原著論文

服用薬に対する態度とヘルスリテラシーがノンアドヒアランスへ及ぼす影響に関する実証研究
Empirical Study of the Effects of Attitudes Toward Medications and Health Literacy
on Non-adherence

櫻井秀彦＊１

武井唯１

山崎颯太郎１

森藤ちひろ２

岸本桂子３

Hidehiko Sakurai＊１，Yui Takei１, Sotaro Yamazaki１, Chihiro Morito２, Keiko kishimoto３

キーワード；服薬態度、ヘルスリテラシー、ノンアドヒアランス
Keywords ; medication attitude, health literacy, non-adherence
要旨；本研究では、ヘルスリテラシーと治療薬に対するポジティブならびにネガティブな態度に焦点を当て、服薬アドヒアランスへの相対的な影響度について疾患ごとに検証した。
2019年３月に、それぞれ慢性疾患（高血圧・糖尿病・脂質異常症）、ならびに急性疾患（かぜ）の治療薬を過去３ヶ月以内に入手した40歳から79歳までの計2800名にweb調査を行った（疾患重複無し）。先行研究に基づいて測定した患者エンパワメント（「情報探索」、「知識獲得」）と「障壁」や「ヘルスリテラシー」からの意図的／非意図的ノンアドヒアラ
ンスへの影響構造を検討した。
その結果、意図的ノンアドヒアランスに対しては、疾患共通して、「障壁」が影響していた。非意図的ノンアドヒアラ
ンスに対しては、かぜは「知識獲得」が、慢性疾患は「障壁」と「ヘルスリテラシー」が影響するなど、それぞれ異なる影響構造が見られた。
このことから、疾患に関わらず患者の薬に対するネガティブなイメージの払拭が重要であり、更に、疾患ごとに患者教育の内容を再検討することが必要であることが示唆された。
Abstract ; The present study focused on health literacy and positive/negative attitudes toward therapeutic
medications and examined their relative impact on medication adherence by disease．
In March 2019, we conducted a web-based survey of a total of 2800 participants aged40-74years（no disease
overlap）who had obtained medication within the past 3 months for chronic（hypertension, diabetes, dyslipidemia）
and acute（common cold）diseases, respectively. The influence of patient empowerment（“information search” and“knowledge development”），“perceived barriers” and “health literacy” on intentional/unintentional non-adherence
measured based on previous studies was examined．
The influence of “perceived barriers” on intentional non-adherence was common to all diseases. For unintentional
non-adherence，“knowledge development” had an influence in the case of colds, while“perceived barriers” and “healthliteracy” had an influence in the case of chronic diseases. The results suggested that it is important to dispel patients’“perceived barriers” of medication regardless of the disease. Furthermore, it is necessary to reexamine the content ofpatient education for each disease．
所属：１

北海道科学大学２

流通科学大学

３昭和大学

１ Hokkaido University of Science
２ University of Marketing and Distribution Sciences
３ Showa University＊Corresponding Author：櫻井秀彦 〒006-8585 札幌市手稲区前田７条15丁目4-1

18

e-mail：hsakurai@hus.ac.jp

１．緒言

によって表わされる心理的傾向」と定義して生活習慣病の増加など疾病構造の変化によおり、ポジティブならびにネガティブなもの

り、長期的な服薬が必要な患者が増加したこを内包した概念とされている10，11）。その後、とから、服薬アドヒアランスに関する研究は合理的行動理論はAjzenによって計画的行動

国内外で盛んに行われるようになった。

理論（theory of planned behavior）としてWHO（2003）は、治療には患者の治療への拡張され、現在も主要な健康行動理論の一つ同意が重要であり、健康の改善・維持に関しとされている 12）。そこで本研究でも、影響て、患者自身が主体的に医療者と関わること要因としてのポジティブならびにネガティブが必要であるとして、アドヒアランスの重要な態度に焦点を当てることにした。

性を強調している １）。特に慢性疾患についもう一つの著名な健康行動理論として、ヘては、患者の同意や主体性がより重要であルスビリーフモデル（health belief model;

り、アドヒアランスを対象とした研究の進展

Rosenstock 1974）がある13）。へルスビリー

が良好な治療につながるとしている。国内のフモデルでは病気や合併症になる可能性・リ

服薬アドヒアランスに関する実証研究は、疾スクに関する認知である罹患性（perceived

患固有の影響要因２，３）や介入方法４，５）に関susceptibility）や、病気や合併症になった結するものが多い。

果の重大性（perceived severity）が患者の一方で、予防や生活習慣の是正などに関し知覚する脅威（perceived threat）に関係しては健康行動に関する理論やモデルが古くかており、その脅威が患者の行動を決定する有ら提唱されている ６）。しかし、服薬アドヒ

益性（perceived benefit）と心理的ないし金アランスを改善する方略を検討するために健銭的コストである障壁（perceived barriers）

康行動理論やモデルを援用した研究は、本邦に影響しているとされている。この有益性とでは櫻井他（2017）がある程度である７）。櫻障壁のバランス、具体的には有益性と障壁の

井 他（ 2 0 1 7 ）は 社 会 的 認 知 理 論（ s o c i a l

差分が、患者の行動に影響を及ぼすとするの８）を援用し、WHO（2003）
cognitive theory）

がヘルスビリーフモデルの枠組みである。し

で示された患者、治療、病状、医療者、社会かし、ヘルスビリーフモデルのように、服薬

経済の５つの関連要因に依拠して分析を行っ行動を規定する要因として、ポジティブならている。結果として、患者要因のうち行動へ

びにネガティブな態度の双方を同時に検討しの自信である効力予期と、医療者要因のうちたものは極めて少ない。患者の積極性ないし処方医への患者評価が服薬アドヒアランスへ

ポジティブな態度に焦点を当てたもの14－16）、の強い影響要因であることを明らかにしてい副作用への不安その他心理面を含む様々なコる。

ストや障壁などの認識のようにネガティブな健康行動に関する理論では、Fishbein and

態度に焦点を当てたものなど17－19）、どちら

Ajzen（1975）は合理的行動理論（theory of

か一方の影響要因のみで検討している先行研

reasoned action）を提唱し、健康行動の予究がほとんどである。ポジティブならびにネ

測因子としての態度（attitude）の重要性をガティブな要因の双方について様々な影響要実証した ９）。態度は、Petty and Cacioppo

因を同時に取り上げたものは、調べた限りに（1986）は「人や物、問題に関する一般的で

お い て 、坪 井 他（ 2 0 1 2 ）2 0 ）、櫻 井 ・ 古 田

持続的なポジティブならびにネガティブな感（2016）21）がある程度である。坪井他（2012）

情」、Eagly and Chaiken（1993）は「特定は食事や生活のリズムがアドヒアランスの不対象に対する好み／嫌悪の程度であり、評価

良者の改善項目であるとしている20）。櫻井・
19

原著論文

古田（2016）は疾患横断的に負担感の影響がガティブな態度とヘルスリテラシーを影響要

極めて大きいとしている21）。

因として同時に分析モデルに投入して、疾患

更に、櫻井他（2018）15）や櫻井（2020）16）ごとにその影響度について検討を行った。こでは、疾患や治療薬の情報探索や専門的知識れにより、服薬指導を通じた疾患ごとの患者の獲得など患者のポジティブな態度が、アドの服薬状況の改善に資する知見を得たので報ヒアランスに対して負の影響を示した。これ

告する。

は自身の収集した情報に関する過度な自信が、特に自己判断によるアドヒアランスの低２．方法

下をもたらす可能性を示唆していると考察し

２－１．調査方法ている。このことから、本研究では近年着目

2019年３月に株式会社インテージに調査をさ れ て い る 、ヘ ル ス シ テ ラ シ ー（ h e a l t h

依頼し、同社の疾患パネルにモニター登録しliteracy）の概念からの影響についても、ポている患者にインターネット調査を委託しジティブならびにネガティブな態度の影響とた。過去３ヶ月以内に医療機関を受診して内同時に検討する。ヘルスリテラシーとは、服薬を処方され、保険薬局で治療薬を入手しWHOによれば、「健康を増進・維持するためた非医療職で40歳以上80歳未満の外来患者をに情報を入手し、理解し、活用するという個対象とした。疾患ごとの服薬状況と影響要因

人の意欲と能力を決定する認知的・社会的スの違いを探るため、かぜ、高血圧、糖尿病、キル」のことである 22，23）。このヘルスリテ

脂質異常症に分け、かぜは1000名、高血圧、ラシーの影響度と、先述の情報探索や専門的

糖尿病、脂質異常症は各600名へ服薬態度に知識の獲得の影響度の比較考量、更には影響関する調査を行った。なお、本研究では構造が正か負かを確認することで、近年着目され方程式モデリングによる多母集団同時分析をているヘルスリテラシーの概念の重要性につ行うことから、先行研究による各群で少なくいて、貴重な知見を提供できることになる。

とも200ないし250以上、更に本研究のように海外ではヘルスリテラシーからの健康行動へ

モデル探索など行う場合にはそれ以上が要請の影響に関して実証研究を行い、有意な影響されるとのサンプルサイズの目安を満たすよありとした報告がある一方で 24）、影響しな

うに設定した27，28）。

いとの報告もあり 25）、更にはレビュー論文

慢性疾患患者を対象とすることから年齢はでも結果は様々であるとされている 26）。し40歳以上とし、80歳以上は総務省調査によりかし、日本人を対象として、服薬アドヒアラ

インターネット利用率が他の年代の50％超とンスへのヘルスリテラシーの影響を検証した

異なり20％台と低く代表性に欠けると判断

報告はない。

し、70歳代までとした29）。年齢階層で割付し、以上から、本研究の目的は、１）健康行動

平均年齢で疾患群の間に差が生じないよう統理論に基づいて、治療薬に対するポジティブ

制してある。具体的には2017年総務省統計局

ならびにネガティブな態度からのアドヒアラ

人口推計データをもとに、40歳代28％、50歳

ンスへの影響について検討すること、２）併

代23％、60歳代27％、70歳代22％で割り付けせてヘルスリテラシーの影響についても同時た 30）。また、性別についても男女比は50％に検討し、これらの相対的影響度について疾としている。

患ごとに比較検証する、の２つとなる。

高血圧、糖尿病、脂質異常症は代表的な慢

そこで本研究では服薬アドヒアランスに対性疾患であり、平成29年の厚生労働省の患者

して、服用薬に対するポジティブならびにネ調査では、高血圧が994万人、糖尿病で329万
20人、脂質異常症は221万人と、多くの患者がジ テ ィ ブ な 態 度 と し て「 情 報 探 索

罹患している 31）。また、これら３疾患の患（ i n f o r m a t i o n s e a r c h ）」と「 知 識 獲 得者の服薬状況その他を比較検討した調査が国（knowledge development）」を、ネガティブ内外であり 32）、40～60％の患者にアドヒアな態度として「障壁」を、更に「ヘルスリテ

ランスの問題があり、特に脂質異常症は他のラシー」を設定した。「情報探索」と「知識慢性疾患よりも服薬意識が低かったとされて獲得」は、患者エンパワメント、すなわち患いる33，34）。かぜは急性疾患の代表例であり、者が病気に対する自律性と知識・能力を身に慢性疾患の比較対象として設定した。なお、つけるために患者が個々のニーズに基づいて疾患ごとの影響を検討する目的から、調査対行う一連の自己決定的な行動の代表例であ象にはこれらの疾患を併発している患者は含

り、海外の患者の治療への態度などを検討しまれないよう事前スクリーニングを実施してた先行研究では頻繁に用いられている概念でいる。事前スクリーニングでは、各疾患のある 36，37）。また、情報や知識・能力を対象

チェックボックスを設け、医師から診断またとしている点で、先述のヘルスリテラシーのは治療薬を処方されているものにすべて回答

定義とも親和性があることから、ポジティブ

してもらい、各疾患に単独でチェックが入っな態度の影響要因として設定した。

た回答者のみを選定した。

ネガティブな態度の影響要因にはヘルスビ

本研究で援用した各構成概念の具体的な測リーフモデルの健康行動へ直接働きかける要

定項目と依拠した先行研究を Table １ に示因とされている「有益性」と「障壁」のバラす。

ンスのうち、「障壁」を設定した。ヘルスビ

目的変数となるアドヒアランスについて

リーフモデルでは、「有益性」と「障壁」のは、近年、副作用や費用、手間などに起因す

バランスは両者の差分とされている。しかる自己判断による意図的なノンアドヒアラン

し、櫻井他（2017）では、この有益性に類似

ス（intentional nonadherence）と、服用のする概念である結果予期は、アドヒアランス

意志はあっても失念や多忙による非意図的なには疾患横断的にも影響しないことが示され

ノ ン ア ド ヒ ア ラ ン ス（ u n i n t e n t i o n a lている ７）。結果予期とは、その行動がある

nonadherence）の２次元に区分して実証研結果に至るであろうという本人の見込み、結究を行う潮流が、医学領域 35）だけでなく消果への確信のことである 38）。服薬によって費者行動やサービスマーケティングの研究領成果を得られるという確信であることから、域でも見受けられる 36，37）。国内でも、櫻井知覚した有用性と同義と考えられる。更に、

15）16）などがあり、他（2018）、櫻井（2020）「有益性」との差分とする場合に、両者の値それぞれの次元に影響する要因が異なるなどの違いに依存することになる。すなわち、両患者支援や薬学的管理に有用な知見が得られ者の回答値がともに高い、または低い場合でていることから、本研究でもこの２つの次元も差は生じないことから、患者の知覚する状で検討することにした。この回答スケール

況が反映されなくなる。よって、本研究では、は、先行研究と数値の割振りのみを真逆とし先行研究でも類似の調査項目が見られること「１非常によくある」、「２よくある」、「３時々から17，18）、特にネガティブな態度との変数ある」、「４めったにない」、「５決してない」

として「障壁」を設定し、その高低がそれぞで測定した 36）。質問の内容から、回答値がれの服薬状況にどのように影響するかを検討

高い方が服薬状況は良いことになる。

することにした。質問項目は、ヘルスビリー

影響要因に関しては先行研究を参考に、ポフモデルの枠組で調査が行われたKirscht
21

原著論文
Table１ 測定項目と依拠した先行研究
構成概念

依拠した
先行研究

質問文

薬は少ししか必要ないと思ったので、処方された薬を服用しなかったことがある。
医師の診療に確信が持てなかったので、処方された薬を服用しなかった
意図的ことがある。
ノンアドヒアランス 副作用を避けたい、または薬には害があるように感じたので、処方されintentional
た薬を服用しなかったことがある。
nonadherence
代替療法（例えば、鍼治療や市販の漢方薬など）を試したいと思ったた
めに、処方された薬を服用しなかったことがある。
薬代が高く感じたので、節約のため処方された薬を服用しなかったことがある。

Camacho
et al.（2014）

非意図的
ノンアドヒアランス
unintentional
nonadherence

つい薬を飲み忘れることがある。
医師や薬剤師の指示や助言の通りには、やりづらいことがある。
医師の治療方針に従うために必要なことであっても、できないことがある。
外出時や、所用で忙しかったので、薬を服用し忘れたことがある。

Camacho
et al.（2014）

情報探索
information search

私は自分の病気や治療薬に関する情報を定期的に収集している。
私は自分の病気や治療薬に関する情報を系統立てて、計画的に収集している。
私は自分の病気や治療薬に関する情報を収集するのにけっこう時間を費やしている。

Priggeet al.（2015）

知識獲得
knowledge
development

自分のかかった病気については、他の患者と比較して、私はより専門的だと思う。
私は自分の病気についての最新の知識に追いついて行けている。
私は自分の病気に関して得た情報をきちんと精査している。

Priggeet al.（2015）

障壁
perceived barriers

薬を服用することで副作用や他の病気の原因になったりすると思う。
薬を服用することで結局、寿命が縮まるのではと思う。
薬を服用することで、健康上大きな問題になるのではと思う。

ヘルスリテラシー
healthliteracy

私は様々な情報源から自分の健康にとって必要な情報を得ることができる。
私は健康に関する情報に基づいて判断できている。
私の健康上の問題・課題にとって関連する情報を抽出することができる。
私は健康に関する情報の信頼性を考慮できている。
私は健康に関する情報の理解と、分からなければ専門家などに聞く等ができている。

Kirscht &Rosenstock（1977）
Hershey et al.
（1980）

Ishikawa
et al.（2008）

and Rosenstock（1977）39），とHershey et al.

の中から本研究では、疾患特定的でない汎用40）から手間と費用に関する質問を除（1980）

的な、一般向けに開発されたIshikawa et al.

いて設定した。本研究はインターネット調査（2008）の伝達的・批判的ヘルスリテラシーのため、手間については剤型・剤数の違いや尺度（communicative and critical health

一包化の有無までは把握できないこと、併せliteracy；CCHL）を援用した42）。

て日本では公的医療保険により同内容の処方影響要因に関しては先行研究に準じて、すであれば費用についてはほぼ一律であるこべて両極に「１．全くそう思わない」「７．

と、以上から知覚された副作用等のリスクと強くそう思う」を、中央に「４．どちらともいった心理的コストに限定した。

言えない」を配し、その間は数値と矢印をヘルスリテラシーは海外を中心に様々な尺振った７点法リッカートスケールで測定し度が開発されており、日本語版として信頼性た15，16）。

や妥当性が確認されているものもある41）。そ
22

情報探索
α1

意図的
ノンアドヒアランス

α2
α3

知識獲得

α4
β1
β2

障壁
β3
β4

非意図的
ノンアドヒアランス

ヘルス
リテラシー
Fig. 1 分析モデル

２－２．分析方法

た。分析モデルの構造は、先行研究と本研究

分 析 で は 、ま ず 構 成 概 念 の 内 的 整 合 性

目的に鑑み、Fig. １のように想定した。この（Cronbach’s α＞ 0.7）を確認した上で 43）、モデルの構造はヘルスビリーフモデルを拡張

下位尺度得点（各概念を構成する質問の回答

し、２つの目的変数と影響要因にポジティブ平均値）の疾患による差について一元配置分

ならびにネガティブなものを並列配置して分散分析ならびに多重比較を用いて確認した。

析したBrown and Segal（1996）に依拠して併せて同じノンアドヒアランスでも、意図的いる45）。ここで、櫻井他（2018）、櫻井（2020）／非意図的ノンアドヒアランスの回答平均値

では、本来ポジティブな影響要因である患者を比較し、どちらの頻度がより高いのかを対

エンパワメントの「情報探索」と「知識獲応のあるｔ検定にて確認した。なお、今回の得」が、服薬アドヒアランスに対して影響しデータは各群でも比較的大きな標本数である

ないか、負の影響を与える結果が示されておことから、僅かな差でも統計的に有意となり

り15，16）、この点をネガティブな影響要因、更やすい。このため、実質的に意味のある差でには近年着目されている概念であるヘルスリ

あるかの評価には効果量を用いることとしテラシーとの同時分析によって再検証を行う。

た。ｔ検定では効果量はCohen’s dを用い、モデル分析では、かぜ、高血圧、糖尿病、ｄ ≥ 0.5で中程度以上の、ｄ ≥ 0.8で大きな脂質異常症の４群間で多母集団同時分析を意味のある差と判断され、同様に分散分析で行った。多母集団同時分析では、測定不変性はη２ ≥ 0.06で中程度以上の、η２ ≥ 0.14で（評価次元等の因子を構成するパス係数の群

大きな意味のある差と判断される44）。

間の等値性）や構造不変性（因子間の因果に

次に、各影響要因の意図的／非意図的アド関するパス係数の群間の等値性）を確認した

ヒアランスへの影響について検討するため

うえで集団間の相違について検討した。適合に、構造方程式モデリングによる分析を行っ

度はCFI ≥ 0.9ならびにRMSEA ＜ 0.05、併
23

原著論文

せて測定不変性や構造不変性の評価にはCFIもη２ は0.03以下であり、標本数の影響でｐ（ΔCFI ≤ 0.002）と情報量基準のAICとBCC

値が低く算出されたものであり、実質的にはで評価した28，46－48）。また、影響度の相違は、意味のある差はないと言えた。

標準化パス係数の大小関係、更には一対のパ

また、Table中には示していないが、同じ

ラメータ比較の検定量Ｚで評価した。有意水疾患での意図的ノンアドアヒアランスと非意

準0.001で |Ｚ| ＞ 3.29、0.01で |Ｚ| ＞ 2.58、0.05

図的ノンアドアヒアランスの下位尺度得点ので |Ｚ| ＞ 1.96となる。

ｔ検定では、どの疾患群でも有意差が認めら分析にあたっては、SPSS ver.25ならびにれ（ｐ＜0.001）、Cohen’s dもかぜ1.07、高血Amos ver.25を用いた。

圧1.06、糖尿病1.11、脂質異常症1.21と、すべて0.8を上回っていた。このことから、意

２－３．倫理的配慮

図的アドヒアランスより非意図的ノンアドヒ

調査画面の冒頭に調査研究の目的を示した

アランスの下位尺度得点が有意に低く、標本

うえで、同意を得た被検者のみ回答画面に進数の影響を考慮しても、明らかな差があるこめる方式でデータを収集した。また、調査委とが示された。

託企業はプライバシーマークを取得し、患者３－２．構造方程式モデリングの結果

調査等の医療関連の調査実績が多い企業の中から選定した。調査企業からは個人情報の提多母集団同時分析を行うにあたり、モデル

供は一切受けていない。本研究は北海道科学の制約ごとの適合度と情報量をTable ３に示

大学倫理委員会の承認を得て実施しているす。モデル適合度は、CFIやRMSEAは基準（承認番号19-06-024）。

を満たし、あてはまりの良いモデルと言えた。多母集団同時分析では、Tableの上から

３．結果

下に順次制約を厳しくしていく中で、CFIの３－１．記述統計と群間比較差が0.002以下で、かつAICやBCCの値が最下位尺度得点の記述統計と内的整合性の値

小となる、測定モデルのウェイトのみ制約を（Cronbach’s α）を Table ２ に示す。α係数

かけた測定不変モデルを採択することが妥当は概ね0.8を上回っていた。ここで、下位尺と判断された。これにより、各影響要因から

度得点の比較のために、その高低の意味につのノンアドヒアランスへのパス係数の相違をいて整理しておく。２つのノンアドヒアラン

論じて良いことが確認された。

スについては、得点が高い方がアドヒアラン

次に、最終モデルでの４群間での意図的／スは良好となる。影響要因は得点が高い方

非意図的ノンアドヒアランスへの影響度の相が、その意味合いが強いと回答されるスケー違について確認する。ここで、パス係数の、ルであったことから、「情報探索」と「知識特に符号の正負の解釈のために、その意味に獲得」はより行っている、「障壁」は服用薬ついて整理しておく。「情報探索」と「知識をよりネガティブに感じている、「ヘルスリ獲得」はパス係数の符号が正で値が大きいほテラシー」についてはよりリテラシーが高ど、これらの態度の向上が２つのアドヒラン

い、と自己評価されたことになる。

スの向上・改善につながることになる。「障一元配置分散分析と多重比較の結果、疾患

壁」はパス係数の符号が負で値が大きいほ群の比較では、かぜと慢性疾患３群の間にのど、「障壁」をより感じる、すなわち服用薬

み、すべての構成概念の下位尺度得点に有意に対するネガティブな態度を示すことがアド差が見られたが（ｐ＜0.001）、どの構成概念

ヒアランスを悪化させる方向に働くことにな
24

Table２ 下位尺度得点の記述統計と内的整合性

構成概念

〔かぜ〕
〔高血圧〕
〔糖尿病〕
〔脂質異常症〕
標準
Cron標準Cron標準Cron標準
Cron平均値
平均値
平均値
平均値
偏差 bach’sα
偏差 bach’sα
偏差 bach’sα
偏差 bach’sα

η２

意図的
ノンアドヒアランス

4.432

0.531

0.854

4.590

0.408

0.871

4.569

0.418

0.866

4.568

0.407

0.847

0.03

非意図的
ノンアドヒアランス

3.811

0.627

0.816

4.020

0.640

0.841

3.968

0.639

0.799

3.955

0.593

0.797

0.02

情報探索

3.488

1.223

0.898

3.744

1.126

0.899

3.862

1.174

0.902

3.703

1.132

0.892

0.02

知識獲得

3.393

1.238

0.896

3.617

1.111

0.887

3.835

1.164

0.885

3.673

1.138

0.869

0.01

障壁

3.421

1.064

0.876

3.663

0.983

0.865

3.730

1.092

0.880

3.610

0.938

0.820

0.01

ヘルスリテラシー

3.930

1.010

0.913

4.073

0.889

0.899

4.125

0.943

0.914

4.165

0.855

0.883

0.01

Table３ モデルの制約ごとの適合度と情報量基準
モデル

CFI

RMSEA

AIC

BCC

制約なし

0.903

0.041

5487.340

5503.524

測定モデルのウェイト

0.903

0.040

5473.754

5486.186

構造モデルのウェイト

0.900

0.040

5547.2175559.207構造モデルの共分散

0.899

0.040

5573.989

5583.772

構造モデルの残差

0.899

0.040

5580.525

5589.867

測定モデルの残差

0.892

0.039

5792.973

5797.239

る。「ヘルスリテラシー」はパス係数の符号0.001）、「ヘルスリテラシー」が正の影響をが正で値が大きいほど、リテラシーの向上が示した（ｐ＜0.001）。これもTableには示し

２つのアドヒランスの向上・改善につながるていないが、「障壁」と「ヘルスリテラシー」

ことになる。

の 推 定 値 の 差 の 検 定 量 | Ｚ | は 、高 血 圧 で意図的ノンアドヒアランスには、ほぼ「障6.001、糖尿病で5.781、脂質異常症で4.441と壁」のみが影響し（ｐ＜0.001）、脂質異常症

有意水準0.001で差を認めるものであった。

群でのみ、「障壁」に次いで「情報探索」も

ここでは「情報探索」はどの疾患群でも影響影響していた（ｐ＝0.012）。なお、Tableにしていなかった。

は示していないが、脂質異常症群での「障なお、同じ影響要因の疾患ごとの差、すな

壁」と「 情 報 探 索」の 推 定 値 の 差 の 検 定

わち意図的ノンアドヒアランスでの「障壁」

量 |Ｚ| は2.006と有意水準0.05で差を認めるもや、非意図的ノンアドヒアランスでの慢性疾のであった。「障壁」と「情報探索」は負の患の「障壁」と「ヘルスリテラシー」の推定

影響を示した一方で、「知識獲得」と「ヘル値の疾患ごとの差は、検定統計量 |Ｚ| のすべ

スリテラシー」は、どの疾患群でも意図的アてが1.96を下回っており、有意な差は見られドヒアランスには影響していなかった。

なかった。意図的ノンアドヒアランスでの

非意図的ノンアドヒアランスでは、影響を「障壁」は標準化推定値の差の大きいかぜと及ぼす要因が急性疾患と慢性疾患で明確に異脂質異常症の間でも |Ｚ| ＝1.177、同様に非なっていた。かぜでは「知識獲得」のみが影

意図的ノンアドヒアランスでの「ヘルスリテ

響し（ｐ＜0.001）、高血圧と糖尿病、脂質異ラシー」も高血圧と脂質異常症の間で |Ｚ| ＝

常 症 で は 「 障 壁」 が 負 の 影 響 を （ ｐ ＜1.319であった。
25

原著論文
Table４ パス解析の推定結果
〔かぜ〕

〔高血圧〕

〔糖尿病〕

〔脂質異常症〕

標準化推定値

標準化推定値

標準化推定値

標準化推定値

情報探索

－

－

－

－0.123＊

＜‒‒

知識獲得

－

－

－

－

意図的
ノンアドヒアランス＜‒‒

障壁－0.313＊＊＊－0.269＊＊＊－0.304＊＊＊－0.239＊＊＊α４

意図的
ノンアドヒアランス＜‒‒ ヘルスリテラシー

－

－

－

－

β１

非意図的
ノンアドヒアランス

＜‒‒

情報探索

－

－

－

－

β２

非意図的
ノンアドヒアランス

＜‒‒

知識獲得

0.118＊＊＊

－

－

－

β３

非意図的
ノンアドヒアランス

＜‒‒

障壁

－

－0.166＊＊＊－0.164＊＊＊－0.156＊＊＊β４

非意図的
ノンアドヒアランス＜‒‒ ヘルスリテラシー－

0.232＊＊＊

0.230＊＊＊

0.154＊＊＊

パス
係数

因果方向

α１

意図的
ノンアドヒアランス

＜‒‒

α２

意図的
ノンアドヒアランス

α３注）係数は標準化解、＊＊＊ｐ＜0.01，＊ｐ＜0.05，有意ではなかったパスは「－」で表示

４．考察

意図的ノンアドヒアランスに比べ、飲み忘れ

本研究では、治療薬に対するポジティブなや服薬困難などの非意図的ノンアドヒアラン

らびにネガティブな態度とヘルスリテラシー

スが生じている頻度が実質的に高いことが示に焦点を当て、意図的／非意図的ノンアドヒ

された。このことから、患者の服薬支援の視アランスへの相対的な影響度について、急性点からは疾患横断的に、まずは飲み忘れや服疾患のかぜ、慢性疾患の高血圧、糖尿病、脂薬困難な状況の程度を優先的に確認し、次い質異常症の４疾患ごとで検証した。

で服薬回避や服薬拒否の状況を確認する必要

まず、記述統計からは、各構成概念の下位がある。そのうえで、その対処法を患者とと

尺度得点の平均値の疾患による差についてもに考えていくことが重要となろう。

は、今回対象とした意図的および非意図的ア

次に、かぜの非意図的アドヒアランスを除

ドヒアランスや、治療に関するポジティブなき、ほぼすべてで障壁が意図的／非意図的ノ態度である「情報探索」と「知識獲得」、治

ンアドヒアランスの双方に負の影響を示すと療へのネガティブな態度である「障壁」、更いう結果であった。このことから、患者の薬には「ヘルスリテラシー」については、このに対するネガティブな態度を排除することが４疾患では急性疾患のかぜの方が慢性疾患の服薬アドヒアランスの向上に重要であるとい

平均値よりも相対的に低かった。しかし、標うことが示された。薬剤師は患者の薬に対す本数の影響により有意となったものであり、る障壁を払拭するために、服薬指導の際に薬効果量からは実質的な差があるとは言えなのリスクの生じる頻度や程度、更にはそれらかった。一方で、同じ疾患群では意図的アドを上回るベネフィットの方が大きいことを説

ヒアランスより非意図的ノンアドヒアランス

明し、理解させることが肝要であると考えらの下位尺度得点が有意に、効果量からもかなれる。また、副作用経験がある患者は治療にり低いことから、服薬回避や服薬拒否などの消極的になるといった結果が報告されている26ことから 48）、副作用経験が薬へのネガティ

スできるよう患者教育の再検討などを行い、ブな態度に影響している場合もあると考えら患者向けのくすりのしおり等を提供したり、れる。しかし、本研究では患者の副作用経験

治療に関する資料を患者と共有したりするこの有無を聴取していないため、今後は副作用とで、ヘルスリテラシーの向上に繋げられる経験の有無も踏まえた調査研究が必要であると考える。

と考えている。

情報探索は脂質異常症のみ意図的ノンアド

患者自身の知識獲得の自信は、かぜのみでヒアランスに負の影響を示していたが、これ

非意図的ノンアドヒアランスに正の影響を示

は他の慢性疾患とは異なる結果であった。情し、慢性疾患では有意でなかった。慢性疾患

報探索に労力を惜しまない脂質異常症の患者

では、知識獲得は単独では意図的／非意図的は、不正確な情報により、意図的に服薬を控

ノンアドヒアランスどちらにも影響していたえる可能性が示唆された。櫻井他（2018）やが、最終モデルで影響要因全てを統合して分

櫻井（2020）の結果が示唆するように15，16）、

析したところ、その影響度は有意ではなく薬や治療の情報や知識に関する過度な探索行なった。櫻井（2020）は知識獲得は慢性疾患

動や自信が服薬に対し負の影響を示す程度の服薬アドヒアランスに負の影響をもたらす

が、高血圧や糖尿病よりも大きいとも考えらと報告している 16）。しかし、服薬へのネガれる。これは、Han et al.（2014）や塩野義ティブな態度やヘルスリテラシーといった影製薬による調査結果報告が指摘するよう

響要因を組み入れた今回の分析モデルでは、に33，34）、脂質異常症の特徴による可能性も知識獲得よりも障壁やヘルスリテラシーの影考えられるが、この論拠については本調査研響が大きいことが示された。

究からは明らかにすることは出来なかった。

高血圧、糖尿病、脂質異常症ではヘルスリ

より詳細な検討が行えるよう今後の課題としテラシーが非意図的ノンアドヒアランスに正たい。更に、現実には複数の慢性疾患を併発・の影響を示していた。すなわち、健康に関す

合併している患者も多いことから50，51）、罹る情報を自身で探索し、理解し行動に移すこ

患状況の実態に合わせ、その影響についてもとが可能と自覚している患者は、服薬の重要検証する必要があると考えられる。

性を理解し、飲み忘れたりしないよう、自身

以上、薬剤師は患者の治療薬に対する態度

で適切に工夫して服薬する傾向にあると考えを把握し、ネガティブなイメージや態度を払ることが出来る。本研究結果での下位尺度得

拭することが、疾患に関わらず患者の服薬状点の比較結果、ならびに櫻井（2020）16）の意

況を改善するために必要であることが示され

図的／非意図的ノンアドヒアランスの因果検た。一例を挙げれば、山口他（2019）はがん証の結果から、非意図的アドヒアランスへのの痛みに使用する鎮痛薬に対する負のイメー対処が重要であることが示されている。よっジの改善のためには、適切に使用すれば依存て慢性疾患の患者の服薬アドヒアランスを改症は生じないことや、耐性ができ効果が弱く善する方法としては非意図的ノンアドヒアラなることがないという事実を患者に積極的にンスの主要な影響要因であるヘルスリテラ

伝えることが重要であるとしている 52）。薬

シーの向上が必要となると考えられる。島ノ剤師は服薬指導の中で、医学・薬学的根拠を

江他（2011）は患者への情報提供や理解を支基にした薬の有益性を伝え、患者の症状改善

援することで、患者の治療参加に必要なヘルには薬が効果的であり、それによる便益が副スリテラシーを向上させる効果があるとして作用などの障壁に優ることの説明がネガティ

いる 49）。信頼性が高い情報に患者がアクセ

ブなイメージや態度の払拭に重要であると考
27

原著論文

えられる。加えて、本研究結果を踏まえた上

adherence_report/en/＞, {2003}（2021年６月１日アクセス）

で、疾患別に患者の服薬指導の内容や方略を

２）神島滋子，野地有子，片倉洋子，丸山知子，再検討することで、更なる服薬アドヒアラン

通院脳卒中患者の服薬行動に関連する要因の検スの向上を目指すことが可能となると考え

討―アドヒアランスの視点から．日本看護科学る。

会誌；28（1）：21-30. {2008}

最後に、本研究の目的変数は、あくまで自３）玉地亜衣，酒井明，佐藤素子，池間有紀子，

己申告（self-reporting）によるノンアドヒ

松崎清秀，田伏英晶，野田幸裕，精神科病院における患者の服薬アドヒアランス向上に向けた

アランスである。今後は実際の残薬を測定

薬 剤 管 理 指 導 業 務 の 構 築 ，Y A K U G A K U

し、更には本研究の知見に基づく服薬指導の

ZASSHI；130（11）：1565-1572, {2010}

改善による残薬削減効果など患者の行動変容

４）高井靖，梶間勇樹，西川英郎，心不全患者にを検証する研究が必要と考えられる。

対する継続した薬剤師の介入が服薬アドヒアラ
ンスに及ぼす影響，医療薬学；43（7）：388-

５．結語

393. {2017}

本研究では、薬に対するポジティブならび５）鈴木真也，小田中みのり，船崎秀樹，西村美にネガティブな態度やヘルスリテラシーな子，村永愛，戸田繭子，清水怜，光永修一，仲地耕平，池田公史，遠藤一司，和泉啓司郎．薬ど、従来は単独に検討されてきたアドヒアラ剤師の介入によるソラフェニブの手足皮膚反応

ンスへの影響要因を同時に検討する実証研究のリスクと服薬アドヒアランスの改善度の評

を疾患横断的に行った。これにより、疾患を価，医療薬学，37（5），317-321. {2011}

問わず、まずは患者の治療に対するネガティ

６）日本健康教育学会，健康行動理論による研究

ブなイメージや態度に対処することが優先事と実践，医学書院，{2019}

項であり、次いで、かぜのような急性疾患の

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ヒアランスの影響構造に関する実証研究：糖尿病患者と高血圧患者の比較モデル分析，日本

ではヘルスリテラシーを高めるための患者教

ファーマシューティカルコミュニケーション学

育を行うことが重要であることが明らかと

会会誌；15（2）：4-13. {2017}

なった。これらの知見は患者の服薬支援の更８ ）B a n d u r a , A . , S o c i a l C o g n i t i v e T h e o r y ,なる改善の一助になるものと考える。

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謝辞

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