[PG068] 怒り経験に対する心理教育的介入
Keywords:怒り, 攻撃, 介入
目的
怒り経験に対する心理教育的介入を行う。怒りを経験した際に気晴らしを行う心理教育的介入を実施し，後の攻撃行動であるやつ当たりの低減を試みる。
方法
研究参加者 大学生31人（介入群：女性13人，男性４人，平均年齢18.59歳，SD＝0.62，統制群：女性９人，男性５人，平均年齢18.79歳，SD＝0.58）が研究に参加した。
デザイン ２週間の介入を構成した。介入群には，怒りおよび攻撃行動に関する研究知見を教示し，怒りを経験した際に気晴らしを行うように教示した。気晴らしと攻撃行動に関する評定を，プレテスト（１日目），ポストテスト（７日目），フォローアップテスト（14日目）において実施した。
尺度 （a）気晴らし：気晴らしに従事する程度を1項目（i.e. 趣味など自分の好きなことをして気晴らしをする）で測定した。（b）攻撃：やつ当たりに従事する程度を２項目（e.g. 怒りの対象ではない他の人（家族，友人，先輩や後輩，恋人，など）を叩いたり蹴ったりしてやつ当たりする）で測定した。
結果
気晴らし 気晴らし得点（介入群：プレM＝6.47，SD＝1.77，ポストM＝9.12，SD＝1.05，フォローアップM＝8.71，SD＝1.36，統制群：プレM＝7.00，SD＝2.29，ポストM＝7.79，SD＝2.12フォローアップM＝7.14，SD＝2.32）について，２（介入：介入，統制，研究参加者間要因）×３（時期：プレ，ポスト，フォローアップ，研究参加者内要因）の分散分析を行った結果，交互作用（F (2, 58)＝4.93, p＝.011）が有意だった。介入の単純主効果は，ポスト（F (1, 29)＝5.19, p＝.030, ηG2＝.15, ωG2＝.12）およびフォローアップ（F (1, 29)＝5.48, p＝.026, ηG2＝.16, ωG2＝.13）で有意であり，プレでは有意ではなかった（F (1, 29)＝0.53, p＝.473, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。時期の単純主効果は介入群において有意であり（F (2, 32)＝26.91, p < .001, ηG2＝.41, ωG2＝.39），プレにおける気晴らし得点は，ポストおよびフォローアップより有意に低く，ポストおよびフォローアップの間に有意な差はなかった。時期の単純主効果は，統制群においては有意ではなかった（F (2, 26)＝0.82, p＝.452, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。
攻撃 攻撃得点（介入群：プレM＝6.35，SD＝2.50，ポストM＝3.47，SD＝1.33，フォローアップM＝3.35，SD＝1.27，統制群：プレM＝5.64，SD＝2.82，ポストM＝5.79，SD＝3.19フォローアップM＝6.21，SD＝3.02）について，2（介入：介入，統制，研究参加者間要因）×3（時期：プレ，ポスト，フォローアップ，研究参加者内要因）の分散分析を行った結果，交互作用（F (2, 58)＝15.35, p < .001, Figure 1）が有意だった。介入の単純主効果は，ポスト（F (1, 29)＝7.43, p＝.011, ηG2＝.20, ωG2＝.17）およびフォローアップ（F (1, 29)＝12.64, p＝.001, ηG2＝.30, ωG2＝.27）で有意であり，プレでは有意ではなかった（F (1, 29)＝0.55, p＝.463, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。時期の単純主効果は介入群において有意であり（F (2, 32)＝31.94, p < .001, ηG2＝.39, ωG2＝.37），プレにおける攻撃得点は，ポストおよびフォローアップより有意に低く，ポストおよびフォローアップの間に有意な差はなかった。時期の単純主効果は，統制群においては有意ではなかった（F (2, 26)＝0.55, p＝.582, ηG2＝.01, ωG2＝.00）。
考察
結果は，心理教育的介入の効果を示した。本研究では，気晴らしを用いた介入を行ったが，認知的再評価を用いた介入も有用と考えられる。また，攻撃指標にやつ当たりを用いたが，直接的攻撃を攻撃指標として検討する必要もある。
怒り経験に対する心理教育的介入を行う。怒りを経験した際に気晴らしを行う心理教育的介入を実施し，後の攻撃行動であるやつ当たりの低減を試みる。
方法
研究参加者 大学生31人（介入群：女性13人，男性４人，平均年齢18.59歳，SD＝0.62，統制群：女性９人，男性５人，平均年齢18.79歳，SD＝0.58）が研究に参加した。
デザイン ２週間の介入を構成した。介入群には，怒りおよび攻撃行動に関する研究知見を教示し，怒りを経験した際に気晴らしを行うように教示した。気晴らしと攻撃行動に関する評定を，プレテスト（１日目），ポストテスト（７日目），フォローアップテスト（14日目）において実施した。
尺度 （a）気晴らし：気晴らしに従事する程度を1項目（i.e. 趣味など自分の好きなことをして気晴らしをする）で測定した。（b）攻撃：やつ当たりに従事する程度を２項目（e.g. 怒りの対象ではない他の人（家族，友人，先輩や後輩，恋人，など）を叩いたり蹴ったりしてやつ当たりする）で測定した。
結果
気晴らし 気晴らし得点（介入群：プレM＝6.47，SD＝1.77，ポストM＝9.12，SD＝1.05，フォローアップM＝8.71，SD＝1.36，統制群：プレM＝7.00，SD＝2.29，ポストM＝7.79，SD＝2.12フォローアップM＝7.14，SD＝2.32）について，２（介入：介入，統制，研究参加者間要因）×３（時期：プレ，ポスト，フォローアップ，研究参加者内要因）の分散分析を行った結果，交互作用（F (2, 58)＝4.93, p＝.011）が有意だった。介入の単純主効果は，ポスト（F (1, 29)＝5.19, p＝.030, ηG2＝.15, ωG2＝.12）およびフォローアップ（F (1, 29)＝5.48, p＝.026, ηG2＝.16, ωG2＝.13）で有意であり，プレでは有意ではなかった（F (1, 29)＝0.53, p＝.473, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。時期の単純主効果は介入群において有意であり（F (2, 32)＝26.91, p < .001, ηG2＝.41, ωG2＝.39），プレにおける気晴らし得点は，ポストおよびフォローアップより有意に低く，ポストおよびフォローアップの間に有意な差はなかった。時期の単純主効果は，統制群においては有意ではなかった（F (2, 26)＝0.82, p＝.452, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。
攻撃 攻撃得点（介入群：プレM＝6.35，SD＝2.50，ポストM＝3.47，SD＝1.33，フォローアップM＝3.35，SD＝1.27，統制群：プレM＝5.64，SD＝2.82，ポストM＝5.79，SD＝3.19フォローアップM＝6.21，SD＝3.02）について，2（介入：介入，統制，研究参加者間要因）×3（時期：プレ，ポスト，フォローアップ，研究参加者内要因）の分散分析を行った結果，交互作用（F (2, 58)＝15.35, p < .001, Figure 1）が有意だった。介入の単純主効果は，ポスト（F (1, 29)＝7.43, p＝.011, ηG2＝.20, ωG2＝.17）およびフォローアップ（F (1, 29)＝12.64, p＝.001, ηG2＝.30, ωG2＝.27）で有意であり，プレでは有意ではなかった（F (1, 29)＝0.55, p＝.463, ηG2＝.02, ωG2＝.00）。時期の単純主効果は介入群において有意であり（F (2, 32)＝31.94, p < .001, ηG2＝.39, ωG2＝.37），プレにおける攻撃得点は，ポストおよびフォローアップより有意に低く，ポストおよびフォローアップの間に有意な差はなかった。時期の単純主効果は，統制群においては有意ではなかった（F (2, 26)＝0.55, p＝.582, ηG2＝.01, ωG2＝.00）。
考察
結果は，心理教育的介入の効果を示した。本研究では，気晴らしを用いた介入を行ったが，認知的再評価を用いた介入も有用と考えられる。また，攻撃指標にやつ当たりを用いたが，直接的攻撃を攻撃指標として検討する必要もある。