思春期のASD患者におけるIQと内向的症状

思春期のASD患者におけるIQと内向的症状
Monisha Edirisooriya et al. J Autism Dev Disord.2021年11月

概要

知能指数（IQ）は，自閉症スペクトラム障害（ASD）の内在性症状の有無に関係することがわかっている。本研究では，自閉症スペクトラムの青年期におけるIQと不安や抑うつなどの内在性症状との関係を明らかにすることを目的としたメタ分析を行った。また、既存の研究結果に一貫性がない原因となっている方法論的な要因を明らかにすることも目的としました。自己申告の不安は、IQの低い若者で有意に高いことがわかり、一方、抑うつはIQと正の相関がありました。したがって、親、学校、臨床医は、IQの低い若者の不安を過小評価しないように注意すべきである。しかし、知的障害のないASDの青年が、社会的・情緒的支援に関して見落とされないように注意する必要もあります。

自閉症スペクトラム障害（ASD）と精神疾患に対する認識が進むにつれ，学術的にも公的にも議論されるようになってきた。本研究では，これらの疾患が同時に存在することへの理解を深めることを目的としています。このような知識は、ASDコミュニティの現在の優先事項であるASD患者のメンタルヘルスの改善に不可欠である（Povey 2016）。

ASDは、神経発達障害の「スペクトラム」を包含しており、アスペルガー症候群、自閉症、特定不能の広汎性発達障害という個別の診断ラベルに代わるものです。SDは、社会性、柔軟な思考、コミュニケーションなどの機能に影響を及ぼします（米国精神医学会 2013年）。これらの機能障害は、多くの精神疾患と関連しており、ASDの若者の70％が影響を受けていると推定されています（Simonoff et al.2008）。内在化症状とは、抑うつ、不安、恐怖、自尊心の低さなど、個人の中で発生し、大部分が維持される感情的な問題のことである（Merrell 2008; Ollendick and King 1994）。抑うつや不安は、ASD患者に特に多く見られることが強調されている（Ghaziuddin et al.2002; van Steensel et al.2011）。

思春期は、うつ病や不安症にかかりやすい時期であることが知られており、ASD患者も例外ではありません（Scherff et al.2014）。不安は、ASDの青年の主な問題である（Williamsら、2015年）。さらに、一般集団と比較して、ASDの青年の不安の割合が増加していることが研究で明らかになっている（Vasa et al.2013）。さらに、思春期は、青少年が医療サービス提供者の間を移行する時期でもあります。自閉症の若者の親が共通して恐れているのは、この時期に自分の子どもが十分なサポートを受けられないのではないかということである（Weiss 2008）。子ども向けサービスと大人向けサービスの両方が、自閉症の若者にメンタルヘルスのサポートを提供するために十分な体制を整えなければならない。さらに、ASDの若者の精神疾患や行動障害は、ASDでない人に比べて医療費が高くなることが示されており、介護者のストレスの原因となる可能性がある（McCarthy 2007）。したがって、思春期のASD患者の内向性症状についての知識と理解を深めることは価値がある。これは、親、教育機関、医療機関が、リスクの高い人を特定し、予防戦略を実施する際に役立つだけでなく、影響を受けた人を適切に管理することもできる。この時期に精神疾患に効果的に対処することは、大人になってからの学業成績、社会性の発達、行動面での成果につながるため、極めて重要である（McEwanら2007年、Murphyら2015年）。

ASD患者の内在性症状に関する研究では、知能が重要な変数であることが強調されています。本研究では、知能はIQ（intelligent quotient）で定義され、知的障害はIQスコアが70未満と定義されている（Luckasson et al.）しかし、ASD患者のIQと抑うつや不安との相関に関する証拠は、相反するものである。以下に示すように、負の相関、正の相関、非線形の相関、存在しない相関がすべて報告されている。

IQと内向的症状の負の相関性

先行研究では、ASDの若年者において、IQの低さが内向性症状の高さに関係することが示唆されている（Amr et al.2012; Rosa et al.2016）。同様に、以前のメタアナリシスでは、ASDの子どもと青年におけるIQと不安の間に負の相関が見られた（van Steensel et al.2011）。

この負の相関については、いくつかの説明が提案されている。IQが低いと対処戦略がうまくいかず、慣れない作業が不安を引き起こす可能性がある(Crabbe 2001)。このことを考えると、IQが低いと、慣れない経験をする思春期に感情的な問題が多くなることと相関があるかもしれません。対照的に、IQが高ければ、ASDの若者のうつ病レベルの低下と関連することが示されている、必要なときに助けを求めるなどの適応的な対処スキルが可能になるかもしれない（Pouw et al.）

また、感情を伝える能力が低いことも、IQと内向的症状との間に負の相関関係がある要因と考えられます。感情を特定して表現することの難しさは、人格特性であるアレキシサイミアに関わっています(Taylor et al. 1991)。Milosavljevicら（2016）は、ASDの青年において、言語性IQの低さがアレキシサイミアの高さと関連することを明らかにしました。また、アレキシサイミアの存在は、不安の増大とも関連していた。また、IQの低下に伴うコミュニケーションの障害は、会話や恐怖の解消に問題を引き起こすことが示唆されています（Pickergill et al.）全体的に見て、感情を表現することが難しいと、問題を内在化させ、不十分なサポートを受けることになります。これらの要因により、知能の低いASDの若者に内向性症状が多く見られることが説明できる。

IQと内向的症状の正の相関関係

逆に、いくつかの研究では、ASD患者のIQの高さとうつ病との関連が報告されている（Fungら2015; Ghaziuddin and Greden 1998; Greenleeら2016; Mayesら2011a, b）。また、IQと不安の正の相関も観察されています（Gothamら2015; Mayesら2011a, b; Niditchら2012; Sukhodolskyら2008）。

この研究から2つの説明が生まれています。1つ目の説明は、高い知能がASD患者の内向性症状のリスクを実際に高めている可能性である。いくつかの基本的なメカニズムが提案されているが、例えば、社会的支援の不足である。社会性は感情の健康を改善することが知られている(Kawachi and Berkman 2001)。Taylor and Seltzer (2011) は、成人期への移行期にあるASDの若者の中等教育後の学校での活動を、知的障害の有無で比較した。知的障害のない者は、日中の活動がないことが3倍多かった。日中活動をしていない参加者の86％が、不安や抑うつなどの精神疾患を併発していました。社会的支援が不足している理由の一つとして、著しい知的障害のない若者は、定型発達の仲間と一緒に教育機関に通う可能性が高く、そのような生徒の数が増えていることが考えられる（Humphrey and Symes 2010）。このような教育機関では、障害のある若者をケアする機関と比較して、オーダーメイドの社会的・情緒的サポートを重視していない可能性がある。さらに、ASDの若者は、学校の仲間から社会的に排除されるリスクが高く、それが感情的な健康にも悪影響を及ぼす可能性がある（Humphrey and Symes 2010）。したがって、より知的な若者への社会的支援が不十分であることが、情緒的な困難を大きくする要因のひとつであると考えられる。

別のメカニズムとして提案されているのは、IQの高い若者は社会的理解が深く、自分の社会的能力や欠陥に対する認識が高まっており、それが主流の教育機関に通う際に自分自身に強調される可能性があるということである。これが不安や抑うつの原因になることが示唆されている（Caamaño et al.）さらに、IQが高いことで自分の欠点に対する意識が高まると、自尊心の低さに対する脆弱性が高まる可能性があります。この示唆に沿って、IQ80以上の自閉症児は、IQ80未満の自閉症児に比べて自尊心が低いことが観察されています（Mayes et al.2011a, b）。自尊心の低さは、内在性の症状ではありますが、不安や抑うつの原因にもなります。

2つ目の別の説明は、IQが高いと、IQが低い人よりも感情的な困難を報告する手段が増える可能性があるというものである(Caamaño et al. 2013)。さらに、自分の問題を表現できない知能の低い人では、不安症状がコミュニケーション障害と誤解され、結果的に過小評価される可能性がある(Davis et al. 2011)。したがって、症状を報告する能力は、IQと内向性症状との関係を混同させる可能性がある。

IQと内向的症状の間には非線形の相関関係がない

さらに、以前のメタアナリシスでは、IQが70～87の若者は他の若者よりも不安が高いという二次的な関係が示唆されていた。しかし、暫定的な結果であったため、この関係を結論づけるにはさらなる調査が必要でした(van Steensel et al. 2011)。その後の研究では、IQと不安の間に二次的または線形的な相関は認められなかった(Eussen et al. 2012)。その他にも、IQと内向性症状の間に関連がないと報告しているものもある（Gotham et al. 2015; Simonoff et al. 2008; Strang et al. 2012）。最も明白な説明は、ASD患者の内向性症状にIQが無関係であるということである。しかし、方法論的な要因が有意な相関関係を不明瞭にしている可能性があり、そのいくつかを以下に提案する。

矛盾した結果をもたらす要因

知能の指標としてIQを用いることは、ASD集団における内向性症状との相関関係に影響を与える可能性がある。IQテストはASD患者の知能を過小評価する可能性があります（Nader et al.2016）。また、研究で用いられているIQの範囲は、IQが高いか低いかによって、内向性症状との関連性に影響を与える可能性があります。個々の研究やvan Steenselら（2011）によるメタアナリシスでは、制限事項としてサンプルのIQ範囲が制限されていることが報告されている（Eussenら（2012）；Strangら（2012））。

内向性症状の測定に使用される心理測定機器も、IQとの相関に影響を与える可能性があります。測定器は異なる基準に基づいており，例えば，Diagnostic and Statistic Manual of Mental Disorders（DSM）のガイドラインに必ずしも対応していないため，比較可能性が制限される。また、これらの測定法の大部分は定型発達の若者向けに設計されており（Vasa et al.

既存の研究では、複数の内向性症状、あるいは症状のサブタイプを1つの変数にグループ化することで、IQとの関連性の違いが隠される可能性が示唆されている。Gothamら（2015）は、IQと不安の間に正の相関があるが、うつ病とは関連がないことを発見した。以前のメタアナリシスでは、IQと不安の相関の方向は、分析した不安のサブタイプによって異なることがわかった（van Steensel et al.）

さらに、サンプル内での精神科薬の使用は、経験し、その後報告される内向性症状のレベルを変化させ、その結果、IQとの相関に影響を与える可能性がある(Mazefsky et al. 2011)。

また、自己報告と養育者報告の内向性症状の精度が異なることも、調査結果に影響を与える可能性があります。養育者による報告がASDの若者の内向性症状を信頼性高く描写しているかどうかについては、現在議論の余地があり、さらなる証拠が必要です。実際、Van Steenselら（2011）による前回のメタ分析の限界は、情報提供者（親と子）が不安とASDの関係を調整するかどうかを検証するデータが不十分であったことである。彼らは、不安の頻度がインフォーマントによってどのように異なるかを検証するために、今後の研究を求めた。一方で、親は一部の子どもの情緒的困難を過小評価する可能性がある(Cosi et al. 2010; Muris et al. 1999)。Cappsらは、自己価値が低いと報告した子どもでは、自己価値の高い子どもに比べて、親が観察する悲しみや恐怖が少ないことを明らかにした。知能の高い若者は、より大きな社会的相互作用を行うことができるという可能性があります。その結果、彼らの欠点が浮き彫りになり、自己価値が下がるかもしれませんが、親はポジティブな社会的適応しか感じていないかもしれません(Caps et al. 1995)。一方、親の不安は、子どもの不安症状を過剰に報告させる可能性がある(Bernstein et al. 2005)。それにもかかわらず、親が評価した不安や抑うつは効果的な評価方法であり、自己報告に匹敵するという証拠がある（Ozsivadjian et al.2014; Sukhodolsky et al.2008）。前述のように、IQの高い若者は、知能の低い若者よりも症状を報告できる可能性がある。さらに、子どもの言語性IQが高い場合には、不安症状の親子間の不一致が少ないという研究結果もあります（Ooi et al.2016）。親報告と自己報告の両方を用いることで、ASD患者が経験する内向性症状をより代表的に測定できると示唆されています（Ooi et al.2016）。

最後に、サンプルの性別分布と年齢が、測定された内向性症状のレベルに影響を与え、その結果、ASD患者のIQとの相関が見られる可能性がある。しかし、これらの要因に関する証拠は一貫していません。ASD患者の性別と抑うつや不安との間に関係がないという調査結果がある一方で（Mayes et al. 2011a, b）、Solomonらは、青年期の女性は男性よりも内向性症状が高いと報告している（Solomon et al.）また、不安や抑うつはASDの子どもが大きくなるにつれて増加することが示されていますが(Mayes et al. 2011a, b)、他の研究では年齢とこれらの症状の間には関係がないとされています(Strang et al. 2012)。今回の研究では、思春期に焦点を当てることで、IQと内向性症状の関係について、年齢が低い場合と高い場合の有意な影響を抑えることを目的としています。

根拠と目的

不安や抑うつは、自閉症と思春期に共通して見られる症状ですが、ASD患者のIQとこれらの内在性症状との関係はよくわかっていません。このメタアナリシスは、この関係の理解を深めることを目的としており、臨床現場や教育現場、家庭において、影響を受けている若者やリスクの高い若者をより容易に特定し、支援できるようにするためのものである。さらに、精神的な健康状態が良好な若者は、大人になっても社会に積極的に貢献できる可能性が高いと考えられます。

したがって、本研究の第一の目的は、ASDの青年におけるIQと内在性症状の関連性の全体的な方向性を区別するために、現在の証拠を統合することです。第二に、本研究では、既存の文献で得られた知見に一貫性がない原因となっている方法論的な要因を明らかにすることで、第一の目的を達成し、今後の研究の指針とすることを目的としています。

このメタ分析では、IQとの関連性の違いを考慮して、不安と抑うつを別々の結果として調査しています。さらに、内向性障害の高い割合は、臨床的にASDと診断された人だけでなく、ASDの特徴を持つ広範な集団においても示されている（Simonoff et al.2008）。そこで、本研究では、臨床診断の有無にかかわらず、自閉症スペクトラムの若者を対象とした。

方法

本メタアナリシスは、Meta-analysis Of Observational Studies in Epidemiology（MOOSE）ガイドライン（Stroup et al.2000）に基づいて行われた。

系統的な文献検索戦略

系統的な文献検索の専門家が，以下の検索戦略を承認した。MEDLINE、PsycINFO、Scopusのデータベースを用いて、本調査のための研究を特定した。検索語は、知能、内在性症状、ASD、思春期の4つの主題に関連するものを選択した。これらの4つの検索語のグループはブール演算子「and」で分離し、各グループ内の用語の分離には「or」を使用した。その結果、4つのグループすべてに関連する研究が返されました。各データベースの最も古い記録日から2017/02/10までの研究が得られた。付録Aには、検索用語の全リストが記載されている。

適格基準と研究選択プロセス

特定の適格性基準が研究の選択の指針となった。出版物は、英語で出版された査読付き雑誌による経験的研究でなければならない。書籍、書評、学位論文、メタアナリシス、文献レビューなど、その他の種類の文献はすべて除外した。

研究にはASDのサンプルが含まれていなければならない。また、このサンプルについて、IQと内在性症状（不安や抑うつ）との関連について、効果量の有無にかかわらず、知見が必要である。内向性症状は、潜在的なものでも、臨床的なものでもよい。

思春期のみに焦点を当てた既存の研究が不足しているため、思春期（WHO 2017）と定義して研究に含めるためには、評価時の平均年齢が10.0～19.0歳である必要があると判断されました。いくつかの研究では、IQまたは内在性症状に関するデータが少数の参加者で欠落しており、データがあるサンプルのサブセットの補正された平均年齢がありませんでした。そこで、与えられた年齢情報とデータ欠損の程度から、平均年齢が10.0～19.0歳の範囲に収まる可能性が高いと判断された場合、その研究を対象とした。

上記の基準に従い、検索された研究を手作業で除外するのを最小限にするために、可能な限り、データベース内の検索において、思春期の年齢、英語、ヒトの集団、査読付き雑誌の論文に制限を設けた。また、2つ以上の研究で参加者のコホートが重なっている場合は、サンプルサイズが大きいか、より多くの必要なデータが報告されている論文を対象とすることを概説した。

データベースから受け取った出版物は、Endnoteを用いて管理した。重複している論文は電子的に削除し、残っているものは手作業で削除した。次に、重複していない672件の研究のタイトルと抄録に、所定の適格性基準を適用した。次に、a)すべての適格性基準を満たした研究 b)タイトルと抄録だけでは適格性基準を満たしているかどうかがわからない研究について、より詳細な評価ができるように、フルテキストの論文を入手した。

本研究の著者は、論文を適格性基準に照らして独自に検証した。論文が組み入れ基準を満たしているかどうかが不明な場合は、決定がなされるまで3人の研究者全員で議論した。

関連するすべての既存研究を系統的に含めるように努力した。167件のフルテキスト論文の参考文献リストを調べ、適格性基準を満たす5件の研究を追加で特定した。さらに，系統的な文献検索から，2つの再刊雑誌の2016/17年号から2つの研究を探し出した。Autism」と「Journal of Autism and Developmental Disorders」です。これらの号に注目した根拠は、新しい記事は必ずしもデータベースで医学的主題見出しが割り当てられておらず、検索プロセスで見落とされるリスクが高まることに基づいています。

適格性基準を満たした28件の論文のうち、IQと抑うつ・不安の関係について効果量（有意であるか否かを問わない）を報告した15件の研究をメタ分析に含めました。13件の研究は、3つの理由でメタ分析から除外されました。第一に、不安と抑うつを別々のものとして調査しているが、効果量を報告していない、あるいは効果量を計算するのに使える統計情報を報告していない研究が除外された。第二に、Hallettら（2013）の研究は、解析ソフトがクラス内相関を受け付けなかったため、除外した。第三に、他の症状の有無にかかわらず、不安と抑うつをまとめている研究は除外した。

これらの13の研究は、不安、抑うつ、またはグループ化された内在性症状の投票集計手順に適切に含まれた。投票数は、IQと内在性症状との間に正の相関、負の相関、または無相関を報告した研究の数を集計したものである。本研究では、不安と抑うつを別々に調査することを目的としたが、複数の症状を1つの変数として評価した場合に相関関係が不明確になるという仮説を検証するために、内在性症状をまとめた論文も投票数に含めた。メタアナリシスでは、効果の大きさを報告した研究が2件しかなく、グループ化した症状が2件の研究で異なっていたため、検証の対象とはならなかった。

図1は、文献検索と研究の選択プロセスをまとめたものである。メタ分析から除外された13件の研究の特徴を表11に詳細に示した。

図1
図1
系統的な文献検索と研究の選択プロセスを示すフローチャート
表1
表1
メタアナリシスから除外された研究、および投票集計手順に含まれた研究

データの抽出

メタアナリシスの対象となった各研究について、以下の情報を抽出した。研究規模、ASDサンプルの年齢と性別の分布、IQテストのスコアと範囲、内在性症状の種類（不安／抑うつ）、内在性症状の評価方法、ASDステータスの確認方法。また、参加者が精神科の薬を服用しているかどうかの詳細も記録しました。さらに、IQと不安・抑うつとの関連性の相関係数を各研究から抽出した。相関係数が報告されていない場合は、効果量の算出に使用できる代替統計量を記録した（Table（表2）.2）。研究ごとに複数の効果量を含む分析を行ってはならないという方法論的基準を満たすために、3つの研究では、どの統計量を抽出するかを決定する必要があった。付録Bでは、選択した統計量の根拠を概説している。

表2
表2
メタアナリシスに含まれる研究

品質評価

今回のメタアナリシスでは、Bhuttaら（2002）の考え方を参考にして、5段階の新しい品質評価スコアを作成した。品質基準には、既存の文献の調査に基づいて、IQと不安や抑うつとの関連に影響を与える可能性の高い要因が組み込まれている。

品質基準（合格・不合格）
A.
同一または類似の集団（例：地理的地域または臨床環境）から募集されたASDサンプルであること。

B.
ASDの状態を確認する方法が確立されている（例：自閉症診断観察表、自閉症診断面接、任意のDSM基準）。

C.
C. 評価時に精神科の薬を使用していないか、分析時に薬をコントロールしているか、薬を使用する前の症状が報告されているなど、調査結果への薬の影響を抑えるための措置がとられていること。

D.
IQを測定するための確立された知能検査。

E.
内向性症状を評価するための確立された尺度、または内向性障害の専門的診断。

確立された」とは、信頼性が実証されている、公表された文献に認められた心理測定法を指す。4または5のスコアを獲得した研究は、十分な質を有していると判断されたため、メタアナリシスへの組み入れが適切であった。4のスコアは、主に基準Cを満たしていない研究によるものでした。そのため、精神科の投薬をモデレーターとして含め、投薬状況が全体の効果サイズに違いをもたらすかどうかを調べるためにサブグループ分析を行いました。情報不足のため、2つの研究が基準CおよびDを満たさなかった（Gadowら2016；Ghaziuddin and Greden 1998）。これらは、本研究で使用するには質が低いと判断され、うつ病の分析結果を解釈する際に考慮された。表表22は、メタアナリシス研究の研究特性と品質スコアを明記したものである。

異質性の評価、出版バイアス、統計解析

統計的異質性は，方法論の違いや臨床的多様性，すなわち被験者の違いに起因する研究間のばらつきの結果である（Deeks et al.）メタアナリシスの対象となった研究の間には、この2つのタイプのばらつきがあることが、データ抽出と品質評価の過程で明らかになりました。

まず、IQテストは研究によって異なります。15件の研究のうち9件では、Wechsler Scalesのバージョンが使用されていました。また、Stanford-Binet Intelligence ScaleやKaufman Brief Intelligence Testなども用いられていました。しかし、ASD患者と一般集団におけるこれらのIQテストの間には高い相関性があることがエビデンスとして示されているため、これらの研究から得られた効果量は同等であると考えられた（Baum et al.2015; Newton et al.2008; Slate et al.1996）。すべての研究でIQまたはフルスケールIQスコアが報告されているため、スコアも比較可能であると考えられた。

次に、すべての研究がASDの状態を確認するために確立された方法を使用していました。これらの方法は、思春期のサンプルで一致していることが示されているため、比較可能であると考えられた（de Bildt et al.）さらに、本研究は、幅広いASD集団において、IQと2つの内向性症状との関係を調べることを目的としているため、ASD状態を確認するための様々な手段を受け入れることができた。最後に、臨床的および方法論的な異質性の他の明らかな原因については、サブグループ分析を用いて対処した。

異質性の定量化とそれに続くすべての分析は、Comprehensive Meta Analysis（CMA）ソフトウェア（バージョン2.0）を用いて行った。異質性の評価は、不安と抑うつのアウトカムについて別々に行った。Higginsの異質性レベルにより、I2が25％、50％、75％の場合、それぞれ低、中、高と分類した（Higgins et al.）その結果、固定効果モデルとランダム効果モデルのどちらを使用するかが決定されました。

不安に関する結果を含む13件の研究では、異質性が中程度に高かった（I2 = 62.486%, Q(12) = 31.988, p < 0.01）。このことを考慮して、不安に関するすべての分析にランダム効果モデルを使用した。さらに、異質性の結果は、7つのモデレーターのそれぞれがIQと不安レベルの間の分散を有意に説明しているかどうかを検証するためにサブグループ分析を使用するという決定を正当化した。各モデレーターについて、I2および対応する異質性のQ値は、モデレーターの下での各グループ内の分散のレベルを示していた。Qbetween値の合計（Qbetween）は、グループ間の異質性のレベルを特定し、その結果、モデレーターが有意な効果を持っているかどうかを示しました。サブグループ分析には7つのモデレーターがあったので、有意な効果を示すために、より厳しいアルファ値0.01が使用されました。この決定は、家族間のエラー率を制限するために行われました。また、不安と抑うつの主要な分析結果の統計的有意性を判断するために、標準的なアルファ値0.05を使用した。

うつ病に関する統計データがある4件の研究では、異質性は低かった（I2 = 19.809%, Q(3) = 3.741）。その結果、うつ病の結果には固定効果モデルを使用した。うつ病については、研究数が少なく、異質性も低かったため、サブグループ分析は行わなかった。

Publication bias（論文の偏り）は、不安と抑うつに関する研究を別々に、2つの方法で調査した。ファネルプロット法は，各研究の効果量をプールされた平均効果量の周りに分布させるものである。非対称的な分布は出版バイアスの存在を視覚的に示す。trim-and-fill法は、出版バイアスがない場合の効果量を推定するものである(Duval and Tweedie 2000)。この方法は、利用可能な方法ではバイアスの推定値が大きく異なるために推奨されていないfail-safe Nなどの他の方法よりも選択された（Sterne et al.2008）。さらに，有意ではない効果量の報告が少ないことによるバイアスの存在を，メタ分析から除外された研究を含む投票集計手順で調べた。効果量を記載していない論文の大部分は，有意ではない知見を報告していると予測された。

モデレーターの選定とコーディング

不安のサブグループ分析では、以下の理由に基づいて7つのモデレーターが選ばれた。Table Table33は、データがどのようにグループ化され、コード化されたかを示している。

表3
表3
不安サブグループ分析における7つのモデレーターのコーディングシステム
不安を報告する人 介護者と不安の自己報告を2つのグループにコード化し、以前に発見されたように（Oswald et al. 2016）、不安を報告する2つの方法の間に食い違いがあるかどうか、そしてこのことがIQとの相関に有意に影響するかどうかを検証した。今回のメタアナリシスでは、このモデレーターを取り入れることで、情報提供者によって不安の頻度がどのように異なるかを検証することを今後の研究に求めた前回のメタアナリシスの要望を満たしている（van Steensel et al.2011）。

精神科の薬

精神科の薬の使用は、不安の報告に影響を与える可能性がある（Mazefsky et al.2011）。Yes」と表示されたグループには、de Bildtら（2005年）の研究と同様に、投薬中の参加者を含む研究が含まれていた。de Bildtら（2005）の研究では、投薬に基づいて参加者を除外することはなかったと報告しています。いいえ」と表示されたグループには、投薬を受けていないサンプルや、報告された所見に投薬の影響がないことを証明するための分析を行った研究が含まれていました（May et al.2015; Strang et al.2012）。さらに、Mazefskyら（2011）は、投薬を受ける前に症状を報告するよう参加者に求めたため、「いいえ」とコード化した。
IQレンジ 研究は、以下のような参加者を含むかどうかによって、3つのグループにコード化された。IQ70以下（≦70）、IQ70以上（≧70）、またはこれらの範囲にまたがるIQ（≦70≦）の参加者を含むかどうかによって、3つのグループにコード化した。これは、IQと不安の間に見られる相関関係が、調査するIQの範囲によって異なるかどうかを検証するためである。各研究で指定された範囲に基づいて、IQ 70をカットオフとして使用した。なお、1つの研究では、IQの範囲が明記されていませんでした（Rodgers et al.2012）。しかし、参加者全員のIQが平均的な範囲内であったと報告しています。その結果、この研究は「IQが70以上」のグループに含まれました。また、Vasaら（2013）では、IQの範囲が指定されていないにもかかわらず、平均IQ（76.8）と標準偏差（23.7）が提示されています。したがって、IQ70以上と70未満の参加者が含まれていることが推測され、それに応じて研究をコード化した。

平均年齢

本研究では、思春期に焦点を当てることで、IQと内向的症状の関係について、年齢が低い場合と高い場合の有意な影響を制限することを期待しました。しかし、思春期には、社会的認識や自己認識の発達により、不安が増大する可能性があるという証拠がいくつかあります(Mayes et al. 2011a, b)。その結果、本研究では、13の調査サンプルのうち、平均年齢が13.0歳未満の11のサンプルをグループ化しました。平均年齢が13.0歳以上の2つのサンプルを第2グループに分類し、思春期の早期化と後期化がIQと不安の関連性に有意に影響するかどうかを検証しました。

性別

男性と女性を含むサンプルは、男性のみのサンプルとは別にコード化した。これは、男性のみのサンプルが、IQと不安との関連についての調査結果に影響を与える可能性のある異質性の重要な原因であるかどうかを評価するために行われた。
効果量のタイプ 研究で報告された効果量のタイプは、研究がIQと不安の相関を検証する方法の方法論的な違いのために異なっていた。効果量のタイプがこのメタアナリシスの結果に影響するかどうかを検証するために、4つのカテゴリーを使用した。コード「0」の研究では、IQと不安の連続測定値を用いて算出した相関係数（r）を報告した。コード'1'の研究は、IQスコアに基づいて参加者をグループ化した；したがって、効果量は、IQの高い青少年と低い青少年の不安レベルの差を反映していた。コード「2」の研究では、不安レベルに基づいて参加者を分けているため、効果量は、不安が高い人と低い人のIQの差を反映している。最後に、Simonoffら（2008）は、個別に「3」とコードされた調整なしのオッズ比を使用した。
DSM-IV指向の不安評価 研究は、不安を評価するために使用される機器がDSM-IV基準に基づいているかどうかによって2つのグループに分けられた。これは、不安尺度間の異質性に対処し、それが結果に有意な影響を及ぼすかどうかを検証するために行われた。13件の研究のうち9件がDSM-IVに準拠した尺度を用いており、このグループ分けの方法が決定された。残りの4つの研究は、以下の理由で第2のグループに分類された。White and Roberson-Nay（2009）は、DSM-IVの不安の基準と完全に一致していないMultidimensional Anxiety Scale for Childrenを使用した（van Gastel and Ferdinand 2008）。Mayら（2015）はChildren's Sleep Habits Questionnaireを使用し、de Bildtら（2005）はChildren's Social Behaviour Questionnaireを使用した。これらの尺度では、不安の側面（それぞれ睡眠不安と変化への恐怖）がDSM基準に基づいて評価されているかどうかは不明であった。最後に、Mazefskyら（2011）は、DSM-IVの基準（Lamら2005）とは明確に対応していない改訂版子ども顕在性不安尺度を用いている。

結果

不安。主要な分析とサブグループの分析

13件の不安に関する研究のサンプルサイズは812であった。フォレストプロット（Fig.2）によると、主解析では、ランダム効果モデルの下で、IQと不安の間に有意な関連は認められなかった（r = -0.015, p = 0.764）。不安を訴える人は、IQと不安の関連に有意に影響する唯一のモデレーターであった（Qbetween(1) = 9.529, p < 0.01）。Cohen（1988）のガイドラインを用いて、有意な相関の大きさを解釈した：r＞0.50＝大きい、0.50-0.30＝中程度、0.29-0.10＝小さい。自己報告された不安はIQと適度に負の相関を示したが（r = -0.424, p < 0.01）、親が報告した不安とIQの間には有意な相関は見られなかった。不安の分析結果を表44に示す。

Fig.2
Fig.2
ランダム効果モデルの下で、ASDの青年におけるIQと不安の間に有意ではない関連性を示すフォレストプロット。各研究の黒丸は、不安解析における研究の重みに比例している。黒い菱形は...を示す。
表4
表4
ASDの青年におけるIQとa)不安 b)抑うつとの関連を調べたメタ分析の結果

うつ病の分析

4つのうつ病研究のサンプルサイズは364であった。固定効果モデルでは、IQとうつ病の間に小さな正の相関が認められました（r = 0.119, p < 0.05）（表（表4）.4）。図3は、この分析のフォレストプロットである。

Fig.3
Fig.3
固定効果モデルの下で、ASDの青年におけるIQとうつ病の間に正の関連を示したフォレストプロット。各研究の黒丸は、うつ病の分析における研究の重みに比例する。黒い菱形は...

出版バイアス

不安と抑うつのファネルプロットにおける効果サイズの非対称な分布は、出版バイアスの存在を示している。trim-and-fill法により、出版バイアスを調整した後の全体効果の推定値が得られた。不安は依然としてIQと有意に相関していなかった（r = 0.044, 95% CI [-0.056, 0.143]）。うつ病では、IQとの相関は調整後も有意ではなかった（r = 0.094, 95% CI [-0.052, 0.192]）。これらの結果を図4と図55に示します。最後に、効果量のない11の所見のうち8つが有意でないと報告された。

図4
図4
ランダム効果モデルを用いた不安全公表バイアス解析のファネルプロット
図5
Fig. 5
固定効果モデルを用いたうつ病の出版バイアス分析のファネルプロット
票数計算結果

Table Table55に、メタ分析から除外された研究の投票集計結果を示す。効果量のない11の知見のうち、8つは有意でないと報告された。

表5
表5
メタアナリシスから除外された研究の票数結果

ディスカッション

本研究の目的は、ASDの青年期におけるIQと2つの内在性症状である抑うつと不安の関連性の全体的な方向性を明らかにするための最新のエビデンスを統合することである。また、最初の目的を達成し、今後の研究の指針とするために、既存の文献で得られた一貫性のない知見の原因となる方法論的要因を明らかにすることも目的とした。メタアナリシスを用いて、IQと（a）不安、（b）抑うつの関係を、それぞれ13件、4件の研究の効果量を用いて評価した。緩和要因を考慮する前の段階では、IQと不安の間に有意な関係は認められなかった（r = -0.015, p = 0.764）。しかし、自己申告の不安だけを考慮すると、知能の低い若者では不安が中程度に高かった（r = -0.424, p < 0.01）。このサブグループ分析の結果は、以前のメタ分析（van Steensel et al.2011）で見られた負の関連性を反映しています。さらに、本研究では、知能の高い若者ほどうつ病のレベルが高いことを示す有意な効果が見られ（r = 0.119、p < 0.05）、ASDの子どもと青年1272人を対象とした最近の研究（Greenlee et al.2016）と一致した。

出版バイアス

trim-and-fill法では、出版バイアスの存在がなければ、IQと内在化症状の関連は有意ではないと推定された（図4, ,5）.5）。この結果は当然のことで、有意でない所見は出版される可能性が低く、したがってこのメタ分析にも含まれています（Egger and Smith 1998）。この問題を考慮するために、効果量を提供しなかったためにメタ分析から除外された研究は、票数計算の手順で調査されました。予想通り、これらの研究の大半は有意ではない関連性を報告しました。投票集計の結果は、メタアナリシスの結果と合わせて説明しています。

不安な結果

予想通り、効果量のデータがないために除外された研究のほとんどが、不安とIQの間に有意でない関連を報告しており（表（表5）,5）、有意でないメタアナリシスの結果と一致していた。しかし、サンプルサイズが小さかった研究では、検出するには弱すぎる効果が認められたため、有意ではないと判断されたのかもしれない。すべての研究が効果量を報告していれば、IQとの正または負の相関に寄与することで、不安の分析結果に大きな影響を与えていたかもしれません。

不安分析の結果と投票集計の結果を合わせると、調整要因を考慮する前に、IQは不安レベルと無関係であることが示された。しかし、サブグループ分析では、自己申告の不安とIQとの間に有意な負の関係が確認されたため、以下に述べるように、主な不安分析の結果が有意ではなかったことの方法論的な理由となる可能性があります。

サブグループの分析

7つのモデレーターが、IQと不安の関連に有意に影響するかどうかを検証した（表（表44））。

不安を報告する人。自己報告と養育者報告の不安は、サブグループ分析において唯一の有意なモデレーターであった[Qbetween(1) = 9.529, p < 0.01]。この知見は、親と自己報告された内向性症状の不一致という既存の懸念を支持するものである（Sterling et al.2015）。

自己報告の不安は、IQの低い青年で適度に大きく（r = -0.424, p < 0.01）、知能の低い者は知能の高い青年よりも症状を認めて伝えることができないという考え方に挑戦している（Caamaño et al.）また、知能の高い人は不安が少なく、それが報告に正確に反映されているとも考えられます。この結果は、ASDにおける個人の能力のばらつきを認めることの重要性を強調していますが、IQレベルに基づいて推測することはできません。知的能力の低い青年の中には、感情を伝えることができない人もいるかもしれませんが、今回の研究では、感情を伝えることができる人もいることがわかりました。したがって、介護者や臨床医は、精神的健康を評価する際に、IQにかかわらず、個人の症状を自己認識する能力を確立する必要があります。

逆に、介護者が報告した不安とIQは関連していなかった。介護者がASDの若者の不安レベルを過小評価したり過大評価したりすることで、IQとの相関関係が不明瞭になっている可能性がある。親は子どもが経験した不安を過小評価することが多いことは、文献でよく知られている（Cosi et al.）対照的に、不安な親は子どもの不安を過剰に報告することが示されている(Bernstein et al. 2005)。さらに、養育者は、症状をコミュニケーション障害や社会的回避などのASD特性と混同することで、不安を過大評価したり過小評価したりする可能性がある（Davis et al.2011; Kuusikko et al.2008）。また、感情を伝える能力が低い人の親は、特に外部の徴候が伴わない場合、不安症状を正確に報告するのに苦労することがある。知能の低い若者における養育者の過少報告は、現在のメタ分析において自己報告の不安が高くても養育者報告の不安が低くてもIQとの関連が認められた理由を説明するかもしれない。この提案に関連して、Hallettら（2013年）の研究では、親が評価した場合には不安の大きさが高いIQと関連していたが、自己評価した場合には低いIQと関連していた。このように、異なる不安のサブタイプを測定することで調査結果の乖離を説明できるかもしれませんが、症状を報告する際に異なる視点を用いることで別の説明ができます。

最終的には、介護者間およびASDの若者間の臨床的異質性は避けられず、特定の介護者が不安を報告する際の正確さのレベルに影響を与えるだろう。今回の結果は、より代表的な症状プロファイルを構築するために、介護者の報告と自己報告を組み合わせて使用するべきであることを示唆している。さらに、両親は、IQの低い青年の不安レベルを過小評価しないように注意すべきである。

精神科治療薬

精神科治療薬の使用は、IQと不安の関係に有意な影響を及ぼさなかった。Mazefskyら（2011）は、精神科での投薬が精神医学的問題を調査する研究を制限することを示唆している。しかし、この知見は、ASD患者のIQと不安の関係を評価する際に、精神科での投薬を受けている人を含めることは大きな問題ではないことを示唆している。ASD患者の大部分は精神科の薬を服用している（Mazefsky et al.2011）。薬物治療を受けている人を除外すると、調査の対象となる若者の範囲が制限され、より広いASD集団への結果の一般化が難しくなるため、この結果はこのメタアナリシスと今後の研究にとって好ましいものである。

IQ範囲

不安とIQの関連は、研究が対象とした参加者が以下の者であるかどうかによって、有意な差はなかった。不安とIQの関連性は、次の参加者を含むかどうかによって、有意な差はなかった：IQ70以下、IQ70以上、またはこれらの範囲のIQ［Qbetween(2) = 5.761, p < 0.1］。これは、より広いIQ範囲を分析した研究では、情緒的問題との有意な関係を見出す可能性が高いのではないかという指摘に反している（Fung et al.2015）。
とはいえ、この結果は、以前のメタアナリシス（van Steensel et al.2011）でも発見された、データの潜在的な非線形傾向を示しています。IQが70以下の青年では、不安がIQとともに増加するような小さな効果が見られました（r = 0.287, p < 0.05）。逆に、IQ70以上のグループでは、IQが低下すると不安が増加するという負の傾向が見られた（r = -0.080, p < 0.1）。つまり、この2つのグループでは、IQが70に近い人ほど不安感が高かったのです。また、IQが70以上のグループと70未満のグループでは、有意な相関は見られませんでした。これらの結果を総合すると、IQと不安の間には二次的な関係があることが暫定的に示された。

一つの説明として、IQが70に近い人や「境界域」の知的障害者は、IQが高い場合と同様に、IQが低い場合に関連する不安の危険因子の影響を受けやすい可能性がある。例えば、適応的な対処戦略やコミュニケーションスキルが不十分である可能性があり、これらは低知能者の高い不安に関係することが示唆されている(Crabbe 2001; Pickersgill et al. 1994)。しかし、重度の認知障害がないことで、典型的な発達をしている若者と統合し、学業や社会生活についていくという課題に直面する可能性が高まる(Anderson et al. 2011)。また、より明確な知的障害を持つ若者に比べて、社会的・情緒的なサポートを受けられない可能性があり、地域のサービスで優先的に扱われたり(Taylor and Seltzer 2011)、養育者がより注意深く監視したりする可能性がある。さらに、欠損の自己認識はASD患者の不安を引き起こすことが示唆されている(Caamaño et al. 2013)。境界線上の知能を持つ若者は、知能の高い人よりも欠損が大きく、IQの低い人よりも自己認識が高いことと相まって、全体的に高い不安レベルを引き起こしている可能性がある。

なお、IQ70は研究で使用されている範囲に基づいてカットオフとして使用されており、非線形相関が存在する場合、必ずしも関連性が変化するスコアではない。以前のメタアナリシスでは、IQが70～87の間であれば不安が高くなることが示唆されていたが、それは固定効果モデルの場合のみであった（van Steensel et al.2011）。全体として、今回と前回のメタアナリシスで得られた暫定的な知見は、個人が不安に陥りやすい中間のIQ範囲の可能性について、さらなる調査を行う理由となる。

平均年齢 サンプルの平均年齢が13.0歳以上と以下であっても、IQと不安の関係に有意な影響はありませんでした。思春期の人々に焦点を当てることで、この調査における年齢の若さと高さの影響を最小限に抑えることができたかもしれません。さらに、思春期においては、思春期を迎えたり、自意識が芽生えたりするなど、不安を誘発する要因の時期は個人によって異なる。そのため、Strangら（2012）が発見したように、年齢はASDの青年期における不安と全体的に明確な関連性を持たない可能性があります。しかし、サンプルサイズが小さいため、この所見の強さには限界がある。
性別 IQと不安の関連性は、男性のみのサンプルでは、男女混合のサンプルと比べて有意な差はなかった。メタアナリシスに含まれるすべてのサンプルは50％以上が男性であるため、これは当然のことです。この性別の不均衡は、女性に比べて男性のASDの識別率が高いことを象徴している（Fombonne 2009）。とはいえ、女性のASD患者におけるIQと不安の関係についての研究が進めば、現在の知見が性別を超えて関連しているかどうかを明らかにすることができるだろう。

効果サイズの種類

研究が参加者をグループ分けした方法に関連する効果サイズの種類は、IQと不安の関連に有意な影響を与えなかった。この知見は、IQと不安の関連を測定する方法が異なる研究を含めるという本メタアナリシスの決定を正当化するものである。

DSM-IVを重視した不安の評価
IQと不安の関係は、DSM-IVに準拠した不安評価尺度を使用したか否かによって有意な差はなかった。この知見は、DSM-IVに準拠した尺度を用いた不安の測定が、潜在的に他の基準に基づいた測定と比較可能であることを示唆している。この結果は、いずれかのタイプの機器を用いた研究を含めるという本メタアナリシスの決定を正当化するものである。とはいえ、これは尺度間の異質性を分類する一つの方法に過ぎません。測定器はASD患者の不安を正確に評価する能力にまだ差がある可能性がある。特に、大半はChild Behaviour Checklist (Vasa et al. 2013)のような一般集団向けに設計されているためである。ASD患者の不安の兆候は、定型発達の若者が示すものとは異なる可能性があるため、これは正確性に影響を与える可能性がある（Stern et al.、2014）。さらに、WitwerとLecavalier（2010）が発見したように、定型発達の若者の不安を検出できる質問がASDの若者には適切でない場合もある。彼らが実施したChildren's Interview for Psychiatric Symptomsでは、学校の成績に関する質問など、適用できない質問がありました。結果的に、教育環境が得られた不安の測定に影響を与えたかもしれません。ASD患者の不安を測定する上で最も信頼性の高い尺度についての研究が進めば、今後の研究や臨床現場での青少年の評価に役立つだろう。
最後に、今回の研究では不安のサブタイプのデータを持つ研究が不足していたため、不安のサブタイプについてモデレートすることができなかったが、不安という用語には全般性不安障害、パニック障害、外傷後ストレス障害、社会恐怖症、強迫性障害などの複数の障害が含まれていることは注目に値する。先のメタアナリシスでは、分析された不安のサブタイプによってIQと不安の関係が異なることがわかった（van Steensel et al.2011）。特定の不安の原因が、特定の知能レベルとより密接に関連している可能性がある。例えば、Hallettら（2013）は、IQが高い青年では親が評価した社会不安が大きく、IQが低い青年では自分が評価した分離不安が大きいことを観察した。彼らは、前者については、知的能力の高い若者ほど社会的理解が深く、仲間に溶け込むことへの関心が高いためではないかと指摘しています。一方、知能の低い子どもは、養育者のサポートを必要とするため、養育者から離れたときの不安が大きいのではないかと考えられた。
しかし、ASD患者のIQと不安のサブタイプとの関連を調べても、結果は様々である。上記とは逆に、知能の低い若者では社会不安が高いことが報告されており、これは社会的な合図に対する意識が低く、社会的な状況に適応するのが難しいためと考えられています（Oswald et al.）また、IQの高さは分離不安の増加と関連しています（van Steensel et al.2011）。IQと不安の関連性についての理解をさらに深めるためには、IQと不安のサブタイプとの関連性や、その根底にあるメカニズムについて、さらなる調査が必要です。

ディプレッション結果

うつ病については、IQとの正の相関、または有意ではない相関が、投票手続きを行った研究でのみ報告された（表（表5）.5）。これらの結果は、メタアナリシスで示された負の相関のなさと一致しており、IQの高い青少年の方がうつ病のレベルが高く（r = 0.119, p < 0.05）、出版バイアスを調整しても関連性がないことがわかりました。とはいえ、除外された研究が効果量を報告していた場合、その結果がメタ解析にどのような影響を与えたかは不明です。

全体として、IQの低い青年は、うつ病にかかりにくいことが示唆された。その理由としては、IQの高い青少年は自立しているのに対し、IQの低い青少年は明確な障害を持っているため、社会的・情緒的サポートをしっかり受けていることが考えられる。また、IQが低く、障害に対する自己認識が低い若者は、低い自尊心とそれに伴う抑うつから守られている可能性がある(Mayes et al. 2011a, b)。逆に、自分は仲間とは違うと認識できる自閉症の青年は、より大きな抑うつを経験することが示されている（Hedley and Young 2006）。今回の結果は、IQの高い自閉症の若者を含め、自閉症の若者に対する適切な精神的サポートの重要性を改めて示している。

しかし、今回の結果は、IQが高いほど抑うつ状態がより正確に報告されるという議論も支持している。これは、臨床家や介護者が症状をよりよく観察していることや、感情を自己報告する能力が高いことに起因すると考えられる（Caamaño et al.）さらに、今回の分析では、1つの研究を除いて、親が報告したうつ病を使用している。したがって、知能の低い若者の症状を親が過小評価する可能性があるという不安分析から導き出された推論は、今回の研究では結論づけることはできないが、うつ病にも関連するかもしれない。知能の低い若者が、IQの高い若者と同じようなリスクを抱えている可能性があるかどうかを判断するためには、知能の低い若者のうつ病をどのようにして検出できるかについてのより良い洞察が必要である。

グループ化された内向的症状の結果

投票の結果、6つの研究において、IQとグループ化された内向性症状との関連性の方向性は全体的に一致しませんでした（表（表5）.5）。これらの結果は、メタアナリシスの結果と合わせて、ASD患者の異なる内在性症状とIQの関係が異なる可能性があるという理論を裏付けるものであり、不安と抑うつを別々に分析するという決定を正当化するものである。なぜこのような関係が異なるのか、その答えはまだ決まっていません。1つの提案は、特に不安の原因がわかっている場合、コミュニケーションによって不安が多少緩和される可能性があるということです。IQの高い人は心配事や恐怖を話し合うことが容易であり（Pickergill et al. 1994）、その結果、このメタアナリシスで見られたように、不安のレベルが低くなると考えられます。逆に、憂鬱な症状は、コミュニケーションによって同じように軽減されないかもしれません。特に、話し合うための外的なきっかけがない場合はそうです。このことは、他の要因も含めて、より知的な若者が、不安よりも抑うつのリスクが高いことを意味しているのかもしれません。これは、IQが高いとうつ病が多いという今回の調査結果と一致します。今回、ASDの若者に広く見られる2つの内在化症状とIQとの関連性の方向性がより明確になったことで、これらの関連性がなぜ異なるのかを明らかにするためには、その根底にあるメカニズムをより明確に理解する必要があると考えられます。

制限事項

本研究にはいくつかの限界がある。第一に、不安のサブタイプ（全般性不安障害、パニック障害、外傷後ストレス障害、社会恐怖症、強迫性障害など）は評価できず、モデレーターグループのいくつかは小規模であった。第二に、うつ病の研究が4件しかないため、サブグループ分析ができなかった。不安の分析結果に対する精神科医の投薬の有意でない効果がうつ病に外挿されていた場合、現在の組み入れ基準を満たさない2つの論文は、そうでなければ組み入れられていただろう。その結果、不安のサブグループ分析の結果は、うつ病の場合と同じではないかもしれない。

第三に、既存の文献には、IQの低いグループに焦点を当てた研究が不足している。本メタアナリシスに含まれる13の不安研究のうち、IQが平均以下の若者を組み入れたと述べているのは4つだけである。さらに3つの研究はIQの範囲を報告していない（表（表2）;2）。そのような研究の1つは、参加者全員のIQが平均範囲内であったと報告しており（Rodgers et al.2012）、White and Roberson-Nay（2009）は平均IQを92.24としている。White and Roberson-Nay（2009）は平均IQを92.24としていますが、Vasaら（2013）は平均IQを76.8と報告しており、この研究にはIQの低い若者が含まれていたことが示唆されます。自閉症と知的障害のある人は、自閉症スペクトラムの中でも研究が進んでいない集団です（Jack and Pelphrey 2017）。同様に、ASDを研究する際、今回のメタアナリシスに組み込まれた研究を含む多くの研究の限界の1つは、女性に比べて男性がこの状態と診断されることが多いという固有のセックスバイアスである（Lai et al.2013）。

最後に、思春期のサンプルのみを用いた先行研究がないため、今回のメタ分析では、平均年齢が10～19歳の研究を対象とするという組み入れ基準を設けなければなりませんでした。しかし、本研究は、このような研究上のギャップを解消し、特に思春期の自閉症患者が直面する精神衛生上の問題を理解するための重要な出発点となるものであり、今後も研究を続けていく必要があります。

今後の研究と臨床への示唆を含む、長所と重要な結果

本研究では、ASDの青年期におけるIQと2つの内在性症状である不安と抑うつとの関連性の全体的な方向性を明らかにするために、現在のエビデンスを統合した。以下にまとめた結果は、これらの症状とIQとの関係をより明確に理解することができました。本研究で得られた知見が、臨床現場、教育現場、家庭において、若者をより容易に識別し、支援することに貢献することが期待されます。

ASDの若者1,272人を対象とした研究と一致するように、このメタアナリシスでは、IQが高いほどうつ病のレベルが高いことに関連することがわかっています（Greenlee et al.）したがって、臨床現場では、うつ病のリスクが高まることから、知的障害のないASDの若者にも十分な社会的・情緒的支援が提供されるように配慮する必要があります。

不安のメタ分析では、IQが低い青少年は、自己申告の場合、より高い不安を経験することが示されている。以前のメタ分析でも、ASDにおけるIQと不安の間には負の相関が認められた（van Steensel et al.）しかし、この研究の限界は、情報提供者（親と子）が不安とASDの関係を緩和するかどうかを検証するデータが不十分であったことである。本研究のサブグループ分析は、Van Steenselら（2011）が今後の研究に求めた、インフォーマントによって不安の頻度がどのように異なるかを調べるという要求を満たすものである。さらに、本研究の2つ目の目的として、このテーマに関する既存のエビデンスの不一致の原因となっている重要な要因、すなわち自己または介護者が報告した症状の使用に焦点を当てています。Van Steenselら（2011）の暫定的な知見と同様に、今回のサブグループ分析では、ASDおよび「境界型」知的障害のある人は、特に不安を感じやすい可能性があることも示されました。 臨床現場では、ASDの青年の精神的健康を評価する際には、IQに関係なく、内在化症状を自己認識し報告する能力を確立することが重要です。親や臨床医は、IQが低くても重大な症状を訴えている人の不安を過小評価しないように注意すべきである。全体として、今回の不安および抑うつのメタアナリシスの結果は、過去の大規模な研究と一致しており、ASDにおける内向性症状とIQの関係の方向性がこれまで不明であったことを立証する助けとなった。

上述したように、本研究では、うつ病とIQの間には有意な正の関係があり、自己申告の不安とIQの間には有意な負の関係があることが示されており、今回のメタアナリシスの強みである異なる内在性症状を個別に評価する必要性が証明された。さらに明確にするために、今後の研究では、不安をサブタイプに分けるべきである。

最後に、今回のメタ分析では、あまり研究されていないグループが浮き彫りになりました。今後の研究では、思春期の自閉症患者に広く見られる精神衛生上の問題に対する理解と治療を向上させるために、女性、思春期の年齢層、IQの低い若者が軽視されないように特に焦点を当てるべきです。

謝辞

本研究では，特定の助成金やその他の財政的支援は受けていません。Bonnie Auyeungは，欧州連合の研究・イノベーションプログラム「Horizon 2020」のMarie Skłodowska-Curie grant agreement No.813546，Baily Thomas Charitable Fund TRUST/VC/AC/SG/469207686，Data Driven Innovation Programme，UK Economic and Social Research Council (ES/N018877/1)の支援を受けて，本研究を実施しました。