「ヘルスリテラシーが十分でない人は、平均して2人に1人いる」——この言い方をよく見る。
前回まで三回、日本の入口と継続性を見てきた。かかりつけを持たない予測因子の一つはヘルスリテラシーだった。だから、その変数を開いておきたい。
「2人に1人」がどこから来た数字なのかを、まず辿った。
その線は、分布の中央に引かれていた
出所は欧州のヘルスリテラシー調査（HLS-EU）である。8か国、各国約1,000人、計7,795人1。
Nearly every second (47.6%) respondent’s HL is limited
47.6%。これが「2人に1人」である。
では「limited」とは何か。47項目の設問に「とても難しい／やや難しい／やや簡単／とても簡単」で答えてもらい、得点化して、そこに3本の線を引いている。その線の引き方が、報告書に書いてある。
The border between sufficient and problematic health literacy was fixed by a score value of 33, i.e. below 2/3 of the possible points that could be reached. This score coincides with the modus, median and mean of the distributions of the four indices
The cutting point between ‘sufficient’ and ‘excellent’ health literacy was designated by 42 … approximately marks the bottom 80% and the top 20% population border.
公開時の本文は、この引用から「i.e. below 2/3 of the possible points」の一句を落としていた※訂正。落とすと因果の順序が逆になる。
報告書が書いている順はこうである。まず33点を尺度満点の約3分の2として境界に設定し、その値が結果として分布の平均・中央値・最頻値とも一致した。「分布の中央に線を引いたから半分が下に落ちた」のではない。（査読論文版には、カテゴリー化した後も連続得点との相関や関連変数との関係がなるべく失われないよう閾値を選んだ、という別の方法論的説明もある。）
正確に書けばこうなる。33点は尺度満点の約3分の2として設定され、その値が標本分布の代表値とも一致した。したがって「limited」の割合は、能力の自然な断絶ではなく、規約的な境界の位置に強く依存する。——線への依存という論点は残るが、「半分になるよう設計した」という含意は成り立たない。
なお、この記事は同じ回答者に実施された自己評価（Q47）と実技テスト（NVS）を並べていくが、この二つは最初から異なるものを測っている※追記。Q47は情報へのアクセス・理解・評価・活用についての自己評価であり、NVSは栄養表示を使った読解と数的処理の実技である。相関が中程度にとどまることも国別の順位が入れ替わることも、「同じ尺度が失敗した」だけでなく、異なる下位構成概念を測った結果とも読める。（また NVS と学歴の r=.35、NVS とHL指数の r=.25 という差が統計的に検定されたかどうかを、私は確認していない。）
米国でよく引かれる「36%」も、由来は別のところにある2。全米成人識字調査の健康部分で、Basic 22% と Below Basic 14% の合算だ。だがその区分は——
The BOTA Committee on Performance Levels for Adult Literacy was not asked to recommend performance levels for the health scale … Cut-points for the health scale were established so that each task was classified into the same category on the health scale as on the other scale (prose, document, or quantitative)
健康のために設けられた閾値ではない。一般識字調査の区分を借用したものである。
後継調査（17か国）では、同じ「limited」が 25%から72% まで振れた3。そして調査本体が、こう書いている。
Consequently, in some cases, respondents with equal scores are assigned to different levels. …respondents who reported a higher health literacy level … may be assigned to a lower categorical health literacy level than respondents who reported a lower level
同点の人が別のレベルに割り振られ、上位の回答者が下位カテゴリに落ちることがある——設計者自身の記述である。
同じ8,000人に別の尺度を当てると、順位が崩れる
ここからが本題である。
HLS-EU は妥当性の検証のために、同じ回答者に別の尺度（Newest Vital Sign, NVS）も実施している。栄養表示を読んで計算させる実技テストだ。
全体の率は、ほとんど変わらなかった。
as far as limited general HL is concerned, the proportion is rather similar to the one shown by the NVS test with 44.7%
47.6% と 44.7%。ここで止めれば、「二つの尺度は一致している」という結論になる。
国別に並べると、そうならない。
相関は r = .25。そして報告書は、こう続けている。
It is however smaller than the association of NVS test with level of education (r= .35)
NVS は、ヘルスリテラシー指数よりも学歴とよく相関する。オランダに至っては r = .07——実質的に無相関である。
全体の人数が合うことは、同じ集団を指していることを意味しない。
この分野では、この問題は既知である。19の尺度を評価した論文の結論はこうだ4。
Health literacy is not consistently measured, making it difficult to interpret and compare health literacy at individual and population levels.
scoring categories were poorly defined and may not be mutually exclusive
そして——HLS-EU の報告書は、この論文を脚注で引いている。引用箇所は「自分たちの結果は国際的な研究と整合している」と述べる文である。
日本の数字は、二つある
日本で最も引かれるのは、日本語版 HLS-EU-Q47 による調査だろう5。
limited が日本85.4%、欧州47.6%。日本のほうが圧倒的に低い、という結論である。
「2人に1人」どころではない。6人に5人になる。
だが、この比較には決定的な非対称がある。欧州は対面面接、日本はウェブ自記式である。著者らはそれを明記したうえで、こう論じている。
Participants in Japan may have been skewed toward a high level of Internet literacy … This implies that the differences between Japan and Europe might be even larger than shown in this survey.
「だから差はむしろ広がるはずだ」と。これは論証であって、測定ではない。私はこの85.4%を単独では使えないと思う。
日本にはもう一つ、標本設計のはるかに強い調査がある。国立がん研究センターの INFORM Study 2020 だ6。
10,000 Japanese individuals were sampled using two-stage stratified random sampling, with the census area as the primary sampling unit
郵送、解析 3,511名、回答率37%、非回答バイアスを重み付けで調整。ウェブパネルではない。
尺度は日本製の CCHL（5項目）。結果はこうである。
| 設問 | 「そう思う」 |
|---|---|
| いろいろな情報源から情報を集められる | 80.3% |
| 自分の求める情報を選び出せる | 63.1% |
| 情報をもとに計画や行動を決められる | 54.3% |
| 情報を理解し、人に伝えることができる | 51.8% |
| 情報をどの程度信頼できるかを判断できる | 44.7% |
「情報の信頼性を判断できる」と答えたのは44.7%。「理解して人に伝えられる」は51.8%。
ただし公開時の本文は、ここから「日本で最も堅い標本から出てくる『2人に1人』は、ここである」と書いた。直後の注意書きと矛盾している※訂正。44.7%は「情報の信頼性を判断できると思う」に同意した割合であって、limited health literacy の割合ではない。5項目のうち50%付近の二つを選んで「2人に1人」を作れば、それは別の形の「2人に1人」を作っているだけである。
CCHL には「limited」と「adequate」を分ける確立した区分が無い。したがって日本で最も信頼できる標本から得られるのは、単一の有病割合ではなく、項目ごとのプロフィールである——情報収集は高く（80.3%）、信頼性の評価は低い（44.7%）。
線が無ければ数えられず、線を引けばその位置が答えを決める。
その尺度は、一社の男性事務職190名から来ている
日本の全国調査の標準尺度になっている CCHL の、開発時の標本を見ておきたい7。
The participants were 190 male office workers at a Japanese company. A self-administered questionnaire was distributed at the annual health checkup
一社の、男性の、事務職、190名。年次健診の場で配られた質問紙である。
これは尺度が悪いという意味ではない。日本語で使える尺度は限られている——日本語版の TOFHLA も REALM も存在しない。その中で、この5項目は繰り返し使われ、全国調査にまで乗った。
だが、日本の一般人口について語るときに使っている物差しの由来は、記録しておくに値する。
職域制度が関連を弱める可能性——ただし確認はされていない
公開時の本文は、この節を「制度がある場所では、リテラシーは効かなくなる」と題し、この記事でいちばん重要な所見だとしていた。撤回する※撤回。
日本人1,002名を対象に、ヘルスリテラシーと健診・がん検診の受診の関連を見た研究がある8。
全体では、関連があった（調整オッズ比 1.431、95%CI 1.131–1.810）。
だが、就業状況で分けると——
Among all participants and non-workers … (adjusted OR = 1.431 …; adjusted OR = 1.614, 95% CI, 1.114-2.339, respectively). Among workers, we observed no significant association between health literacy and health-care utilization.
数値を並べる。就業者 OR 1.252（95%CI 0.899–1.744）、非就業者 OR 1.614（95%CI 1.114–2.339）。
片方が有意で片方が非有意でも、両群の効果が有意に異なるとは限らない※撤回。二つの信頼区間は大きく重なっており、論文は交互作用検定を報告していない。
そしてこれは「制度あり／制度なし」の自然実験でもない。「就業者」には自営業者も経営者もパートも含まれ、全員に職域健診が提供されたかは測られていない。アウトカムは健診とがん検診を合成しており、非就業者にも自治体検診という制度がある。
著者らの結論も、条件法である。
Japan’s health-care system in workplaces may promote use of preventive health-care services regardless of health literacy, whereas improving health literacy may be more critical among non-workers.
書ける範囲はこうである。職域の制度が関連を弱める可能性を示す層別の結果である。ただし効果修飾は統計的に確認されていない。（公開時の本文は「制度が整っている場所では、個人の能力の差が結果に出ない」「能力の差が受診の差になるのは、制度が無い場所だけである」と書いた。いずれも、この結果からは導けない。）
ただし、関係が既にある場所では、また別のことが起きている。湯河原町の住民基本台帳から無作為抽出した381名の調査で、ヘルスリテラシーの高い群はかかりつけ医の評価が高かった9。とくに大きかったのは包括性（提供されたサービス）で、最高四分位と最低四分位の差は 10.23（95%CI 2.64–17.82）。運動・健康情報の使い方・仕事と生活のバランスといった健康教育を「受けた」という実感である。著者らはこう解釈している。
patients who have limited HL may tend not to understand or remember the content of health education by their primary care provider.
同じ診察を受けても、持ち帰るものが違う。（ただし著者ら自身が、逆向きの因果——良いかかりつけ医がリテラシーを上げる——を排除できないと書いている。そして機能的ヘルスリテラシーは有意でなかった。効いたのは伝達的・批判的のほうである。）
つまり、制度が呼びに行く場面ではリテラシーの差が消え、診察室の中で何が伝わるかという場面では残る。
さきほどの職域健診の所見は「リテラシーが大事だ」という話にも読めるし、「制度があればリテラシーは要らない」という話にも読める。私は後者に近いと思う。というのは、前回までに見てきたものと同じ形だからだ——第一接触は疾患が開けており、継続性は疾患が作っており、説得の効果量は小さかった。個人の側の変数は、いつも制度の側の変数より小さく出る。
リテラシーは、教育と認知機能と重なっている
もう一段、疑わしいところがある。ヘルスリテラシーという独立した構成概念が、本当にあるのか。
先ほど見たとおり、NVS はヘルスリテラシー指数（r=.25）より学歴（r=.35）とよく相関する。
そして、この疑いを最も強く出しているのは、この分野の外の人ではない。
シカゴの784名に、TOFHLA・REALM・NVS の三尺度すべてを実施し、認知機能も測った研究がある10。
After adjusting for cognitive abilities, associations between health literacy, physical health and depressive symptoms were attenuated and no longer significant.
共著者は Baker DW と Wolf MS。ヘルスリテラシー研究を作った当人たちである。
死亡でも同じことが起きる。1936年エディンバラ出生コホート795名を8年追跡した研究11——
| 尺度 | 年齢・性調整 | 流動性知能で調整後 |
|---|---|---|
| S-TOFHLA | 0.95（0.92–0.98） | 0.97（0.93–1.01） |
| NVS | 0.88（0.80–0.97） | 0.96（0.86–1.08） |
| 一般HL合成 | 0.77（0.65–0.92） | 0.87（0.67–1.13） |
| REALM | 0.95（0.90–1.01） | — |
REALM は最初から関連せず、残り三つは認知機能の調整で消える。同じコホート、同じ死亡、四つの尺度で結論が割れる。
ただし、これで決着したとは言えない。認知機能がヘルスリテラシーから健康への因果経路の途中にあるなら、それで調整するのは過剰調整である。系統的レビューも同じ懸念を書いている——「some controlled for variables that would be expected to be in the [causal pathway]」12。同じデータから「両者は独立に効く」と結論した研究もある。
私はここを断定しない。言えるのは、この構成概念は教育年数・認知機能・所得と大きく重なっており、それらを越えて何を説明するのかが十分に明確でないということまでである※訂正。（公開時は「自立していない」と書いたが、示されているのは重なりの大きさと増分妥当性の不明さであって、構成概念が存在しないことではない。）
なお、その系統的レビューには、こういう注意書きが付いている。
Caution: No studies examined the relationship between oral literacy (speaking and listening skills) and outcomes.
ただしこれは、2011年のこのレビューの検索時点についての記述である※訂正。2015年には、口頭・聴解のリテラシーと患者・医療者間の会話を扱った系統的検索が999件から12研究を同定し、口頭で要求されるリテラシーの高さが患者の学習の低下と関連すること、患者側の口頭リテラシーの低さが健康アウトカムの悪化と関連することを整理している。測定用具も3つ、介入も2つ開発されている。「ゼロである」を現在形で書くことはできない。
制度が「理解の確認」を独立の指標・要件にした例は乏しい
最後に、制度の側を見る。ただし先に断っておく※訂正。以下で確かめられるのは、指定した語が特定の文書に無いことだけである。言葉と数値目標が無いことと、政策上その論点が無視されていることは別である。
健康日本21（第三次）の告示本文と別表第一〜第四を全文検索した13。
| 語 | 件数 |
|---|---|
| リテラシー | 0 |
| 健康情報 | 0 |
| 理解 | 0 |
51ある目標項目に、ヘルスリテラシーもそれに準ずる指標も一つも無い。第二次（2013–2023年）も同じく0件だった。
（ただし出典情報の側には「正しい情報へのアクセス」や「意思疎通への配慮」といった記述が実際に存在する。無いのは、独立した測定指標としての位置づけである。）
「地域の人々とのつながりが強いと思う者の増加」は目標項目に入っている。つながりは測っていて、理解は測っていない。
測る仕組みが無いわけでもない。国民健康・栄養調査は毎年、300単位区を層化無作為抽出して回っている14。生活習慣調査票が把握するのは——
食生活、身体活動、休養（睡眠）、飲酒、喫煙、歯の健康等
毎年これだけの標本設計を回しながら、健康情報の入手も理解も一項目も聞いていない。（もっともこれは、この調査で定期測定していないことを示すだけである。先に見たとおり、INFORM調査は全国標本でCCHLを測っている。）
診療報酬はどうか。令和8年度改定の医科点数表の留意事項通知（約95万字）を全文検索した15。
| 語 | 件数 |
|---|---|
| ヘルスリテラシー／リテラシー | 0 |
| 理解を確認 | 0 |
| 理解の程度 | 0 |
| 平易な／わかりやすく | 0 |
「理解度」が要件になっているのは吸入薬指導加算と経管投薬支援料の2項目だけで、どちらも対象は手技である。吸入器の使い方は理解度を問われ、病気の説明は問われない。
そして今回の改定で、こういう変更があった。生活習慣病管理料（Ⅰ）の要件——
令和6年度：療養計画書により丁寧に説明を行い、患者の同意を得るとともに、当該計画書に患者の署名を受けた場合に算定できる 令和8年度：療養計画書により丁寧に説明を行い、患者の同意を得た場合に算定できる
理由は「署名又は記名・押印の簡素化が図られた」。
ただしこれを「理解の後退」と読むには、根拠が足りない※訂正。署名は、患者がその紙を読んだことの証拠でも、理解したことの証拠でもない。そして令和8年度も「丁寧に説明を行い、患者の同意を得た場合」という要件そのものは残っている。署名の削除が実務にどう影響したかのデータを、私は持っていない。
そして「制度は確認された理解に一円も払わない」も言い切れない。説明や意思確認の費用が基本診療料等に包括されている可能性がある。
書ける範囲はこうである。中核的な健康政策と診療報酬に、理解の確認を独立した測定指標・算定要件として明示した例は乏しい。
総合診療にとって、これが何を意味するか
三つ書いておきたい。
第一に、「2人に1人」は現象ではなく、線の位置である。33点は満点の約3分の2として規約的に置かれた境界で、その位置が割合を決めている※訂正。第1回で見た「受診を控えた人」が3.6%にも42.6%にもなったのと、同じことが起きている。あのときは設問の書き方が答えを決め、今回は閾値の位置が答えを決めている。そして日本で最も堅い標本（無作為抽出3,511名）で使われている尺度には、そもそも線が無い。
第二に、この構成概念は教育・認知機能・所得と大きく重なっている※訂正。尺度どうしは中程度にしか一致せず、国の順位は尺度を変えると入れ替わり、実技テストは学歴とのほうが強く相関し、認知機能を調整すると死亡との関連が消える。それらを越えて何を説明する概念なのかが、十分に明確でない。（公開時は「教育年数と認知機能と所得を、個人の属性の名前で呼び直したものかもしれない」と書いたが、増分妥当性が示されていないことと、構成概念が存在しないことは別である。過剰調整の反論もある。）
第三に、この記事から言えるのは「個人の能力だけで説明するのは不十分だ」までである※訂正。「制度が個人の能力を無効にする」までは実証されていない。日本の層別解析は職域制度が関連を弱める可能性を示すが、効果修飾は統計的に確認されておらず、制度側の変数と個人側の変数を同じモデルで比較した研究でもない。（公開時は「能力の差が結果の差になるのは、制度が無い場所だけである」と書いた。撤回する。）
では、どうするか。この分野は既に、個人を測る路線から降りかけている。universal precautions を提唱した論文には、こう書いてある16。
Providers tend to be unaware of their patients’ limited literacy, but screening for limited literacy does not appear, in and of itself, to facilitate successful communication.
測って選別するのではなく、全員に対して確認する。その代表的な方法がティーチバック——説明した内容を患者に言い直してもらう——である。2020年の系統的レビューはメタ解析をしておらず、20件のうち実施方法を詳述したのは半分で、実施忠実度を検証した研究はゼロだった17。
ただし評価はそこで止まっていない※訂正。その後、心不全の再入院など疾患別には効果の統合が進んでおり、2024年まで検索した更新レビューは、自己効力感と推奨行動への遵守に改善を認める一方、知識・技能、効果の持続、実装方法については不確実性が残るとしている。「効果量がまだ束ねられていない」ではなく、「疾患別には統合が進んでいるが、アウトカムと実装方法の異質性が大きく、一般的な効果量は定まっていない」が現在の状態である。
つまり、こういう状況にある。「2人に1人」という数字は線引きの産物で、その構成概念は教育・認知機能・所得と大きく重なり、日本の制度は理解の確認を独立した指標にしておらず、代わりに提案された方法の効果は疾患ごとにばらついている。
だからこそ、個人を低群と高群に選別するより、全員に対して情報負荷を下げ、理解を確認する設計のほうが合理的である。日本の職域制度が格差を弱めている可能性はあるが、それはまだ因果として確定していない。
それでも、診察室でできることは一つ残っている。分かったかどうかを、こちらから確かめること。それがどれだけ効くかはアウトカムによる。だが、確かめなければ分からないということだけは、どの尺度も否定していない。