目撃場面の持続時間の記憶 −遅延時間の効果−

目撃場面の持続時間の記憶
−遅延時間の効果−
キーワード：目撃場面、時間評価、情動的ストレス、記憶量
行動システム専攻
松本
はじめに
目撃場面のように情動的ストレスが喚起される出来事
亜紀
知覚は緊張覚醒のみを高めることが明らかにされている
（Matthews, Jones, and Chamberlain, 1990 ;大上ら，
の持続時間は実際の時間よりも長く評価されることがこ
2001）
。
れまでの研究から一貫して示されてきている（Loftus,
再認テスト
Schooler, Boone, and Kline, 1987）
。しかし、これまで
項目の質問からなる再認記憶テストを使用した。質問項
の研究では情動的ストレスを喚起しない日常場面の時間
目は、フェイズ 1 とフェイズ 3 は情動・統制共通の内容
評価との比較がなされていないため、この過大評価が目
であり、フェイズ 2 のみが異なっている。フェイズ 1 に
撃場面特有の現象であるとは言い切れない。また、目撃
関する質問は 8 問、フェイズ 2 に関する質問は 6 問、フ
場面の中で情動的ストレスを強く喚起される場面は一部
ェイズ 3 に関する質問は 4 問であった。この質問紙は 4
分だけであるにも関わらず、これまでの研究では情動的
つの選択肢の中から該当すると思われる 1 つを選ぶ強制
ストレスが喚起される場面と喚起されない場面が区別さ
選択方式であった。
れずに時間評価の実験が行なわれてきた。本研究の目的
手続き
は目撃場面の時間評価を日常場面と比較しながら、情動
動・統制どちらかのビデオを見た。再度気分チェックリ
的ストレスが時間評価に及ぼす影響を明らかにすること
ストに回答しビデオの持続時間の時間評価を行った。時
である。また、時間評価と記憶量との関係も検討する。
間評価は常用時間単位を用いて行われた。その後再認テ
ビデオの内容の記憶量を測定するため、18
被験者は気分チェックリストに回答した後、情
ストが行なわれた。
実験１
目撃場面の時間評価と日常場面の時間評価を比較し、
結果と考察
情動的覚醒の評価
緊張覚醒とエネルギー覚醒について
持続時間の過大評価は目撃場面に特有な現象なのかどう
ビデオ視聴前とビデオ視聴後の評定平均値を、情動ビデ
かを検討した。
オを見た群（情動群）と統制ビデオを見た群（統制群）
方法
に分けて算出した。まず緊張覚醒について JUMACL の
被験者
九州工業大学の男子学生と九州大学の男子学生
29 名
刺激ビデオ
回答時期（視聴前・視聴後）×ビデオの種類（情動・統
制）の 2 要因分散分析を行ったところ、緊張覚醒度は情
目撃記憶の研究に用いられているビデオ
動群においてビデオ視聴前に比べビデオ視聴後に有意に
（大上・箱田・大沼・守川，2001）を編集して作成した。
上昇した（F(1,27)=10.79, p<.01）
。一方、統制群におい
情動ビデオと統制ビデオの 2 種類がある。両ビデオとも
ては有意な上昇は見られなかった（F(1,27)=0.16, n.s.）
。
3 つのフェイズで構成されており、各フェイズの長さは
次にエネルギー覚醒度について JUMACL 回答時期×ビ
27 秒間ずつである。各フェイズの境目にはカラー画面が
デオの種類の 2 要因分散分析を行ったところ情動群にも
1 秒間ずつ挿入されている。フェイズ 1 とフェイズ３は
統制群にもビデオ視聴前と比べて視聴後に有意な変化は
情動・統制とも同じ内容である。情動ビデオのフェイズ
見られなかった（ F(1,27)=1.08, n.s.）。以上のことから情
２は情動的ストレスを喚起するようなシーンであり、そ
動ビデオは緊張覚醒のみを亢進させる効果があることが
の他のフェイズには情動的ストレスを喚起するようなシ
示された。このことは暴力場面の目撃や痛みの知覚は緊
ーンは含まれていない。
張覚醒のみを高めるという先行研究の結果と一致してい
情動的覚醒の評価
る(Matthews et al., 1990 ; 大上ら，2001)。
情動ビデオによって被験者に情動的
ストレスが喚起されたか確認するために気分チェックリ
再認テスト
再認テストにおける情動群と統制群の平均
スト（JUMACL：白澤・石田・箱田・原口，1999）を
正答率を算出した。1 要因分散分析の結果、両群に有意
用いた。このチェックリストは緊張覚醒とエネルギー覚
な差は見られなかった（ F(1,27)=0.54, n.s.）。両群とも正
醒の 2 次元で構成されており、暴力場面の目撃や痛みの
答率は 50%程度であり、チャンスレベルよりは高い正答
率である。しかし、両群に差が認められなかったため、
フェイズ１、フェイズ２、フェイズ３それぞれの持続時
実験 1 では再認記憶に対する情動的ストレスの効果は見
間について時間評価を行った。その後再認テストに回答
出せなかった。
した。基準ビデオの時間評価は刺激ビデオと同様に常用
時間評価
時間単位を用いて行なわれた。
情動群・統制群において被験者が行った主観
的な時間評価の平均値を算出した。時間評価について 1
結果と考察
要因分散分析の結果、有意な差は見られなかった
情動的覚醒の評価
（F(1,27)=0.24, n.s．）。情動群の平均評価時間は実際の
刺激ビデオ視聴前と刺激ビデオ視聴後の評定平均値を情
持続時間である 84 秒を超過（実際の時間よりも約 46 秒
動群・統制群に分けて算出した。まず緊張覚醒について
過大評価）しており、これは目撃場面の持続時間は過大
JUMACL の回答時期×ビデオの種類の 2 要因分散分析
評価されるという先行研究（Marshall,1966; Loftus et
を行ったところ、緊張覚醒度は情動群においてビデオ視
al., 1986; Burt, 1999）と一致するが、統制群の平均評価
聴前に比べビデオ視聴後に有意に上昇した
時間も情動条件と同様に実際の時間を超過（実際の時間
（F(1,17)=32.27, p<.01）。一方、統制群においては有意
よりも約 33 秒過大評価）している。このことから出来
な上昇は見られなかった（ F(1,17)=1.13, n.s.）。次にエネ
事の持続時間は情動的なストレスを喚起されない出来事
ルギー覚醒度について JUMACL の回答時期×ビデオの
でも過大評価されるということが示され、過大評価が起
種類の 2 要因分散分析を行ったところ、情動群において
こるのは目撃場面のみではないことが明らかにされた。
ビデオ視聴前と比べて視聴後に減少が有意であった
また、SD が平均 65 程度であり、時間評価にはかなりの
（F(1,17)=66.15, p<.01）。一方、統制群では有意な変化
個人差があることが示された。
は見られなかった（ F(1,18)=0.39, n.s.）。以上のことから
緊張覚醒とエネルギー覚醒について
情動ビデオは緊張覚醒を亢進させ、エネルギー覚醒を減
実験２
少させる効果があることが示された。この結果は
目撃場面の中で実際に強い情動的ストレスが喚起さ
JUMACL における緊張覚醒とエネルギー覚醒の間には
れる部分は一部分だけである。しかしこれまでの研究で
弱い相関がある（白澤ら，1999）という先行研究と一致
は情動的ストレスが喚起されるシーンと喚起されないシ
する。実験 1 よりも強い情動的ストレスを喚起された結
ーンの時間評価が区別されずに行われてきたため、実際
果、緊張覚醒が高まり、それと弱相関のあるエネルギー
に時間評価に影響を及ぼしているのがどのシーンなのか
覚醒が減少したものと思われる。
が明らかにされていない。実験２では目撃場面を情動的
再認テスト
ストレスが喚起されるシーンとされないシーンに分けて
ストの平均正答率を算出した。ビデオの種類（2）×フ
時間評価を行い、それを日常場面の時間評価と比較する
ェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種類の
ことで、時間評価に対する情動的ストレスの影響を明ら
主効果、フェイズの主効果、交互作用いずれも有意な結
かにすることを目的とした。また、実験１やその他の先
果は得られなかった（F(1,17)=0.63, n.s.；F(2,34)=1.08,
行研究より時間評価には個人差があることが示唆されて
n.s. ; F(2,34)=0.11）
。いずれの条件も正答率は 50%前後
いる。そこで時間評価に対する個人差を統制する方法を
であり、チャンスレベルよりは高い正答率である。しか
提案することも目的とした。
し実験 1 同様、情動群と統制群には差が認められなかっ
方法
た。また、交互作用もなかったため各フェイズの再認記
情動群・統制群各フェイズにおける再認テ
被験者
筑紫女学園大学女子学生 19 名
憶も情動群と統制群で差がないということである。再認
ビデオ
実験１で使用したビデオを「刺激ビデオ」と呼
記憶に対する情動的ストレスの効果は見出せなかった。
ぶことにする。時間評価の基準を測定するために刺激ビ
刺激ビデオの時間評価
情動群・統制群各フェイズにお
デオとは別に「基準ビデオ」を用意した。基準ビデオの
いて被験者が行った主観的な時間評価の平均値を算出し
内容は学会の一風景を描写したものであり、情動的スト
た。時間評価についてビデオの種類（ 2）×フェイズ（ 3）
レスを喚起するようなシーンは含まれていない。基準ビ
の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種類の主効果、フェ
デオの長さは刺激ビデオの各フェイズの長さと同じ 27
イズの主効果、交互作用いずれも有意な結果は得られな
秒間である。
か っ た （ F(1,17)=0.34, n.s. ； F(2,34)=0.55, n.s. ;
手続き
刺激ビデオの時間評価を行うまでの手続きは実
F(2,34)=0.50）。各条件での平均過大評価時間（
「被験者
験 1 と同様である。実験２では、被験者は刺激ビデオの
が評価した時間」−「物理的な時間」
）は、情動条件：フ
時間評価を各フェイズの間に挿入された色画面を目印に
ェイズ 1 約−1 秒、フェイズ 2 約 18 秒、フェイズ 3 約
12 秒、統制条件：フェイズ 1 約 16 秒、フェイズ 2 約 16
動条件・統制条件に分けて算出した。まず緊張覚醒につ
秒、フェイズ 3 約 22 秒であった（
「−」がついているも
いて JUMACL の回答時期×ビデオの種類の 2 要因分散
のは過小評価を意味している）
。実験 1 と同様に情動条
分析を行ったところ、緊張覚醒度は情動群においてビデ
件だけでなく統制条件も実際の時間よりも長く評価され
オ視聴前に比べビデオ視聴後に有意に上昇した
ることが示された。また、各フェイズの過大評価量にも
（F(1,22)=20.11, p<.01）
。一方、統制群においては有意
情動群と統制群で差が無かったことから、全てのフェイ
な上昇は見られなかった（ F(1,22)=0.31, n.s.）。次にエネ
ズは同じように過大評価されているといえる。
ルギー覚醒度について JUMACL 回答時期×ビデオの種
基準化した時間評価
被験者ごとに「刺激ビデオの評価
類の 2 要因分散分析を行ったところ情動群にも統制群に
時間」を「基準ビデオの評価時間」で割り、基準ビデオ
もビデオ視聴前と比べて視聴後に有意な変化は見られな
に対する刺激ビデオ各フェイズの評価時間の比を算出し
かった（ F(1,22)=0.45, n.s.）。以上のことから情動ビデオ
た。算出した比による時間評価において、ビデオの種類
は緊張覚醒のみを亢進させる効果があることが示された。
（2）×フェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオ
これは暴力場面の目撃や痛みの知覚は緊張覚醒のみを高
の主効果、フェイズの主効果、交互作用いずれにも有意
めるという先行研究の結果(Matthews et al., 1990 ; 大
な 差 は 見 ら れ な か っ た （ F(1,17)=0.08, n.s. ;
上ら，2001)や実験 1 の結果と一致している。
F(2,34)=1.42, n.s. ; F(2,34)=0.32, n.s.）。全ての条件にお
再認テスト
ける時間評価の比の平均は 1.72 であった。つまり、被験
ストの平均正答率を算出した(図１)。ビデオの種類（2）
者は基準ビデオよりも刺激ビデオを 2 倍近くの長さに感
×フェイズ（3）の 2 要因分散分析の結果、ビデオの種
じているといえる。基準ビデオと刺激ビデオでは内容が
類の主効果が有意傾向であった（F(1,22)=3.86, p<.10）
。
全く異なるので、この両者における時間評価の差はビデ
しかし、シーンの主効果と交互作用には有意な結果は見
オ内容の違いに帰属されるべきであろう。
られなかった（F(2,44)=0.29, n.s. ; F(2,44)=0.48, n.s.）
。
情動群・統制群各フェイズにおける再認テ
基準ビデオの時間評価と刺激ビデオ時間評価の比を算
情動群の平均正答率は約 45%であり、統制群の平均正答
出することで時間評価の個人差という要因を排除した。
率の約 36%よりも若干高い正答率である。再認記憶に対
それにも関わらず、情動群と統制群の時間評価に差が無
する情動的ストレスの影響は促進的に働いたといえる。
かったということは、ビデオを見た直後では情動的スト
刺激ビデオの時間評価
レスが喚起される出来事と喚起されない出来事の時間評
いて被験者が行った主観的な時間評価の平均値を図２に
価には差がないことが示唆された。
示す。時間評価についてビデオの種類（2）×フェイズ
情動群・統制群各フェイズにお
（3）の 2 要因分散分析の結果、交互作用が有意であっ
実験３
実験 2 では時間評価の個人差を統制してもビデオを見
た（F(2,44)=3.70, p<.05）。各要因の単純主効果を分析し
た結果、フェイズ 2 において統制ビデオよりも情動ビデ
た直後では情動的ストレスを喚起される出来事とされな
オの方が有意に長く評価された（F(1,66)=8.58, p<.01）
。
い出来事で時間評価に差が無いことが示された。
しかし、
また情動群・統制群それぞれにおいてフェイズの単純主
実際場面では事件を目撃した直後に時間評価を行うこと
効 果 が 有 意 で あ っ た （ F(2,44)=3.39, p<.05 ;
はまずありえない。そこで実験 3 では目撃（ビデオ視聴）
F(1,22)=3.35, p<.05）
。Ryan 法による多重比較の結果、
から時間が経過しても、情動ビデオと統制ビデオの時間
情動ビデオのフェイズ 2 の方がフェイズ 3 よりも有意に
評価に差がないのかどうかを検討する。
長く評価されていた（t(44)=2.56, p<.05）が、統制ビデ
方法
オでは有意な差は見られなかった。各条件での平均過大
24 名
被験者
九州大学学生
手続き
基本的な手続きは実験２と同様である。
ただし、
評価時間（
「被験者が評価した時間」−「物理的な時間」
）
は、情動群：フェイズ 1 約 17 秒、フェイズ 2 約 30 秒、
実験３はビデオを視聴してから時間評価と再認テストを
フェイズ 3 約 10 秒、統制群：フェイズ 1 約 11 秒、フェ
行うまでの遅延時間が 3 日間である点が異なる。基準ビ
イズ 2 約−5 秒、フェイズ 3 約−7 秒であった。情動群
デオの時間評価も同様にビデオ視聴後から 3 日後に行わ
は実験 1、実験 2 や先行研究と同じく物理的な時間より
れた。
長く評価されているが、統制群では逆に過小評価されて
結果と考察
いる。
情動的覚醒の評価
緊張覚醒とエネルギー覚醒について
刺激ビデオ視聴前と刺激ビデオ視聴後の評定平均値を情
基準化した時間評価
被験者ごとに「刺激ビデオの評価
時間」を「基準ビデオの評価時間」で割り、基準ビデオ
に対する刺激ビデオ各フェイズの評価時間の比を算出し
全体的考察
た。その平均を図３に示す。算出した比による時間評価
一連の出来事を見た直後に実施した再認テストで
において、ビデオの種類（2）×フェイズ（3）の 2 要因
は、情動群と統制群に差はなかった。一方、3 日後に実
分散分析の結果、交互作用が有意であった（F(2,44)=3.49,
施した再認テストでは統制群よりも情動群の再認率が優
p<.05）
。各要因の単純主効果を分析した結果、フェイズ
れていた。この結果は、情動的ストレスは記憶保持に促
2 において統制ビデオよりも情動ビデオの方が有意に長
進的な効果を持っていることを示している。
く評価された（ F(1,66)=8.84, p<.01）。また情動条件にお
JUMACL による情動的覚醒の評価によると、実験１
いてフェイズの単純主効果が有意であった
と実験２では喚起された情動的ストレスの強さに情動群
（F(2,44)=4.20, p<.05）
。Ryan 法による多重比較の結果、
と統制群で差があったにも関わらず、時間評価には差が
情動ビデオのフェイズ 2 とフェイズ 3 の差が有意であっ
見られなった。目撃場面における時間評価は喚起された
た（t(44)=2.89, p<.01）
。ビデオ視聴 3 日後では情動的ス
情動的ストレスの強さによって直接影響されているもの
トレスを喚起されない出来事と比べて喚起される出来事
ではないといえる。
は過大評価されることが示された。また、情動的ストレ
持続時間中の出来事の記憶量が多いほど時間評価が
スを喚起される一連の出来事において過大評価が起こる
長くなるという Ornstein(1969)の蓄積容量モデルと照
のは情動的ストレスを喚起される場面のみであり、その
らし合わせてみると、出来事を見た直後では再認テスト
前後には影響しないことが示された。
の正答率（記憶量）に差がないのだから時間評価に差が
正答率（％）
ないという説明ができ、結果と合致している。また、出
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0
情動
統制
来事を見た 3 日後において、再認テストの正答率が目撃
場面の方が日常場面よりも優れており、目撃場面の方が
日常場面よりも長く評価されているという結果は、やは
り蓄積容量モデルと一致している。
目撃場面における時間評価は、情動的ストレスが直接
時間評価に影響を及ぼしているのではなく、情動的スト
フェイズ１
フェイズ２
フェイズ３
レスが出来事の記憶保持に促進的な影響を与え、その保
持された記憶量が時間評価に影響を与えるというメカニ
図１．実験３
再認テストの正答率
ズムで行われていることが示唆された。
時間評価（秒）
60
情動
統制
50
40
Loftus, E. F., Schooler, J. W., Boone, S. M., & Kline, D.
30
1987 Time went by so slowly : Overestimation of
20
event duration by males and females. Jou rnal of
10
Applied Cognitive Psychology, 1, 3‐15.
Matthews, G., Jones, D. M., Chamberlain, A. G. 1990
0
フェイズ１
図２．実験３
基準ビデオに対する刺激ビデオの
比(倍）
主要引用文献
フェイズ２
フェイズ３
Refining the measurement of mood : The UWIST
Mood Adjective Checklist. British Journal of
刺激ビデオの時間評価
Psychology, 81, 17‐42.
1.6
1.4
1.2
1
0.8
0.6
0.4
0.2
0
情動
統制
Ornstein, R.E. 1969 On the experience of tim e .
Hamondsworth : Penguin Books. 本田時雄( 訳)
1975 時間体験の心理
岩崎学術出版社
大上渉・箱田裕司・大沼夏子・守川伸一 2001
な情動が目撃者の有効視野に及ぼす影響
不快
心理学研
究，72, 361‐368.
フェイズ１
フェイズ２
フェイズ３
白澤早苗・石田多由美・箱田裕司・原口雅浩
に及ぼすエネルギー覚醒の効果
図３．実験３
基準化した時間評価
17，93‐99.
記憶検索
基礎心理学研究，