日本語で衝動性を測定する尺度

更新日: 2025/6/25

BIS11

日本語版の検証はSomeya et al. (2001) でされている。ただし，尺度項目は公開されておらず（多分），また，因子分析を行ったと書いてあるが，因子負荷量の記載もない。α係数は全体だと.80である程度高いようだが，下位尺度はattentional impulsiveness が.60, motor impulsivenessが .64, non-planning impulsivenessが .65とやや不安が残る値である。

上記の論文とは別に小橋・井田（2011）は，BIS-11について尺度の開発を行なっている。その開発の根拠としては以下の記述がなされている。

Someya, Sakado, Seki, Kojima, Reist, Tang, & Takahashi (2001) が､ BIS-11の日本語版の開発を行い信頼性・妥当性に関する研究を英文で発表しているが，日本語に翻訳された尺度化された BIS-11はいまだに公開されていない｡ Someya et al. (2001)では､ BIS-11日本語版の開発にあたって探索的因子分析により， Patton et al. (1995) の提示した注意衝動性，運動衝動性，非計画的衝 動性の因子的妥当性の確認はしているが，その各因子の信頼性係数をみると.60～.65 (α係数) という低い結果となっている｡ その原因に関して，いくつかの項目に問題があることを指摘しているが，その検討はなされておらず､ また､ 構成概念妥当性についての検討もしていない｡（p.74）

ここでは探索的因子分析と書かれているが，Someya et al. (2001) を見る限り確認的因子分析が行われているのでおそらく勘違いか何かかもしれない。また「いくつかの項目に問題があることを指摘」と書いているが，Someya et al. (2001) を読む限り，特定の項目に問題があるというよりかは，単に尺度全体の項目数に対して，下位尺度の項目数が少ないことについて言及しているように読める。以下は，Someya et al. (2001) でおそらく該当する記述。

The internal consistency of the total scale was acceptable, with Cronbach’s alpha being 0.79. The subscales had somewhat lower internal consistencies although Cronbach’s alpha for the subscales ranged between 0.6 and 0.7. However, it might result from their fewer items. (p.113)

Someya et al. (2001) では各因子に対応する項目数についての記載はないので，オリジナルのPatton et al. (1995) を見てみる。すると，どうやら30項目について2次因子分析を行なっているらしい。まず因子分析として6つの1次因子を抽出して，その後3つの2次因子を抽出している。これらの2次因子には1次因子2つずつが対応している。2次因子に対応する項目数はAttentional Impulsivenessが8, Motor Impulsivenessが11, Nonplanning Impulsivenessが11である。

小橋・井田（2011）では，床効果が見えた項目や1因子のみ負荷量が高くなってしまった項目を削除して探索的因子分析を行い，結果的に23項目で5因子のものを作成している。

小橋・井田（2013）では，さらに訳文の改良を行なった上で，バックトランスレーションの手続きをとっている。因子分析の結果，共通性の低い3項目と床効果が見られた1項目をのぞいて，26項目で6因子構造を確認している。信頼性が低い因子もあったため，結局信頼性.60を超えた4つの因子に対応する項目のみを残して（4項目を削除して），最終的に22項目4因子構造を採択している。それらについて，運動的衝動傾向と非計画的衝動傾向の2つの2次因子を設定した確認的因子分析を行い，一定の適合度を確認している。

BIS11にはABreviated Impulsiveness Scale（ABIS）と呼ばれる短縮版（Coutlee et al., 2014）があり，13項目で3因子構造のものが存在している。小橋・井田（2020）は，この日本語版を作成しており，オリジナルと同様の3因子構造を確かめている。項目数的にも海外の研究との比較検討のしやすさ的にも，30項目のものより使いやすそうである。

ただし，この日本語版の誤差相関については一部オリジナルと異なっている。具体的には，オリジナルでは項目番号が17と19と13と30，12と20の間に誤差相関を想定したモデルが検討されているが，日本語版では17と19，および8と9の間に誤差相関を想定している。誤差相関を設定した理由についてCoutlee et al. (2014) では以下のような記述がある。

After examining the model covariance matrix and modification indices (which quantify the expected change in model fit due to freeing individual fixed model parameters), three error covariances were introduced between model uniqueness terms to account for residual dependence between scale indicators. First, the error terms for items 17 and 19 were allowed to covary, as their similar wording and proximity on the scale may have introduced additional methodological correlation. Similarly, error terms for items 12 and 20 were allowed to covary on the basis of their similar wordings. Finally, error terms for 13 and 30 were allowed to covary. These two items share conceptual variation related to long-term planning, and often emerged as a doublet separate from items 1 and 7 (which reflect more near-term planning) with higher-order EFA extractions. We believe that there is sufficient evidence to justify a planning factor including all four items, but we allowed for the error covariance between 13 and 30 to account for the additional dependence between these items. Freeing these three parameters accounted for residual covariance without altering the general pattern and magnitude of item loadings, which remained large (.55-.82) and highly significant (p < .001) in all cases. (p.5)

17と19は似たwoding でI act "on impulse" と "I act on the spur of the momoent" ，12と20はI am a ~ thinker.で同様に似た表現であり，13と30は長期的な計画（job security と future oriented）で，同じ因子の他の項目は比較的短期の計画（taskの注意深いプランと旅行の計画）で，根拠を持って誤差相関を設定したと書かれている。

小橋・井田（2020）では，この変更について特に言及はされていない。12と20はI am a ~ thinkerというよく似た文構造と単語は日本語版だともう残っていないのでなくしても妥当だと思うが，それ以外はどうだろうか。分析中に何かあったのかもしれないが書いていないのでよく分からない。

小橋眞理子・井田政則（2011）．日本語版BIS-11作成の試み　立正大学心理学研究年報，2, 73–80.

小橋眞理子・井田政則（2013）．改訂日本語版BIS-11の作成 : 信頼性と妥当性の検討　立正大学心理学研究年報，4, 53–61.

UPPS-P

Appendixに日本語版が含まれている