法と心理学会第20回大会発表予稿集

20th annual conference proceedings ofJapanese Society for Law and Psychology

�

2019年10月26日（土）・27日（日）

���

��

口頭報告

1.

2.

70

80

56

3.

(1)

(2)

4.

口頭報告1

(1)

10

1 2

1 2

1.

2009 10

SR

SR

, 2018

SR

2

CiNii Articles 2019 1 5

“ ” OR “ ” OR “

”

3,040

2,719

18 6

319 254

6

65

3

口頭報告2

(2)

EAP

1.

1990

A 1

1996

1

1952 27

1 4

1954 29

1950

EAP Employee Assistance

Program

口頭報告3

(3)

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5 %

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1. 2016

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6

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口頭報告4

(4)

5

1 2 1 2

, 2013, 2019

, 2014

Goldman, 1991

, 2012; , 2005; , 2010

, 2013DSM

, 2010

G, 2014

, 2017 G

, 2016

, 2017

, 2018

201674 57 16 1

2017 4033 7 2018

63 59 4

42015

10 8 4

F(2, 171)=4.016, p<.01F(2, 172)=3.455, p<.05

86 8

8 8 9

F(2, 172)=.7589, p<.01

F(2, 171)=8.399, p<.001F(2, 171)=6.142, p<.01 F(2,

171)=14.812, p<.001 F(2, 171)=4.672, p<.01 F(2, 172)=17.343, p<.001 F(2, 172)=13.560, p<.001

(5)

口頭報告5

���

��ポスター報告

² ² ² ¹

1.

Pratt 2007

e,g., 2010

2.

330

214 116 49.0 SD

=14.52

6

2013

2010 5

2014

2018 6

3.

Table1

²

.037 .005 .019 -.068 -.029 -.030 -.106 -.099 .089 .064 -.045

.031 -.007 -.053 .095 -.042 -.032 .096 .128 * .031 .041 .023-.052 -.037 -.035 -.058 -.004 -.074 -.046 -.092 -.064 -.084 -.074.368 ** .319 ** .348 ** .337 ** .151 * .181 ** .270 ** .225 ** .111 .284 ** .203 **

-.026 .009 .039 .086 -.008 -.029 -.036 -.079 .106 .055 -.002.013 .040 .090 -.040 .024 .189 ** -.002 .103 .086 .067 -.104

-.016 -.019 -.078 -.065 -.061 -.142 * -.059 -.063 -.162 ** -.192 ** .029.006 -.097 -.054 .068 .032 .077 -.059 -.044 .048 .042 -.049

0 1 -.248 ** -.183 ** -.229 ** -.182 ** -.142 * -.144 * -.019 -.061 .000 -.109 .014R 2 .212 ** .154 ** .191 ** .185 ** .047 ** .088 ** .111 ** .103 ** .076 ** .163 ** .059 **

** p < .01, * p < .05

Table1 ���� ����� ���� ��� ���� ����

��� ���� �� ���� �= = =

ポスター報告1

(7)

1.

e.g., , 2003

2.

177 97

75 5 19.3

SD=0.56

7

10

14 5

5

3.

Table1

Table1

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ポスター報告2

(8)

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1 2

1. 5

2

(Wagenaar et.al., 1996)

2 1

5

2

%

2

4

5

3

1 3 1a 1b

5 c

2

c

2

2

1

c

5

ポスター報告3

(9)

1 2 3 4

1 2 3 4

1.

Hirtenlehner et al. 2016

Hirtenlehner et al. 2016

2

239107 119 21.58

SD = 5.49

, 2018

, 2010, 2015

Hirtenlehner et al. 2016

3 1

Figure 1CFI = .93, RMSEA

= .06

4

Hirtenlehner et al. 2016

ポスター報告4

(10)

捜査経験年数の異なる刑事専科生を対象とした心理学講義のあり方に関する

研究－沖縄県警察学校における 8年間の心理学講義の実践－

吉元なるよ

沖縄県立中部病院総合周産期母子医療センター 心理学, 刑事専科生, 取調べ, 客観的聴取技法

1. 背景と目的

2013 年に警察大学校に取調べ技術総合研

究・研修センターが設置され, 全国の都道府県

警察の取調べを指導する警察官は, 同センター

にて心理学的手法を用いた取調べの教養訓練

を受けている(田崎, 2013)。記憶や個人の認知

機能, 暗示・誘導のリスクを最小限にした発問

技術等の心理学的アプローチが取調べの訓練

に本格的に導入されたのは, 2010年の「足利事

件における警察捜査の問題点等について」と

いう検証結果の影響が大きい。沖縄県警察学

校においても, 2010年から心理学の専門家によ

る心理学講義を実施しているが, 当初の講義内

容は冤罪防止であった。しかし現在では, 心理

学講義は冤罪防止に特化した内容から知的障

害・発達障害の特性, 司法面接に関することや

客観的聴取技法へと求められる内容が変化し

てきた。過去の冤罪事件の反省から警察庁は,

全国警察を挙げて取調べの高度化に取組む決

意を述べている。だが各都道府県警察単位で

どのように捜査面接に係る心理学を教授して

いるのか, 具体的な取組みに関する研究や報告

はまだ少ない。本研究では, 沖縄県警察学校で

の 8 年間の心理学講義の実践を振り返り, 地方

警察の一員として自県の警察官に対する心理

学講義のあり方について検討する。

2. 方法

沖縄県警察本部刑事部刑事企画課の協力を

得て, 2010年から現在までの心理学講義の実施

状況や講義内容について調査を行った。また,

心理学講義の対象は, 捜査経験年数の少ない順

に刑事任用科, 新任刑事育成専科, 取調べ技能

専科で, これら 3 つの専科生に講義後簡便なア

ンケート調査を実施した。アンケートの項目

は, (1)記憶の過程, (2)エピソード記憶, (3)司法

面接について,知っているかどうかを 3 件法で

尋ね, 心理学的知見に基づく実践として(4)客観

的聴取技法の使用頻度を 5 件法で尋ねた。最

後に講義の感想を自由記述で求めた。

3. 結果と考察

アンケートは 2017年 7月～2019年 5月の期

間中, 警察学校に入校した 92 名の刑事専科生

から回答を得た。アンケートの結果, 心理学に

関する知識が不十分な若手の警察官でも客観

的聴取技法を使用している一方で, 捜査経験年

数の最も高い取調べ技能専科生の 12%が全く

使用していないと答えていた。今後の心理学

講義では, 経験年数に関わらずより実践を重視

した教養が必要だということが明らかになっ

た。

出典：

田崎仁一(2013). 心理学的知見に基づく取調べ

技術 警察学論集, 66, 37-59.

ポスター報告5

(11)

,

e.g., Buonanno, Pasini & Vanin, 2012;

, 2006; , 2009

,

, :

e.g., , 2018

: ,

, : e.g., , 2009

, :

:

,

: ,

,

: ,

, 2006; , 2018

,

68 1 2

: 1 :

20

1 ~

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1 20

1 ,

5

7

a = .86

:

, : b = .39, p

< .01; Table 1 :

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, ,

,

, ,

,

:

,

:

, ,

,

Table 1

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Adj R 2 .22 *

†�p < .10, * p < .05, ** p < .01

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ポスター報告6

(12)

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ポスター報告7

(13)

Dark Triadと社会的逸脱行為者への感情が懲罰的賠償額へ及ぼす影響

板山 昂

関西国際大学人間科学部

キーワード : Dark Triad，社会的逸脱行為，シャーデンフロイデ，罰

目 的

近年では、いわゆるバカッターやバイトテロ等

の社会的逸脱行為を行った者に対して、無関係な

者による糾弾、個人の特定や個人情報の拡散とい

ったMedia lynch等の制裁が行われることがある。社会的逸脱行為はもちろん許される行為ではない

が、このような制裁行為も許される行為ではない。 しかし、例えば社会的逸脱行為者に対する

Media lynchが起きた際に、その制裁行為を賞賛する者がいる。制裁を受けた者に対しては、例えば

他者の不幸を喜ぶ感情である schadenfreude等の快感情を覚える者や同情する者がいるだろう。本研

究では、Media lynchを受けた逸脱行為者に対しての感情喚起に作用する個人差変数として、犯罪行

動と親和性が高い Dark Triad（Paulhus & Williams, 2002）に着目する。Dark Triadとは，マキャベリアニズム（Machiavellianism：他者操作的でずる賢い傾向），サイコパシー傾向（psychopathy：冷淡で衝動性が高く反社会的な傾向）、ナルシシズム

（narcissism：誇大な自己像や自己顕示的言動が特徴）の 3 特性を総称した概念であり（Paulhus & Williams, 2002）、Dark Triadは schadenfreudeの喚起を促進することが示されている（稲垣,2019）。 また、schadenfreude は満足感とも考えられ、こ

れを喚起した場合には制裁行為によって報復的公

正感が満たされることから、同情を喚起した場合

にも逸脱行為者が支払うべきだと判断する懲罰的

賠償額が軽減される可能性が考えられる。そこで、

本研究では、判断者の性格(DT)及び感情が懲罰的賠償額の判断に及ぼす影響を検討する。

方 法

参加者：男性 39名、女性 68名の計 106名（平均年齢 20.86歳、SD=1.76)が調査に参加した。 調査内容：澤田(2008)を参考に作成した逸脱行為者大学生 A(19)の情報（一流大で成績優秀。家庭が

裕福。飲食店のアルバイト。友人が多い。）を提示

した。次に、A の行った逸脱行為とその後の出来事の概要（バイト中の問題行動の写真を SNSに投稿し、会社に不利益を生じさせた）の提示後、怒

り感情の形容詞尺度(上原他,2012)に 6 件法で回答を求めた。 次に、同様の事案に対しておよそ 400万円の損害賠償金が請求されていること、Media lynch等の不幸の情報提示をした後、他者に対する感情尺度

(澤田,2008)、怒り感情の形容詞尺度(上原他,2012)に 6件法で回答を求めた。さらに、Aに請求する損害賠償金として、400 万円を基準として非常に安くすべき(1)～400 万円が妥当 (4)～非常に高くすべき(7)の 7件法で回答を求めた（懲罰的賠償額）。 また、日本語版 Dark Triad Dirty Dozen(田村他,2015)に 6件法で回答を求めた。

結果と考察

Dark Triad から社会的逸脱行為者に対する感情を介して懲罰的賠償額に至る影響を検討するため、

共分散構造分析を行った(Figure 1)。 narcissism 傾向が高いものは同情を喚起しやすく、同情は懲罰的賠償額を低めることが明らかと

なった。また、psychopathy傾向が高い者は、怒りを喚起しやすく、怒りは懲罰的賠償額を高める。

その一方で、 psychopathy 傾向が高い者はschadenfreudeを喚起しやすく、schadenfreudeは懲罰的賠償額を低めることが明らかとなった。 また、Machiavellianism 傾向は怒りを低め、

schadenfreude の喚起を促進し、間接的に懲罰的賠償額に影響するだけでなく、懲罰的賠償額に直接

影響することが明らかとなった。 以上のことから、psychopathyとMachiavellianismが高い者は、社会的逸脱行為者に起こった不幸を

喜ぶ傾向にあり、schadenfreude の喚起は懲罰的賠償額を低める可能性があることが示唆された。

Machiavellianism

同情

.37*** χ2 (6) =5.89, p=.435

CFI=.1.00; GFI=.99; AGFI=.93

RMSEA=.00; 95%CI= [.00, .14]

***p<.001, **p<.01, *p<.05

Figure 1 Dark Triadから社会的逸脱行為者への感情、懲罰的賠償額に及ぼす影響

psychopathy

narcissism

schadenfreud

e

怒り 懲罰的賠償額

.41***

.23*

-.22*

.25*

.21* -.25*

-.25* -.42***

.27** .26**

.50***

.22*

ポスター報告8

(14)

1 2

See, Hoffman, & Wood, 2001

Brimacombe Quinton, & Nance, 1997 1

1

1

1

14319.0 SD = 1.31 4 × 36 34

39 342 2

5

1

1 1

× 100×

50 100 ×

21 × 722 1

8×

1

35

1

129 29 3237 31

4 ×

1 × M = 2.94, 95%CI [2.40, 3.48] M = 4.29, 95%CI [3.85, 4.73] ×

F(3, 128) = 5.41, p = .002, η2 = .12×

81 2

F(8,118) = 9.96, p < .001, η2 = .40 F(8,118) = 1.18, p = .318, η2 = .07 F(8,118) = 1.72, p = .100, η2 = .11

1

× ×

Table 1

1

1

1 1

1

1 1

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ポスター報告9

(15)

セクハラ的情動性が司法面接で聴取した耳撃証言に与える影響

武田悠衣, 中田友貴, サトウタツヤ

（立命館大学大学院人間科学研究科, 立命館大学大学院文学研究科, 立命館大学総合心理学部）

キーワード：司法面接，耳撃証言，情動性，セクシュアル・ハラスメント,パワー・ハラスメント

The Impact of Sexual Harassment-Emotionality on Earwitness in Forensic Interview Yui TAKEDA, Yuki NAKATA, Tatsuya SATO

(Graduate School of Human Science, Ritsumeikan University, Graduate School of Letters, Ritsumeikan University, Graduate School of Human Science, Ritsumeikan University)

Key Words: Forensic Interview, Earwitness, Emotionality, Sexual Harassment, Power Harassment

目 的

司法面接は、子どもや障がいをもつ人から正確な情報を得

るために有効な面接法だとされている。子どもに対して有効

であるならば、認知的に発達した成人に対しても同様のこと

が予想される。越智（2005）が指摘するように、声に関する

事件（詐欺・ストーカー被害・脅迫など）の発生により、耳

撃証言研究が注目されているが、いまだ数が少ない。成人を

対象とした耳撃証言に対する司法面接の有効性、さらに出来

事の情動性が記憶痕跡に及ぼす効果について研究結果が必ず

しも一致していないという問題点（名畑・仲・高田, 2011）から、本研究では、特にセクハラ的な情動性のある刺激が耳

撃証言に与える影響について検討した。

方 法

実験計画 耳撃証言において音声刺激の情動性が、音声内容

の再生正答率や発話量に影響を与えるのかについて検討する

ために司法面接的手続きを用いて面接調査を行なった。音声

刺激の種類（セクハラ条件・パワハラ条件・日常条件）を独

立変数とした 1要因被験者間計画であった。

研究参加者 大学生 30名（男性 15名、女 15名、Mage=22.0、

SD =1.60）が参加した。

音声刺激 独自のシナリオ 3 種類（セクハラ条件・パワハラ

条件・日常条件）に沿った音声刺激を作成した。情動的な発

言と非情動的な発言は各条件で統制した。

面接の構成 面接のコーディングは仲（2016）に基づいて作

成した。本研究ではグラウンドルール等は実施せず、1）導入、

2）ラポール形成（5 分）、3）エピソード記憶の練習（5 分）、

4）音声内容の自由報告（10 分程度）の順で実施した。

手続き 参加者は音声による印象形成の実験という偽りの説

明を受け、ヘッドフォンで音声を 5分間視聴した。計算課題

の後、面接を実施。本来の研究目的について説明し、フィー

ドバックを行なった。最後に、音声のセクハラ度・パワハラ

度・登場人物の親密度について 5件法で評定させた。音声刺

激はランダムに割り当て、実験は約 40分であった。

結 果

面接で記録した音声・映像データをひらがなに変換したも

のを発話量とし、音声で発言された内容についてコーディン

グ後、2件法（あり・なし）で集計したデータを正答率とし

て分析した。

面接時間と刺激の種類の関係における 1 要因被験者間の分

散分析では、有意差はなかった（ps = ns）。（2）〜（4）の面接

の要素ごとの発話量と刺激の種類の関係における 2 要因混合

分散分析では、面接の要素ごとの発話量で 1%水準の主効果（p =.000, 偏η二乗 = .0855）と、面接の要素全てに 1%水準の有

意差が見られた。 刺激の種類ごとに 3 つの音声評定値の関係を調べた。刺激

の種類と音声評定における 2 要因混合分散分析では、刺激の

種類と音声評定どちらも主効果と交互作用が見られた。3 つ

の音声評定の平均値は、セクハラ条件・パワハラ条件・日常

条件の順に高く、日常条件とその他の条件に 1%水準の有意差

が見られた。 正答率について 3 種類の音声刺激を前半・中盤・後半に 3

分割したものを音声再生順とした。条件ごとの音声再生順の

正答率と刺激の種類における 2 要因混合分散分析では、音声

再生順の主効果（p =.015, 偏η二乗 = .150）と交互作用が見

られた（F(4, 54)=3.87, p=.01, 偏η二乗=.223）。音声前半から

後半になるにつれて正答率は高くなり、音声前半の正答率と

中盤の正答率に 5%水準と前半の正答率と後半の正答率に 5%水準の有意差が見られた。図 1 に示すようにセクハラ条件で

は音声中盤、パワハラ条件では音声後半の正答率が高く、日

常条件では音声再生順に正答率が高かった。

考 察

面接時間と刺激の種類の分散分析から、本研究の司法面接

的手続きの統制が取れたことが示された。また、刺激の種類

と音声評定の分散分析から、音声刺激の条件の違いに妥当性

があることが示された。さらに音声再生順の正答率と刺激の

種類における分散分析から、情動性が記憶再生を促進したこ

とが示された。 セクハラ的情動性が記憶成績を促進する結果となったが、

音声内容が簡易的であったことや証言の過程が耳撃では異な

ることが要因としてあげられるため、今後さらなる研究が必

要とされる。 引用文献

名畑康之・仲真紀子・高田理孝(2011). 正導・誤導情報と出来

事の情動性が事後情報効果に及ぼす影響 , 法と心理, 10,

123-130. 仲真紀子(2016). NICHD プロトコルにもとづく司法面接の最

小限の手続き

https://forensic-

interviews.jp/_obj/_modrewrite/doc/fi-

20181219_276_3.pdf

（閲覧日 2018年 11 月 8日）

越智啓太(2005). 声の記憶と話者の同定に関する法心理学的

研究の現状と展開, 犯罪心理学研究, 43, 51-60.

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

セクハラ条件 パワハラ条件 日常条件

得点

刺激の種類

図1刺激の種類ごとの音声再生順

前半

中盤

後半

ポスター報告10

(16)

1 2 3 4 5

1 2 3 4 5

1

Sidanius

Pratto, 1999

, 2016

2

826

409 417

SDO6 , 2018

2018

2

3

3

2

1 2

2 BIC

= 39323.18, CFI = .89 1

BIC = 41706.93, CFI = .61

2 2

8 8

2

3

Table

1

β = .27, p < .01

β =

-.12, p = .02

����� .117 ** .191 ** .146 **����� .152 ** .099 ** -.042 � -.015 .020 .078 *��

a -.060 + -.103 ** -.031

b -.265 ** -.239 ** -.066�����×b .153 ** .053 .022�����×b .059 .032 .077 *

R 2 .150 ** .122 ** .036 **** p < .01, * p < .05, † p < .10�a

��=1, ��=0�b��=1, �=0�

�������

��������

������

Table 1��������

ポスター報告11

(17)

���

��ワークショップ

2

3

5 6 6 4 6

6

6

6 61

5

6

6 6

6 6

67

6 6

1

6

3

6

64 67 7

1

5 5

7 1

5

61

6 1

6

7 6

1

6

6 6 6

5

7 - 5

6 6

7 1

7 6

5 5

7

5 7 1

9

6 71

6

6

61

9 00

00

ワークショプ1

(19)

2 2 ) 4

- - ( 4

/

1.

2015 10

1 2016

17

- 1

-

1

2017

4

2

4

17

3

3.

(2017) −

1 :

17 , 17(1), 47-54.

ワークショプ2

(20)

WS-

2018

caveat emptor

0 : - : 1 (( )( (

0 - : :45 :681 (

2 3) ,

(4) 41 4 2018

ワークショプ3

(21)

1) 2) 3) 4)

1) 2) 3) 4)

(NIJ)

(1999) (NAS)

(2014)

(2005)

1992 2 2

2006

2008

1974 10

10

27 66

ワークショプ4

(22)

, 1

2 4 ,

4

2014

4

198 2

1922

2000

520

42

1

1

2

0

51

5

ワークショプ5

(23)

1

(Giacomantonio et al., 2017)

2 108 (Mage = 19.52, SDage = 3.53)

2

( 61 ,

47 )

( , 2018)

7

3

(t (106) = 3.61,

p < .001)

( =.66)

( = .31, p < .10; Adj.R2 = .06, p < .10)

4

1 26 7 26

2 55 ( Mage = 18.33;

SDage = 0.47) (3

) (4

) (7 )

(

4 )

3

(r = .38,

p < .001 )

( = 1.37, Adj.R2 = .13, p < .001)(

)

ワークショプ6

(24)

�Çã�eÇPĊ�Ĉ�*ÉÈ�ôč ĒČ�¼©Ò�cuØÞ�sè��ÆÅ-���Ē

UÎėL� �ITÕà�ďßyĎ�� ât�Ê�ĄĐĐ ñč¤XĔėĆ² ��ď¼Ãhl Đ ñč¤Xĕė¼a \wďßyĎ�� ât�Ê�ĄĐ ñč¤XĖė� Ú|ď�ĉ�ß�� ¨�ØÞÛĐ £�ïöĔė�´ Ä�ďø���·qõ!¢ëâtØÞIØ[7H8JĐ £�ïöĕėü¯ {�ďÀ¥�� ¨�ĄĐ

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ワークショプ7

(25)

���

��

座談会 シンポジウム

6 6 6 6

96 5 9

0 0 1 2 6

3 :

20 20

20

20

座談会

(27)

7 76 0

6 1 7 7

7

3 4

4 :

5 2

7

6

10 1

1020 20 1

シンポジウム1

(28)

97

2

20

20 DNA

20

シンポジウム2

(29)