提供されたPDF（Explore誌に掲載された学術論文『Thought Field Therapy intervention to improve mental health during the COVID-19 pandemic: A randomized controlled trial（COVID-19パンデミック下におけるメンタルヘルス向上のための思考場療法介入：ランダム化比較試験）』）の全文日本語訳です。
学術的に適切かつ正確な表現を用い、省略することなく日本語に翻訳いたしました。
COVID-19パンデミック下におけるメンタルヘルス向上のための思考場療法介入：ランダム化比較試験
著者：
森川 采女（Ayame Morikawa）$^{a,*}$、藤本 昌樹（Masaki Fujimoto）$^b$、川岸 友里子（Yuriko Kawagishi）$^c$、深川 登美代（Tomiyo Fukagawa）$^d$
$^a$ 日本TFTセンター（〒104-0061 東京都中央区銀座3-9-19 和生ビル7F）
$^b$ 東京未来大学 こども心理学部（〒120-0023 東京都足立区千住曙町34-12）
$^c$ カウンセリングルーム かかし（〒066-0027 北海道千歳市末広5-2-3 末広ビル303）
$^d$ 医療法人ストレスケア若草 深川内科クリニック（〒870-0035 大分県大分市中央町2-1-17 3F）
- アブストラクト（Abstract）
- 1. 導入（Introduction）
- 2. 対象と方法（Materials and methods）
- 3. 結果（Results）
- 4. 考察（Discussion）
- 5. 結論（Conclusions）
- 資金提供（Funding）
- 利益相反の宣言（Declaration of competing interest）
- 著者貢献（CRediT authorship contribution statement）
- 謝辞（Acknowledgments）
- 補足資料（Supplementary materials）
- 文献リスト（References）
アブストラクト（Abstract）
- 背景（Context）：
COVID-19パンデミックは、日本における自殺率の70%増加を含む、メンタルヘルス問題の顕著な悪化をもたらした。これまでの研究により、思考場療法（Thought Field Therapy: TFT）は心理的苦痛を迅速に緩和し得ることが示唆されている。 - 目的（Objective）：
心理的問題に対する迅速な介入ツールとしての、オンラインTFTの有効性を評価すること。 - デザイン（Design）：
本研究では、職業ストレス簡易調査票（Brief Job Stress Questionnaire: BJSQ）を用い、TFT介入群と待機リスト（WL）コントロール群の介入前後に評価を行った。WL群については、TFT介入の2週間前にも事前評価を行った。介入の2週間後には、すべての対象者が追跡調査の質問紙に回答した。 - セッティング（Setting）：
対象とする心理的問題に関する主観的不快感尺度（Subjective Unit of Distress Scale: SUDS）のスコアを、参加者グループ全体から収集した。 - 対象者（Participants）：
99名の参加者が、TFT介入群またはWL群のいずれかにランダムに割り当てられた。 - 介入（Interventions）：
TFT介入を完了した88名において、ストレスによって引き起こされる心身の反応、イライラ感、疲労感、不安感、抑うつ感、身体症状を含む、すべての否定的感情の有意な減少が観察された（$p < .01$）。 - 主要評価項目（Main Outcome Measures）：
トラウマや不安を含む248項目の問題に対するSUDSスコアは、TFT介入後に平均7点から1.5点へと有意に減少した（$p < .01$）。効果サイズは非常に大きかった（$dz = 2.15$）。 - 結果（Results）：
COVID-19パンデミック下における短時間のオンラインTFT介入は、心理的ストレスを有意に減少させ、その効果は2〜6週間にわたって持続した。これは、対面での治療が困難な状況において、TFTがメンタルヘルスとセルフケアのための効果的かつアクセスしやすいツールとなり得ることを示唆している。
1. 導入（Introduction）
2019年末に中国・武漢でコロナウイルス感染症2019（COVID-19）の最初の症例が報告されて以来、このウイルスは世界中に拡大した [1]。2022年3月12日時点で、COVID-19は世界人口の5.7%に影響を与え、世界全体で4億5,523万2,695人の感染者と1.3%の致死率をもたらし、結果として603万6,131人の死者を出した [2]。肺がんの致死率0.6%と比較して、COVID-19は実質的に高いリスクを示している（2020年8月1日時点での致死率は2.8%であり、4倍以上危険である）[3]。日本国内だけでも、累計死亡者数は25,860人に達した [4]。
COVID-19が与えた心理的影響は深刻であり、不安、抑うつ、ストレス、および睡眠障害のレベルは、過去のパンデミックや大規模な自然災害時に観察されたレベルを上回っている [5]。COVID-19パンデミックは、不安、抑うつ、および否定的感情のレベル上昇など、メンタルヘルスに間接的な潜在的影響を及ぼした [6]。Toralesら [7] は、COVID-19中の否定的感情の増加を報告し、隔離や検疫に関連する心理社会的ストレス要因に対処するためのグローバルな保健対策を主張した。Leeら [5] は、積極的なメンタルヘルス治療と介入の必要性を強調し、心理的サポートへの緊急の要請を行った。エボラ出血熱に関する研究では、恐怖と緊張がパンデミックと同様に広がり、社会全体に影響を与える可能性があることが示されている。
日本政府は「緊急事態宣言」を発令し、感染拡大防止法（新型インフルエンザ等対策特別措置法）に基づいて活動制限を行ったが、ロックダウン（都市封鎖）政策は見送られた [8]。これにより、日常生活や余暇活動の制限から不安、ストレス、疲労が生じた。社会的交流の減少、日常活動の制限、そして全般的なストレス解消選択肢の欠如が、メンタルヘルスの問題をさらに悪化させた。
DincerとInangil [9] は、医療従事者のストレス、不安、および燃え尽き症候群の症状を減少させる上で、エモーショナル・フリーダム・テクニック（Emotional Freedom Technique: EFT）が有効であることを実証した。EFTは、思考場療法（TFT）と同様に「エネルギー心理学」の領域に属し、経穴（アキュポイント）をタッピング刺激することで心理的苦痛を緩和する。このアプローチは、火災、地震、台風、竜巻、学校での銃撃事件、およびCOVID-19パンデミックなどの災害支援において効果を発揮してきた [10]。
TFTは、対象とする症状や問題に意識を向けながら、経絡と両側性の視覚・皮質刺激をターゲットにする、自己管理型のタッピング技術であり、治療介入としての有望性が示されている [11]。トラウマ、不安、怒り、身体的痛みなど、さまざまな症状を治療するために使用される35のタッピングパターン（アルゴリズム）で構成されており、一部の治療法とは異なり、トラウマの詳細を明示的に想起する必要がないため、トラウマに関連する症状や不快感そのものに焦点を当てることができる [12]。
ランダム化比較試験を含むいくつかの研究が、TFTの有効性を実証している。Irgensら [13] は、2回のTFTセッションが患者の不安を有意に減少させ、その効果が12ヶ月の追跡調査時まで持続したことを報告した。また、比較研究 [14] では、広場恐怖症やその他の不安関連症状の治療において、TFTが認知行動療法と同等に効果的であり、かつTFTはより少ないセッション数で同様の恩恵を提供できることが示された。
TFTは、ジェノサイド後のルワンダ [15, 16] や、紛争地域であるイラク [17]、ウガンダ [18] などの紛争・災害地域において、特にトラウマや心的外傷後ストレス障害（PTSD）の症状を緩和する上で効果的であることが示されている。非専門家（レイ・カウンセラー）によるメンタルヘルス介入のメタ分析 [19] では、最も効果サイズの高かった5つの治療法の中に、2つのTFT研究 [16, 18] が含まれていた。これらの研究は、高ストレスで資源が限られた環境において、専門家でない者が実施する場合であっても、TFTが効果的なメンタルヘルス介入として適していることを浮き彫りにしている。また、TFTは手続きとその効果の迅速さも特徴である。ルワンダ [15]、ウガンダ [18]、および日本 [20] における研究では、単発の介入（シングル・セッション）が行われており、介入に要した平均時間は、ConnollyとSakaiの研究 [15] で41分、Morikawaらの研究 [20] で36分であった。
日本国内の症例報告では、不登校となっていた15歳の少女の広場恐怖症と学校恐怖症の治療にTFTが有効であったことが報告されている [21]。別の症例報告では、大うつ病性障害の患者において、トラウマ的ストレスによって引き起こされた罪悪感をTFTが解消したことが示された。また、別のPTSD患者は、TFTを用いて怒りとトラウマを治療することにより、過食を克服した。胃腸神経症の患者における心因性嘔吐の治療にもTFTが用いられた [22]。さらに、自殺企図歴のあるうつ病患者に対するTFT介入は、緊張を減少させ、感情の安定性を改善し、認知の変化をもたらし、レジリエンスを高めたと結論づけられている [23]。
日本において、医療従事者や心理カウンセラーは臨床現場でTFTを使用しており、いくつかの大学の講義にもTFTが組み込まれている。しかし、TFTの有効性に関する対照研究は不足しており、今後の心理的治療のガイドラインを提供するためには、さらなるエビデンスが必要とされている。
COVID-19パンデミックは、インターネットをベースとした治療を含む「デジタル・メンタルヘルス・ソリューション」の導入を促進しており、これらはメンタルヘルスケアのためのアクセスしやすく実用的なツールとして認識が高まっている [24]。ソーシャルメディアも、大学生にとって効果的なメンタルヘルス支援手段であることが示されており、抑うつ、不安、ストレスを軽減する効果があることが示唆されている [25]。蓄積されたエビデンスは、インターネットを介した介入が多様なメンタルヘルス状態に対して小〜中程度の影響を及ぼすことを示している。オンラインの認知行動療法プログラムは、抑うつ、不安、ストレスの症状を改善することがさらに示されている [26]。
本研究では、COVID-19パンデミック下において、日本の参加者を対象に、Zoomを介して実施された短時間のオンラインTFTセッションが、メンタルヘルスの向上に及ぼす有効性を調査した。TFTのシンプルさ、低コスト、最小限の時間要件を考慮すると、従来型の対面治療が困難な状況において、実用的なメンタルヘルス介入として期待できる。
2. 対象と方法（Materials and methods）
本研究では、CONSORT-SPI 2018ガイドライン [27] に準拠し、ランダム化待機リスト（WL）コントロール群デザインを採用した。チェックリストは表1の通りである。
対象者（Participants）
対象者は、2021年4月から2022年3月末まで、ウェブサイトおよびメールマガジンを通じて募集された。参加条件は、心理的苦痛を経験しており、TFT介入に関心を示した18歳以上の成人とした。メンタルヘルスの問題で現在積極的に治療を受けている者については、参加前に主治医の許可を得ることを必須とした。合計99名が参加に同意した。うち女性は83名（83.8%）、男性は16名（16.1%）であり、年齢範囲は22〜65歳であった（平均年齢 $M = 44.1$ 歳、標準偏差 $SD = 10.3$）。パンデミック前における参加者の診断名には、PTSD、摂食障害、パニック障害、うつ病、およびその他の心身医学的疾患やメンタルヘルス疾患が含まれていた。
ランダム化（Randomization）
参加者は、介入群（TFT群：$n = 48$; 女性39名、男性9名、年齢範囲24〜65歳、平均年齢 $M = 45.7$ 歳、標準偏差 $SD = 11.0$）または待機リスト（WL）コントロール群（$n = 51$; 女性44名、男性7名、年齢範囲22〜62歳、平均年齢 $M = 44.1$ 歳、標準偏差 $SD = 10.3$）のいずれかにランダムに割り当てられた。ランダム化は、Microsoft Excelを使用し、公式 [=RAND() * (1 - 0) + 0] を用いて行われた。生成された数値が0.50より大きい参加者はTFT群に割り当てられ、0.50未満の数値の参加者はWL群に割り当てられた。参加者には自身のグループ割り当てを通知しなかった。ランダム化に続き、各参加者に対して個別セッションがスケジュールされ、Zoomのリンクと質問紙がセッションスケジュールに従って電子メールで配布された。
調査方法（Study methods）
参加者のストレスと苦痛のレベルを評価するために、それぞれ「職業ストレス簡易調査票（BJSQ）」[28] および「主観的不快感尺度（SUDS）」[29] を用いた。
- BJSQ [28]： BJSQは、4段階のリカート尺度（「非常に当てはまる = 4」から「まったく当てはまらない = 1」まで）でスコア化される29項目にわたり、心理的および物理的ストレスを評価する。これは、以下の6つの下位尺度に分かれている。
- 活気（3項目）
- イライラ感（3項目）
- 疲労感（3項目）
- 不安感（3項目）
- 抑うつ感（6項目）
- 身体症状（11項目）
2名の参加者の回答における欠損値は、それぞれのサブ尺度の基準値（中央値）で補完された。
- SUDS [29]：
初回セッション中に、セラピストは参加者の主訴とそれに関連する否定的感情を特定し、これらに対処することへの同意を得た。参加者は自身の不快感をSUDSで0（不快感なし）から10（最大の不快感）までの間で評価し、複数の主訴がある場合は、それぞれ個別のデータポイントとして扱った。
介入（Intervention）
- TFT群：
初回質問紙（pre-TFT：介入前）に回答した後、個別の懸念事項をターゲットにしたTFTセッションが実施された。2週間後に2回目の質問紙（post-TFT：介入後）が実施され、さらに2週間後に最終追跡調査質問紙（follow-up：追跡調査）が実施された。 - WL（待機リスト）群：
最初にベースライン質問紙（baseline：ベースライン）が実施された。2週間後、最初のTFTセッションを受ける前に、2回目の質問紙（pre-TFT：介入前）に回答した。さらに2週間後に3回目の質問紙（post-TFT：介入後）が実施され、その約2週間後に最終追跡調査質問紙（follow-up：追跡調査）が実施された。
3. 結果（Results）
治療プロトコル（Treatment protocols）
TFT介入は、否定的な感情に関連する特定の経穴（アキュポイント）をタッピングすることで構成された。個々のタッピング手順（シークエンス）は、アルゴリズム選択のためのオンライン音声診断を含む、TFTの診断プロセスを用いて決定された。セラピストは、指示されたタッピング手順を参加者が実行できるようにガイドした。
手続き（Procedures）
すべての介入は、上級レベル（アドバンス）のトレーニングを受けたTFTセラピストによって実施され、著者ら自身も同様の資格を有していた。各TFTセッション中、セラピストは参加者の主訴について話し合い、各セッションの前後でSUDSスコアを記録した。そして、2週間後に実施された追跡セッションにおいて、このプロセスを繰り返した。
分析（Analyses）
統計分析は、js-STAR [30, 31] および統計分析ソフトウェア [31] を用いて行われた。介入の効果を評価するために、分散分析（ANOVA）およびt検定が実施された。
表1：CONSORTチェックリスト
| セクション | CONSORT要約項目 | 関連するCONSORT-SPI項目 | 本論文での報告箇所 |
|---|---|---|---|
| タイトル | ランダム化比較試験としての特定 | — | 1ページ / 1行目 |
| 著者 | 対応著者の連絡先詳細 | — | タイトルページ |
| イントロダクション | |||
| 背景 | 具体的な背景と説明または根拠 | — | 2ページ / 3〜26行目 |
| 目的 | 具体的な目的または仮説 | — | 3ページ / 11〜12行目 |
| 方法 | |||
| 試験デザイン | 試験デザインの説明（例：並行、クラスター、非劣性） | ランダム割り当ての単位が個人でない場合は、クラスターランダム化比較試験用のCONSORTを参照し、その抄録用拡張版に含まれる項目を報告すること | 3ページ / 19〜21行目 |
| 参加者 | 参加者の適格基準およびデータ収集の設定 | 適用可能な場合、介入が提供された設定の適格基準、および介入を提供した人物の適格基準 | 3ページ / 24〜27行目 |
| 介入 | 各グループに意図された介入 | — | 4ページ / 2〜8行目 |
| ランダム化 | 参加者がどのように介入に割り当てられたか | — | 3ページ / 33〜37行目 |
| 割り当ての開示 | 割り当て後に誰が割り当てを知っていたか（例：参加者、提供者、アウトカム評価者）、およびマスキング（目隠し）がどのように行われたか | — | 3ページ / 38〜40行目 |
| 結果 | |||
| 割り当て人数 | 各グループにランダムに割り当てられた数 | — | 4ページ / 30〜31行目 |
| 介入 | 実際に介入が提供者によって提供され、参加者によって計画通りに受け取られた程度 | — | 4ページ / 35〜36行目 |
| 分析人数 | 各グループで分析された数 | — | 4ページ / 34〜35行目 |
| アウトカム | 主要アウトカムについて、各グループの結果と推定される効果サイズおよびその精度 | — | 4ページ / 43〜45行目、52〜53行目、13ページ / 3〜8行目 |
| 有害事象 | 重要な有害事象または副作用 | — | 4ページ / 36〜37行目 |
| 結論 | 結果の全般的な解釈 | — | 14ページ / 45〜53行目 |
| 資金提供 | 資金提供の源泉 | — | タイトルページ |
参加者の流れ（Participant flow）
合計99名の参加者が、TFT群（$n = 48$）またはWL群（$n = 51$）のいずれかにランダムに割り当てられた。TFT群では9名の参加者が初回セッションに出席せず、WL群では2名が初回セッションを欠席した。さらに、WL群の2名の参加者が第2セッションに参加しなかった。追跡評価は、各グループの9名の参加者によって完了されなかった。質問紙データの欠損により、WL群の1名の参加者が除外された。結果として、TFT群（$n = 30$）とWL群（$n = 37$）が分析対象となった。図1に、本研究のフローチャートを示す。介入は2021年4月から2022年5月の間に実施され、計画通りに公平に提供された。研究期間中に有害事象は報告されなかった。
図1：フローチャート（Flow-Diagram）内のプロセスの流れ
[適格性の評価 (n = 99)]
│
├─► [ランダム化 (n = 99)]
│ │
│ ├─► [TFT（介入）群に割り当て (n = 48)]
│ │ │
│ │ ├─► [ベースライン（ストレスチェック）]
│ │ │
│ │ ├─► [介入前（ストレスチェック）]
│ │ │ │
│ │ │ ├─► [介入を受けた (n = 39)]
│ │ │ │ * 途中で辞退した/不参加 (n = 9)
│ │ │
│ │ ├─► [介入後（ストレスチェック）]
│ │ │ │
│ │ │ ├─► [介入後測定を完了 (n = 39)]
│ │ │
│ │ ├─► [追跡調査（ストレスチェック）]
│ │ │ │
│ │ │ ├─► [追跡調査まで完了 (n = 30)]
│ │ │ │ * 追跡時に不参加 (n = 9)
│ │ │ │
│ │ │ └─► [分析 (n = 30)] (分析から除外 = 0)
│ │
│ └─► [TFT（待機リスト）群に割り当て (n = 51)]
│ │
│ ├─► [ベースライン（ストレスチェック）]
│ │
│ ├─► [介入前（ストレスチェック）]
│ │ │
│ │ ├─► [介入を受けた (n = 49)]
│ │ │ * 途中で辞退した/不参加 (n = 2)
│ │
│ ├─► [介入後（ストレスチェック）]
│ │ │
│ │ ├─► [介入後測定を完了 (n = 47)]
│ │ │ * 途中で辞退した/不参加 (n = 2)
│ │
│ ├─► [追跡調査（ストレスチェック）]
│ │ │
│ │ ├─► [追跡調査まで完了 (n = 37)]
│ │ │ * 追跡時に不参加 (n = 9)
│ │ │
│ │ └─► [分析 (n = 37)] (分析から除外 = 1 *データ不備)治療アウトカム（Treatment outcomes）
BJSQ総得点（BJSQ Total Scores）：
TFT介入の有効性を評価するために、BJSQ総得点について、両グループにおける経時変化（ベースライン、介入前、介入後、追跡調査）を分析する一元配置反復測定分散分析（ANOVA）を実施した（表2、表3）。
- TFT群： BJSQ総得点において、経時的に有意な減少が観察された（$F(2, 88) = 27.666$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.386$; 表3）。モークリーの球面性検定により、この仮定が確認された（$W = 0.919$, $p = .163$）。分析の $p$ 値を調整するために、ベンジャミーニ・ホッホバーグ法が用いられた。ボンフェローニ補正により、BJSQスコアが介入後および追跡調査時に有意に減少していることが示され、これら2つの時点間で有意な差は認められなかった（表4）。
- WL群： WL群も経時的に有意な減少を示し（$F(3, 126) = 27.52$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.396$; 表3）、グリーンハウス・ガイザー（G-G）補正後の $p$ 値によって、その有意性が確認された（$p = .002$, $\epsilon = 0.763$）。ボンフェローニ補正により、WL群におけるストレス減少に対する介入の影響が確認され、この効果は追跡調査時まで持続していた（表5）。
表2：TFT群および待機リスト（WL）群における職業ストレス簡易調査票（BJSQ）各変数の記述統計
| 変数 | 評価時点 | グループ | N | 平均（Mean） | 標準偏差（SD） |
|---|---|---|---|---|---|
| BJSQ総得点 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 70.622 | 11.812 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 61.333 | 15.758 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 56.922 | 12.267 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 69.674 | 14.502 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 74.372 | 14.035 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 62.035 | 12.805 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 58.721 | 11.550 | |
| イライラ感 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 7.333 | 2.494 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 6.311 | 2.239 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 5.844 | 2.022 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 7.628 | 2.252 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 8.000 | 2.272 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 6.837 | 2.401 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 6.442 | 1.647 | |
| 活気 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 6.511 | 1.893 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 6.978 | 2.005 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 7.044 | 1.873 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 6.302 | 2.348 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 5.930 | 1.958 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 7.023 | 2.052 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 7.198 | 2.063 | |
| 疲労感 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 8.356 | 2.469 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 7.022 | 2.445 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 5.800 | 2.227 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 8.209 | 2.328 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 8.907 | 2.331 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 7.163 | 2.381 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 6.628 | 1.917 | |
| 不安感 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 8.178 | 2.224 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 6.867 | 2.029 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 6.133 | 2.083 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 8.140 | 2.493 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 8.791 | 2.288 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 6.861 | 2.258 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 6.186 | 2.127 | |
| 抑うつ感 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 14.300 | 3.707 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 11.689 | 4.071 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 10.933 | 3.568 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 14.163 | 4.946 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 15.279 | 4.479 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 12.058 | 4.266 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 11.140 | 3.501 | |
| 身体症状 | |||||
| 介入前（Pre-TFT） | TFT群 | 45 | 24.022 | 5.491 | |
| 介入後（Post-TFT） | TFT群 | 45 | 21.711 | 6.404 | |
| 追跡調査（Follow-up） | TFT群 | 45 | 20.044 | 4.482 | |
| ベースライン（Baseline） | WL群 | 43 | 23.791 | 6.253 | |
| 介入前（Pre-TFT） | WL群 | 43 | 25.302 | 6.381 | |
| 介入後（Post-TFT） | WL群 | 43 | 21.174 | 6.108 | |
| 追跡調査（Follow-up） | WL群 | 43 | 20.116 | 4.551 |
表3：TFT群および待機リスト（WL）群における分散分析（ANOVA）結果の要約
| 変数 | 平方和 (SS) | 自由度 (df) | 平均平方 (MS) | F値 | p値 | $\eta_p^2$ |
|---|---|---|---|---|---|---|
| BJSQ総得点 | ||||||
| TFT群 | 4401.470 | 2 | 2200.735 | 27.670 | .000 | 0.386 |
| WL群 | 6542.000 | 3 | 2180.664 | 27.520 | .000 | 0.396 |
| 活気得点 | ||||||
| TFT群 | 7.600 | 2 | 3.800 | 1.794 | .1723 | 0.039 |
| WL群 | 46.132 | 3 | 15.377 | 6.818 | .000 | 0.140 |
| イライラ感得点 | ||||||
| TFT群 | 52.193 | 2 | 26.096 | 11.649 | .000 | 0.209 |
| WL群 | 65.645 | 3 | 21.882 | 7.390 | .000 | 0.150 |
| 疲労感得点 | ||||||
| TFT群 | 147.040 | 2 | 73.519 | 25.508 | .000 | 0.367 |
| WL群 | 135.510 | 3 | 45.169 | 14.928 | .000 | 0.262 |
| 不安感得点 | ||||||
| TFT群 | 96.548 | 2 | 48.274 | 24.972 | .000 | 0.362 |
| WL群 | 135.510 | 3 | 45.169 | 14.928 | .000 | 0.262 |
| 抑うつ感得点 | ||||||
| TFT群 | 280.850 | 2 | 140.424 | 20.734 | .000 | 0.320 |
| WL群 | 464.070 | 3 | 154.691 | 20.730 | .000 | 0.331 |
| 身体症状得点 | ||||||
| TFT群 | 359.130 | 2 | 179.563 | 14.610 | .000 | 0.249 |
| WL群 | 727.620 | 3 | 242.540 | 16.718 | .000 | 0.285 |
活気（Vigor Scores）：
- TFT群： ANOVAの結果、活気スコアに対する時間の有意な主効果は示されなかった（$F(2, 88) = 1.794$, $p = .172$, $\eta_p^2 = 0.039$; 表6）。
- WL群： 一方で、時間の有意な効果が認められた（$F(3, 126) = 6.818$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.14$; 表3）。WL群における追跡時の活気スコアの有意な増加は、時間の経過に伴う活力の潜在的な改善を示唆しているが、この効果はTFT群では明らかではなかった。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意であった（$W = 0.691$, $p = .01$）。したがって、G-G補正が使用され、時間の主効果が有意であることが確認された（補正後 $p = .000$）。
イライラ感（Irritability Scores）：
- TFT群： 有意な時間効果が観察され（$F(2, 88) = 11.649$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.209$; 表3）、介入後（post-TFT）および追跡調査（follow-up）においてイライラ感が減少した。しかし、介入後と追跡調査のスコアの間に有意な差はなかった（表7）。
- WL群： 有意な効果が認められ（$F(3, 126) = 7.39$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.15$）、G-G補正もこれらの結果を支持した。これは、両グループにおけるイライラ感減少に対するTFT介入の有効性を示している。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意ではなかった（$W = 0.961$, $p = .425$）。
ANOVAの結果（表3）より、WL群において、イライラ感スコアに対する時間の主効果が有意であることが示された（$F(3, 126) = 7.39$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.15$）。モークリーの球面性検定は有意であった（$W = 0.59$, $p = .000$）。したがって、G-G補正が使用され、時間の主効果が有意であることが確認された（補正後 $p = .000$）。結果として、追跡調査スコアがベースラインおよび介入前（pre-TFT）のスコアよりも低く、介入後（post-TFT）のスコアが介入前のスコアよりも低いことが示された（表8）。
表4：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いたBJSQ総得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s.（有意差なし） |
※注：$MSE = 79.546$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 4.590$*
表5：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いたBJSQ総得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 79.239$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 5.151$*
表6：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた活気（Vigor）得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入後（Post-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＜ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＜ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＜ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 2.255$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 0.8690$*
表7：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いたイライラ感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 2.240$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 0.770$*
表8：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いたイライラ感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入後（Post-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 2.961$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 0.996$*
疲労感（Fatigue Scores）：
- TFT群： 経時変化において、疲労感に有意な主効果を示した（$F(2, 88) = 25.508$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.367$; 表3）。G-G補正によって、その有意な効果が確認され（$p = .000$）、疲労スコアは介入後から追跡調査にかけて減少し続けた。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意であった（$W = 0.796$, $p = .007$）。追跡調査スコアも、介入後スコアより有意に低かった（表9）。したがって、TFT群において、疲労スコアはTFT介入後に低下し、追跡調査時にはさらに低下した。
- WL群： 疲労スコアも有意な時間効果を示し（$F(3, 126) = 14.928$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.262$）、介入後および追跡調査時にスコアが低下した。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意ではなかった（$W = 0.962$, $p = .903$）。介入後および追跡調査のスコアは、ベースラインおよび介入前のスコアよりも低く、両者間に有意な差は認められなかった（表10）。
不安感（Anxiety Scores）：
- TFT群： 時間経過に伴う不安スコアの有意な減少が認められ（$F(2, 88) = 24.972$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.362$; 表3）、G-G補正によって確認された（$p = .000$）。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意であった（$W = 0.868$, $p < .05$）。介入後および追跡調査のスコアは、介入前（pre-TFT）のスコアよりも有意に低かった。追跡スコアは介入後スコアよりも有意に低かった（表11）。したがって、TFT群において、不安スコアはTFT介入後に低下し、追跡時にさらに低下した。
- WL群： 不安スコアも経時的に有意に減少した（$F(3, 126) = 14.928$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.262$）。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意ではなかった（$W = 0.962$, $p = .903$）。介入後および追跡調査のスコアは、ベースラインおよび介入前のスコアより有意に低かったが、介入後スコアと追跡調査スコアの間に有意な差はなかった（表12）。
表9：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた疲労感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
※注：$MSE = 2.882$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 0.8736$*
表10：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた疲労感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 3.026$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 1.007$*
表11：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた不安感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
※注：$MSE = 1.933$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 0.716$*
表12：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた不安感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 3.049$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 1.010$*
抑うつ感（Depression Scores）：
両グループにおいて、TFT介入後に抑うつスコアが有意に減少した。
- TFT群： 減少は有意であり（$F(2, 88) = 20.734$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.32$）、追跡調査まで維持された。被瘍者内エラーのモークリー球面性検定は有意ではなかった（$W = 0.881$, $p = .066$）。介入後スコアと追跡調査スコアの間に有意な差は認められなかった（表13）。したがって、TFT群において、抑うつスコアはTFT介入後に低下し、追跡時にも低いままであった。
- WL群： WL群も介入後および追跡調査において有意な減少を示した（$F(3, 126) = 20.73$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.33$）。モークリーの球面性検定は有意であった（$W = 0.613$, $p = .001$）。したがって、G-G補正が使用され、時間の主効果が有意であることが確認された（補正後 $p = .000$）。介入後スコアと追跡調査スコアは有意に異ならなかった（表14）。
表13：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた抑うつ感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 6.773$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 1.339$*
表14：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた抑うつ感得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 7.462$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 1.581$*
身体症状（Somatic Complaints Scores）：
- TFT群： ANOVAの結果（表3）より、身体症状スコアに対する時間の有意な主効果が示された（$F(2, 88) = 14.61$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.249$）。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意ではなかった（$W = 0.881$, $p = .066$）。多重比較のボンフェローニ補正を適用した結果、介入後（post-TFT）スコアは介入前（pre-TFT）スコアよりも低く、追跡（follow-up）スコアは介入前スコアよりも低かった。しかし、介入後スコアと追跡調査スコアの間に有意な差はなかった（表15）。したがって、TFT群において、身体症状スコアはTFT介入後に低下し、追跡調査時にも低いままであった。
- WL群： ANOVAの結果（表3）より、身体症状スコアに対する時間の主効果が有意であることが示された（$F(3, 126) = 16.718$, $p < .01$, $\eta_p^2 = 0.285$）。被験者内エラーのモークリー球面性検定は有意であった（$W = 0.628$, $p = .001$）。したがって、G-G補正が使用され、時間の主効果が有意であることが確認された（補正後 $p = .000$）。身体症状スコアは、ベースラインや介入前よりも、介入後および追跡時に有意に低かったものの、介入後スコアと追跡調査スコアの間に有意な差はなかった（表16）。
表15：思考場療法（TFT）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた身体症状得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 12.290$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.017$; $BONF = 1.8041$*
表16：待機リスト（WL）群における、ボンフェローニ多重比較補正を用いた身体症状得点の経時的変化
| 郡内比較 | 比較関係 | p値 |
|---|---|---|
| ベースライン（Baseline） | ＝ 介入前（Pre-TFT） | n.s. |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| ベースライン（Baseline） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 介入後（Post-TFT） | * |
| 介入前（Pre-TFT） | ＞ 追跡調査（Follow-up） | * |
| 介入後（Post-TFT） | ＝ 追跡調査（Follow-up） | n.s. |
※注：$MSE = 14.508$, $p < .05$, $\alpha’ = 0.008$; $BONF = 2.2039$*
SUDS（主観的不快感尺度）の結果
各タイムポイントにおけるSUDSスコアに対するTFT介入の効果を観察するために、介入前後を比較するt検定を実施した。t検定の結果、2つのタイムポイント間で平均スコアに有意な差が認められた（$t(244) = 33.7106$, $p < .01$）。介入前の平均SUDSスコアは、介入後のものよりも有意に高かった（表17）。平均値の差に対する95%信頼区間は5.142〜5.780であり、最小の差であっても5ポイントを超えていた。
TFTが焦点を当てた否定的な感情のカテゴリ：
TFTセッションでは、88名の参加者から報告された248項目の異なる問題に対処した（表18）。
表17：主観的不快感尺度（SUDS）における介入前後の対応のあるt検定の結果
| 条件 | N | 平均（Mean） | 標準偏差（SD） | t値 | 自由度（df） | p値 | dz |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 介入前（Pre-intervention） | 245 | 7.008 | 2.160 | 33.711 | 244.000 | .000 | 2.154 |
| 介入後（Post-intervention） | 245 | 1.547 | 1.932 |
表18：参加者の主訴に関連する否定的な感情のカテゴリ
| 対象カテゴリ（$n = 248$） | TFT群 | WL群 |
|---|---|---|
| トラウマ | 47 | 41 |
| 不安と緊張 | 25 | 27 |
| 対人関係のストレス | 17 | 18 |
| 愛着の問題 | 13 | 12 |
| 怒り | 11 | 3 |
| 罪悪感 | 6 | 4 |
| 身体的な痛み | 8 | 6 |
| その他 | 4 | 6 |
4. 考察（Discussion）
本研究は、ビデオ通話（ビデオチャット）を介して提供されるTFTセッションが、COVID-19パンデミック下においてストレスおよびメンタルヘルスの状況を改善し得るかを評価することを目的とした。88名の参加者がTFT群またはWLコントロール群のいずれかにランダムに割り当てられ、双方が短時間の介入を受けた。介入前後のスコアを比較した結果、TFTはBJSQによって測定される否定的な感情（心身のストレス反応、イライラ感、疲労感、不安感、抑うつ感、身体症状を含む）を有意に緩和することが明らかになった。特に、これらの効果は2〜6週間の追跡調査期間にわたり持続した。
日本の厚生労働省によって策定されたBJSQは、通常、労働者の10%が高ストレスを経験していると特定する。本研究では、参加者の40%がTFT介入前に高ストレスを抱えており、平均的なベースラインレベルよりも高いストレスを抱えていたことを示している。介入後、TFT群における高ストレス参加者の割合は10%に減少し、追跡調査時にはさらに7%に低下した。
SUDSはTFT介入の直前と直後に実施され、介入前の平均7点から介入後の1.5点へと有意な減少を示した（$p = .000$）。追跡調査時のSUDSスコアも平均1.8点と低いままであり、非常に大きな効果サイズ（$dz = 2.15$）を反映していた。TFTに関する先行研究では、中〜大の効果サイズが報告されており、これらは本研究の結果によっても裏付けられている [15, 16, 18, 20]。類似の比較研究において、単一セッションによる治療時間は平均36分 [20] から41分 [15] であったが、本研究では、2週間隔で実施された2回の20分間のZoomセッションにより、同様の顕著な改善を達成した。
本研究では、セッションで扱う問題のカテゴリを制限しなかったため、参加者は自身が苦痛を感じているあらゆる懸念事項をターゲットにすることができた。全体として、TFTセッションは、PTSD、摂食障害、パニック障害、うつ病などの既往症を抱える88名の参加者から報告された248項目の異なる問題に対処した（表18）。臨床実践において、カウンセリングは通常主要な主訴に焦点を当てるが、心理的苦痛はしばしば単一の問題を超えて広がるものである。RobsonらによるPTSD研究 [18] でも同様に、PTSDに寄与すると考えられる不安、痛み、怒りなどの二次的な心理的症状にTFTが用いられた。TFTの汎用性は、多岐にわたる心理的懸念に対応する短時間で効果的なセッションを可能にし、従来のカウンセリング手法を補完する価値ある手段を提供している。さらに、TFTは過去のトラウマを詳細に開示する必要がないため、クライエントの感情的負担を軽減する。
参加者の約64%が、2回の介入の間にセルフケアを実践したと報告しており、これがTFTの恩恵の長期維持をサポートした可能性がある。指導マニュアル、動画、アプリなどのセルフケアリソースはデジタルデバイス上でアクセス可能であり、便利で継続的なサポートを提供した。COVID-19パンデミック下において心理的・経済的ストレス要因が悪化した際、アクセスしやすいメンタルヘルス介入が緊急に求められた。SARS-CoV-2への感染懸念が高まる中、TFTのようなシンプル、デジタル、かつ効果的な手法は、多様なメンタルヘルスのニーズに効率的に対応するための貴重なツールとなり得る。
オンラインで提供されるTFTは、幅広い心理的問題に対処するための柔軟かつ経済的なアプローチを提供する。複雑なメンタルヘルスの課題を管理している人々にとって、TFTはパンデミック関連のストレスを軽減するだけでなく、レジリエンス（精神的回復力）を高める可能性がある。さらに、TFTはセルフケア技術として機能するため、心の健康を増進するための、アクセス可能でスケーラブル（普及しやすい）な選択肢となる。
限界（Limitations）
追跡期間のばらつきや、比較のタイミングが結果の一般化可能性を制限する可能性がある。また、短いセッション時間は介入の可能性を十分に引き出す上で制約となった可能性があり、今後の研究では、より長時間のTFT介入の効果を探ることが有益であろう。
5. 結論（Conclusions）
本研究は、COVID-19パンデミック下において実施された短時間のオンラインTFT介入が、主観的な苦痛を効果的に軽減し、全般的な身体的および精神的ストレス反応を改善したことを示している。また、TFTはイライラ感、疲労感、不安感、抑うつ感、身体症状を含む否定的な心理的症状を有意に緩和した。重要なことに、これらの恩恵は2〜6週間の追跡期間にわたり持続し、TFTの効果の持続性を示した。今後の研究では、心理的苦痛をさらに緩和し、気分の改善を高めるために、セッション数やセッション時間の増加を伴う「拡張されたTFT介入」の有効性を調査すべきである。多様な人口集団やストレス関連疾患にわたるTFTの適用を調査することも、その広範な臨床的有用性について貴重な知見を提供する可能性がある。
倫理的配慮（Ethical considerations）
本研究は日本TFT協会の研究倫理委員会によって承認され（承認番号：2,021,001）、人間を対象とする医学研究の倫理的原則に関するWMAヘルシンキ宣言に準拠して行われた。試験に先立ち、すべての参加者からインフォームド・コンセント（十分な説明に基づく同意）が得られた。
資金提供（Funding）
本研究は、公的、商業、または非営利セクターのいかなる資金提供機関からも、特定の助成金を受けていない。
利益相反の宣言（Declaration of competing interest）
著者らは、本論文の内容に直接関連する開示すべき利益相反（COI）がないことを宣言する。日本TFTセンターは、心理療法のための民間研修機関である。
著者貢献（CRediT authorship contribution statement）
- 森川 采女（Ayame Morikawa）： プロジェクト管理、調査、概念化
- 藤本 昌樹（Masaki Fujimoto）： 形式分析（統計データ分析）
- 川岸 友里子（Yuriko Kawagishi）： 調査
- 深川 登美代（Tomiyo Fukagawa）： 調査
謝辞（Acknowledgments）
データ収集に貢献した以下のTFTセラピストの方々に感謝いたします：
香川 裕美 氏、近藤 三津子 氏、中村 晶子 氏、森沢 治枝 氏、高山 美佐子 氏、対馬 とよみ 氏。
また、すべてのセッションをスケジュール管理してくださった 鈴木 和江 氏に感謝いたします。
補足資料（Supplementary materials）
本論文に関連する補足資料は、オンライン版（doi:10.1016/j.explore.2025.103117）にて閲覧可能である。
文献リスト（References）
(※英語の学術誌における慣例に基づき、文献リストの見出しのみ翻訳しています。個々の論文情報は原文のままとします。)
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