단축키
Prev이전 문서
Next다음 문서
단축키
Prev이전 문서
Next다음 문서
추상적인
STAI-T(State-Trait Anxiety Inventory - Trait 버전)는 개인의 불안 경험 경향을 측정하기 위해 개발되었지만 우울증 측정과의 강력한 관찰 관계를 기반으로 한 차별적 타당성 증거가 부족할 수 있습니다. 현재 일련의 메타 분석은 판별 및 수렴 타당성을 추가로 조사하기 위해 우울증 장애, 불안 장애 및 비임상 비교 그룹이 있는 개인 간의 STAI-T 점수를 비교하고 불안 및 우울 증상 심각도 측정값과의 상관관계를 비교합니다. 총 388개의 발표된 연구( N = 31,021)가 분석에 포함되었습니다. 불안 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인은 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 상당히 높은 것으로 나타났습니다. 더욱이, 불안과 우울 증상의 심각도는 STAI-T와 유사하게 강한 상관관계가 있었습니다(평균 r = .59 – .61). 그러나 우울 장애가 있는 개인은 불안 장애가 있는 개인보다 STAI-T 점수가 유의하게 더 높았 습니다(Hedges's g = 0.27). 이러한 결과를 고려할 때 STAI-T에서 우울증 요인을 관찰한 이전 요인 분석과 함께 이 척도를 '특성 불안'의 척도로 설명하는 것은 잘못된 이름일 수 있습니다. STAI-T는 특성불안 그 자체보다는 부정적인 정서에 대한 비특이적 척도로 간주되는 것이 제안되었습니다.
특성 불안은 상황을 위협적인 것으로 평가하고, 불안을 유발하는 상황을 피하며, 높은 기본 생리적 각성을 나타내는 개인의 경향입니다( Elwood et al., 2012 ). 초기 연구에서는 특성 불안이 상태 불안과 별개이지만 이에 기여할 가능성이 있음을 확인했으며( Cattell & Scheier, 1958 ; 1961 ; Spielberger, 1966 ), 진행 중인 연구에서는 특성 불안이 불안 관련 정신병리학의 중요한 취약성 요소임을 시사합니다( Andrews, 1991 ; Eysenck, 1992 ; Rachman, 1998 ). 본 리뷰는 특성 불안이 불안 관련 정신병리학의 발달과 유지에 대한 취약성을 증가시킬 수 있는 메커니즘에 대한 중요한 통찰력을 제공할 수 있는 특성 불안의 인지적, 행동적, 생리학적, 신경적 상관관계를 조사합니다. 연구 증거에 따르면 특성 불안은 우울증과도 관련이 있을 수 있지만( Weger & Sandi, 2018 ), 이 연관성의 크기는 불분명합니다.
특성 불안 및 관련 성격 특성(부정적 정서, 신경증 및 부정성 성향)은 정신병리학 문헌에서 광범위하게 연구되었습니다. Barlow와 동료들(2014)은 특성 불안이 신경증과 동의어라고 제안합니다. 이러한 긴밀한 연관성을 고려할 때 불안 장애와 우울 장애는 모두 유사한 병인을 공유하며 정서 장애 범주에서 함께 고려되어야 한다고 제안합니다 . 특성불안의 조작적 정의는 또한 더 빈번하고 강렬하며/또는 지속적인 부정적 정서( 부정성 ) 를 경험하는 경향에 기여하는 동물과 인간의 심리적, 신경생물학적 과정을 고려하여 알려졌습니다 . Shackman과 동료(2016)는 안정적이고 무차별적이며 높은 부정적인 감정이 정신병리학의 발달과 가장 관련이 있다고 제안합니다. 이 모델에서 특성 불안은 성향적 부정성의 두 가지 하위 수준 차원 중 하나인 불안한 고통 의 한 구성 요소로 설명됩니다 . 특성 불안의 구성은 불안 관련 장애의 병인학적 방식의 주요 구성 요소였지만, 그 측정 및 관련 메커니즘에 대해서는 많은 부분이 알려져 있지 않습니다. 본 리뷰는 가장 일반적으로 사용되는 척도인 State-Trait Anxiety Inventory( STAI; Spielberger et al., 1970 , 1983 ).
특성 불안이란 무엇입니까? 여러 수준의 분석에 대한 시험인지적 상관관계
특성 불안의 인지 메커니즘에 대한 연구에 따르면 특성 불안 과정이 높은 개인은 특성 불안이 낮은 개인과 다르게 위협 정보에 반응하는 것으로 나타났습니다. 특성 불안은 위협에 대한 주의 편향( Bar-Haim et al., 2007 ) 및 위협 정보에 대한 향상된 기억( Mitte, 2008 )과 관련이 있습니다. 특성 불안이 높은 개인은 스트레스가 없는 상황에서도 방해가 되는 정보를 억제하는 능력이 손상된 것으로 나타났습니다(Pacheco-Unguetti et al., 2010). 마지막으로, 특성 불안이 높은 개인은 인지 유연성, 즉 새로운 정보에 직면한 상황에 대한 행동, 감정, 인지 반응을 적응시키는 능력이 낮다는 것을 보여줍니다( Martin & Rubin, 1995 ; Wang et al., 2019 ). 요약하면, 특성불안이 높은 개인은 위협적이지 않은 정보보다 위협적인 정보를 우선시하고 새로운 정보에 적응하는 데 어려움을 겪는다. 마찬가지로, 인지 신경과학 연구에 따르면 특성 불안이 높은 개인은 직접적인 위협이 없더라도 실행 기능과 의사 결정 장애가 있는 것으로 나타났습니다( Basten et al., 2012 ; Bishop, 2009 ; Gawda & Szepietowska, 2016 ). 불안과 우울 장애에 만연한 인지적 편견에 빠지게 됩니다.
행동 상관관계
불안 관련 행동에는 위협으로 인식되는 상황을 피하려는 경향뿐만 아니라 위협을 회피하는 경향도 포함됩니다. 따라서 특성 불안이 높은 개인은 실험실에서 회피 행동이 증가할 수 있다고 가정하는 것이 합리적입니다. 그러나 실험실 환경에서는 일반적인 회피를 측정하는 것이 어렵습니다. 한 가지 이유는 회피 행동이 지속적인 과잉 각성 및 과잉 경계를 특징으로 하는 특성 불안에 비해 활동이 적은 공포 소멸 과정으로 개념화되는 특성 공포의 특징일 수 있다는 것입니다( Sylvers et al., 2011 ). 많은 척도가 특성 공포와 특성 불안을 융합하기 때문에 이러한 특성의 중요한 이론적 차이가 문헌에서 모호해질 수 있습니다( Lang et al., 2016 ; Sylvers et al., 2011 ). 회피 행동은 특성이 불안한 개인에게서 발생할 수 있지만 특정 위협 회피와 잠재적 위협 회피를 구별하는 것이 중요합니다. 특성 불안의 행동 상관관계를 보다 정확하게 조사하기 위해서는 실험실에서 비특이적인 잠재적 위협에 대한 반응을 측정할 수 있는 행동 작업의 개발이 필요합니다.
생리학적 상관관계
과각성(hyperarousal)이 특성 불안의 구성 요소라는 가설이 있다는 점을 고려하면( Clark & Watson, 1991b ; Sylvers et al., 2011 ), 실험적 연구에서는 특성 불안이 낮은 개인과 특성 불안이 높은 개인 사이의 차별적인 생리학적 반응을 입증해야 합니다. 실제로 특성 불안이 높은 개인은 스트레스 요인 이후 더 느린 생리적 회복을 보여줍니다( Calvo & Cano-Vindel, 1997 ; Willmann et al., 2012 ). 불안 관련 장애가 있는 개인은 일반적으로 두려움 획득 증가 또는 두려움 소멸의 연장 형태로 두려움 학습 장애를 나타냅니다( Mineka & Zinbarg, 2006 ). 그러나 특성 불안이 높은 개인과 낮은 개인 간의 공포 학습에 대한 차등적인 생리적 반응에 대한 증거는 혼합되어 있습니다. 여러 연구에 따르면 높은 특성 불안은 안전 신호에 대한 생리적 반응의 증가로 지표화되는 안전 학습 장애와 관련이 있는 것으로 나타났습니다( Gazendam et al., 2013 ; Haddad et al., 2012 ). 그러나 다른 연구에서는 공포로 강화된 놀람 및 피부 전도 반응을 측정하여 특성 불안이 공포 일반화에 미치는 영향을 발견하지 못했습니다( Torrents-Rodas et al., 2013 ). Wong과 Lovibond(2018)는 모호함이 안전 신호에 대한 생리적 반응을 증가시키는 핵심 요소라고 제안합니다. 특성 불안이 높은 개인이 위협을 알리는 상황에 직면하면 불안하지 않은 개인에 비해 각성이 증가하는 것으로 보입니다.
신경 상관관계
특성불안은 또한 뇌 구조와 기능의 중요한 차이와도 연관되어 있습니다. 예를 들어, 특성 불안이 높은 개인은 소멸 학습 과정( Milad & Rauch, 2007 )과 관련된 영역인 안와 전두피질( Kühn et al., 2011 )의 두께가 감소했을 뿐만 아니라 설전(precuneus)의 자이리피케이션(gyrification)도 감소했습니다( Miskovich et al. al., 2016 ). 감소된 자이리피케이션과 두께는 피질 영역에서 구조적 연결성이 떨어지고 따라서 처리 효율성이 떨어진다는 것을 의미할 수 있습니다( Laughlin & Sejnowski, 2003 ). 연구에 따르면 말단조의 기저핵(BNST) 활동은 특성 불안과 상관관계가 있는 것으로 나타났습니다( Avery et al., 2016 ; Somerville et al., 2010 ). 감정 조절 중 중심적으로 관여하는 영역 중 하나인 복내측 전두엽 피질(vmPFC)의 신경 활동은 공포 조건화 중 특성 불안과 음의 상관관계가 있습니다( Marin et al., 2017 ). 종합해 보면, 특성 불안이 높은 개인은 중요한 피질 영역에서 구조적, 기능적 차이가 있어 위협에 대한 불안 반응을 조절하는 능력이 손상될 수 있습니다. 이 손상은 불안 및 관련 장애의 발달에 대한 취약성을 부여할 수 있습니다.
사회문화적 상관관계
특성 불안은 또한 다양한 형태의 정신병리학 발달에 중요한 영향을 미치는 중요한 사회문화적, 인구통계학적 상관관계를 가질 수 있습니다. 예를 들어, 여성은 STAI-T의 비임상 규범 표본( Spielberger et al., 1983 )과 더 넓은 문헌( McLean & Anderson, 2009 ) 모두에서 남성보다 높은 점수를 받는 경향이 있습니다. 특성불안의 성별 차이는 이스라엘( Ben-Zur & Zeidner, 1988 ), 이집트, 브라질( El-Zahhar & Hocevar, 1991 ) 의 교차문화 연구에서 재현되었습니다 . 실제로 불안과 우울증의 성별 차이는 특성 불안의 성별 차이로 부분적으로 설명될 수도 있습니다. 특성불안은 나이가 들면서 감소할 수도 있지만 전향적 연구는 부족합니다. STAI 표준 표본( Spielberger et al., 1983 )에서 신경정신과 환자의 특성 불안은 연령과 상관관계가 없었지만, 일본의 단면적 연구에서는 광범위한 성인 연령대에 걸쳐 특성 불안이 선형으로 감소하는 것으로 나타났습니다( Nakazato & Shimonaka, 1989 ). 상응하는 증거는 나이가 들수록 불안과 우울 장애 유병률이 감소하고( Kessler et al., 2005 ), 나이가 들수록 신경증이 감소함을 시사합니다( Roberts et al., 2006 ). 이 연구의 대부분은 본질적으로 단면적이기 때문에 특성 불안의 연령 관련 차이 중 일부는 코호트 효과에 기인할 수 있습니다. 예를 들어, 1993년 미국의 성인과 어린이 모두 1952년의 성인과 어린이에 비해 불안이 훨씬 더 높았습니다( Twenge, 2000 ). 자체 보고된 특성 불안은 1970년부터 2010년까지 전 세계적으로 증가했지만 영국과 호주에서는 이러한 증가가 관찰되지 않았으며 불안의 증가는 미국과 캐나다의 학생들에게만 국한될 수 있습니다( Booth et al. 2016 ).
특성 불안의 문화적 차이도 관찰되었습니다. 예를 들어, 특성 불안 점수는 미국에 비해 필리핀, 터키, 멕시코의 대학생들 사이에서 더 높은 것으로 나타났습니다( Baloglu et al., 2007 ). 또한 이집트의 고등학생들은 미국과 브라질에 비해 특성 불안이 더 높은 것으로 보고되었습니다( El-Zahhar & Hocevar, 1991 ). 24개국의 116개 표본으로 구성된 특성 불안에 대한 문화 간 메타 분석에서는 국가가 특성 불안에 미치는 중요한 영향을 발견했으며, 국가는 평균 특성 불안의 분산의 약 31%를 기여했습니다(Fischer & Boer, 2011). 잠재적인 설명 변수를 조사한 결과, Fischer와 Boer는 부와 특성 불안 사이의 관계가 개인주의에 의해 매개되는 것처럼 보이지만 더 큰 부와 더 큰 개인주의가 낮은 특성 불안과 연관되어 있음을 발견했습니다.
특성 불안은 불안과 우울 장애의 발달에 어떤 영향을 미칩니까?
이용 가능한 증거에 따르면 특성 불안은 인지적, 행동적, 생리적, 신경적 분석 수준에 걸쳐 뚜렷한 반응 패턴을 반영할 수 있습니다. 이러한 반응 패턴은 불안 및 관련 장애의 발달에 취약성을 부여할 수 있습니다( Andrews, 1991 ; Eysenck, 1992 ; Rachman, 1998 ). 위에서 검토한 바와 같이, 특성 불안은 위협에 대한 과대평가, 위협에 대한 관심, 위협에 대한 인식 증가, 위협에 대한 부정적인 해석과 같은 인지 편향을 유발합니다.그림 1). 이러한 편견은 부정적인 감정 경험과 부적응적인 안전 행동을 증가시켜 즉각적인 불안을 감소시키지만 장기적으로 불안 증상을 유지합니다. 예를 들어, 특성에 불안을 느끼는 개인은 오염과 관련된 위협을 과대평가하고 이 위협을 재앙적인 결과를 초래하는 것으로 해석하면 오염에 대한 두려움을 갖게 될 수 있습니다. 이러한 개인은 오염이 있을 때 불안을 점점 더 많이 경험할 것이며, 단기적으로는 불안을 줄이기 위해 특정한 행동이나 강박을 일으킬 수도 있습니다. 그러나 이러한 강박은 장기적으로 위협에 대한 과대평가와 오염에 대한 두려움을 유지하여 잠재적으로 강박 장애(OCD)의 임상적으로 중요한 증상을 유발할 수 있습니다. 마찬가지로, 사회적 평가의 위협을 과대평가하고, 다른 사람의 표정에 주의를 기울이고, 그 얼굴 표정을 부정적이고 자기 지시적인 것으로 평가하고, 사회적 상황을 회피하기 시작하는 특성 불안이 높은 개인은 사회 불안 장애를 일으킬 수 있습니다. 회피 및 안심 추구와 같은 안전 행동은 특성 불안 자체뿐만 아니라 인지 편향을 강화합니다. 특성 불안은 안정적인 요소와 시간에 따라 변하는 요소를 모두 갖기 때문에( Cole et al., 2005 ; Olatunji & Cole, 2009 ; Steyer et al., 1989 ) 상황별 행동 요인은 시간이 지남에 따라 특성 불안을 증가시킬 수 있습니다. 위협 회피가 단기 불안을 감소시킨다는 것을 알게 된 특성 불안 개인은 자신의 믿음을 부정하는 기대 위반을 경험할 기회를 스스로 박탈할 수 있습니다. 시간이 지남에 따라 위협의 본질에 대한 믿음이 강화됨에 따라 이 개인은 점점 더 불안해하고 회피하게 될 수 있습니다.
특성 불안과 진단을 통한 인지 취약성
특성 불안과 관련된 특정 인지 요인은 이러한 근본적인 취약성이 어떻게 불안 및 우울 장애 증상의 발달로 이어질 수 있는지 설명할 수 있습니다. 예를 들어, 특성불안은 임상군과 비임상군 모두에서 과잉 일반화, 개인화, 재앙화 경향과 강한 상관관계가 있습니다( Muran & Motta, 1993 ). 이러한 인지 왜곡은 불안과 우울 장애의 발달과 유지에 중요한 기여 요인입니다( Beck et al., 1979 ). 외상적 사건을 경험한 개인들 사이에서 특성 불안은 자기에 대한 부정적인 믿음, 세상에 대한 부정적인 믿음, 자기 비난과 강한 상관관계가 있었습니다( JG Beck et al., 2004 ; Foa et al., 1999 ). 최근 종단적 연구에서, 통제 불가능성과 걱정의 위험에 대한 부정적 메타인지적 신념은 특성 불안과 통계적으로 유의미한 양방향 관계를 갖고 있으며, 이는 특성 불안이 8주 동안 부정적 메타인지적 신념에 전향적으로 영향을 미치고 영향을 받았다는 것을 시사합니다( Nordahl et al. ., 2019 ). 따라서 특정 인지적 신념과 편견은 특성불안이 높은 개인에게 널리 퍼져 있으며, 이는 결국 이들 개인을 정신병리학의 발달에 취약하게 만들 수 있습니다.
특성 불안은 또한 불안 및 우울 장애와 관련된 인지 메커니즘 중 하나인 반복적 사고와도 관련이 있습니다( De Raedt et al., 2015 ). 예를 들어, 특성 불안은 걱정의 증가 및 산만함의 감소와 관련이 있습니다( Wells & Carter, 2009 ). 이러한 사고 스타일과 특성 불안 사이의 관계는 GAD 및 주요우울장애(MDD) 진단 상태와 무관하며, 이는 특정 사고 스타일이 특성 불안의 독특한 결정 요인임을 시사합니다. 마찬가지로, 특성 불안은 고통의 증상과 그 원인 및 결과에 초점을 맞춘 반복적인 부정적 사고의 한 형태인 반추와 밀접한 관련이 있습니다( Muris et al., 2005 ). 최근 연구에서는 반복적인 부정적인 사고가 불안 증상과 우울 증상 사이의 종단적 관계를 매개한다는 사실이 밝혀졌지만( Spinhoven et al., 2019 ), 향후 연구에서는 특성 불안에서 후기 불안에 이르는 가설 경로를 테스트하기 위해 잠재적인 중재자로서 반복적인 부정적인 사고를 조사해야 합니다. 그리고 우울증 증상.
마지막으로, 특성불안은 제안된 "근본적 두려움", 즉 불안 민감성(불안 증상과 잠재적으로 해로운 결과에 대한 두려움), 질병/상해 민감성(부상, 질병, 죽음에 대한 두려움), 부정적인 평가에 대한 두려움( 다른 사람들이 자신을 부정적으로 평가할 것이라는 기대와 관련된 괴로움; Reiss & McNally, 1985 ; Taylor, 1993 ). Reiss의 기대 이론에 따르면 공황 발작, 공포증과 같은 공포 반응은 이러한 근본적인 두려움에 기인할 수 있습니다. 근본적인 두려움 측정에 대한 요인 분석에서 Taylor(1993)는 세 가지 근본적인 두려움 모두가 특성 불안의 분산의 41%에 기여한다는 것을 발견했습니다. 부정적 평가에 대한 두려움은 특성 불안과 중간 정도의 상관관계가 있었지만( r = .44), 특성 불안과 질병/상해 민감도 및 불안 민감도 사이의 0차 관계는 유의미한 수준에 도달하지 못했습니다. 다른 연구에서는 불안 민감도와 특성 불안 사이에 통계적으로 유의미한 관계가 있음을 발견했습니다( Taylor et al., 1991 ). 불안 민감성은 불안 관련 장애와 밀접한 관련이 있습니다( Naragon-Gainey, 2010 ). 불안 민감성이 특성 불안 아래 중첩된 하위 요인이라면( Lilienfeld et al., 1993 ; Olatunji & Wolitzky-Taylor, 2009 ), 불안 민감성은 특성 불안이 불안 관련 장애에 대한 취약성을 부여하는 특정 메커니즘 중 하나일 수 있습니다. 예를 들어, 특성 불안은 과호흡 후 증상과 연관되어 있지만, 불안 민감성을 통제할 때 과호흡 후 증상을 더 이상 유의하게 예측하지 못합니다( Rapee & Medoro, 1994 ). 마찬가지로, 불안 민감도가 높은 개인의 표본에서 특성 불안은 공황 발작, 불안 진단 또는 기준선이나 2년 후의 임상 진단과 유의미한 관련이 없었지만 불안 민감도는 불안 장애 발병과 전향적인 관계를 보여주었습니다( Schmidt et al. al., 2006 ). 불안 민감성은 특성 불안이 높은 개인이 어떻게 불안의 신체적 증상을 위협으로 해석하도록 민감해지고, 특히 공황 장애의 경우 임상적으로 중요한 불안 관련 장애의 발병에 추가적인 취약성을 부여하는지 설명할 수 있습니다.
특성 불안 및 특정 불안 장애
공황장애( Barlow, 1988 ; Muris et al., 2000 ), 범불안장애(GAD; Rapee, 1991 ), 사회불안장애(Amir et al., 2005) 환자에서 건강한 사람에 비해 특성 불안이 높은 것으로 나타났습니다 . 개인. 실제로, 특성 불안은 아동기 인지된 스트레스의 영향을 통제하더라도 성인 불안 관련 장애가 발생할 가능성이 훨씬 더 높은 것과 관련이 있는 것으로 밝혀졌습니다( Mundy et al., 2015 ). 혐오 경향의 특이성을 조사한 연구에서 Muris와 동료(1999) 는 혐오 경향이 어린이의 불안 관련 장애의 광범위한 증상과 상관관계가 있음을 발견했습니다. 그러나 결과는 또한 이러한 상관관계가 주로 특성 불안에 의해 설명된다는 것을 나타냅니다. 즉, 특성불안을 통제했을 때 특정 공포증 증상과 분리불안장애 증상만이 혐오 경향과 유의미한 관련이 있는 것으로 나타났다. 이 발견은 특성 불안이 다양한 아동기 불안 관련 장애의 기초가 되며 불안 관련 정신병리학의 초기 취약성을 나타내는 중요한 지표임을 시사합니다. 특성 불안과 불안 관련 장애의 증상을 연결하는 대부분의 연구는 단면적이었지만, 전향적 연구에서는 이 가설된 인과 관계도 조사했습니다. 예를 들어, 그러한 연구 중 하나는 치료 완료 후 8~14년 동안 GAD 치료 시험에서 환자를 조사했습니다( Chambers et al., 2004 ). 연구 결과, 치료 전 특성불안은 추적관찰 시 불안 및 우울증 진단 건수와 유의미한 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 그러나 부정적인 감정을 통제한 후에는 장기 추적 조사에서 측정된 특성 불안만이 GAD 및 우울증 상태와 유의미한 상관관계가 있었던 반면, 치료 전 특성 불안은 그렇지 않았습니다. 안정적인 취약성 요인으로 개념화되었음에도 불구하고 특성 불안의 측정은 현재 증상의 심각도를 반영할 수도 있습니다. 치료 전 특성 불안이 치료 후 동반질환을 예측할 수 있지만, 부정적 정서 이외의 불안이나 우울 증상을 고유하게 예측하는 것으로 보이지는 않습니다.
특성 불안 및 강박 스펙트럼 장애
강박 장애 및 관련 장애는 더 이상 정신 장애 진단 및 통계 매뉴얼 (DSM-5, 미국 정신의학회, 2013 ) 및 질병 및 관련 건강 문제의 국제 통계 분류 (ICD-11) 에서 불안 장애로 분류되지 않습니다. ; 세계 보건 기구, 2020 ), 증거에 따르면 특성 불안은 강박 증상에 중요한 역할을 합니다. 특성 불안은 건강한 개인과 다른 불안 관련 장애가 있는 개인에 비해 OCD에서 증가합니다(Abramowitz et al., 2003). 특히, 강박장애 환자의 특성불안은 강박관념과 유의미한 상관관계가 있지만 강박장애 환자의 경우에는 상관관계가 없습니다( McKay et al., 1995 ). 강박관념은 반복적인 사고 과정이며 특성 불안과 관련된 두 가지 다른 반복적 사고 스타일인 걱정 및 반추와 특징을 공유합니다( Muris et al., 2005 ). 강박행동은 강박사고로 인해 발생하는 불안을 줄이기 위해 일반적으로 수행되는 일련의 행동으로, 불안보다 OCD에 더 구체적입니다. OCD에서 혐오감의 역할에 대한 관심이 증가하고 있음에도 불구하고 구조적 모델은 혐오 경향이 모델에 포함된 경우에도 특성 불안이 강박 증상의 통계적으로 유의미한 예측 변수로 남아 있음을 확인합니다( Olatunji et al., 2007 ). 마지막으로, 특성 불안은 축적 증상과도 연관되어 있습니다( Tolin et al., 2011 ). 이는 여러 상황에서 두려움, 걱정, 불안과 같은 부정적인 감정을 경험하는 안정적인 경향이 소유물을 구해야 한다는 인식 때문에 소유물을 버리거나 소유물과 헤어지는 데 지속적인 어려움을 겪을 수 있음을 시사합니다.
특성 불안 및 외상 스펙트럼 장애
외상후 스트레스 장애(PTSD) 및 급성 스트레스 장애를 포함한 외상 관련 장애에 대한 연구는 외상 경험이 일반적으로 병전 특성 불안과 무관하기 때문에 잠재적인 인과 관계를 조사할 수 있는 독특한 기회를 제공합니다. 몇몇 단면적 연구는 PTSD 증상의 경험과 특성 불안 사이의 통계적으로 유의미한 관계를 보여줍니다(Casada & Roache, 2005; Orsillo et al., 1996 ). 특성 불안은 급성 스트레스 장애 증상과도 상관관계가 있습니다(Suliman et al., 2013). 어린이를 대상으로 한 두 연구에서 특성 불안은 암 진단의 심각성(Phipps et al., 2009) 또는 경험한 허리케인의 강도( Lonigan et al., 1994 ) 를 포함하여 외상 사건 자체의 성격보다 PTSD 증상 심각도를 더 잘 예측했습니다. . 그러나 이러한 연구는 본질적으로 단면적이기 때문에 연구자가 외상 경험 후 PTSD가 발생할 수 있는 사람을 결정할 수는 없습니다. 제한된 수의 전향적 연구에서 이 질문에 답하려고 시도합니다. 환자가 암 진단을 받았을 때 측정된 특성 불안은 6개월 후 PTSD 증상을 유의미하게 예측했습니다( Kangas et al., 2005 ). 직장암 치료 직후 측정된 특성 불안이 높은 개인은 2~5년 후에 PTSD 증상을 지지할 가능성도 더 높았습니다( Ristvedt & Trinkaus, 2009 ). 심장 수술 후 1년 반에서 4년 사이에 환자를 추적한 연구에서 특성 불안은 스트레스 노출과 PTSD 사이의 관계를 매개하여 스트레스가 많은 사건을 경험한 개인이 나중에 PTSD를 어떻게 발병하는지에 대한 잠재적인 인과 메커니즘을 개괄적으로 설명했습니다( Kok et al., 2016 ). 의료 시술을 받는 환자에 대한 연구 외에도 두 가지 다른 연구에서는 특성 불안과 PTSD 사이의 전향적 관계를 보여줍니다. 예를 들어, 허리케인 카트리나 이전에 측정된 어린이의 특성 불안은 허리케인 이후의 GAD 및 우울증뿐만 아니라 PTSD 증상을 예측했습니다( Weems et al., 2007 ). 마지막으로, 나중에 캠퍼스 총격 사건을 경험한 대학생을 대상으로 한 전향적 연구에서 불안 민감도(특성 불안의 잠재적 하위 요인 중 하나)는 PTSD 증상을 예측했습니다( Boffa et al., 2016 ). 그러나 특성 불안 자체를 구체적으로 평가하지 않았기 때문에 본 연구에서는 특성 불안과 불안 민감성이 PTSD 증상에 미치는 전향적 영향을 구별할 수 없습니다.
특성 불안과 우울증
특성 불안은 여러 상황에서 두려움, 걱정, 불안에 주의를 기울이고 경험하는 안정적인 경향을 의미하지만, 이 성격 특성이 불안 관련 장애에만 국한되지 않을 수 있다는 증거가 늘어나고 있습니다. 일부 연구에서는 우울증 및 불안 관련 장애가 있는 개인에게서 비슷한 수준의 특성 불안이 발견된 반면(Christopher & MacDonald, 2005), 다른 연구에서는 불안한 임상 표본에 비해 우울증 환자에서 특성 불안이 상당히 더 높은 것으로 나타났습니다( Barlow et al., 1986 ; D' Avanzato 외, 2013; Power & Tarsia, 2007). 최근 연구에서 특성불안은 우울증과 양의 상관관계가 있었습니다. 반추는 특성 불안과 우울 증상 사이의 관계를 매개했지만, 인지적 유연성은 이 연관성을 완충했습니다( Wang et al., 2019 ). 본 연구는 위에서 설명한 특성 불안과 관련된 인지 편향 및 실행 기능 장애에 대한 결과가 우울증 증상에도 영향을 미친다는 것을 보여줍니다. 종합적으로, 이러한 발견은 특성 불안이 불안한 정신병리학에 특유한 취약성 요인인 정도에 대해 의문을 제기합니다.
문헌 검토에 따르면 특성 불안은 불안과 우울증뿐만 아니라 이러한 장애에 대한 취약성을 부여하는 인지적 요인에도 연루될 수 있습니다. 이 검토는 특성 불안이 불안과 우울증에 대한 일반화된 취약성의 산물인 비특이적 취약성 요인을 반영할 수 있음을 시사합니다. 예를 들어, Clark과 Watson(1991b)은 불안과 우울증의 삼자 모델을 주장하여 이러한 장애가 과각성(불안) 및 낮은 긍정적 정서(우울증)라는 특정 요인 외에도 핵심에 비특이적인 고통 요인을 공유한다고 제안했습니다. ). 이 비특이적인 고통 요인은 부정적인 정서/신경증, 즉 부정적인 감정을 경험하는 일반적인 경향으로 설명되었습니다( Watson & Clark, 1984 ). 부정적인 정서/신경증은 정신병리학 발달의 주요 취약성 요소이며, 특성 불안이 그 일부일 수 있습니다( Clark et al., 1994 ). 정신병리학의 증상은 시간이 지남에 따라 크게 변할 수 있지만, 부정적인 정서/신경증은 상대적으로 안정적인 구성으로 가정되며 부정적인 정서/신경증의 측정은 수년에 걸쳐 높은 테스트-재테스트 신뢰도를 갖습니다( Watson & Clark, 1984 ). 특성 불안과 마찬가지로 부정적인 정서/신경증은 불안과 우울 장애 모두에 대한 강력한 취약성 요소이며( Kotov et al., 2010 ; Shackman et al., 2016) 안전을 우선시하는 편향된 정보 처리 스타일과 관련이 있습니다(Van den Bergh et al., 언론 보도 중).
부정적인 영향의 지표로서의 특성 불안
기존 연구에 따르면 특성 불안과 부정적 정서/신경증 모두 불안 관련 장애 및 우울증 발병에 취약성을 부여하는 것으로 나타났습니다. 그러나 이는 특성불안과 부정적 정서/신경증이 본질적으로 동일한 구조이기 때문일 수 있습니다. 실제로 많은 연구자들은 부정적인 감정, 신경증, 특성 불안이라는 용어를 같은 의미로 사용합니다. 예를 들어, 임상적으로 불안한 표본 내에서 도출된 부정적인 영향 요인에 대해 논의하면서 Zinbarg와 Barlow(1996)는 다음과 같이 언급했습니다.
이러한 특성은 약간 다르게 정의되고 각 모델에서 해로움 회피(Cloninger), 신경증(Eysenck), 특성 불안(Gray), 행동 억제(Kagan) 및 부정적인 감정(Tellegen)과 같은 서로 다른 레이블이 지정되지만, 개념적이고 이러한 구성 간의 경험적 중복은 차이점보다 훨씬 큽니다.
(p.181)
마찬가지로 Clark과 Beck(2010)은 특성 불안과 부정적인 감정을 "거의 동의어"라고 부릅니다. 이 문제를 더욱 복잡하게 만드는 것은 특성 불안을 측정하는 방법입니다. 특성불안의 인지적, 행동적, 생리적, 신경적 상관관계와 특성불안이 불안과 우울 장애 모두에서 중심적인 역할을 한다는 것을 보여주는 풍부한 문헌이 있지만, 이 연구의 대부분은 단일 자기 보고의 사용에 의존합니다. 특성 불안의 척도: STAI(State-Trait Anxiety Inventory). STAI는 탄탄한 역사를 가지고 있지만, 널리 사용되는 이 측정 방법이 특성 불안의 특정 구성을 적절하게 포착하지 못할 수 있음을 시사하는 여러 심리 측정적 한계도 가지고 있습니다.
Taylor Manifest Anxiety Scale(TMAS; Taylor, 1953 ), Adult Manifest Anxiety Scale(AMAS; Reynolds et al., 2003 ), Institute for Personality and Ability Testing(IPAT) Anxiety Scale을 포함하여 특성 불안에 대한 많은 구체적인 척도가 개발 되었습니다. ( Krug et al., 1976 ), Endler 다차원 불안 척도 (EMAS; Endler et al., 1991 ) 및 인지 및 신체 불안에 대한 State-Trait Inventory (STICSA; Grös, et al., 2007 ). 마찬가지로, 여러 성격 측정에는 Revised NEO Personality Inventory(NEO PI-R; Costa & McRae, 1992 ), HEXACO Personality Inventory-Revised(HEXACO-PI-R; Lee & Ashton, 2004) 를 포함한 특성 불안 척도가 포함됩니다 . 및 Jackson Personality Inventory-Revised(JPI-R; Jackson, 1994 ) 그러나 STAI는 특성 불안에 대한 가장 잘 알려져 있고 가장 많이 인용되는 척도입니다.그림 2). STAI에는 "주관적인 불안, '불안' 기대, 자율신경계의 활성화(각성)"를 측정하는 상태 불안(STAI-S)과 "불안 성향의 개인차"를 측정하는 특성 불안이라는 두 가지 하위 척도가 있습니다. (STAI-T; Spielberger, 1966 , p. 17). STAI는 각 하위척도당 20개씩 총 40개의 항목으로 구성됩니다. 항목은 1(전혀 그렇지 않음/거의 그렇지 않음)부터 4(매우 그랬음/거의 항상)까지 Likert 등급으로 평가되며 일부 항목은 역점수로 평가됩니다. 개인은 STAI-S에 대해 "지금, 이 순간"에 대해 어떻게 느끼는지, STAI-T에 대해 "일반적으로 어떻게 느끼는지"를 표시하도록 요청받습니다.
STAI에 대한 초기 리뷰는 찬사였으며 철저한 테스트 매뉴얼을 통해 간단하고 저렴하며 관리, 채점 및 해석이 쉽다는 점에서 칭찬을 받았습니다(Hedberg, 1972). STAI는 31,000개 이상의 기사에서 인용되었으며 70개 언어와 방언으로 번역되었습니다( Spielberger, 2010 ;그림 2), 심리학적 특성에 대한 비판이 없지 않았습니다. STAI-T가 표준 샘플(.73 ~ .86; Spielberger, 1983 )에서 허용 가능한 테스트-재테스트 신뢰성을 입증했지만 다른 사람들은 우려를 제기했습니다. 초기 조사에서 Kendall과 동료(1976)는 다양한 상황에 걸쳐 측정했을 때 특성 불안 점수가 크게 변동하여 STAI-T의 신뢰성이 낮음을 나타냅니다. 마찬가지로 Nixon과 Steffeck(1977)은 8~11개월 동안 의대생 표본에서 STAI-T에 대한 테스트-재테스트 신뢰도가 낮거나 중간 정도라는 것을 발견했습니다. 후속 검토에서는 1990년부터 2000년까지 발표된 7개 연구에서 STAI-T의 평균 테스트-재테스트 신뢰도가 .88인 것으로 나타났습니다(Barnes et al., 2002). 그러나 STAI-T를 사용한 대부분의 연구는 신뢰성 정보를 포함하지 않거나 내부 일관성에 대한 정보만 제공합니다. 마찬가지로 측정 불변성을 조사하여 척도가 여러 그룹에 걸쳐 동일한 구성을 측정하는지 테스트한 연구는 거의 없습니다. 그러한 연구 중 하나는 대학생과 지역 사회 구성원을 대상으로 STAI-T, Behavioral Inhibition Scale(BIS; Carver & White, 1994 ) 및 Fear Survey Schedule(FSS; Wolpe & Lang, 1964 )을 조사하여 뚜렷한 특성 불안, 행동 억제에 대한 증거를 발견했습니다. , 사회적 공포, 조직 손상 공포 요인( Cooper et al., 2007 ). 샘플 내에서 모델은 구성 불변, 전체 메트릭 불변 및 성별에 따른 스칼라 불변을 보여주었습니다. 임상 인구, 연령 그룹 및 국적에 따른 테스트-재테스트 신뢰성과 측정 불변성에 대한 대규모 조사가 필요합니다.
STAI-T(Form X)의 첫 번째 출판 버전에는 "불안보다 우울증과 더 밀접하게 관련되어 있는" 6개 항목(예: "우울한 기분", "울고 싶은 기분")이 포함되어 후속 개정으로 이어졌습니다. Form Y 출판( Spielberger, 2010 ; Spielberger et al., 1983 ). 그러나 STAI를 사용한 많은 출판 기사에서는 어떤 버전의 측정이 사용되었는지 명시하지 않습니다. 또한 STAI의 모든 검증된 번역이 개정된 양식 Y를 사용하는 것은 아닙니다. 널리 사용되는 STAI의 독일어 버전은 Form X( Laux et al., 1981 )를 기반으로 합니다. 우울증과 구별할 수 있는 항목을 고려하여 척도를 수정하려는 노력에도 불구하고 STAI-T에는 불안 경험에 대한 특성 경향을 명확하게 반영하지 못하는 일부 항목이 포함되어 있습니다. 예를 들어, “나는 실망감을 너무 예리하게 받아들여서 마음에서 지울 수가 없다”, “나는 행복하다”(역점수)와 같은 항목은 우울 상태나 경험하려는 경향과 더 강하게 관련되어 있는 것 같습니다. 불안을 구체적으로 특성화하는 것보다 일반적으로 부정적인 감정이 더 많습니다. 실제로 STAI-T가 불안과 우울증을 확실하게 구별하지 못할 수도 있다는 우려가 있습니다. 예를 들어, Clark과 Watson(1991b)은 1,600명이 넘는 비임상 참가자를 대상으로 한 4개의 연구를 조사한 결과 STAI-T(Form X)와 우울증 측정치 사이의 평균 상관관계가 .65이고, STAI-T와 불안 측정. 281명의 임상 참가자를 대상으로 한 두 연구에서 STAI-T와 기타 불안 측정치 간의 평균 상관관계는 r = .80에 도달한 반면, STAI와 우울증 측정치 간의 평균 상관관계는 r = .67이었습니다. STAI-T와 우울증 측정 사이의 강한 상관관계는 타당성에 대한 판별적 증거가 부족함을 나타냅니다. 실제로 일부 연구에서는 개정된 STAI-T(양식 Y)가 불안 측정보다 우울증 측정과 더 강한 상관관계가 있음을 보여주었습니다. 예를 들어, 불안 관련 장애가 있는 캐나다 환자들 사이에서 STAI-T(Form Y)는 Beck Depression Inventory(BDI; r = .72)와 강한 상관관계가 있었고 Beck Anxiety Inventory(BAI; r =) 와는 중간 정도의 상관관계만 있었습니다. .42, Bieling et al., 1998). 스페인 학생들의 표본에서 STAI-T(양식 Y)는 우울증 측정값 (rs = .62–.75)과 강한 상관관계가 있었고 불안 측정값 (rs = .46–.61)과 중간 정도의 상관관계가 있었습니다( Bados et al., 2010 ). 마찬가지로 Balsamo와 동료(2013)는 이탈리아 성인의 대규모( N = 877) 비임상 표본 에서 STAI-T(Form Y)가 BDI-II와 강한 상관관계가 있음을 발견했습니다 ( r= .70) 더 작은 하위 표본( N = 151, r = .61) 에서는 BAI와 중간 정도의 상관관계가 있습니다 . 마찬가지로, 이탈리아 성인( N = 1124) 의 대규모 임상 표본에서 STAI-T와의 상관관계는 BAI( r = .55)보다 BDI-II( r = .76)에서 더 강력했습니다 .
요인 분석 연구에서는 STAI의 불안 관련 특성에 대한 의문도 제기되었습니다. STAI의 두 가지 하위 척도(STAI-T 및 STAI-S)가 일반적으로 보고되지만, 측정값의 원래 요인 분석에서는 상태 불안 존재, 상태 불안 부재, 특성 불안 존재 및 특성 불안의 네 가지 요소가 데이터에 가장 잘 맞는 것으로 나타났습니다. 부재( Spielberger et al., 1980 ). '불안 없음' 요인에 영향을 미치는 항목에는 '기분이 좋다', '차분하다' 등이 있다. 긍정적인 표현은 이러한 요인이 역점수 항목이 별도의 요인에 로드되는 방법 효과를 감지하고 있음을 나타낼 수 있습니다. 실제로 2가지 구성, 2가지 방법 모델이 4가지 요인 모델과 2가지 요인 모델보다 측정값에 더 잘 맞는 것으로 보입니다( Vigneau & Cormier, 2008 ). Bieling과 동료(1998)의 후속 연구에서는 고차 부정적 영향 요인과 우울증 및 불안의 두 가지 저차 특정 요인(STAI-D 및 STAI-A로 명명)으로 구성된 STAI-T 항목의 계층적 모델에 대한 증거를 발견했습니다. ). 두 가지 하위 요인과 관련하여 한 항목 세트는 불안과 걱정을 평가하는 반면 다른 항목은 슬픔과 자기 비하를 평가하는 것으로 보입니다. 흥미롭게도 STAI-A 하위척도는 BDI( r = .66) 및 BAI( r = .50) 모두와 강한 상관관계가 있는 것으로 나타났습니다. 마찬가지로 Bados와 동료(2010)는 STAI-A 하위 척도가 세 가지 불안 하위 척도(rs = .43–.58) 보다 우울증 하위 척도(rs = .49–.67)와 더 강한 상관관계가 있음을 발견했습니다. 잘 검증된 측정값(BDI/BAI, DASS-21, SCL-90-R). 프랑스 학생 표본을 대상으로 한 또 다른 요인 분석 연구에서는 불안, "실패" 또는 무쾌감증, 행복에 해당하는 3가지 요인 솔루션이 데이터에 가장 적합한 것으로 나타났습니다(Caci et al., 2003). 이는 STAI-T가 불안에 대한 대중적인 척도임에도 불구하고 불안뿐만 아니라 우울증도 평가할 수 있다는 추가 증거입니다.
실제로 STAI-T는 부정적인 정서/신경증 측정과 높은 상관관계가 있습니다. Watson과 Clark(1984)은 부정적인 정서/신경증의 구성과 관련된 성격 척도에 대한 독창적인 검토에서 STAI-T와 Eysenck 성격 목록 신경증 척도 사이의 r = .73 의 상관 관계를 보고했습니다 . 다른 임상 표본에서도 유사하게 강한 상관관계가 보고되었습니다( rs = .61–.86; Dammen et al., 2008 ; Luteijn & Bouman, 1988 ; Merino et al., 2016). STAI-T와 부정적인 정서/신경증 측정 사이의 높은 중첩 정도에 대한 한 가지 설명은 STAI-T가 실제로 특정 불안 취약성 요인을 측정하지 않는다는 것입니다. 오히려 증거는 STAI-T가 Clark과 Watson의 삼자 모델에서 불안 관련 장애와 우울증을 모두 특징짓는 비특이적 고통 요인의 척도임을 시사합니다. 다르게 말하면, STAI-T는 특성 불안의 특정 측면보다는 일반적인 부정적 감정/신경증을 측정하기 때문에 불안 관련 장애와 우울증을 구별하지 못할 수도 있습니다.
현재 메타 분석의 개요이 검토의 전반적인 목표는 메타 분석 접근법을 사용하여 STAI-T와 불안 및 우울 장애와의 연관성을 평가하는 것입니다. 메타 분석은 STAI와 같은 특정 테스트에 대한 타당성 증거를 조사할 수 있는 도구 중 하나입니다( 미국 교육 연구 협회, 미국 심리학 협회, 전국 교육 측정 협의회, 2014 ). STAI가 불안 증상이나 진단 상태에 대한 임상적 측정과 강한 관계를 보인다면 이는 수렴 타당성을 뒷받침할 것입니다. 그러나 STAI가 유용한 척도가 되려면 타당성에 대한 차별적인 증거도 입증해야 합니다. 우울 증상이나 진단 상태 측정과의 관계는 불안 측정과의 관계만큼 강하지 않아야 합니다.
위의 검토에서 알 수 있듯이 STAI-T가 평가한 특성 불안이 불안과 우울증 모두에 대한 광범위한 취약성 요소인지 아니면 불안 관련 장애에 대한 보다 구체적인 취약성인지는 불분명합니다. STAI-T가 특성 불안을 평가하는 데 가장 일반적으로 사용되는 척도이고 이 척도가 특성 불안의 특정 척도보다는 부정적인 정서/신경증의 더 넓은 척도를 반영할 수 있다는 점을 고려하여, 본 조사에서는 메타 분석적 접근법을 사용합니다. 특성 불안과 우울증 및 불안 관련 장애의 증상 사이의 연관성을 조사합니다. 범주적 관점에 따라, 우울 장애, 불안 관련 장애에 대한 진단 기준을 충족하는 사람들과 비임상적 비교를 대상으로 STAI-T 점수에 대한 메타 분석 비교가 이루어졌습니다. 이 검토 부분의 목적은 다음 세 가지 질문에 답하는 것이었습니다.
-
비임상 비교 그룹과 a) 불안 관련 장애 및 b) 우울 장애가 있는 그룹 간에 STAI-T 점수는 어느 정도 다른가요?
-
불안 관련 장애가 있는 사람과 우울 장애가 있는 사람의 STAI-T 점수는 어느 정도 다른가요?
-
불안 관련 장애가 있는 사람, 우울 장애가 있는 사람, 비임상적 비교 사이의 차이가 불안 및 우울 장애 동반 질환의 영향을 받나요?
다음으로, 불안과 우울증의 중증도 및 STAI-T 점수 사이의 관계 정도를 확인하기 위해 임상 진단을 받은 개인의 불안 및 우울 증상 측정값과 STAI-T 점수의 상관관계에 대한 메타 분석을 수행했습니다. STAI-T 점수와 우울증 및 불안 사이의 구체적인 연관성을 기술하는 것 외에도 여성이 불안 관련 장애로 진단될 가능성이 1.7배 더 높다는 점을 고려하여 성별과 연령을 조절자로 조사했습니다( McLean et al., 2011 ). 기분 장애 진단을 받을 확률은 남성에 비해 1.5배 더 높으며, 불안과 우울증의 비율은 연령에 따라 다릅니다( Kessler et al., 2005 ). 인종/민족을 보고한 연구 수가 부족하여 추가 분석이 불가능했습니다. 동반질환 비율( Clark & Watson, 1991a )과 증상이 약물에 의해 관리되는 정도( Soskin et al., 2012 )가 둘 다 자가 보고된 부정적 정서/신경증 및 신경증에 영향을 미칠 가능성이 높기 때문에 동반질환 및 약물 치료 상태도 중재자로 포함되었습니다. 따라서 STAI-T 점수에 영향을 미칠 수 있습니다.
행동 양식
문학기지
성인 인구의 STAI(State-Trait Anxiety Inventory) 점수를 보고한 경험적 기사를 식별하기 위해 PsycINFO 및 PubMed 데이터베이스에서 문헌 검색을 수행했습니다. 영어로 출판되었습니다. STAI 매뉴얼의 출판 날짜에 따라 1970년 1월 1일부터 2020년 4월 15일까지 출판된 동료 검토 연구가 검색에 포함되었습니다. 전체 검색어 및 지정자는 보충 표 1 에 자세히 설명되어 있습니다 . 잠재적인 이름 변형을 포함하여 "테스트 및 측정" 검색 필드에서 STAI의 사용을 명시한 모든 동료 검토 연구 논문을 PsycINFO에서 초기 검색하여 11,362개의 초록을 얻었습니다. 수석 저자와 숙련된 학부 연구 보조원 팀은 다음 기준에 따라 각 초록을 검토했습니다. (a) 18세 이상의 개인이 포함되었으며 (b) 현재 불안 관련 장애가 있는 DSM 또는 ICD 기준에 따라 진단되었습니다. 공황 장애, 사회 불안 장애, 범불안 장애, 특정 공포증, 외상후 스트레스 장애, 급성 스트레스 장애, 강박 장애, 질병 불안 장애, 축적 장애, Asmundson, 2019 참조 ) 또는 (c) 주요 우울증을 포함한 현재 우울증 장애 우울 장애, 경미한 우울 장애 또는 기분 저하증; (d) 건강한 개인의 비교 그룹이 포함되거나 (e) 위에 정의된 바와 같이 서로 다른 불안 및 우울 장애로 진단된 두 개인 그룹이 포함됩니다. (f) STAI의 20개 항목 특성 버전에 대한 점수를 보고했습니다. 정신병적 장애, 지적 장애 또는 전반적 발달 장애, 양극성 장애, 적응 장애 또는 완화 중인 불안 또는 우울 장애가 있는 개인에 대한 연구는 불안 및/또는 우울 장애가 있는 개별 그룹도 보고되지 않는 한 포함되지 않았습니다. 이 그룹에서는 제외 기준을 충족하지 못했습니다. 이러한 기준에 따라 모든 초록을 검토한 후 863개의 적격 연구가 남았습니다. 수석 저자는 동일한 포함 기준에 따라 모든 전문을 검토했습니다. (g) 위에서 정의한 그룹에 의한 STAI-T의 평균 및 표준 편차를 보고하지 않았거나 불안 또는 우울 증상 측정과의 상관관계를 보고하지 않은 경우, (h) STAI의 상태 척도만 보고한 경우, 또는 (i )에는 다른 출판된 연구와 중복되는 샘플이 포함되었습니다. 게시된 STAI-T 평균이 이 측정에 대해 허용되는 범위(20-80) 내에 있지 않거나 STAI의 보고된 하위 척도(상태 또는 특성)가 명확하지 않은 경우, 정보를 명확히 하기 위해 연구 저자에게 연락했습니다. STAI-T 데이터가 여러 시점에서 보고된 경우 기준 STAI-T 값만 포함되었습니다. 전문을 검토한 결과, PsycINFO에서 확인된 383개의 기사가 현재 메타 분석에 포함되었습니다.
PsycINFO 데이터베이스에 색인되지 않은 저널에 출판된 논문을 식별하기 위해 PubMed 데이터베이스에서 문헌 검색도 수행되었습니다. 초기 검색에는 영어로 출판되고 인간을 대상으로 실시된 기사가 포함되었으며 측정 이름의 변형과 함께 "State-Trait Anxiety Inventory"라는 용어가 포함되었습니다. 검색어의 전체 목록은 보충 표 1 에 포함되어 있습니다 . 이러한 검색 기준에 따라 총 3,934개의 초록이 식별되었습니다. 이 중 2,118개의 초록은 PsycINFO에 색인된 저널에 포함된 중복 초록이었으며, 위에 지정된 기준에 따라 검토를 위해 1,816개의 고유한 초록이 남았습니다. 이 중 30개의 초록이 자격 기준을 충족했으며 수석 저자가 전체 텍스트를 검토했습니다. 지정된 기준에 따라 유효한 STAI-T 데이터를 포함하는 5개의 추가 기사가 PubMed 데이터베이스의 메타 분석에 포함되었습니다. 따라서 총 388개의 동료 검토 논문이 유효한 데이터를 포함하고 있으며 현재 메타 분석에 포함되었습니다(그림 3; 보충 표 2 및 3 ).
데이터 분석
STAI-T 점수에 대한 효과 크기는 종합 메타 분석(CMA) 버전 3( Borenstein et al., 2014 )을 사용하여 계산되었으며, 불안 관련 장애가 있는 (1) 개인 간의 STAI-T 평균 및 표준 편차를 다음과 비교했습니다. 건강한 비교 그룹, (2) 건강한 비교 그룹과 우울 장애가 있는 개인, (3) 우울 장애가 있는 개인과 불안 관련 장애가 있는 개인, (4) 불안 관련 장애가 있는 개인이 건강한 비교 그룹과 비교 불안 관련 장애만 있고, (5) 우울증만 있는 개인과 비교하여 불안과 우울증이 동반된 개인. 연구 간의 이질성을 고려하여 무작위 효과 모델이 사용되었습니다. 하위그룹 분석은 특정 하위그룹에 최소 10개 이상의 연구가 있을 때 진단별로 독립적으로 수행되었습니다( Higgins & Green, 2011 ). Hedges의 g는 효과 크기 측정값으로 사용되었습니다. Hedges의 g 효과 크기는 Cohen의 d 에 사용된 벤치마크에 따라 해석될 수 있습니다 (0.2 = 작음, 0.5 = 중간, 0.8 = 큼, Cohen, 1992 ). STAI-T와 (6) 불안 증상 측정 및 (7) 우울 증상 측정 간의 상관관계에 대한 별도의 메타 분석도 수행되었습니다. 상관 관계는 먼저 Fisher의 z 변환을 사용하여 변환되었습니다. 요약 값은 보고할 상관관계로 다시 변환되었습니다( Borenstein et al., 2009 ). 평균 상관관계는 상관 계수에 대한 Cohen의 관례에 따라 해석되었습니다(0.1 = 작음; 0.3 = 중간; 0.5 = 큼; Cohen, 1992 ). 관찰된 검정력은 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 비교인 0.85를 제외하고 모든 메타 분석에서 > 0.99였습니다( Quintana & Tiebel, 2019 ).
출판 편향은 여러 방법을 사용하여 평가되었습니다. 먼저, 깔때기 플롯을 육안으로 검사하고 Egger의 회귀 분석을 사용하여 비대칭의 중요성을 확인했습니다( Egger et al., 1997 ). 다음으로, 메타 분석의 효과 크기를 중요하지 않은 수준으로 줄이는 데 필요한 효과 크기가 0인 추가 연구 수를 결정하기 위해 Rosenthal의 안전 N을 계산했습니다( p > 0.05; Rosenthal, 1979 ). 전체 효과 크기를 Hedges의 g = 0.1 및 평균 r = . 05( 오윈, 1983 ). 관찰된 이질성이 크기 때문에(1 번 테이블), 잠재적 중재자(평균 연령, 여성 비율, 동반 불안 및 우울증 비율, 정신 활성 약물 치료를 받는 개인 비율)를 메타 회귀 분석을 사용하여 평가했습니다. 범주형 조정자(지역, STAI 형식 X 대 형식 Y)의 경우 메타 회귀 모델에 사용하기 위해 더미 변수가 생성되었습니다. 연구 전반에 걸친 누락 비율로 인해 각 잠재적 조정자는 별도의 메타 회귀 모델에서 검사되었습니다.
결과
범주형 비교
개별 하위 그룹 비교를 위한 효과 크기는 보충 표 4 에 나열되어 있습니다 .
비임상 비교 그룹과 관련된 불안 및 우울 장애
예상대로, 불안 관련 장애가 있는 개인은 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 상당히 높았습니다( k = 359, g = 1.90, p < .001). GAD, OCD, 공황장애, PTSD, 사회불안장애에 대한 효과의 크기는 gs = 1.77 – 2.58로 매우 컸고, 특정공포증에 대해서는 중간 수준인 g = 0.50(1 번 테이블;그림 4). 분석에서 특정 공포증을 제외했을 때 불안 관련 장애에 대한 전반적인 효과는 비임상 비교 그룹에 비해 약간 더 컸습니다( k = 333, g = 2.01, p < .001). 우울 장애가 있는 개인은 비임상 비교 그룹보다 STAI-T 점수가 유의하게 더 높았습니다( k = 86, g = 2.60, p < .001). 표본이 MDD 기준만 충족하는 개인에 대한 연구로 제한되었을 때 효과 크기는 k = 76, g = 2.74(1 번 테이블;그림 4).
불안 관련 장애를 우울증 장애와 비교
다수의 연구에서 우울 장애가 있는 개인과 불안 관련 장애가 있는 개인의 STAI-T 점수가 보고되었습니다. 불안 관련 장애가 있는 개인은 우울증 장애가 있는 개인에 비해 STAI-T 점수가 유의하게 낮았지만 효과는 작았습니다( k = 24, g = -0.27, p = .005).1 번 테이블;그림 4).
동반질환
몇몇 연구에서는 동반 불안 및 우울 장애가 있는 개인을 불안 관련 장애만 있는 개인, 우울 장애만 있는 개인, 또는 두 그룹 모두와 직접 비교했습니다. 불안과 우울증이 동반된 개인은 불안 관련 장애만 있는 개인에 비해 STAI-T 점수가 유의하게 더 높았으며( k = 11, g = 0.75, p < .001), 우울 장애만 있는 개인에 비해 k = 10이었습니다. , g = 0.47, p < .001 (1 번 테이블;그림 5). 나머지 연구에서는 동반질환 비율을 중재자로 평가했습니다. 불안 등급 장애가 있는 개인을 비임상 비교 그룹과 비교할 때 추가 불안 등급 장애 동반 질환의 비율이 높을수록 STAI-T 점수가 높아지는 경향이 관찰되었습니다( Q = 2.96, p = .09). 우울증 동반 질환의 비율은 STAI-T 점수 증가( Q = 10.48, p = .001)와 유의미한 연관이 있었지만, 우울증 동반 질환에 따른 총 분산은 작았지만( R 2 유사체 = 0.06). 우울증 동반 질환이 증가함에 따라 PTSD 환자의 STAI-T 점수가 증가하는 경향이 있었지만, Q = 3.50, p = .06 으로 특정 불안 관련 장애를 비임상적 비교 그룹과 비교할 때 동반 우울증의 효과는 통계적으로 유의하지 않았습니다 .
우울 장애가 있는 개인을 비임상 비교 그룹과 비교할 때 동반 불안 관련 장애의 비율은 STAI-T 점수에 유의미한 영향을 미치지 않았습니다( Q = 0.21, p = .65). 또한, 다른 동반 질환(예: MDD 및 기분부전증)의 비율이 증가함에 따라 우울증 장애가 있는 개인의 STAI-T 점수가 증가하는 경향이 관찰되었습니다( Q = 3.76, p = .05). 불안 동반이환은 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이를 조절하지 못했으며, Q = 0.22, p = .90이었으며, 우울 동반이환도 STAI-T 점수의 차이를 조절하지 못했습니다. 이들 그룹 사이에서는 Q = 0.02, p = .99입니다.표 2이러한 동반질환 완화 분석의 결과를 표시합니다.
다른 중재자
다른 모든 조정 분석은 다음에 표시됩니다.표 2. 그룹의 성별 구성은 비임상 비교 그룹과 비교하여 불안 관련 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이에 영향을 미치지 않았습니다( Q = 1.54 , p = .21, 또는 비임상 비교 그룹과 비교하여 우울 장애가 있는 개인). , Q = 2.31 , p = .13. 성별은 또한 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이를 조절하지 못했습니다( Q = 0.68 , p = .71). 그러나 성별은 비임상 비교 그룹과 특정 불안 관련 장애 사이의 효과 크기를 완화시켰습니다. GAD 및 OCD가 있는 개인의 경우 표본에 포함된 여성의 비율 증가는 비임상 비교 그룹에 비해 상당히 높은 STAI-T 점수와 관련이 있었습니다. Q GAD = 4.39, p = .04, R 2 유사체 = 0.12; Q OCD = 4.43, p = .04, R 2 아날로그 = 0.17. 이러한 경향은 공황 장애가 있는 개인에서도 관찰되었으나 유의미한 수준에는 도달하지 못했습니다( Q PD = 3.12, p = .08).
나이는 불안 관련 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 간의 STAI-T 점수 차이( Q = 1.93 , p = .17) 또는 비임상적 비교 그룹과 비교한 우울 장애 개인 간의 차이 (Q = 0.65)를 유의미하게 조절하지 못했습니다. , p = .42. 그러나 특정 장애는 연령과 관련이 있는 것으로 나타났습니다. 공황 장애가 있는 개인의 경우 젊은 개인은 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 유의하게 더 높았습니다( Q = 5.51, p = .02, R 2 아날로그 = 0.12). 특정 공포증이 있는 개인의 경우 나이는 반대 효과를 나타냈습니다. 노년층은 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 상당히 높았습니다( Q = 8.91, p < .01, R 2 아날로그 = 0.80). MDD가 있는 개인의 경우, 젊은 개인은 비임상 비교 그룹보다 STAI-T 점수가 더 높았습니다( Q = 4.67, p = .03, R 2 아날로그 = 0.00). 연령은 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이를 조절하지 못했습니다 (Q = 3.21, p = .20).
정신 활성 약물 치료 비율은 불안 관련 장애가 있는 개인 (Q = 0.00 , p = .98) 또는 비임상 비교 그룹 (Q = 0.03 , p = .87 )과 비교하여 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이를 완화하지 못했습니다. 그러나 비임상 비교군에 비해 GAD 환자에게서 경향이 관찰되었는데, 표본에서 약물 사용 비율이 높을수록 STAI-T 점수가 낮았다( Q = 2.87, p = .09). 불안과 우울 장애가 있는 개인을 비교할 수 있는 약물 정보가 포함된 연구 수가 부족했습니다.
STAI의 X형과 Y형 사이에는 상당한 차이가 있기 때문에 각 형태를 사용한 연구 간에 비교가 수행되었습니다. 불안 관련 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 간의 비교를 위해 사용된 STAI의 형태는 통계적으로 유의미한 조절자였습니다. Form Y( k = 180, g = 1.99) 를 사용한 연구에서는 Form X( k = 141, g = 1.75), Q = 6.58을 사용한 연구보다 비임상 비교 그룹에 비해 불안 관련 장애가 있는 개인의 STAI-T 점수가 유의하게 더 높았 습니다. , p = .01. 사용된 STAI의 형태는 우울 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 사이의 STAI-T 점수 차이 (Q = 0.18, p = .67) 또는 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 사이의 차이 (Q) 에 유의미한 영향을 미치지 않았습니다. = 0.08, p = .86.
STAI-T 점수의 지역적 차이도 발견되었습니다. 불안 관련 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹을 비교한 연구에서 연구가 수행된 지역은 STAI-T 점수의 차이를 유의하게 완화시켰습니다( Q = 42.05, p < .001). 구체적으로 중국( k = 25), 독일 및 오스트리아( k = 75), 이스라엘( k = 12), 이탈리아( k = 17), 일본( k = 16), 한국( k = 9) 에서 수행된 연구는 스페인( k = 10), 서유럽( k = 15, 프랑스, 네덜란드, 벨기에 포함) 및 기타 유럽 국가( k = 8, 헝가리, 폴란드, 크로아티아, 그리스, 스웨덴, 노르웨이 포함)는 훨씬 더 작았습니다. 미국에서 수행된 연구와 불안 관련 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 간의 STAI-T 점수 차이( k = 97), 모두 p s < .04. 불안 관련 장애가 있는 개인과 비임상 비교군을 비교한 연구는 호주와 뉴질랜드( k =7), 캐나다( k =7), 남미( k =3), 스위스( k =14), 터키(k=14)에서 진행됐다. k = 10), 영국( k = 27)은 미국에서 수행된 연구와 크게 다르지 않았으며, 모두 p s > .16(참조:표 2전체 결과를 보려면). 우울 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹을 비교한 연구에서 연구가 수행된 지역은 STAI-T 점수의 차이( Q = 27.35, p < .001)를 유의하게 완화했습니다. 구체적으로, 중국, 일본, 한국, 러시아(시베리아)를 포함한 아시아( k = 9)에서 수행된 연구에서는 우울증 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 간의 STAI-T 점수 차이가 2019년에 수행된 연구보다 유의하게 더 작았습니다. 미국( k = 21), β = −1.11, SE = 0.38, p < .01. 영국에서 수행된 연구( k = 10)는 미국에서 수행된 연구보다 더 큰 효과를 나타냈습니다( β = 0.90, SE = 0.38, p = .02). 다른 모든 지역(호주, 캐나다, 유럽, 독일, 오스트리아, 중동, 남미)의 경우 효과 크기는 미국에서 수행된 연구와 다르지 않았습니다.
상관 메타 분석
STAI-T와 불안 증상의 심각도
Penn State Worry Questionnaire(PSWQ; Meyer et al., 1990 ), Obsessive Compulsive Inventory - Revised(OCI-R; Foa et al., 2002 ), Yale-Brown Obsessive-Compulsive Scale(Y-BOCS; Goodman et al., 1989 ), Hypochondriasis Y-BOCS(H-YBOCS; Skritskaya et al., 2012 ), Davidson Trauma Scale(DTS; Davidson et al., 1997 ), 급성 스트레스 장애 인터뷰(ASDI; Bryant et al., 1998 ), Liebowitz Social Anxiety Scale(LSAS; Liebowitz, 1987 ), Social Interaction Anxiety Scale(SIAS; Rodebaugh et al., 2007 ), 공포증 목록(SPIN; Connor et al., 2000 ) 및 우울증 및 불안에 대한 증상 평가 척도, 불안 하위 척도(SRSDA; Bech, 1993 ). 임상적으로 불안하거나 우울한 샘플 내에서 측정된 경우 상관관계가 포함되었습니다( k = 15). STAI-T는 불안 증상 심각도와 강한 상관관계가 있었으며 평균 r = 0.59(표 3,그림 6).
STAI-T 및 우울증 증상 심각도
임상적으로 불안하거나 우울한 샘플 내에서 STAI-T와 Beck Depression Inventory(BDI; Beck et al., 1961 ) 및 Beck Depression Inventory-II(BDI-II; Beck et al., 1996 ) 사이의 상관관계도 이용 가능했습니다( k = 13). STAI-T는 우울증 증상 심각도와 강한 상관관계가 있었으며 평균 r = 0.61(표 3,그림 6).
출판 편견
이러한 각 분석에 대해 출판 편향도 평가되었습니다. 깔때기 도표는 보충 그림 1 – 5 에 표시됩니다 . 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인, 동반 불안 및 우울증이 있는 개인과 불안 관련 장애만 있는 개인, 동반 불안 및 우울증이 있는 개인 간의 STAI-T 점수를 비교하는 메타 분석을 위한 깔때기 도표 우울증과 우울 장애가 있는 개인은 비대칭적이지 않았습니다 (p s = .13–.31). 이는 이러한 메타 분석이 출판 편향에 크게 영향을 받지 않았음을 시사합니다( Egger et al., 1997 ). 마찬가지로, STAI-T와 우울증 측정 및 불안 측정 간의 상관관계에 대한 깔때기 도표는 비대칭이 아닙니다( ps = .22–.52). 그러나 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인을 비임상적 비교 그룹과 비교한 메타 분석은 상당히 비대칭적이었습니다(둘 다 ps < .001).
논의
본 메타 분석에서는 불안 관련 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인이 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 유의하게 높은 것으로 나타났습니다. 또한, 우울증과 불안 증상의 심각도 측정은 이들 샘플의 STAI-T와 유사하게 강한 상관관계가 있었습니다. 이러한 발견은 불안과 우울증에 특성 불안이 관련되어 있다는 연구와 일치합니다( Andrews, 1991 ; Rachman, 1998 ; Weger & Sandi, 2018 ). 비록 효과 크기는 작았지만, 이번 연구 결과는 우울 장애가 있는 개인이 불안 관련 장애가 있는 개인보다 STAI-T 점수가 상당히 높은 것으로 나타났습니다. 이 결과는 STAI-T가 여러 상황에 걸쳐 두려움, 걱정, 불안에 주의를 기울이고, 경험하고, 보고하는 안정적인 경향의 척도로 간주된다면 예상되는 것과 반대됩니다. 또한, 연구 결과에 따르면 동반질환이 STAI-T 점수의 차이에 영향을 미치는 것으로 나타났습니다. 보다 구체적으로, 불안과 우울증이 동반된 개인은 불안이나 우울증만 있는 개인보다 STAI-T 점수가 더 높았습니다. 특히 동반이환 우울증을 추가하면 불안 관련 장애가 있는 개인의 STAI-T 점수가 증가한 반면, 동반이환 불안을 추가하면 우울증 장애가 있는 개인의 STAI-T 점수에 영향을 미치지 않았습니다.
STAI-T는 부정적인 영향에 대한 비특이적 척도입니다.
현재 메타 분석의 결과는 STAI-T가 의도한 대로 특성 불안을 독점적으로 측정하는 것이 아니라 불안과 우울증을 특징으로 하는 부정적인 정서/신경증과 같은 고차원 특성을 포착할 수 있음을 시사합니다. 예를 들어, 문헌에 대한 광범위한 검토를 바탕으로 Mineka와 동료(1998) 는 DSM-IV 기분 및 불안 장애에는 "일반적인 고통과 부정적인 영향의 광범위한 개인차; 이는 기분 장애와 불안 장애 모두에 공통적으로 존재하는 광범위하고 고차원적인 요인이며 주로 이러한 장애 간의 중복을 담당합니다”(p. 397). 불안과 우울증 요인을 식별하는 STAI의 요인 분석 연구(Bieling et al., 1998)와 불안 내용보다는 우울 내용을 반영하는 특정 항목의 표현(예: "나는 실망을 너무 예리하게 받아들이기 때문에 말할 수 없습니다) 내 마음에서”), STAI-T는 불안과 우울증 모두에 대한 위험을 수반할 수 있는 광범위한 부정적인 정서적 취약성을 포착하는 것으로 보입니다.
자기 보고를 통해 특성 불안에 대한 유효한 척도를 개발하려는 시도는 새로운 것이 아닙니다. 60년 전에는 불안을 측정하기 위해 최소한 120개의 성격 테스트가 있었습니다( Cattell & Scheier, 1958 ). 특성은 행동을 분류하는 설명적이고 유용한 방법이지만 심리학적으로는 직접적으로 측정할 수 없으며 대신 체계적인 공변량을 통해 추론됩니다( Catell, 1946 ). 따라서 타당성에 대한 우려는 STAI에만 국한된 것이 아닙니다( Dobson, 1985 ; Feldman, 1993 ; Gotlib, 1984 ). 실제로, 불안과 우울증에 대한 많은 자가 보고 척도는 유사한 심리적 한계를 겪고 있습니다( Gotlib & Cane, 1989 ). 그러나 널리 사용되기 때문에(참조:그림 2), STAI-T의 제한된 타당성 판별 증거는 정신병리학 문헌에서 이루어진 추론에 중요한 의미를 갖습니다. 예를 들어, 특성불안과 행동적, 인지적, 생리적, 신경적 과정 사이의 관계를 논의한 이전에 검토된 많은 연구는 재개념화가 필요할 수 있습니다. STAI-T가 부정적인 정서/신경증의 척도인 것으로 보인다는 점을 감안할 때, 이러한 연구는 특성 불안 자체보다는 다양한 과정과 부정적인 정서/신경증 사이의 연관성을 더 광범위하게 보여줍니다.
STAI-T가 부정적인 감정을 측정하는 척도인 것처럼 보이지만, 이 점에서도 불완전하다는 점에 유의하는 것이 중요합니다. 예를 들어, STAI-T는 불안과 우울증 이외의 부정적인 감정을 평가하지 않는 것으로 보입니다. 실제로 죄책감, 수치심, 혐오감, 분노 등은 모두 부정적인 감정이지만, STAI-T에 포함된 항목들은 이러한 감정을 반영하지 않습니다. 긍정적 감정 및 부정적 감정 척도(PANAS; Watson et al., 1988 )와 같은 부정적인 감정/신경증에 대한 다른 측정에는 죄책감, 수치심, 적대감 및 과민성을 평가하는 항목이 포함되며 적당한 정도의 안정성과 예측력을 입증합니다. 6년 기간에 걸쳐 특성 형태로 나타납니다( Watson & Walker, 1996 ). PANAS는 정서적 경험의 행동적, 인지적 또는 신체적 상관관계를 포착하지 못하고 개인에게 "일반적으로" 느끼는 정도를 보고하도록 엄격하게 요구하지만, 이는 분명히 부정적인 영향에 대한 보다 포괄적인 척도입니다. 요약하자면, STAI-T는 타당성에 대한 식별 가능한 증거가 부족하므로 특성 불안에 대한 적절한 척도가 아닙니다. 그러나 STAI-T는 제한된 범위로 인해 부정적인 영향의 구성을 과소평가합니다.
불안과 우울 장애는 부정적인 영향이 다릅니다
STAI-T가 특성 불안보다 부정적인 정서의 척도로 더 잘 설명된다면, 본 메타 분석의 결과는 우울증 장애가 있는 개인이 불안 관련 장애가 있는 개인보다 특성 부정적인 정서가 더 높다는 것을 시사합니다. 성격 특성과 정신병리학을 조사한 메타 분석에서는 불안 관련 장애에 비해 우울증에서 부정적인 정서/신경증이 유의하게 더 높은 것으로 밝혀지지 않았지만( Kotov et al., 2010 ), 우울증 증상은 우울증의 증상보다 부정적인 정서/신경증과 더 강한 상관관계가 있습니다. 다른 연구에서의 사회적 불안, 공황, 광장공포증 및 특정 공포증( Brown, 2007 ; Brown et al., 1998 ; Brown & Naragon-Gainey, 2013 ; Gamez et al., 2007 ; Naragon-Gainey & Watson, 2018 ; Paulus et al. al., 2015 ; Watson et al., 2005 ). 특히, 부정적인 정서/신경증 및 정신병리학적 증상을 조사한 연구에서 GAD는 다른 불안 관련 장애보다 부정적인 정서/신경증과 더 강한 관계를 가지고 있습니다. 정신병리학의 구조적 모델에서 GAD는 MDD, 기분 저하, 때로는 PTSD와 함께 고통/불안-비참 요인에 부하되는 반면, 다른 불안 장애(공황 장애, 광장 공포증, 사회 불안 장애 및 특정 공포증)는 공포 장애 요인에 부하됩니다. ( Krueger, 1999 ; Vollebergh 외, 2001 ; Watson, 2005 ; Watson 외, 2008 ; Wright 외, 2013 ). 본 메타 분석에서 GAD가 있는 개인을 비임상 비교 그룹과 비교한 연구는 우울 장애가 있는 개인을 비교한 연구와 비임상 비교 그룹과 유사한 효과 크기를 나타냈습니다. 이러한 효과 크기를 직접 비교할 수는 없지만 1 , 우울 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹 간의 STAI-T 점수 차이의 효과 크기에 대한 95% 신뢰 구간은 GAD 및 사회 불안 장애는 다른 불안 관련 장애에 대한 효과 크기와는 다릅니다. GAD가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수를 직접 비교하는 소수의 연구( k = 7)가 이용 가능했습니다. 이 효과 크기는 작았으며(Hedges's g = −0.23) 유의미한 수준에 도달하지 못했습니다( p = .26). 사회 불안 장애가 있는 개인과 우울 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수를 직접 비교하면 이들 그룹의 평균 STAI-T 점수( k = 5, Hedges의 g = -0.45,p < .001). 함께, 이러한 결과는 GAD를 가진 개인과 우울 장애를 가진 개인이 부정적인 감정/신경증에 차이가 없음을 시사합니다. 사회 불안 장애가 있는 개인은 우울증이 있는 개인보다 부정적인 감정/신경증이 현저히 낮습니다. 이러한 결과는 조난 장애가 있는 개인이 공포 장애가 있는 개인에 비해 부정적인 감정의 수준이 더 높다는 기존 증거와 일치합니다.
부정적인 정서/신경증은 거의 완벽하게 상관관계가 있는 기분과 불안 관련 장애 진단 상태에 공통적인 단일 내면화 요인을 확인한 청소년을 대상으로 한 대규모 연구 결과에서 입증된 바와 같이 내면화 장애의 핵심 공통 특징일 수 있습니다( r = . 98) 신경증의 척도가 있습니다( Griffith et al., 2010 ). 부정적인 감정/신경증이 정신병리학의 구조적 모델에서 증상 변화의 큰 부분을 차지하더라도 인지적 취약성에 대한 측정을 포함하면 추가적인 특이성과 예측력을 제공할 수 있습니다. 정신병리학의 구조적 모델에서 부정적인 정서/신경증과 누적되거나 시너지 효과를 낼 수 있는 특정 인지 취약성 요인에 대한 여러 후보가 평가되었습니다. 예를 들어, 불안 민감성과 불확실성에 대한 불내성은 학부생 표본에서 OCD, 사회적 불안 및 걱정 증상의 독특한 차이를 설명했습니다( Norton & Mehta, 2007 ). 학부생 표본을 대상으로 한 또 다른 연구에서는 특정 인지적 취약성이 우울증 및 걱정 증상에 대한 불확실성 및 반추적 스타일에 대한 불관용, 공황 및 사회 불안 증상에 대한 불안 민감성을 포함하여 부정적인 정서/신경증과 정신병리학 증상 사이의 관계를 완전히 매개한다는 것을 발견했습니다( 홍, 2013 ). 불안 및 우울 장애가 있는 치료를 구하는 외래환자 표본에서, 부정적 정서/신경증은 불안 민감성을 통해 간접적으로 공황 증상의 변동의 상당 부분을 설명했으며, 또한 강박 장애, 사회적 불안, GAD의 변동 중 통계적으로 유의미한 부분을 설명했습니다. , 불확실성에 대한 편협함을 통해 간접적으로 우울증이 발생합니다( Paulus et al., 2015 ). 대규모 임상 표본에 대한 두 번째 연구에서는 GAD와 OCD 모두에 대한 인지된 통제와 OCD 단독에 대한 사고-행동 융합을 포함하여 특정 인지 취약성과 함께 장애를 내재화하는 핵심 생물학적 취약성으로 부정적인 정서/신경증을 확인했습니다( Brown & Naragon- 게이니, 2013 ). 마지막으로, 정신과 외래환자를 대상으로 한 연구에서는 고차 부정적 정서/신경증 및 여러 저차 인지 취약성(불안 민감성, 불확실성에 대한 편협함, 완벽주의 및 경험적 회피)을 포함하는 모델이 데이터에 적합하지만 불안 민감성과 완벽주의만이 데이터에 적합하다는 것을 발견했습니다. 정신병리학을 내면화하는 데 상당한 차이가 있었고, 후자는 OCD 2 의 차이에만 구체적으로 기여했습니다 ( Naragon-Gainey & Watson, 2018). 이러한 결과는 다양한 형태의 정신병리학에 대한 취약성 요인을 조사할 때 특정 인지 취약성에 대한 측정을 사용하면 부정적인 정서/신경증이 증가(또는 보완)될 수 있음을 시사합니다.
본 메타 분석은 또한 불안이나 우울증 단독에 비해 불안과 우울증이 동반된 경우 부정적인 감정이 더 높다는 것을 시사합니다. 다른 연구에서도 MDD에서 부정적인 정서/신경증의 증가와 동반 질환의 유병률 및 수 증가 사이의 연관성이 발견되었으며( Jylh et al., 2009 ; Xia et al. 2011 ), 불안 및 우울 장애가 있는 개인에 대한 이전 연구에서는 부정적인 감정/신경증의 증가와 함께 동반질환도 증가하는 추세입니다( Bienvenu et al., 2001 ). 불안과 우울증의 동반질환의 본질은 광범위하게 조사되었으며, 부정적인 감정/신경증은 이러한 중복의 대부분을 설명할 가능성이 높습니다. 왜냐하면 부정적인 감정이 높은 개인은 높은 수준의 다중 부정적인 감정을 경험할 가능성이 더 높기 때문입니다( Mineka et al., 1998 , 왓슨, 2005 ). 본 연구는 우울증 장애가 불안 관련 장애보다 더 높은 부정적인 감정과 연관되어 있음을 시사합니다. 따라서 불안한 표본에서 동반된 우울증이 증가하면 STAI-T 점수가 유의하게 높아지는 반면, 우울 장애 표본에 동반된 불안을 추가하는 것은 STAI-T 점수에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않습니다.
중요한 것은 우울증 장애가 있는 개인이 불안 관련 장애가 있는 개인에 비해 부정적 영향의 평균 수준이 작지만 상당히 높은 수준을 지지했지만 STAI-T는 불안 및 우울 증상 심각도와 동등하게 강한 상관관계가 있다는 것입니다. 즉, 이러한 임상 표본 내에서 전반적인 증상 중증도와 STAI-T 점수 사이에는 강한 관계가 있었지만 STAI-T 점수와 불안 증상 중증도 사이의 관계는 STAI-T 점수와 우울 증상 중증도 사이의 관계와 다르지 않았습니다. 진단 비교에 비해 상관 분석에 포함된 연구의 수가 적었지만 관찰된 검정력(> 0.99)은 부정적인 정서와 불안 및 우울 증상 사이의 관계에서 작은 차이를 탐지하는 데 여전히 충분했습니다.
STAI-T 효과 중재자
임상적으로 불안한 개인과 우울한 개인 및 비임상 비교 그룹 사이의 STAI-T 점수 차이에 대한 통계적으로 유의미한 조절 인자도 발견되었습니다. 예를 들어, 성별은 비임상 비교 그룹과 GAD 및 강박 장애가 있는 개인 간의 STAI-T 점수 차이를 조절했으며, 비임상 비교 그룹보다 더 높은 STAI-T 점수를 가진 여성의 비율이 높은 표본을 사용했습니다. 비임상적 규범 표본에서는 여성이 남성보다 STAI-T 점수가 더 높은 경향이 있었습니다( Spielberger et al., 1983 ). 비임상 개인의 성격 특성에 대한 문화간 성별 차이에 대한 메타 분석에서는 여성이 남성에 비해 부정적인 정서/신경증 척도에서 상당히 높은 점수를 받는 경향이 있음을 발견했습니다( Schmitt et al., 2008 ). GAD와 OCD 모두 여성이 남성보다 동반 우울증 기준을 충족할 가능성이 더 높으며( Hallion et al., 2015 ; Vesga-López et al., 2008 ), 이는 STAI에 의해 지표화된 부정적인 영향이 더 높게 보고된 원인일 수 있습니다. 티. 그러나 왜 더 높은 부정적인 영향이 GAD 및 OCD가 있는 여성에서만 발견되고 다른 불안 관련 또는 우울 장애가 있는 여성에서는 발견되지 않는지는 확실하지 않습니다. 마찬가지로, 연령 영향은 광범위한 범주 수준에서는 발견되지 않았지만 특정 장애에 대해서는 나타났습니다. 공황장애 환자와 주요우울장애 환자를 비임상 비교군으로 비교한 연구에서 평균 참가자 연령이 높아질수록 임상군과 비임상군 간 STAI-T 점수의 차이는 감소했습니다. 그러나 특정 공포증에서는 나이가 많은 개인이 젊은 개인보다 비임상 비교 그룹에 비해 STAI-T 점수가 더 높았습니다. 특정 공포증이 있는 개인에게서 이러한 패턴이 역전되는 이유는 확실하지 않습니다. 특정 공포증이 성인기 이후까지 지속되는 개인은 특정 공포증이 인생의 초기에 해결되는 개인보다 일반적으로 불안할 가능성이 더 높습니다. 노인들 중 현재 특정 공포증이 있는 개인은 특정 공포증이 없는 노인보다 동반 우울증 및 기타 불안 관련 장애의 비율이 더 높았지만, 이 연구에서는 특정 공포증이 있는 노인과 젊은 성인을 비교하지 않았습니다( Chou, 2009 ).
마지막으로, 미국에서 실시된 연구는 대부분의 다른 지역, 특히 비영어권 국가에 비해 임상적으로 불안하고 우울한 개인과 비임상 비교 그룹 사이의 STAI-T 점수 차이가 더 큰 경향이 있었습니다. 중요한 것은 모든 연구에서 STAI-T를 사용했기 때문에 부정적인 정서의 이러한 국가 간 차이가 부정적인 정서의 성격이나 타당성에 대한 국가 간 차이에 기인한 것이 아닐 수도 있다는 것입니다( Simon et al., 2002 ). 따라서 STAI-T를 사용하는 것은 국가마다 다른 수준의 부정적인 영향을 나타낼 수 있습니다. 미국에서 일부 형태의 부정적인 영향이 크게 증가했음을 보여주는 최근 연구( Weinberger et al., 2018 )와 함께, 본 연구 결과는 거시적 수준, 미시적 영향을 더 잘 이해하기 위해 고안된 프로그램 연구에 유용성이 있을 수 있음을 시사합니다. 수준, 그리고 다른 국가에 비해 미국에서 부정적인 영향을 증가시키는 데 기여하는 개별 요인.
본 연구 결과는 또한 STAI의 Form Y를 사용한 연구가 Form X를 사용한 연구보다 비임상 비교 그룹에 비해 불안 관련 장애가 있는 개인에 대해 더 큰 효과를 나타냄을 보여 주지만 우울증 장애가 있는 개인과 비임상 비교 그룹을 비교할 때 차이는 발견되지 않았습니다. . 이 발견은 개정된 Y형의 사용을 뒷받침하며 X형에 비해 불안을 탐지하는 특이성이 증가했음을 보여줍니다. 불안 관련 장애가 있는 개인을 우울 장애가 있는 개인과 비교하는 메타 회귀 모델에는 통계적으로 유의미한 조정자가 없었습니다. 이러한 직접 비교를 수행한 연구 수가 적기 때문에 분석이 제한되었을 수 있습니다.
치료의 의미
특성, 또는 최소한 특성의 행동 발현이 수명에 걸쳐 변할 수 있다는 증거는 성격 장애의 개념화 및 치료에 영향을 미쳤습니다( Clark, 2009 ). 특성이 시간이 지남에 따라 변할 수 있다면 불안과 우울증에 영향을 미치는 특성은 치료에 따라 변경될 수 있습니다. 약리학 연구에서는 항우울제가 감정적 기질에 상당한 변화를 가져오고, 이는 이후 증상 수준의 변화에 영향을 미치는 것으로 나타났습니다( Soskin et al., 2012 ). 보다 구체적으로, 핀란드의 인구 기반 코호트 연구에서는 항우울제를 복용하는 개인의 경우 7~10년 동안 STAI-T 점수가 작지만 통계적으로 유의하게 감소한 것으로 나타났습니다( Nabi et al., 2013 ). 여러 심리치료 연구에서도 치료를 받는 환자의 STAI-T가 감소하는 것으로 나타났습니다. 6개 연구 검토에서 Fisher와 Durham(1999) 은 GAD 환자의 STAI-T 점수가 치료에 대한 다양한 치료법(불안 관리 훈련, 분석 정신 요법, 행동 요법, 인지 요법, 비지시 요법) 후에 지속적으로 감소한다는 사실을 발견했습니다. 치료), 인지 행동 치료(CBT)를 받거나 이완을 적용한 개인에게서 가장 강력한 효과가 발견되었습니다. 보다 최근의 연구에서는 CBT( Newman et al., 2011 ) 및 메타인지 요법( Wells et al., 2010 ) 을 받은 GAD 환자의 STAI-T 점수가 통계적으로 유의미하게 감소한 것으로 나타났으며 감소는 1~2년 동안 유지되었습니다. 후속 조치. 이질적인 불안 관련 장애가 있는 개인 표본에서 STAI-T 점수는 마음챙김 기반 스트레스 감소 후에 유의미하게 감소했으며, 이 감소는 6개월 추적 조사에서도 유지되었습니다( Vøllestad et al., 2011 ). 종합해보면, 이러한 결과는 STAI-T 점수가 가변적이라는 것을 보여주며, 이는 부정적인 정서/신경증이 치료에 반응한다는 것을 시사합니다.
부정적인 정서/신경증은 심리적, 약리학적 개입 후에 감소하지만, 이 특성을 직접적으로 표적으로 삼는 치료법은 거의 없습니다. 그러나 Barlow와 동료(2014)는 심리적 개입이 불안 및 우울증과 같은 정서 장애의 특징보다는 부정적인 정서/신경증을 구체적으로 목표로 삼아야 한다고 제안했습니다. 정신 장애 치료를 위한 통합 프로토콜(UP)은 이러한 목표를 염두에 두고 개발되었습니다. 초기 증거에 따르면 이 치료는 대기자 명단 대조군에 비해 부정적인 정서/신경증을 줄일 수 있으며, 이러한 부정적인 정서/신경증의 감소는 불안과 우울 증상 및 기능 장애의 감소를 예측했습니다(Carl et al., 2013). 부정적인 정서/신경증을 감소시키는 데 있어 UP의 상대적인 강점을 입증하기 위해 다른 치료법과 비교하여 프로토콜의 정면 테스트가 필요하지만, 이러한 결과는 심리적 개입이 부정적인 정서 및 STAI-T를 효과적으로 목표로 삼을 수 있다는 가능성을 보여줍니다. 그러한 연구에서 유용한 결과 측정이 될 수 있습니다.
향후 연구를 위한 연구의 한계 및 제안
이러한 메타 분석의 결과는 몇 가지 제한 사항을 고려하여 고려해야 합니다. 첫째, 불안과 우울 장애가 있는 개인 간의 직접 비교와 STAI-T와 불안 및 우울증 측정 간의 상관 조사는 여러 적용 측정항목(깔때기 플롯 검사 및 안전 N)에 따라 출판 편향에 강력했지만 STAI의 비교 비임상 비교 그룹과 불안 관련 장애가 있는 개인 및 우울증 장애가 있는 개인 간의 -T 점수는 상당히 비대칭 깔대기 플롯을 나타냈습니다. Eggeret al. (1998)은 결과에 영향을 미칠 수 있는 연구 간의 광범위한 이질성으로 인해 깔때기 도표가 관찰 메타 분석에서 덜 유용하다고 제안했습니다. 깔때기 도표는 일반적으로 출판 편향을 묘사하는 데 사용되지만 실제로는 소규모 연구 효과를 묘사합니다( Sterne et al., 2000 ). 비임상 비교군의 샘플링은 대규모 연구와 소규모 연구 사이에서 체계적으로 다양했을 가능성이 있습니다. 예를 들어, 규모가 큰 연구에서는 이러한 절차가 큰 표본에서 소요될 수 있는 상당한 시간으로 인해 비임상 비교 그룹에 대해 덜 엄격한 심사를 수행했을 수 있는 반면, 소규모 신경 영상 연구에서는 불안 또는 불안의 병력을 배제하기 위해 정확하게 일치되고 심사된 비임상 비교 그룹이 있을 수 있습니다. 우울증. STAI-T가 대부분의 연구에서 보고된 주요 결과가 아니라 오히려 샘플의 기술 통계의 일부로 포함되었다는 점을 감안할 때 이러한 비대칭 깔대기 도표가 통계적으로 유의미한 출판에 대한 편향으로 인한 것일 가능성은 낮습니다. 개입의 효과를 비교하는 메타 분석의 경우처럼 결과가 나타납니다. 또한 두 메타 분석 모두에 대한 안전 장치 N 은 매우 큽니다(표 1그리고그리고3),삼), 이는 임상적으로 불안하거나 우울한 개인과 비임상적 비교 그룹 사이의 STAI-T 점수에 유의하지 않은 차이가 있는 수많은 연구를 현재 분석에서 누락해야 추정 효과 크기가 유의하지 않게 될 수 있음을 시사합니다.
현재 메타 분석에는 많은 수의 연구가 포함되었지만 일부 분석에는 소수의 연구가 포함되었습니다. 특히 Field(2001)는 상관계수의 메타분석은 연구 간 이질성 정도와 제1종 오류율의 부풀려짐으로 인해 표본이 30개 이상인 경우에만 실시해야 한다고 제안하고 있다. 본 연구에서 수행된 상관 메타 분석에는 12개와 15개의 샘플이 포함되었는데, 이는 이러한 연구가 임상적으로 불안 및/또는 우울증으로 진단된 개인으로 제한되었기 때문입니다. 비임상 샘플에서 STAI-T와 불안 측정 사이보다 STAI-T와 우울증 측정 사이의 더 강한 상관관계를 입증하는 여러 대규모 연구가 수행되었습니다( Bados et al., 2010 ; Balsamo et al., 2013). 그러나 향후 연구에서는 메타 분석 접근법을 사용하여 STAI-T와 임상 및 비임상 샘플 모두에서 불안 및 우울증 측정치 간의 상관관계를 조사함으로써 이 작업을 확장할 수 있습니다.
다른 연구 샘플링 제한이 이 메타분석 검토 결과에 영향을 미쳤을 수 있습니다. 예를 들어, 출판되지 않은 연구와 논문은 포함되지 않았습니다. 또한 영어로 출판된 동료 검토 연구만 포함되었습니다. 지역은 임상 그룹과 비임상 그룹 간의 STAI-T 점수 차이에 대해 통계적으로 유의미한 조정자였기 때문에 영어 이외의 언어로 발표된 연구를 포함하는 것이 결과에 영향을 미쳤을 가능성이 높습니다. 이러한 지역적 차이가 STAI-T 번역의 차이로 인한 것인지 아니면 실제 인구 수준의 차이로 인한 것인지는 확실하지 않습니다. 현재의 메타 분석은 여러 잠재적 중재자를 조사하여 강화되었지만 일부 연구에는 동반 질환, 약물 사용 또는 사용된 STAI-T의 형태에 관한 정보가 포함되지 않아 단일 메타 회귀 내에서 여러 중재자를 테스트할 수 없었습니다. 모델. 또한 참가자의 인종 및 민족 정체성은 일반적으로 보고되지 않았으므로 잠재적으로 중요한 중재자에 대한 분석이 불가능했습니다.
마지막으로, 측정되지 않은 다양한 변수(IQ, 유전적 배경/가족력, 이전 정신 건강 기록)가 이러한 결과에 영향을 미쳤을 수 있습니다. 이러한 변수는 현재 메타 분석에 사용된 연구에 종종 포함되지 않았습니다. 이러한 다양한 요인이 STAI 점수에 미치는 영향에 대한 추가 조사가 필요할 수 있습니다. 또한, 본 연구에서 사용된 메타 분석 기술로 인해 정보 제공자 보고서, 사회적 바람직성 척도 사용, 행동 및 정신 생리학적 측정과의 일치성 검사와 같은 측정의 심리 측정 속성을 평가하는 다른 방법을 사용할 수 없었습니다. 전체적으로 특성불안의 구조에 대해 이해해야 할 부분이 많이 남아 있지만, 기존 증거는 STAI-T가 특성불안의 유효한 척도가 아닐 수 있음을 시사합니다.
연구의 한계에도 불구하고, 본 연구 결과는 향후 연구에 중요한 의미를 갖는다. STAI의 깊게 확립된 연구 배경은 이 조치가 모호해지지 않을 것임을 시사합니다. 실제로 다양한 모집단에서 비교 STAI-T 점수를 제공하는 수천 개의 연구가 존재하므로 정보를 제공하므로 폐기해서는 안 됩니다. 그러나 STAI-T를 사용하는 향후 연구에서는 이용 가능한 타당성 증거를 고려하여 측정을 고려해야 합니다. STAI-T를 사용하기로 선택한 연구에서는 측정값이 특성 불안보다는 특성 부정적 정서/신경증을 반영한다는 점을 명시하도록 주의해야 합니다. 두려움, 걱정, 불안을 경험하는 경향의 개인차를 측정하는 특성 불안의 구성에 관심이 있는 연구자들은 타당성에 대한 더 나은 판별 증거가 있는 STICSA( Grös et al., 2007 )와 같은 측정을 고려해야 합니다. 우울증 측정.
결론
이러한 결과는 특성 불안이 보다 유효한 척도를 찾는 임상적으로 의미 있는 구성일 수 있음을 시사합니다. STAI-T가 특성불안의 타당하고 구체적인 척도로 간주될 수는 없지만 이러한 결과가 구성의 가치를 감소시키지는 않습니다. 앞서 우리는 Elwood와 동료들의 불안 특성 측정 및 상관 관계에 대한 검토를 바탕으로 특성 불안을 "상황을 위협적인 것으로 평가하고, 불안을 유발하는 상황을 피하며, 높은 기본 생리적 각성을 나타내는 개인의 경향"으로 정의했습니다( Elwood et al. ., 2012 ). 부정적인 감정을 경험하는 경향과 별도로 위협에 대응하고 준비하는 패턴을 조사하는 데 유용합니다. 국립 정신 건강 연구소(National Institute of Mental Health)의 연구 영역 기준(RDoC; Insel et al., 2010 ; Sanislow et al., 2010 )은 특성 불안의 측정을 고려할 수 있는 한 가지 방법을 제공합니다. RDoC 매트릭스에서는 불안을 잠재적 위협이라고 합니다.
잠재적으로 피해가 발생할 수 있지만 확률이 낮거나 모호하거나 확률이 낮거나 불확실한 뇌 시스템의 활성화로, 강화된 위험 평가(경계)와 같은 반응 패턴이 특징입니다. 낮은 임박성 위협에 대한 이러한 대응은 두려움을 특징으로 하는 높은 임박성 위협 행동과 질적으로 다릅니다( https://www.nimh.nih.gov/research/research-funded-by-nimh/rdoc/constructs/potential-threat-anxiety ) .shtml ).
RDoC 매트릭스는 정신병리학의 기초가 되는 잠재적인 메커니즘을 조사하기 위해 특별히 만들어졌습니다. 자기 보고, 신경 회로, 확립된 패러다임에 대한 생리적 반응 등 다양한 수준의 분석을 통해 심리적 구조를 연구하는 것을 목표로 합니다. RDoC 매트릭스에 포함된 잠재적 위협에 대한 자가 보고 측정은 불안 민감도, 부정적인 평가에 대한 두려움, 불확실성에 대한 편협함, 행동 억제뿐만 아니라 스트레스가 많은 생활 사건에 대한 반응을 평가합니다. 불안의 계층적 측정( Carleton, 2016 ; Lilienfeld et al., 1993 ; Olatunji & Wolitzky-Taylor, 2009 )은 이것이 특성 불안 아래 중첩된 하위 요인이며, 특성 불안 자체는 부정적인 정서/신경증에 포함된다는 것을 시사합니다. 이러한 측정값은 잠재적 위협에 대한 대응의 특정 측면을 조사하는 데 유용하지만, 잠재적 위협에 대한 개인의 전반적인 특성 반응을 포착하는 유효한 측정값은 아직 없습니다. STAI-T보다 더 나은 판별적 타당성 증거를 갖고 있는 STICSA조차도 잠재적 위협에 대한 개인의 일반적인 반응을 직접 평가하지는 않습니다. STICSA에는 "내 심장이 빨리 뛰는", "나는 내 마음에서 어떤 생각도 지울 수 없다"와 같은 개인의 "일반적인 기분 상태"와 관련하여 불안의 인지적, 신체적 측면을 평가하는 질문이 포함되어 있습니다( Grös et al. , 2007 ) 그러나 개인에게 자신의 환경에서 잠재적인 위협을 평가하거나 대응하는 방법을 성찰하도록 요구하지는 않습니다. 잠재적인 위협에 대한 포괄적인 자체 보고 측정에는 불확실한 상황에서 과도한 경계, 행동 확인, 동결 및 반복적 사고에 대한 항목이 포함됩니다. 정보 제공자 보고서는 특히 어린이의 반응을 조사할 때 또는 불확실하고 잠재적으로 위협적인 상황에서 자신의 생각과 행동에 대한 통찰력이 제한적인 개인에게 유용할 것입니다.
자체 보고된 조치만으로는 잠재적인 위협을 완전히 파악하거나 이해할 수 없습니다. 생태학적으로 유효하고 잠재적으로 위협적인 상황에서 생체 내 행동을 평가할 수 있는 행동 작업도 필요합니다. 특성 불안과 잠재적 위협에 대한 반응 이론은 이 구조에 대한 보다 완전한 이해를 위해 자기 보고서 및 정보 제공자 보고서와 함께 유전적, 신경생물학적, 정신생리학적, 행동 연구에서 얻은 증거를 통합해야 합니다. 그러한 모델 중 하나에서 Weger와 Sandi(2018)는 특성 불안이 어떻게 우울증으로 이어질 수 있는지 보여주는 스트레스 체질 모델을 제안하고, 환경 조건과 스트레스의 영향에 대한 이해와 동물 및 인간 연구를 통해 확인된 유전적 및 후생적 위험 요소를 통합합니다. . 최적이 아닌 환경 조건에서 개인은 스트레스에 대처하기 위해 부적응적인 행동 전략을 사용하여 불안과 우울증이 발생할 가능성이 더 높습니다. 예를 들어, 부모의 지원이나 효과적인 대처 모델이 부족한 매우 스트레스가 많은 환경에서 자란 특성 불안에 대한 생물학적 성향을 가진 개인은 비슷한 생물학적 성향을 가진 개인에 비해 불안 관련 장애가 발생할 가능성이 더 높습니다. 지지하고 비호응하는 부모가 있는 스트레스가 낮은 환경. 그러나 이 모델은 개인이 불안과 우울증을 일으키기 쉬운 상황과 전략을 구별하지 않습니다.그림 1관련 인지 편향 및 부적응 행동 전략에 중점을 두고 부적응적 대처 전략에서 임상적으로 심각한 불안에 이르는 하나의 잠재적 경로를 설명합니다. 이러한 통합 모델은 높은 특성 불안에서 불안 관련 정신병리학의 개발 및 유지에 이르기까지 제안된 경로를 간략하게 설명하고 특성 불안에 대한 향후 다중 모드 연구를 안내하는 잠재적 위협 프레임워크를 제안합니다.
감사의 말
저자는 메타 분석에 포함할 초록을 검토하는 데 도움을 준 감정 및 불안 연구소의 학부 연구 조교에게 감사의 말씀을 전하고 싶습니다. 또한 저자는 논문 검토 및 데이터 입력에 도움을 준 Maria Sanin과 Max Luber에게 감사의 말씀을 전하고 싶습니다. 마지막으로 저자는 Drs에게 감사의 말씀을 전하고 싶습니다. 유용한 피드백을 주신 Jennifer Blackford, David Cole, Steve Hollon.
자금 출처의 역할
수석 대학원생 저자(K. Knowles)는 국립정신건강연구소(T32 MH018921-29)에서 수여하는 박사전 펠로십 훈련 보조금의 지원을 받았습니다. 자금 지원 기관은 합성을 수행하거나 결과 게시를 결정하는 데 아무런 역할도 하지 않았습니다.
저자 약력
Kelly A. Knowles(MA)는 Vanderbilt University의 임상 심리학 박사 과정 후보자입니다. 그녀는 임상 과학의 보급과 불안 및 강박 장애에 대한 증거 기반 치료에 폭넓은 관심을 갖고 있습니다. 그녀의 연구는 불안과 OCD의 발달, 유지, 치료의 잠재적인 메커니즘에 초점을 맞추고 있습니다.
Bunmi O. Olatunji 박사는 Vanderbilt University의 심리학과 Gertrude Conaway Vanderbilt 교수입니다. 그의 주요 연구 관심 분야는 인지 행동 이론, 평가 및 불안 장애 치료에 대한 다단계 조사입니다. 그는 현재 불안 관련 장애의 평가, 병인 및 유지와 관련된 기본 감정, 특히 혐오감의 역할을 조사하기 위해 실험적인 정신병리학 틀을 채택하고 있습니다.
중증/심도 지적 장애가 있는 사람의 방치된 치매 퍼즐: 관찰 가능...
pubmed 의학/약학 논문 전문사이트
