaviorとの間にも，有意な相関が見られた。
―上昇行動（r =.48***），ノーマライジング行動（r =.21**）


2. 階層的重回帰分析：
　1st step：年齢，性別
　2nd step：Time1のISS得点
　3rd step：HYP，BIS/BAS
　4th step：HAPPI


　（1）ISS活性
HAPPIの増分は有意であり（⊿.04**），HAPPIが最も強い予測力を有し（β=.30***），次いでTime1のISS活性（β =.25**）であった。さらに，HYP（β =.24**）も有意な予測要因であった。
　（2）ISS葛藤
HAPPIの増分は有意であり（⊿.03**），全変数を投入した際の最も強い予測変数は，Time1のISS葛藤（β =.40***）であった。次いでHAPPI（β =.25***）の予測力が強かった。
　（3）ISS抑うつ
HAPPIの増分は有意であり（⊿.02**），全変数を投入した際，Time1のISS抑うつ（β =.39***），BIS（β =.13*），HAPPI（β =.18*）は，ISS抑うつに特異的な正の影響を及ぼしていた。BASの報酬反応性（β =-.17*）は，負の予測要因であった。
（4）ISSウェルビーイング
HAPPIの増分は有意ではなかった（⊿.00 n.s.）。最も強い予測要因は，Time1のISSウェルビーイング（β =.64**）であった。Time1のISS活性（β =-.28**）と年齢（β =-.14*）も共に有意で，負の影響が認められた。
　（5）上昇行動
HAPPIの増分は有意であり（⊿.02**），最も強い予測要因は，HYP（β =.25*）であった。次いで，Time1のISS活性（β =.23*）であり，次にHAPPI（β =.21*），年齢（β =-.16*），性別（β =-.17*）であった。年齢，性別を除いて全て正の影響が認められ，男性は女性よりも有意に上昇行動が認められた。
　（6）ノーマライジング行動
HAPPIの増分は有意ではなかった（⊿.00）。Time1のISS活性（β =.25*）とBASの報酬反応性（β =.20*）に，共に有意な正の影響を及ぼしていた。


【Discussion】
・アナログ双極性障害傾向について，認知（HAPPI）が，気分（ISS）や行動（BC）に有意な影響を及ぼしていた。
・双極性障害や気分の揺れを説明する統合的認知モデル（Mansell et al., 2007）を間接的に支持する結果である。


※1：現代の気分障害の診断・治療の問題点の一つは，双極性成分の検出，双極スペクトラムを含めた双極性障害の適切な診断である。本邦でも今後，双極性障害の「認知モデル」が注目されるだろう。


※2：投稿が遅くなり申し訳ありません。これから少しずつアップしていきます。管理者の皆様，閲覧されている皆様，どうぞよろしくお願い致します。

注意制御と不安・抑うつ症状の関連

Self reported attentional control with the Attentional Control Scale: Factor structure and relationship with symptoms of anxiety and depression.

Ólafsson, R. P., Smári, S., Guðmundsdóttir, F., Ólafsdóttir, G., Harðardóttir, H. L., & Einarsson, S. M. (2011).

Journal of Anxiety Disorders Article in press.

【目的】

attentional control scale(ACS)の因子構造，

抑うつ・不安症状との関連を検討。

【方法】

調査協力者：大学生728名

(うち234名が男性，平均年齢24.7歳±6.6)

測定指標

①ACS:注意制御

②HADS：抑うつ・不安症状

【結果】

探索・検証的因子分析の双方で２因子構造

因子１：注意の集中(attentional focusing)

因子２：注意の切り替え(attentional shifting)

(RMSEA=0.059, SRMR=0.53, CFI =0.95)

不安症状の予測 (性別・抑うつを統制)

注意の集中の予測が有意

(β=-.22, p<.001)

抑うつ症状の予測(性別・不安を統制)

注意の切り替えの予測が有意

(β=-.10, p<.01)

反芻と抑うつの関係はエフォートフルコントロールが調整

Temperament and Risk for Depressive Symptoms in Adolescence: Mediation by Rumination and Moderation
by Effortful Control.
Verstraeten, K. & Vasey, M. W., Raes, F. & Bijttebier, P. (2009).

Journal of abnormal Child Psychology, 37, 349-361.

【目的】

青年期の抑うつ症状における快・不快情動性と反芻傾向の役割を検討

仮説：

①不快情動性が高く，快情動性が低く，エフォートフルコントロールが低い

②快・不快情動傾向と抑うつ症状の関係をエフォートフルコントロールが調整する

③反芻は抑うつ症状と関連

④反芻は，不快情動性と抑うつ症状の関係を媒介する

⑤④の媒介関係はエフォートフルコントロールが調整する

横断，縦断の双方で検討

【方法】

調査協力者

time1：304名の7~10th gradeの青年（日本だと小６～高１くらい）

　　　 (女性=179, 平均年齢14.26±1.23)

time2：time1の協力者のうち249名

　　　

測定指標

①PANAS：快(PA)・不快情動性(NA)を測定

②ECS：エフォートフルコントロール(EC)を測定

③BDI-II：抑うつ症状(Dep)を測定

④CRSQ：反芻傾向(rumination)を測定

※縦断的検討のためDepだけ1ヶ月後にも測定

【結果】

横断調査

Time1で抑うつ症状，反芻傾向に性差あり

(症状：t=2.13, p<0.05，反芻：t=2.26, p<0.05)

Time2ではなし

T1の抑うつ症状について階層的回帰

step1：性別，年齢，PA，NA，EC

step2：NA×EC，PA×EC，PA×NA

step3：PA×性別，NA×性別，EC×性別

step4：PA×NA×EC，NA×EC×性別，PA×EC×性別

step5: 性別×年齢

step4までΔR2が有意

性別，年齢，NA, PA, EC, NA×ECが抑うつ症状を有意に予測

(βs=-.15, .09, -.12, .35, -.26, -.16)

NA×性別×ECの交互作用有意（β=.12, p<.05）

男の子のみ、NAと抑うつ症状の関係をECが調整

→NA高くてもEC高いとdep低

PA×性別×ECの交互作用有意（β=-.15, p<.05)

女の子のみ，PAと抑うつ症状の関係をECが調整

→PAが低くても，ECが高いとdep低

縦断調査

T2の抑うつ症状について階層的回帰

step1:年齢，性別，T１の抑うつ症状，NA，PA，EC

step2:NA×EC，PA×EC，NA×PA

step3:PA×性別，NA×性別，EC×性別

step4:NA×PA×EC

step1のみR2の変化が有意

T1の抑うつ症状，PA，ECがT2の抑うつ症状を有意に予測

(βs=.34, -.16, -.12)

いずれの交互作用もT2の抑うつ症状を予測せず

反芻の媒介効果，ECの媒介調整効果

EC低だと，NAとT1抑うつの関係を反芻が有意に媒介

EC高だと，反芻の媒介効果消失

EC低だと，NAとT2抑うつ症状の関係を反芻が有意に媒介

EC高だと，反芻の媒介効果消失

※反芻に直接介入せず，エフォートフルコントロールを高めることで，反芻が抑うつ症状に与える影響は緩衝できる可能性あり。維持要因に対する直接的な介入ではなく，調整変数に対する介入という発想はあり。なぜなら，クライエンに合わせた介入方法の選択肢が広がる。

　

不確実さ不耐性が不安・抑うつ症状を強めるプロセス

Intolerance of uncertainty, worry, and rumination in major depressive disorder and generalized anxiety disorder.
Yook, K., Kim, K. H., Suh, S,Y., & Lee, K. S. (2010).
Journal of Anxiety Disorder, 24, 623-628.

【目的】

不確実さ不耐性と不安・抑うつ症状の関連を心配・反芻が媒介するか検討

【方法】

調査協力者

-GAD，MDDのいずれか，または両者の診断基準を満たす71名

(女性52名，男性19名，平均年齢=38.6歳，SD=11.1)

-他の精神疾患が主診断であるものは除外

調査材料

①HAM-A：不安症状

②HAM-D：抑うつ症状

③IUS：不確実さ不耐性

④PSWQ：心配

⑤RRS：反芻

【結果】

ブートストラップ法による媒介分析

●不安症状

→不確実さ不耐性の直接効果あり (β=.33, p<.01)

→心配が媒介した際の間接効果が有意

　　(不確実さ不耐性→心配：β=.60, p<.01， 心配→不安症状：β=.26，p<.01)

●抑うつ症状

→不確実さ不耐性の直接効果なし

→反芻が媒介した際の間接効果が有意

　　(不確実さ不耐性→反芻：β=.49，p<.01，反芻→抑うつ症状：β=.49，p<.01)

※不確実さ不耐性は心配を介して不安症状に影響を与え，反芻を介して抑うつ症状に影響を与えるというプロセスが示された。

不確実さ不耐性が直接ではなく間接的に抑うつ症状に影響をあたえているという点に納得。反芻は近年うつ病研究の中で，認知的回避という位置づけ。不確実さ不耐性はうつ病の他の回避にも影響を与えそうな予感。CBASを用いて不確実さ不耐性と抑うつ症状と回避行動の関連を見てみたい。

　

情動障害に対する診断横断的な治療の効果

Unified protocol for the transdiagnostic treatment of emotional disorder: Protcol development and initial outcome data.

Ellard, K. K., Fairholme, C. P., Boisseau, C. L., Farchione, T. J., & Barlow, D. H.

Cognitive and Behavioral Practice, 17, 88-101.

【目的】

気分障害・不安障害患者に対する診断横断的な治療プロトコル(UP)を開発し，効果を検証。

研究１

参加者=18名(平均年齢30歳, SD=0.64)

-不安障害・気分障害のいずれかの診断基準を満たす

-少なくとも３か月薬を変更していない者

-主診断：GAD：3名, SAD：4名, OCD：3名, PDA：4名, PTSD：1名, MDD：2名，心気症：1名

-併存疾患：GAD:4名，SAD：4名，OCD：2名, MDD：3名，dysthymia：2名，特定の恐怖症：1名，衝動制御障害：1名

測定指標

①ADIS-IV-L：不安障害・気分障害・身体表現性障害の機能障害，重症度

②BDI-II：抑うつ症状

③BAI：不安症状

④PANAS：快・不快情動性

⑤OCI-R：強迫症状

⑥PDSS-SR：パニック症状

⑦PSWQ:全般性不安症状

⑧SIAS：社交不安症状

⑨WSAS：職業・社会的機能障害

治療構造

個人セッション

1セッション=1時間 (最大15セッションまで）

①感情についての心理教育 (感情の機能的性質のレビューを含む)

②認知的な評価の誤りの変容

③情動回避の防止

④感情によって引き起こされる行動の変容

※恐れる外的，内的，身体的な手がかりに対するエクスポージャーが重要な要素

【結果】

治療前後での効果サイズ (η2p)

-ADIS (重症度評価)：0.51

-BDI：0.29

-BAI：0.38

-不快情動性：0.36

-快情動性：0.17

-機能障害：0.36

→快情動性を除いて，治療前後の得点が有意に減少

症状別の効果サイズ (η2p)

-GAD:0.37

-SAD:0.55

-OCD:0.52

-PDA:0.75

-DEP:0.56

→治療前後の重症度得点が有意に減少したのはSADのみ (F (1, 7)=8.61, p<.05)

→効果が低～中なので，プロトコルの修正が必要

研究２

参加者=12名 (平均年齢=29.73歳，SD=7.11)

-不安・気分障害のいずれかの診断基準を満たす

-少なくとも３か月間薬を変更してないもの

-主診断のうちわけ：GAD：3名, SAD：5名, OCD：3名, PDA：2名, GAD＋広場恐怖：1名，GAD＋SAD：1名

-併存疾患のうちわけ：GAD:3名，SAD：3名，OCD：1名, PDA：2名，MDD：2名，dysthymia：1名，特定の恐怖症：2名，心気症：1名

測定指標

研究１に加えて，２つの構造化面接を追加

HAM-A（不安症状）

HAM-D（抑うつ症状）

強迫症状はOCIからYBOCSに変更

治療構造

１セッション60分（最高18回まで）

治療の変更点

１情動の適応的機能に対する理解と感情体験の観察スキル獲得の促進を強調

　 感情のABCモデルの呈示（先行子→行動反応→反応の結果）

　　怒り，悲しみ，不安を含む感情の適応的機能の定義を入念に教示

　　不快感情によって引き起こされる行動例の補強

２情動に気づく訓練をセッションのはじめの方にやる（セッション６→セッション３）

　感情に対するマインドフルな注意の向け方（いまここで，非判断的）を強調

　 感情増大エクササイズを追加

３認知的再評価は評価の柔軟性を強調

　情動体験前の認知だけじゃなく，情動体験中の認知にも取り組む

　 いかに思考が感情，身体感覚，行動に与えているか強調

４内受容的エクスポージャーの際に，身体感覚の思考・行動への影響を強調

5獲得した感情制御スキルに関するブースターセッションをもうける

【結果】

治療前後での効果サイズ (η2p)

ADIS (重症度評価)：0.70

HAM-A：0.28

HAM-D：0.44

BDI：0.12

BAI：0.42

不快情動性：0.45

快情動性：0.15

機能障害：0.36

→HAM-A，BDI, 快情動性を除いて，治療前後で有意に得点減少

診断別の治療前後での効果サイズ (η2p)

GAD:0.66

SAD:0.69

OCD:0.83

PDA:0.82

DEP:0.70

→抑うつを除いて，各不安症状は有意に減少

治療前からフォローアップでの効果サイズ (η2p)

ADIS (重症度評価)：0.73

HAM-A：0.34

HAM-D：0.58

BDI：0.0.22

BAI：0.31

不快情動性：0.41

快情動性：0.06

機能障害：0.43

→BDI，BAI，快情動性を除いて，治療前からフォローアップにかけて有意に得点減少

治療反応者 (診断基準に満たない)の割合　

治療後

-全体:73%

-GAD:67%

-SAD:67%

-OCD:75%

-PDA:67%

-DEP:75%

-心気症:100％

-特定の恐怖症：50%

6ヶ月後のフォローアップ

-全体:85%

-GAD:80%

-SAD:88%

-OCD:100%

-PDA:75%

-DEP:100%

-心気症:100％

-特定の恐怖症：100%

→改訂版UPは，診断横断的に有効である可能性を示唆。今後，RCTで効果検証する必要あり。

→研究２で治療前後でのBDIの減少が有意でなかったのは，外れ値の影響による可能性 （一人だけ，抑うつ得点が治療後に以上に上がっていた←治療終了前後で一過性の強いストレス経験をした可能性あり。フォローアップでその人のBDIの得点は診断閾下まで下がってた）。

※各指標の分散分析のＦ値，p値は記述してませんので原本をあたって下さい。

※効果サイズを乗せた後の，「→～有意に減少した」というのは，各得点について，時期（治療前・後あるいは治療前・フォローアップ)を要因とする分散分析の結果です。