第67巻第 6 号「厚生の指標」2020年 6 月

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医師調査の届出率の推移－2002年から2016年の個票データを用いた推計－
イシカワマサトシ

石川 雅 俊 ＊ 1 ＊ 2
目的

日本における医師調査は，厚生労働省によって二年に一回，すべての医師を対象として実施されているが，届け出を行わない医師が一定程度存在することが以前から指摘されてきた。先行研究によれば，届出率は約90％と推計されているが，近年の研究はない。本研究では，2002年から2016年の医師・歯科医師・薬剤師調査（以下，三師調査）の個票データを用いて生存率を補正した届出率を算出し，医師調査の届け出の現状について明らかにし，さらに，届出率を上げるための政策提言を行う。

方法

2002年から2016年の三師調査の個票を加工したデータを厚生労働省の許可を得て入手した。
2002年から2016年までの医籍登録年ごとの届出数，医籍登録者数のデータを用いて，生存率を補正しない届出率の推移を推計した。さらに，2016年の生存率を補正した届出率を推計した。

結果

生存率を補正しない届出率は，2014年89.4％と上昇傾向にあった。医籍登録25年以上では，登録年数が長いほど，届出率は低くなる傾向にあり，医籍登録40～44年の届出率は80％を下回っていた。一方，医籍登録 4 年以下の医師の届出率は，2016年は95％を超える水準まで上昇傾向にあった。男女差をみると，医籍登録10年以上では女性医師の届出率が低くなっており，医籍登録15～19年で80％を下回っていた。生存率を補正した届出率は2016年で90.2％だった。

結論

女性医師は出産や育児の影響，高齢医師は退職や死亡の影響で，届出率が低下していると考えられる。届出率を向上させる施策として，医師データベースの構築，マスメディア等を活用した広報，未届けに対する罰則適用の厳格化等が考えられる。三師調査は，医療政策の適切な遂行のために重要な調査であり，届出率向上に向けた施策を検討し，適切に実施していく必要がある。

キーワード

届出率，医師調査，縦断研究，医籍登録，医療政策

Ⅰ 緒言を対象として，厚生労働大臣への届け出が義務づけられている1）。調査時期は調査年の12月31

日本における医師調査は，医師・歯科医師・薬剤師調査（以下，三師調査）の一環として，日時点となっており，近年は，偶数年の実施となっている。

全国の医師の性，年齢，業務種別，従事場所，行政が医師の現状を把握することは非常に重診療科等による分布を明らかにし，行政の基礎要なことから，本調査には届け出義務を履行し資料とすることを目的として，厚生労働省にない医師への罰則規定が設けられているにもかよって二年に一回実施されている。医師法 6 条

かわらず，届け出を行わない医師が一定程度存に基づき，日本国内に住所のあるすべての医師在することが以前から指摘されてきた2）3）。島＊ １ 筑波大学医学医療系客員准教授＊ ２ ハーバード大学公衆衛生大学院― 36 ―

第67巻第 6 号「厚生の指標」2020年 6 月

田らは，1982年から2000年までの三師調査の個（ ２ ） 生存率を補正しない届出率の推計

票データを用いて，生存率を補正した届出率は，医籍登録年ごとの登録者数は，2000年以前に医師が90.3％であったと推計した 。しかし，ついては，三師調査の手引きに掲載されている近年の届出率に関する学術的な研究報告はない。

登録年初交付番号表6）を用いて把握することがまた，本調査票は，医療機関や研究機関，介できたが，2001年以降については現在公表され護老人保健施設等に配布されているが，勤務先ていないことから，各年度の医師国家試験合格のない場合や勤務していても非常勤の場合は，者数7）で代替することとした。また，登録年初

調査票が医師に届けられない場合があり，その交付番号表には，全登録者数のみ掲載されてお場合，医師自らが保健所等に届け出を行わないり，男女別の登録者数は不明である。一方，医限り，届け出がなされないことになる 。特に師国家試験合格者数は，1992年以降の男女別の女性は，出産・育児によって，一時的に休職や合格者数が入手できたため，医籍登録年が1991退職をしているケースがあるが，その場合，届年までは登録年初交付番号表に掲載されている

け出が行われていない可能性がある2）が，近年全登録者数，1992年から2016年にかけては，男の男女別届出率に関する学術的な研究報告はな

女別の医師国家試験合格者数を用いた。すなわい。近年，日本で女性医師が増加していること

ち本研究では，医籍登録者数と医師国家試験のから ，女性医師の増加が届出率に与える影響合格者数は同じであるとみなして研究を行ったを検討することは有意義であると考える。

（以降，医師国家試験合格年を医籍登録年とみ

3）

4）

5）

本研究の目的は，2002年から2016年の三師調査の個票データを用いて，生存率を補正した届なして，医籍登録年という単語に統一して記述する）。

出率を男女別に算出し，過去との比較を行うこ

医籍登録年ごとの届出数は，2002年から2016とで，医師調査の届け出の現状について明らか年にかけて，三師調査の実施年ごとに，医籍登にするとともに，依然として届け出を行わない録年ごとに届出医師数を算出し，合計した。本医師が一定程度存在している場合は，届出率を研究では，1959年以降に医籍登録を行った医師上げるための政策提言について，検討を行った。 を対象としたことから，2002年の調査時点におⅡ 方いて，医籍登録後の年数が45年未満の医師を研法究対象とした。届出率を算出する対象となる医師の医籍登録後年数を統一するため，いずれの（ １ ） データ

調査年度においても，医籍登録後年数が45年未本研究では，2002年から2016年の三師調査の満の医師を研究対象とした。そのような前提の個票を加工したデータを，厚生労働省の許可をもと，医籍登録年ごとの届出数の合計を同期間得て入手した。その際，情報漏洩時の個人情報の医籍登録者数の合計で割った値を届出率と定の特定を防止するため，調査年ごとに，届出者義した。の医籍登録年，性別， 5 歳階級別年齢により構成される個人単位のデータを本研究の解析対象（ ３ ） 生存率を補正した届出率の推計（2016年）
先行研究3）を踏まえて，医籍登録時の平均年とした。
本研究の対象は，先行研究にならい，第二次齢を一律26歳と仮定した。次に，2016年簡易生

世界大戦前の登録者は高齢および戦争の影響に命表の性年齢階級別生存数8）を用いて，2016年より生存率が極めて低いこと，第二次世界大戦における，全体と男女別の生存率を算出した。

中・大戦後すぐは医師の育成制度が混乱してい先行研究にならって，医籍登録年における登録

たこと から，これらの影響を除外するため，者全体と2016年の三師調査に届け出を行った医医籍登録年が1959年以降の医師とした。

師との間で登録時平均年齢に差がないこと，医3）

師と一般人口との間で生存率に差がないことと― 37 ―

第67巻第 6 号「厚生の指標」2020年 6 月

表 1 生存率を補正しない届出率
（単位％）

届出率
医籍登録
後年数

総数

男性女性

2002年 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2002年 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2002年 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016
合計40～44年35～3930～34
25～29
20～24
15～19
10～145～94321

87.8 88.3 88.4 88.9 89.1 89.3 89.4 89.1
70.2 71.2 72.5 75.4 76.5 77.5 78.4 78.7
82.1 83.2 84.0 85.1 86.1 87.1 87.2 87.1
87.5 88.7 89.2 90.4 90.4 90.0 89.9 89.4
90.3 90.9 91.0 91.3 91.2 91.0 90.6 89.8
91.3 91.3 91.0 91.1 91.1 90.3 89.6 89.2
92.0
80.5
90.3 89.9 89.5 88.7 88.6 88.7 88.4 88.2
91.9 92.3 92.5 92.1
77.8 78.2 77.7 78.7
86.9 86.1 86.0 86.5 86.4 86.7 87.3 87.3
89.8 90.6 90.8 91.2 91.4 90.9
74.2 74.8 75.7 77.0 78.8 80.0
87.7 88.6 88.4 89.8 90.5 91.7 92.1 92.0 90.2 91.7 91.8 92.9 93.4 94.3 94.4 94.1 80.1 80.5 80.4 83.1 84.7 86.6 87.6 87.8
92.0 93.9 92.8 94.3 94.7 94.7 95.4 95.0 94.0 95.4 94.6 95.4 95.7 95.5 96.1 95.6 87.4 90.6 89.3 92.2 92.6 93.3 94.1 93.8
94.1 94.3 94.7 94.1 95.0 95.4 96.0 95.5 95.5 95.7 95.4 94.7 96.1 95.9 96.3 95.7 90.7 91.1 93.3 92.9 92.9 94.4 95.2 94.9
93.5 94.7 94.3 95.6 95.9 95.9 96.3 97.1 94.3 95.2 94.7 95.8 96.2 96.0 96.0 97.1 91.7 93.7 93.5 95.2 95.4 95.8 97.0 97.0
92.2 94.7 94.5 95.3 95.6 96.1 96.7 97.5 92.3 95.4 94.9 95.6 95.7 96.5 96.6 97.4 92.0 93.4 93.5 94.7 95.3 95.2 96.8 97.7

いう仮定をおいた2）3）。生存率デー
タおよび医師データの年齢がいず

図 1 生存率を補正しない届出率％
100

れも ５ 歳階級になっていることか

2002年

2004年

2006年

2008年

2010年

2012年

2014年

2016年

ら，生存率も ５ 歳階級で計算した。
研究対象は，1959年以降に医籍登90録を行った医師とし，2016年の調査時点において，医籍登録後年数が60年未満の医師を研究対象とし80た。
これらの値を使用して，医籍登録年ごとの届出数を生存数（推70

合計1年

234

5 〜 9 10〜14 15〜19 20〜24 25〜29 30〜34 35〜39 40〜44

医籍登録後年数計）で割った値を，生存率を補正した届出率と定義した。

小さいものの届出率は上昇傾向にあった。医籍（ ４ ） 倫理的配慮

登録後年数ごとにみると，医籍登録25年以上で本研究は，ハーバード大学公衆衛生大学院倫は，登録年数が長いほど届出率は低くなる傾向

理審査委員会の審査を受けた（（No. 18-1422）にあり，医籍登録40～44年の届出率の年次推移

2018.9.4.承認）。

をみると，2002年の70.2％から2016年の78.7％

Ⅲ 結へ届出率は上昇傾向にあるものの80％を下回っ果ていた。医籍登録 4 年以下の医師は，2002年時点で届出率90％を超えていたが，2016年は95％（ １ ） 生存率を補正しない届出率を超える水準と上昇傾向にあり，医籍登録 2 年

表 1 に，2002年から2016年まで，医籍登録後以下の医師でみると，97％を超えていた。の年数階級ごとの生存率を補正しない届出率を男女別にみると，医籍登録 2 年以下では大き全体と男女別（男女別は1992年以降の医籍登録な差はみられなかったものの，登録年数が長い者のデータのみ集計）に示した。年次推移をみほど，女性医師の届出率が低くなる傾向があり，ると2014年の89.4％が最高，2002年の87.8％が男性との差は医籍登録10年以上では各年度で10最低であり，最高と最低の差は1.6ポイントとポイント以上となっており，2016年では15～19― 38 ―

第67巻第 6 号「厚生の指標」2020年 6 月

表 2 生存率を補正した届出率（2016年）
医籍登録者数

届出数

届出率
（％）

医籍登録
後年数

合計

合計
55～59年
50～54
45～49
40～44
35～39
30～34
25～29
20～24
15～19
10～14
5～94 年以下

375 453314 714 247 910 66 804
15 996
5 098
4 618
480
14 947
7 406
6 792
614
21 27314 362 12 852 1 510
22 03017 342 15 597 1 745
33 04328 765 25 488 3 277
40 01035 760 31 029 4 731
40 43836 305 30 163 6 142
40 541 30 646 9 895 36 151 28 184 7 967
38 435 27 021 11 414 33 883 24 896 8 987
38 023 25 303 12 720 33 179 23 009 10 170
38 313 25 586 12 727 35 256 24 080 11 176
32 404 21 974 10 430 31 207 21 202 10 005

男性

女性

合計

男性

女性

83.8
31.9
49.5
67.5
78.7
87.1
89.4
89.8
89.2
88.2
87.3
92.0
96.3

図 1 に，2002年から2016年まで
登録後年数階級ごとの生存率を補

生存数

92.0
92.1
90.9
94.1
96.5

80.5
78.7
80.0
87.8
95.9

56.8
70.8
80.3
87.0
91.5
94.4
96.2
97.4
98.1
98.5
98.9
99.2

76.9
85.5
90.3
93.4
95.4
96.7
97.7
98.4
98.8
99.1
99.3
99.5

合計

男性

届出率
（補正後）
（％）
女性

合計

男性

女性

349 026
9 395
10 76117 30519 30030 36937 87939 005
39 578 29 840 9 738
37 786 26 504 11 282
37 544 24 935 12 609
37 940 25 300 12 640
32 163 21 790 10 373

90.2
54.3
68.8
83.0
89.9
94.7
94.4
93.1
91.3
89.7
88.4
92.9
97.0

94.5
93.9
92.3
95.2
97.3

81.8
79.7
80.7
88.4
96.5

図 2 医籍登録年ごとの届出率（2016年）

年で78.7％と80％を下回っていた。
三師調査の調査年次における医籍生存率（％）

合計 男性 女性 男性 女性％
10080

正しない届出率の推移を示した。
60（ ２ ） 生存率を補正した届出率
表 2 に，2016年における，医籍登録後年数階級ごとの医師の①登録者数または医師国家試験合格者数，②届出数，③生存率，④生存数，⑤生存率を補正した届出率を40
生存率を補正しない届出率

200

生存率を補正した届出率

合計 4 年以下 5 〜 9 10〜14 15〜19 20〜24 25〜29 30〜34 35〜39 40〜44 45〜49 50〜54 55〜59

示した。届出数，生存率は全体と男女別の値を示した。また，男女別医師国家試研究によると，2000年の生存率を補正しない届

験合格者数が把握できた医籍登録年が1992年以出率は87.1％3）であり，その時点からやや上昇降（医籍登録後24年以下）においては，男女別したといえる。の合格者数を示した。

医籍登録40～44年の届出率は上昇傾向にある

生存率を補正した届出率は90.2％と，生存率ものの，依然として80％を下回っていた。そのを補正しない届出率である83.8％より6.4ポイ

要因として，退職や死亡の影響が考えられる。

ント高かった。

医籍登録 2 年以下の医師の届出率は，2016年に

図 2 に，2016年の三師調査における，医籍登97％を超える高い水準となっていた。その要因

録後年数階級ごとの医師の生存率を補正しないとして，2004年に始まった臨床研修の必修化に届出率および生存率を補正した届出率を示した。

よって，卒業後すぐに基礎医学研究者として研Ⅳ 考究所等の調査票が届きにくい環境に従事する医察師が減少したことが影響している可能性がある。
なお，近年の基礎医学研究を行う医師の減少は，生存率を補正しない届出率は，2002年以降は政策上の課題の 1 つとなっている9）。

上昇傾向にあり，2014年には89.4％となってい男女別にみると，女性の届出率は，特に医籍た。特に，医籍登録40～44年および医籍登録 4

登録10～19年の群で男性に比べて低く，医籍登年以下の群で，経年的な上昇がみられた。先行

録10～14年では届出率が常に80％を下回ってい― 39 ―

第67巻第 6 号「厚生の指標」2020年 6 月

た。女性の医籍登録10～14年は，医籍登録年齢る動機づけが働くと考える。

を26歳と仮定すると，36～40歳と出産・育児年

自動車免許のように医師免許を更新制にする齢と一致する。一時的に休職や退職をしていることで，医師の勤務の状況を厚生労働省が定期ために届け出が周知されないことで，届け出が的に把握するという方法も考えられる。

行われていない可能性がある。1994年に発表さ三師調査は，医師の性，年齢，業務種別，従れた先行研究 においても，25～45歳の年齢層

事場所，診療科等による分布を明らかにし，行で女性医師の届出率は男性医師に比較して低政の基礎資料とすることを目的とした重要な調かったとしているが，その結果と同様の傾向が査であり，届出率が，性別や年齢によって 8 割みられた。近年の女性医師数の増加をかんがみを下回っている現状は，当該調査の結果に基づると，届出率向上のための施策が必要であるとく様々な医療政策の推進に障害となっている懸考える。

念がある。実現可能性も考慮しながら，引き続2）

2018年の三師調査より，調査票に産休・育休を選択する欄ができたものの，本研究結果からき届出率の向上に向けた施策を検討し，適切に実施していく必要がある。

わかるとおり，届け出を行っていない女性医師が相当数いることから，そのような医師にどの本研究の限界として，本研究にはいくつか限ように告知をしていくか，届け出を促すかとい界が存在する。まず，本研究では1992年以降のうことが課題である。

各年の医籍登録者数について，データの入手ができなかったことから，医師国家試験の合格者

本研究結果を踏まえた届出率を向上させるた数を代わりに用いている。医師国家試験に合格してすぐ医籍登録を行うことが通例であること

め， 3 つの施策を提言したい。
1 つ目として，そもそも，未届けを正確に把から，医籍登録者数と医師国家試験の合格者数握する方法がないという課題があることから，は同じであると考えられるが，実際には，出医籍登録を基にした，医師データベースの構築

産・育児や留学を理由に医籍登録を遅らせるが考えられる。厚生労働省では一時期，医師偏ケースがあるため，医籍登録年と医師国家試験在対策の一環として，国の予算事業として医師合格年が異なる割合は，医師国家試験合格者数

データベースの構築を検討していた10）。このよの0.2％というデータがある11）。また，男女別

うなデータベースがあれば，届け出や死亡の状医籍登録者数については，男女別の医師国家試況も含めて，管理が可能になる。

験合格者数が1992年以降しか入手できなかった

2 つ目として，マスメディア等を活用した調ため，1991年以前に医籍登録を行った医師の男査に関する広報である。広報活動については，女別の届け出については，検討できていない。

各都道府県や保健所の単位で自主的な取り組み加えて，生存率を補正した届出率を推計するにが行われてきたが，担当の個人的な取り組みにあたって，医籍登録年における登録者全体と依存しており，結果として，届出率の地域差に2016年の三師調査に届け出を行った医師との間つながっているという指摘もある 。 1 つ目とで医籍登録時平均年齢に差がなく，医師と一般して挙げた医師データベースが構築されれば，人口との間で生存率に差がないと仮定した。

4）

このような研究の限界はあるものの，近年，登録先医師に対して一斉に周知することも可能行われていなかった三師調査における医師の届であると考える。
3 つ目として，そもそも，三師調査における出率の推計および届出率上昇に向けた施策に係未届けについては法的に罰則規定が存在しておる検討を行ったことは，学術的な価値があるもり，罰則規定の適用を厳格に行うことである。のと思われる。

見せしめではないが，一部の未届け者を摘発することで，すべての医師に対して届け出に対す― 40 ―

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文献6 ）厚生労働省．登録年初交付番号表，医師・歯科医
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1 ）厚生労働省．医師・歯科医師・薬剤師調査の概要．

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