日医総研ワーキングペーパー

勤務先の病院選択において若手医師が考慮する要因の研究：
医師不足・偏在問題解消の政策へ向けて

No.3502015 年 10 月 1 日

坂口一樹・森宏一郎
日本医師会総合政策研究機構

勤務先の病院選択において若手医師が考慮する要因の研究：
医師不足・偏在問題解消の政策へ向けて
坂口一樹（主任研究員）
・森宏一郎（客員研究員）

キーワード◆ 医師不足・偏在◆ 多変量解析◆ 勤務条件◆若手医師◆ プロビット(Probit)モデル◆ 病院選択◆限界効果

ポイント◇ 本ワーキングペーパーでは「若手医師たちはどのような勤務条件をどの程度重視しているのか？」という問いに対して、定量的な答えを与えている。若手医師として、卒後 10 年未満の医師を対象とし、詳細な勤務条件を与えたうえで
勤務先病院の仮想的選択をしてもらうという社会科学的な実験を通じて、その問いに答えた。
◇ 実験データとして、1,302 人の若手医師から合計 26,040 件の回答を回収した。
Probit モデルを用いて得られたデータを多変量解析し、診療科別、男女別、地域別、出身大学別（国公立 or 私立）等の区分けにおいて、勤務先選択条件の重要度を定量的に比較検討した。それらの分析結果を手掛かりに、現実の医師不足・偏在問題の解消に向けた政策的インプリケーションを導出した。
◇ 主な分析結果は３つある。(1)「私立大学出身者のグループの大都市圏志向」、(2)「年収や当直回数、同科の同僚の数、救急病院であるか否かに対する男女の志向の違い」、(3)「過疎地・へき地・離島を忌避する傾向がほぼ共通する一方で、大都市圏よりもむしろ地方中核都市や地方中小都市での勤務を志向するグループがあること」。これらに着目し、現実的な医師不足・偏在問題解消策
を具体的に検討することが可能である。
◇ さらに、本研究が明らかにした定量的なデータ分析結果を用いて、診療科別や勤務地別などの属性ごとに、ピンポイントで条件間の相殺を考えることで、医師を確保する確率を保つ（または引き上げる）対策を打つことができる。

目

次

1.
イントロダクション .................................................................................................... 1
1.1.
背景と問題意識 ........................................................................................................ 1
1.2.
「医師の勤務場所の選択に関する調査」の概要..................................................... 2
1.2.1.
目的 ............................................................. 2
1.2.2.
対象 ............................................................. 3
1.2.3.
方法 ............................................................. 4
1.2.4.
先行研究との違い ................................................. 6
1.2.5.
倫理的検討 ....................................................... 62.
収集データの概要 ........................................................................................................ 7
2.1.
回答の状況 ............................................................................................................... 7
2.2.
回答者プロフィール ................................................................................................ 8
2.2.1.
診療科 ........................................................... 8
2.2.2.
勤務地（地方別） ................................................. 9
2.2.3.
年齢層 .......................................................... 11
2.2.4.
性別 ............................................................ 122.2.5.
出身大学の公私区分............................................... 13
2.2.6.
医学部卒業年 .................................................... 14
2.2.7.
出身地（地方別） ................................................ 15
2.2.8.
地域枠 .......................................................... 16
3.
分析：Probit による多変量解析 ............................................................................... 17
3.1.
分析の方法 ............................................................................................................. 17
3.1.1.
Probit モデル .................................................... 17
3.1.2.
説明変数 ........................................................ 18
3.1.3.
限界効果 ........................................................ 19
3.1.4.
分析ソフトウエア ................................................ 20
3.2.
分析結果と考察 ...................................................................................................... 21
3.2.1.
回答者全員 ...................................................... 21
3.2.2.
診療科別 ........................................................ 24
内科 ............................................................................................................................... 24
外科 ............................................................................................................................... 27
小児科 ............................................................................................................................ 30
産婦人科 ........................................................................................................................ 33
精神科 ............................................................................................................................ 36
救急科 ............................................................................................................................ 39
麻酔科 ............................................................................................................................ 42
考察：診療科別 ............................................................................................................. 45
3.2.3.
男女別 .......................................................... 48
男性医師 ........................................................................................................................ 48
女性医師 ........................................................................................................................ 51
考察：男女別 ................................................................................................................. 54
3.2.4.
国公立・私立別 .................................................. 56
国公立出身 .................................................................................................................... 56
私立出身 ........................................................................................................................ 59
考察：国公立・私立別 .................................................................................................. 62
3.2.5.
勤務地別 ........................................................ 65北海道・東北 ................................................................................................................. 65
東京 ............................................................................................................................... 68
関東甲信越（東京を除く） ........................................................................................... 71
中部 ............................................................................................................................... 74
近畿 ............................................................................................................................... 77
中国・四国 .................................................................................................................... 80
九州・沖縄 .................................................................................................................... 83
考察：勤務地別 ............................................................................................................. 86
3.2.6.

出身地と勤務地 .................................................. 88

出身地と勤務地が一致 .................................................................................................. 88
出身地と勤務地が不一致 .............................................................................................. 91
考察：出身地と勤務地 .................................................................................................. 94

4.
ディスカッション ...................................................................................................... 96
4.1.
分析から得られた主な知見 ................................................................................... 96
4.1.1.
年収 ............................................................ 96
4.1.2.
勤務地のロケーション............................................. 96
4.1.3.
運営主体 ........................................................ 97
4.1.4.
病床数 .......................................................... 98
4.1.5.
１カ月当たり休日数............................................... 98
4.1.6.
１カ月当たり当直回数............................................. 99
4.1.7.
同一診療科の常勤医師数（同科の同僚の数） ......................... 99
4.1.8.
救急指定 ....................................................... 100
4.2.
政策へのインプリケーション .............................................................................. 102
5.

結論 .......................................................................................................................... 105

参考文献・資料 .................................................................................................................. 107

1. イントロダクション

1.1.背景と問題意識
医師不足・偏在問題は古くて新しい問題である。第二次大戦中の医師不足と医学専門学校の創設（戦時中）、戦後復興および高度経済成長と一県一医大構想（戦後～1970 年
代）、経済成長の陰り・少子高齢化を背景とした「医療費亡国論」と医師養成数の抑制（1980 年代～1990 年代）、医療費抑制と新医師臨床研修制度導入の影響下での医師不足問題の顕在化と医学部定員枠の緩和（2000 年代）などにおいて、医師不足・偏在問
題解消の施策が議論されてきた。医師不足・偏在問題は、戦後から現在まで、一貫して医療政策の中心課題であり続けてきた。現在でも、宮城県仙台市や千葉県成田市に医学部新設が検討されている背景のひとつには、東北地方における深刻な医師不足問題がある。一方で、すでに始まっている人口減少に加え高齢化がピーク（2042 年）1を超えるとマクロの医療需要の減少が予想されるため、いずれ全国的な医師過剰を招くと危惧する意見もある。

医師偏在の問題について言えば、それは地域間の医師偏在（以下「地域偏在」）と診
療科間の医師偏在（以下、「診療科偏在」）の２つに分類され、議論されている。そして
現状、地域偏在の問題に関してはいわゆる「地域枠」の設定など具体的な対策が提示・実施されているが、診療科偏在の問題については、有効な対策が実施されていないのが実情である。

では、どうしたらよいのだろうか。例えば、医師数に関わる政府統計（厚生労働省『医師・歯科医師・看護師調査』）を基に、地域毎・診療科毎の医師数の現状把握を行うことはできる。医療現場に対するアンケート調査を基に、病院における地域毎・診療科毎の現状把握を行うこともできる（厚生労働省 2010、前田 2015）。むろん、現状把握は問題解決の重要な第一歩である。しかし、それだけでは充分でない。解決案の提示に繋がりうるような、もう一歩踏み込んだリサーチが必要である。

1

国立社会保障・人口問題研究所(2012)の死亡率中位推計に基づく。

1

本研究では、医師不足・偏在問題の中で、地域偏在と診療科偏在の問題に焦点を当てる。なぜならば、現時点での医師不足問題は地域偏在と診療科偏在を通じて顕在化していると見られており、これらの偏在化を緩和することによって、現状の医師不足問題への対応を考えたいからである。そこで注目したのは、医師のキャリアにおける「選択」という行為である。勤務地も診療科も、医師たちの「選択」の対象である。現実問題として地域偏在と診療科偏在が起きているとすれば、それは医師たちの「選択」の結果として起きた問題だと言うことができる。専門診療科は遅くても初期研修中に選択される。
また、若手医師は医師不足の地域で大きな戦力となるため、若手医師の勤務地域選択は重要となる。そのため、本研究では、若手医師の動向に着目する。では、問題の発生に関わる「選択」にあたって、彼らは一体何を重視しているのか。さらには、その重視度
合いを定量的に測ることができないか。それらを解明することによって、地域偏在と診
療科偏在の問題を解決する政策を見出すことができるのではないか。

1.2.「医師の勤務場所の選択に関する調査」の概要
以上のような背景と問題意識を踏まえ、本研究では卒後 10 年未満の若手医師を対象に、詳細な条件を与えて勤務先病院の仮想的選択をしてもらった。この調査の目的・対象・方法は以下に詳述する。

1.2.1. 目的
今回の調査目的は、(1) 若手医師たちはどのような勤務条件をどの程度重視しているかを定量的に明らかにすること、 (2) 診療科別、男女別、地域別、出身大学別（私立 or
国公立）などで、勤務先選択条件の重要度を定量的に比較分析し、それらの間の差異を明確化すること、(3) それらの定量的な分析に基づき、現実の医師不足・偏在問題を政策的に解決する方法へのインプリケーションを得ること、の３点である。

たとえば、診療科偏在に関連して、「ある特定の勤務条件を志向する医師が増えると、その条件を満たす診療科に医師が集中する」といった言説が、医師の世界ではしばしば囁かれてきた。例えば、「自身のライフスタイルを重視する志向が強い医師は、比較的時間の融通が利きやすい●●科を選ぶ」「収入面を重視する医師は、平均年収が高くア2

ルバイト先に困らない××科を選ぶ」「ハードワークを嫌う医師は、慢性的な人員不足
で長時間労働が常態化し当直回数も多い▲▲科を避ける」といったようなものだ。これ
らの言説は時として極論や印象論で語られがちであるが、今回の調査はこれらの言説に対して定量的に測定する試みとなっている。

1.2.2. 対象
調査対象者は、卒後 10 年未満の若手医師である。2004 年 3 月以降に医学部を卒業して医師免許を取得し、臨床研修を終えて専門とする診療科を選択した後、それぞれの医療現場で勤務している比較的若手の医師たちである。

彼らにターゲットを絞った主たる理由は２つある。第一の理由は、対象とした医師は2004 年 4 月にスタートした新医師臨床研修制度が導入されて以降の医師であることである。同制度は、卒後間もない医師たちに対し、専門診療科を決める前に 2 年間の臨床研修プログラムへの参加を必修化するものであった。制度導入によって未だ診療科を選択していない研修医が２カ年分（約 15,000 人）医療現場に存在する事態となり、あわせて導入以降に医師となった者たちの意識と行動に影響を及ぼし、医師不足・偏在問題の深刻化に大きなインパクトを与えたと言われている（森 2008、水野 2008 など）。
第二の理由は、卒後 10 年未満の医師を若手医師と呼ぶのが通例であるからである。今回の調査対象者はちょうど卒後 10 年未満の医師と重なり、「医師として一人前となるには卒後 10 年かかる」という言説は医師のキャリアを語るうえでほぼ常識となっている。
医師不足・偏在問題の解決策を未来志向で検討するうえでも、「新制度導入以降の若手
医師」（卒後 10 年未満の医師）をターゲットとしてその傾向を捉えておくことは意義深いと考える。

なお、今回分析の対象とした医師の診療科は、
「内科」
「外科」
「小児科」
「精神科」
「産
婦人科」
「麻酔科」
「救急科」の７診療科である。研究の規模や予算上の制約から分析対象とする診療科の数を絞らざるを得ず、関連論文・報道等や現場へのインタビューを基に、医師不足・偏在問題に関わりが深いと考えられる診療科を選択した。
「外科」「小児科」「産婦人科」「麻酔科」「救急科」は、特に不足が深刻と言われる代表的診療科である。また、「内科」は主たる専門科とする医師が最も多い診療科である（61,177 人、総数の 21.2％。厚生労働省 2013）。なお、「精神科」は、医師不足問題が深刻化した 20073

年前後の時期、日本医師会勤務医委員会の報告書が比較的増加傾向にあると例示した診療科である（図表 1-2-1）。

図表 1-2-1.診療科偏在に関する分析

資料：日本医師会勤務医委員会(2008) p.18

1.2.3. 方法
方法としては、匿名でのインターネット調査を採用した。調査のより具体的な手順については以下の通りである。
(1) インターネット上に「架空の病院の勤務条件」が表示される調査システムを構築。
なお、システム構築にあたっては民間調査会社（マクロミル社）の協力を得た。
(2) 全国医科大学（80 校）に存在する対象７診療科の関連医局（合計 1,195 カ所）を通じ、調査システムへのアクセス方法を記載した調査への協力依頼文書を配布。なお、配布先住所の把握には『医育機関名簿 2014-'15』を使用した。
(3) 対象の医師たちが調査システムに各自アクセスし、ランダムな内容で表示される「架空の病院の勤務条件」に対し、「勤務先の候補となるか否か？」を「はい」または「いいえ」の２択で回答することにより、自動的に結果を回収。

4

図表 1-2-2 は、調査システムで表示される「架空の病院の勤務条件」のサンプルである。主要な勤務条件としては、「①年収」「②所在」「③（運営）主体」「④病床数」「⑤（１カ月の）休日数」「⑥（１カ月の）当直回数」「⑦同じ診療科の当直医師数」「⑧救急（指定の状況）」の８項目が表示される。調査システムでは、これらの８項目について、以下に示した要領でランダムに表示される仕組みとした。
① 年

収：500～2,000 万円まで 100 万円刻み。

② 所

在：「東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏」「地方中核都市（県庁所在地など）」「地方中小都市」「過疎地・へき地・離島」のいずれか。
③ 主体：「大学病院」「国公立・公的病院」「民間病院」の３つのうちいずれか。

④ 病床数：50 床～950 床まで 50 床刻み。
⑤ 休日数：4 日～10 日まで。
⑥ 当直回数：0 回～10 回まで。
⑦ 同じ診療科の当直医師数：0 人から 10 人まで。
⑧ 救

急：
「指定なし」「一次救急」「二次救急」「三次救急」

図表 1-2-2.調査画面のサンプル

51.2.4. 先行研究との違い
本研究と同様の問題意識に基づき、医師の就業場所の選択要因に焦点を当てた研究として、佐野・石橋(2009)や佐野(2011)がある。前者は病院勤務医、後者は研修医をそれぞれ対象とし、コンジョイント分析によって就業場所を選ぶ際の医師たちの選好を明らかにしようとしたものである。

本研究は、コンジョイント分析を用いず、勤務先候補となるか否かを単純に答えさせた点で、それらの先行研究とは性格を異にする。複数の選択肢を提示し、必ずどれかを選択させるコンジョイント分析では、いずれの選択肢も候補とならない場合でも「よりマシな方」というネガティブな選択を強いることになるからである。現状、医師は過剰というわけではなく、医師が示された選択肢のどちらも選択しないということは現実的に十分に考えられることでもある。

加えて、本研究では勤務先候補となる病院の就業条件の提示において、「指導してくれる先輩医師の存在」等の主観的判断を伴う条件設定は排除した。病院の求人票や雇用契約書に必ず記載されるような客観的条件のみで勤務先候補となるか否かを選択させることにより、よりシンプルに対象の医師たちの志向・選好を捉えようとした。

1.2.5. 倫理的検討
今回の調査は匿名調査であるとは言え、対象者は自然人である。調査実施にあたって
は、日本医師会内に設置された日医総研・研究倫理委員会において倫理的検討を行い、同委員会の助言と承認に基づき実施した（管理番号 2015-049）。

6

2. 収集データの概要

2.1.回答の状況
調査実施期間は、2015 年 5 月 7 日（木）から 6 月 30 日（火）の期間であった。この期間、インターネット上に構築した調査システムを稼働させ、終了後は直ちにシステ
ムの運用を停止した。
上記の調査実施期間内において、合計 1,302 名からの「完全な回答」を得た。「完全な回答」とは、回答者の属性に関わる設問全てに加え、全 20 問表示される「架空の病院の勤務条件」に対してすべて回答したという意味である。なお、回答中断した者は820 名であるが、本稿の分析対象とはしていない。ただし、この 820 名は完全な回答を行った 1,302 名とは必ずしも独立ではなく、重複している可能性もある。回答を完了しなかった人は再度、最初から回答してもよいことにしたからである。

7

2.2.回答者プロフィール
本節では、回答者 1,302 名の属性情報に関する単純集計結果を示す。

2.2.1. 診療科
図表 2-2-1 は、診療科別に見た回答者の状況を示している。内科が最も多く 531 人（40.8％）である。次いで、外科 324 人（24.9％）、小児科 162 人（12.4％）、産婦人科 95 人（7.3％）、精神科 84 人（6.5％）、救急科 55 人（4.2％）、麻酔科 51 人（3.9％）であった。

図表 2-2-1.回答者の診療科（N = 1,302）
救急科 麻酔科 診療科
精神科 5551
84
4.2% 3.9%
6.5%

産婦人科
95
7.3%

内科
531
40.8%
小児科
162
12.4%
外科
324
24.9%

8

2.2.2. 勤務地（地方別）
図表 2-2-2-A は、勤務地（日本医師会による地方区分）別に見た回答者の状況を示している。北海道・東北地方の勤務者が 104 人（8.0％）、東京の勤務者が 185 人（14.2％）、
関東甲信越地方（東京を除く）の勤務者が 236 人（18.1％）、中部地方の勤務者が 193
人（14.8％）、近畿地方の勤務者が 218 人（16.7％）、中国・四国地方の勤務者が 131人（10.1％）、九州・沖縄地方の勤務者が 235 人（18.0％）であった。

図表 2-2-2-A.回答者の勤務地（N = 1,302）
勤務地（地方別）
北海道・東北
104
8.0%

九州・沖縄
235
18.0%

東京
185
14.2%

中国・四国
131
10.1%

近畿
218
16.7%

関東甲信越
236
18.1%
中部
193
14.8%

9

図表 2-2-2-B は、本ワーキングペーパーで用いた地方区分を示している。この地方区分は、日本医師会にて通常用いる区分に準じたものである。ただし、日本医師会では「北海道地方」と「東北地方」とを分けているが、回収数との兼ね合いから、本ワーキングペーパーでは「北海道・東北地方」として合算していることに注意してほしい。なお、出身地についても同様の地方区分を用いている（2.2.7 節）。

図表 2-2-2-B.本ワーキングペーパーで用いた地方区分

地方区分
北海道・東北地方
東京
関東甲信越地方
中部地方
近畿地方
中国・四国地方
九州・沖縄地方

都道府県
北海道、青森県、岩手県、宮城県、秋田県、山形県、福島県
東京都
茨城県、栃木県、群馬県、埼玉県、千葉県、神奈川県、新潟県、山梨県、長野県
富山県、石川県、福井県、岐阜県、静岡県、愛知県、三重県
滋賀県、京都府、大阪府、兵庫県、奈良県、和歌山県
鳥取県、島根県、岡山県、広島県、山口県、徳島県、香川県、愛媛県、高知県
福岡県、佐賀県、長崎県、熊本県、大分県、宮崎県、鹿児島県、沖縄県

10

2.2.3. 年齢層
図表 2-2-3 は、年齢階層別に見た回答者の状況を示している。若い順に、29 歳以下の回答者が 260 人（20.0％）、30～34 歳が 796 人（61.1％）、
35～39 歳が 208 人（16.0％）、
40～49 歳が 31 人（2.4％）、50 歳以上が 7 人（0.5％）であった。なお、全回答者に占める 39 歳以下の割合は 97.1％、34 歳以下の割合は 81.1％であった。

図表 2-2-3.回答者の年齢層（N = 1,302）

40～49歳
31
2.4%

50歳以上
7
0.5%

年齢層

29歳以下
260
20.0%

35～39歳208
16.0%

30～34歳
796
61.1%

11

2.2.4. 性別
図表 2-2-4 は、回答者の性別を示している。男性の回答者が 915 人（70.3％）であったのに対し、女性は 387 人（29.7％）であった。
なお、最新の統計によれば、医療施設に従事する 39 歳以下の医師の男女比は、男性
91,299 人(59.3％)に対し、女性 62,549 人（40.7％）である（厚生労働省 2013）。

図表 2-2-4.回答者の性別（N = 1,302）
性別

女
387
29.7%

男
915
70.3%

12

2.2.5. 出身大学の公私区分
図表 2-2-5 は、回答者の出身大学（学部）の公私区分を示している。国公立大学等の医学部出身者が 910 人（69.9％）、私立大学の医学部出身者が 392 人（30.1％）であった（なお、自治医科大学および防衛医科大学校出身者は国公立大学等に含む）。

図表 2-2-5.回答者の出身大学（N = 1,302）
出身大学（国公立・私立別）

私立
392
30.1%

国公立
910
69.9%

13

2.2.6. 医学部卒業年
図表 2-2-6 は、医学部卒業年別に見た回答者の状況を示している。2004 年卒業者が47 人（3.6％）、2005 年が 91 人（7.0％）、2006 年が 169 人（13.0％）、2007 年が 195
人（15.0％）、2008 年が 171 人（13.1％）、2009 年が 184 人（14.1％）、2010 年が 170
人（13.1％）、2011 年が 89 人（6.8％）、2012 年が 186 人（14.3％）であった。

図表 2-2-6.回答者の医学部卒業年（N = 1,302）
医学部卒業年

2011年
89
6.8%

2012年
186
14.3%

2006年
169
13.0%

2010年
170
13.1%
2009年
184
14.1%

2004年
47
3.6%

2007年
195
15.0%
2008年
171
13.1%

14

2005年
91
7.0%

2.2.7. 出身地（地方別）
図表 2-2-7 は、出身地別（日本医師会による地方区分）に見た回答者の状況を示している。北海道・東北地方の出身者が 99 人（7.6％）、東京の出身者が 146 人（11.2％）、
関東甲信越地方（東京を除く）の出身者が 242 人（18.6％）、中部地方の出身者が 181
人（13.9％）、近畿地方の出身者が 232 人（17.8％）、中国・四国地方の出身者が 153
人（11.8％）、九州・沖縄地方の出身者が 249 人（19.1％）であった。

図表 2-2-7.回答者の出身地（日本医師会による地方区分）（N = 1,302）
出身地（地方別）

九州・沖縄
249
19.1%

東京
146
11.2%

中国・四国
153
11.8%
近畿
232
17.8%

北海道・東北
99
7.6%

関東甲信越
242
18.6%
中部
181
13.9%

15

2.2.8. 地域枠
図表 2-2-8 は、回答者がいわゆる「地域枠」で医学部を卒業しているかどうかの状況を示している。地域枠の回答者は 17 人（1.3％）であり、そうでない回答者は 1,285 人（98.7％）であった。

図表 2-2-8.地域枠かどうか（N = 1,302）
地域枠かどうか

いいえ
1285
98.7%

16

はい
17
1.3%

3. 分析：Probit による多変量解析
3.1.分析の方法
3.1.1. Probit モデル
本節では、分析方法を簡潔に説明する。回答者は、与えられた勤務先条件に対して、勤務先候補として選択するか否かを回答している（Yes or No）。こうして得られたデータをもとに、どのような勤務先条件が成立すると、勤務先候補として選択されやすくなるかを解明する。言い換えると、ある勤務先条件が与えられると、どれぐらいの確率で勤務先候補として選択されるのかが明らかにされるのである。

そこで、勤務先条件と選択可否の回答の組合せデータに対して、計量経済学（統計解析）の手法を用いて多変量解析を行う。勤務先条件を説明変数とし勤務先として選択される確率を被説明変数としたモデルとして、Probitモデルを考えたい 2。Probitモデルでは、正規確率密度関数を仮定している。本論文では、Probitモデルにおける累積正規確率密度関数の確率変数を勤務先条件による線形関数で回帰している。すなわち、下記の数式(1)のようになる。各説明変数( x i )が与えられた勤務先条件ということになる。

()

exp − t 2 2
dt = F[β ′x i ] ・・・・・・・・・・・・・・・・・・(1)−∞2πP[ y = 1 x ] = F = ∫β ′x i

勤務先条件による線形関数の部分は次の(2)式のように表現される。y は以下の線形関数で与えられる確率変数を示す。αは定数項、βは各説明変数の係数、ε は確率変数を示す。回答結果と勤務先条件による説明変数が推定する回答結果が最も一致するようなβを推定するのが目的となる。
y* = α + β 1·(年収) + β2·(地方中核都市ダミー) + β3·(地方中小都市ダミー) + β4·(へき地・離島ダミー) + β5·(大学病院ダミー) + β6·(国公立・公立病院ダミー) + β7·(病床数) +β8·(一か月当たり休日数) + β9·(一か月当たり当直回数) + β10·(同一診療科の常勤医師数) +β11·(一2

実際には Logit モデルを使った分析も実施した。しかし、Probit の適合度の方が良かったため、本論文では Probit モデルを仮定した。なお、煩雑になるため、本ワーキングペーパーでは、Logit モデルによる分析
結果は割愛する。

17

次救急病院ダミー) + β 12·(二次救急病院ダミー) + β 13·(三次救急病院ダミー) + ε , y = 1[y* > 0]・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・(2) 3

3.1.2. 説明変数
次に、各説明変数について述べておきたい。年収、病床数、一か月当たり休日数、一か月当たり当直回数、同一診療科の常勤医師数は数値データによる変数である。これらはいずれも離散型の数値データとして与えられている。たとえば、休日数や当直回数は整数で与えられる。しかし、モデル推計としては連続型の変数とみなして分析する点に留意してほしい。

地方中核都市ダミー、地方中小都市ダミー、へき地・離島ダミーはいずれも勤務所在地を示すダミー変数である。いずれかの属性に該当すると、その変数において１を取り、該当しないものは全て０を取る。勤務所在地ダミー変数に関するベースは、東京圏・京
阪神圏・中京圏・福岡都市圏となっている。すなわち、上記の３つの勤務所在地のいずれにも該当しない場合、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏が所在地となっている。
したがって、上記の３つのダミー変数は、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏に対して、勤務先として選択される確率にどれぐらい差を生み出すかを示すことになる。この点については、限界効果に関する説明のところで、詳述する。

大学病院ダミー、国公立・公立病院ダミーはいずれも勤務先病院の設置主体を示すダ
ミー変数である。いずれかの属性に該当すると、その変数において１を取り、該当しないものは全て０を取る。設置主体ダミー変数に関するベースは、民間病院となっている。
すなわち、上記のいずれにも該当しない場合、設置主体は民間病院となっている。したがって、上記の２つのダミー変数は、民間病院に対して、勤務先として選択される確率にどれぐらい差を生み出すかを示すことになる。この点についても、限界効果に関する説明のところで、詳述する。

一次救急病院ダミー、二次救急病院ダミーはいずれも勤務先病院の救急指定を示すダ
ミー変数である。いずれかの属性に該当すると、その変数において１を取り、該当しないものは全て０を取る。救急指定ダミー変数に関するベースは、非救急病院（救急病院
αは定数項、βは各説明変数の係数、ε は確率変数を示す。なお、ここでは Probit モデルを採用しているので、確率変数は正規化確率分布に従うという仮定を置いている。

318

指定なし）となっている。すなわち、上記のいずれにも該当しない場合、勤務先病院は救急病院に指定されていない。したがって、上記の３つのダミー変数は、非救急病院に対して、勤務先として選択される確率にどれぐらい差を生み出すかを示すことになる。
この点についても、限界効果に関する説明のところで、詳述する。

3.1.3. 限界効果
Probit モデルを推計したあと、各説明変数の限界効果を分析する。限界効果とは、各説明変数が 1 単位変化したときに、被説明変数である「勤務先としての選択確率」がどれぐらい変化するかを示したものである。以下の数式(3)で示される。
限界効果 =∂E [ y | x] ∂F (β ′x ) dF (β ′x )==β = F ′(β ′x )β ・・・・・・・・・・・・(3)∂xd (β ′x )∂x

したがって、任意の説明変数ベクトルの値に対して限界効果を測定することになる。そこで、実際に分析で使用されている全てのデータ数値を代入して計算した限界効果の数
値群を平均化したものを演算する。特定の説明変数の数値に対する限界効果を計算しているわけではないので、注意してほしい。誤解を恐れずに平易に言えば、全てのデータ
数値に関して平均的にどれぐらいの限界効果があるのかを測定していると考えてほしい。

上記の(3)式による限界効果の測定方法は、数値データの説明変数について適用するものであり、ダミー変数の説明変数に対しては使用できないので、注意してほしい。ダ
ミー変数についての限界効果の測定は、次の(4)式に基づく。z が限界効果を測定する対象のダミー変数を示す。

∆Fz = P[ y = 1 | z = 1] − P[ y = 1 | z = 0]
= F (β ′x + αz | z = 1) − F (β ′x + αz | z = 0 ) ・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・(4)= F (β ′x + α ) − F (β ′x )この数式の意味を平易に述べれば、ダミー変数が 1 のときの確率からダミー変数が 0 のときの確率を引き算して、ダミー変数の変化が確率にどれだけの変化を及ぼすのかを測定している。たとえば、一次救急病院ダミーについての限界効果が測定されると、その値はベースである非救急病院に対して、一次救急指定病院になると、どれだけ勤務先としての選択確率が上昇（下落）するかを示す。

なお、ダミー変数の限界効果に関する数式(4)についても、(3)式と同様に、特定の説
19明変数の数値に対して測定することになる。したがって、実際に分析で使用されている全てのデータ数値を代入して計算した限界効果の数値群を平均化したものを演算する。

3.1.4. 分析ソフトウエア
上記のProbitモデルに基づく多変量解析は、計量経済学分析用のソフトウエアである
LIMDEP®は、計量経済学の大家であるWilliam
LIMDEP®のVersion 10 を用いて実施した 4。
H. Greene教授が開発したものである。Probitモデルの推計および限界効果の測定はLIMDEP®によって行われた。

4

Econometric Software, Inc. 15 Gloria Place, Plainview, NY 11803, USA. www.limdep.com

20

3.2.分析結果と考察
3.2.1. 回答者全員
図表 3-2-1-A および B は、回答者全員の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所


見】

若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多い
こと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「勤務地が地方中核都市であること」も重視している可能性が高い。

「運営母体が大学であること」も重視している（ただし、統計学的有意水準は 10％）。
しかし、これは大学医局を通じて回答を呼び掛けたことによる回答者バイアスかも
しれない。



他方で、勤務先候補病院の「病床数」は選択に影響していない。これは、以降に示す様々なセグメント（診療科別、性別、国公立・私立別、勤務地別）で見ても、ほぼ一貫して影響していない。言うまでもなく「病床数」は病院の規模感を計るうえ
で重要な指標であるが、若手医師が勤務先を選ぶ際にはほとんど考慮されていない。

21

図表 3-2-1-A. 回答者全員（N = 26,040、回答者 1,302 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.34183***(0.0510)0.10206
年収（100 万円）***(0.00189)
0.0462
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・**(0.02350)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.01259
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.02343)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-00.46218
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02381)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.03449
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）*(0.02042)
0.02708
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.02046)
病院）
0.000028652
病床数（床）(0.00002908)
0.03615
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00418)-0.1004
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00268)
0.05204
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00266)-0.03713
一次救急病院(0.02356)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.03746
二次救急病院(0.02349)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.17727
三次救急病院***(0.02358)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 5422.8 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

22図表 3-2-1-B. 回答者全員（N = 26,040、回答者 1,302 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03374***
される確率が約 3.4%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.01531**大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 1.5%高くなる。
岡都市圏）
地方中小都市（ダミー0.00416
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.15126***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 15.1%低くなる。
勤務先が大学病院の場合、民間病院の場合に大学病院（ダミー変数：
0.01141*
比べて、勤務先として選択される確率が約 1.1%
基準は民間病院）高くなる。
国公立・ 公的病院（ ダ
0.00896
ミー変数：基準は同上）
病床数（床）
0.00009472
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.0119***として選択される確率が約 1.2%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03319***
として選択される確率が約 3.3%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.0172***
務先として選択される確率が約 1.7%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病
0.01226
院）
二次救急病院（ダミー
0.01236
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.05829***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
5.8%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

23

3.2.2. 診療科別

内科
図表 3-2-2-1 A および B は、内科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

内科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

24

図表 3-2-2-1-A.

内科（N=10,620、回答者 531 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.14298***(0.08070)
0.09964
年収（100 万円）***(0.00299)
0.03088
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.03705)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.04949
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.03671)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.51095
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.03815)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.02747
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.03232)
0.00282
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.03244)
病院）-0.000033795
病床数（床）(0.00004631)
0.02836
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00668)-0.12011
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00427)
0.04563
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00423)
0.00393
一次救急病院(0.03702)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.05306
二次救急病院(0.03719)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.26225
三次救急病院***(0.03723)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 2401.3 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

25図表 3-2-2-1-B.
説明変数
（単位）

内科（N=10,620、回答者 531 人）
統計学的
限界効果
解 釈
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03203***
される確率が約 3.2%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.00995
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー
0.01596
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.16141***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 16.1%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00884
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.00091
ミー変数：基準は同上）-0.000010863
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.00912***
として選択される確率が約 0.9%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03861***
として選択される確率が約 3.9%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01467***
務先として選択される確率が約 1.5%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病
0.00126
院）
二次救急病院（ダミー
0.01701
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.08348***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
8.3%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0126

外科
図表 3-2-2-2-A および B は、外科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

外科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「1 次救急病院でないこと」「3
次救急病院でないこと」である。

「勤務地が地方中小都市でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準
は 10％となっている。

27

図表 3-2-2-2-A. 外科（N=6,480、回答者 324 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)-1.35871***(0.10313)
0.11559
年収（100 万円）***(0.00382)
0.06966
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.04712)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.08745
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・*(0.04755)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.49482
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.04800)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.00592
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.04116)
0.05335
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.04125)
病院）
0.000092409
病床数（床）(0.00005809)
0.03088
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00837)-0.09040
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00538)
0.04918
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00529)-0.12927
一次救急病院***(0.04774)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.07360
二次救急病院(0.04740)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.17060
三次救急病院***(0.04743)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 1477.5 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項28図表 3-2-2-2-B. 外科（N=6,480、回答者 324 人）
説明変数
統計学的
限界効果
（単位）
有意性(注)
年収（100 万円）

0.03802

地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）

0.02297-0.02870*

へき地・離島（ダミー変数：基準は同上）-0.16269***

大学病院（ダミー変数：
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダミー変数：基準は同上）
病床数（床）
１か月当たり休日日数（日／月）１か月当たり当直回数（回／月）
同一診療科の常勤医
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病院）
二次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）
三次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）

年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択される確率が約 3.8%上昇する。

***

地方中小都市（ダミー
変数：基準は同上）

解 釈

勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都市圏）に比べて、勤務先として選択される確率が約 2.9%低くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率が約 16.3%低くなる。

-0.00195
0.01755
0.000030398

0.01016***-0.02974***

0.01618***-0.04246***

1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先として選択される確率が約 1.0%上昇する。
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先として選択される確率が約 3.0%低下する。
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤務先として選択される確率が約 1.6%上昇する。
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約4.2%低くなる。

-0.02418-0.05595

三次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約5.6%低くなる。

***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

29

小児科
図表 3-2-2-3-A および B は、小児科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を
記す。

【所


見】

小児科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当
直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「勤務地が地方中核都市であること」「勤務地が地方中小都市であること」「1 次救
急病院でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

30

図表 3-2-2-3-A. 小児科（N=3,240、回答者 162 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.25427***(0.14174)
0.09183
年収（100 万円）***(0.00524)
0.12577
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・*(0.06735)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.11939
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・*(0.06659)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.36003
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.06651)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.00106
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.05775)
0.00605
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.05793)
病院）
0.000077163
病床数（床）(0.00008259)
0.03455
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01182)-0.10613
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00770)
0.08129
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00752)-0.11919
一次救急病院*(0.06648)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.00737
二次救急病院(0.06593)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.19561
三次救急病院***(0.06684)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 708.6 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項31図表 3-2-2-3-B. 小児科（N=3,240、回答者 162 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03040***される確率が約 3.0%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.04180*大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 4.2%高くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー
0.03964*大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 4.0%高くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.11965***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 12.0%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00035
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.00200
ミー変数：基準は同上）
0.000025547
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01144***
として選択される確率が約 1.1%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03514***
として選択される確率が約 3.5%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.02691***
務先として選択される確率が約 2.7%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合
変数：基準は非救急病-0.03937*と比べて、勤務先として選択される確率が約院）
3.9%低くなる。
二次救急病院（ダミー-0.00244
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.06464***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
6.5%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

32

産婦人科
図表 3-2-2-4-A および B は産婦人科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を
記す。

【所


見】

産婦人科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」である。

33

図表 3-2-2-4-A. 産婦人科（N=1,900、回答者 95 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.68778***(0.19273)
0.11176
年収（100 万円）***(0.00708)
0.07761
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.08749)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.01993
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.08844)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.41290
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.08623)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.10027
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.07525)
0.06755
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.07553)
病院）
0.0000024685
病床数（床）(0.00011)
0.04605
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01576)-0.06975
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00965)
0.07162
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00980)-0.04881
一次救急病院(0.08831)（ダミー変数：基準は非救急病院）
0.04644
二次救急病院(0.08750)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.10052
三次救急病院(0.08729)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 399.7 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項34図表 3-2-2-4-B. 産婦人科（N=1,900、回答者 95 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03736***される確率が約 3.7%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.02600
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー-0.00666
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.13816***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 13.8%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.03354
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.02258
ミー変数：基準は同上）
0.00000082528
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01540***として選択される確率が約 1.5%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.02332***
として選択される確率が約 2.3%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.02394***
務先として選択される確率が約 2.4%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.01631
院）
二次救急病院（ダミー
0.01554
変数：基準は同上）
三次救急病院（ダミー-0.03360
変数：基準は同上）(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

35

精神科
図表 3-2-2-5-A および B は精神科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

精神科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当
直回数が少ないこと」「2 次救急病院でないこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「運営母体が大学であること」も重視している可能性が高い。

「同科の同僚の数が多いこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

36

図表 3-2-2-5-A. 精神科（N=1,680、回答者 84 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.48184***(0.20853)
0.09636
年収（100 万円）***(0.00783)-0.11012
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.09354)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.07173
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.09680)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.78070
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.09993)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.20969
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）**(0.08508)-0.03243
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.08445)
病院）
0.000028808
病床数（床）(0.00012)
0.07192
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01701)-0.09750
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.01121)
0.01852
同一診療科の常勤医師数（人）*(0.01101)-0.12542
一次救急病院(0.09648)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.24343
二次救急病院**(0.09561)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.44152
三次救急病院***(0.10067)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 355.0 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

37図表 3-2-2-5-B. 精神科（N=1,680、回答者 84 人）
説明変数
統計学的
限界効果
（単位）
有意性(注)
年収（100 万円）
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー
変数：基準は同上）

0.02881

年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択される確率が約 2.9%上昇する。

***-0.03251-0.02125

へき地・離島（ダミー変数：基準は同上）-0.21772***

大学病院（ダミー変数：
基準は民間病院）

0.06362**

国公立・ 公的病院（ ダミー変数：基準は同上）
病床数（床）
１か月当たり休日日数（日／月）１か月当たり当直回数（回／月）
同一診療科の常勤医
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病院）

解 釈

勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率が約 21.8%低くなる。
勤務先が大学病院の場合、民間病院の場合に比べて、勤務先として選択される確率が約 6.4%
高くなる。

-0.00968
0.0000086125

0.02150***-0.02915***

0.00554*

1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先として選択される確率が約 2.2%上昇する。
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先として選択される確率が約 2.9%低下する。
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤務先として選択される確率が約 0.5%上昇する。

-0.03698

二次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）-0.07110***

三次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）-0.12637***

二次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約7.1%低くなる。
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約12.6%低くなる。

(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

38

救急科
図表 3-2-2-6-A および B は救急科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

救急科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「同科の同僚の数が多いこと」「1 次救急病院であること」「2 次救急病院であること」「3 次救急病院であること」である。
「救急病院であること」が勤
務場所選択にとってプラスに作用する唯一の診療科である。

「勤務地が地方中小都市であること」「運営母体が国公立・公的病院であること」「休日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」も重視している可能性が高い。

39

図表 3-2-2-6-A. 救急科（N=1,100、回答者 55 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)定数項
年収（100 万円）
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間病院）
病床数（床）
１か月当たり休日日数（日／月）
１か月当たり当直回数（回／月）
同一診療科の常勤医師数（人）
一次救急病院（ダミー変数：基準は非救急病院）
二次救急病院（ダミー変数：基準は非救急病院）
三次救急病院（ダミー変数：基準は非救急病院）-2.73626(0.26573)
0.10553(0.00940)
0.06025(0.12472)
0.24330(0.11531)-0.00848(0.11458)
0.05177(0.09981)
0.25366(0.10058)
0.000027972(0.00014)
0.04667(0.02002)-0.03213(0.01316)
0.06422(0.01313)
0.51467(0.11683)
0.44399(0.11972)
0.79252(0.11986)

統計学的有意性(注 2)
***
***

**

**

**
**
***
***
***
***

(注 1) 尤度比検定の統計量は 219.0 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。

(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0140

図表 3-2-2-6-B. 救急科（N=1,100、回答者 55 人）
説明変数
統計学的
限界効果
（単位）
有意性(注)
年収（100 万円）

0.03439

地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）

0.01969

地方中小都市（ダミー
変数：基準は同上）
へき地・離島（ダミー変数：基準は同上）
大学病院（ダミー変数：
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダミー変数：基準は同上）
病床数（床）
１か月当たり休日日数（日／月）１か月当たり当直回数（回／月）
同一診療科の常勤医
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病院）

0.08010解 釈***

年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択される確率が約 3.4%上昇する。

**

勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都市圏）に比べて、勤務先として選択される確率が約 8.0%高くなる。

**

勤務先が国公立・公的病院の場合、民間病院の場合に比べて、勤務先として選択される確率が約 8.4%高くなる。

-0.00276
0.01689
0.083540.0000091164

0.01521**-0.01047**

0.02093***0.16723***

二次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）

0.14442***

三次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）

0.26406***

1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先として選択される確率が約 1.5%上昇する。
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先として選択される確率が約 1.0%低下する。
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤務先として選択される確率が約 2.1%上昇する。
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約16.7%高くなる。
二次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約14.4%高くなる。
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約26.4%高くなる。

(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

41

麻酔科
図表 3-2-2-7-A および B は麻酔科の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

麻酔科の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」である。

「3 次救急病院でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

42

図表 3-2-2-7-A. 麻酔科（N=1,020、回答者 51 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.59305***(0.26028)
0.10587
年収（100 万円）***(0.01012)-0.09424
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.12211)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.13342
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.11987)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.45078
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.12214)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.08103
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.10529)-0.00241
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.10398)
病院）
0.00010
病床数（床）(0.00015)
0.07725
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.02119)-0.12504
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.01392)
0.06276
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.01381)-0.06003
一次救急病院(0.12298)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.12170
二次救急病院(0.12071)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.22854
三次救急病院*( 0.12168)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 228.2 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

43図表 3-2-2-7-B. 麻酔科（N=1,020、回答者 51 人）
説明変数
統計学的
限界効果
（単位）
有意性(注)
年収（100 万円）
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー
変数：基準は同上）
へき地・離島（ダミー変数：基準は同上）
大学病院（ダミー変数：
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダミー変数：基準は同上）
病床数（床）
１か月当たり休日日数（日／月）１か月当たり当直回数（回／月）
同一診療科の常勤医
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病院）
二次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）
三次救急病院（ダミー
変数：基準は同上）

0.03408

解 釈***

年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択される確率が約 3.4%上昇する。

***

勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率が約 14.2%低くなる。

-0.03016-0.04255-0.14170

0.02613-0.00078
0.000032215

0.02487***-0.04026***

0.02020***

1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先として選択される確率が約 2.5%上昇する。
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先として選択される確率が約 4.0%低下する。
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤務先として選択される確率が約 2.0%上昇する。

-0.01927-0.03887-0.07287

三次救急病院の場合、救急病院ではない場合と比べて、勤務先として選択される確率が約7.3%低くなる。

*(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

44

考察：診療科別「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」は、
７診療科ほぼ共通で統計学的に有意であった。そこで、勤務場所選択においてそれらの要因をどの程度重視するか、診療科間の差異を比較考察する。
図表 3-2-2-8 は、勤務場所選択に対する「年収 100 万円増」の限界効果を診療科毎に示している。診療科が違っても、およそ３％程度の限界効果が存在する。最も収入増のインパクトが大きい診療科は、外科（選択可能性＋3.8％）であり、次いで産婦人科（＋3.7％）である。比較的収入増のインパクトが小さい診療科は、精神科（＋2.9％）、小児科（＋3.0％）である。精神科や小児科、内科といった診療科に比べ、外科や産婦人科といった外科系の診療科のほうが比較的年収の限界効果が大きい。手術を伴う診療科は、その見返りとして、より高い収入を求める傾向があるのかもしれない。
図表 3-2-2-8. 年収が 100 万円増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

3.4％***

3.2％***

3.8％***

3.0％***

3.7％***

2.9％***

3.4％***

3.4％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-2-9 は、勤務場所選択に対する「勤務地が過疎地・へき地・離島」の限界効
果を診療科毎に示している（基準は「勤務地が東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏」）。
最もそのインパクトが大きい診療科は、精神科（選択可能性▲21.8％）である。比較的
そのインパクトが小さい診療科は、小児科（▲12.0％）、産婦人科（▲13.8％）である。
他方、救急科では「勤務地が過疎地・へき地・離島」であることが選択に与える要因としては統計学的に有意ではなかった。診療科毎の過疎地・へき地・離島での勤務を忌避する傾向には、患者の入院期間の長さが関連しているとも考えられる。精神科のように長期入院が多く、患者の受け持ち期間が長い診療科の医師はへき地・離島での勤務を忌避する傾向が強く、救急科のように 1 回限りのクリティカルな医療提供を行う診療科の医師はへき地・離島での勤務を厭わない傾向があるのかもしれない。

45

図表 3-2-2-9. 勤務地が過疎地・へき地・離島であるときの勤務先候補として選択される確率の
変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

▲15.1％***▲16.1％***▲16.3％***▲12.0％***▲13.8％***▲21.8％***

統計学的に
非有意

▲14.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-2-10 は、勤務場所選択に対する「月の休日が１日増えること」の限界効果
を診療科毎に示している。最も休日のインパクトが大きい診療科は、麻酔科（選択可能性＋2.5％）、次いで精神科（＋2.2％）である。術中および術前・術後の医学的管理が仕事のメインとなる麻酔科医や心の病を抱える入院患者とじっくり向き合う必要がある精神科医は、休みは休みでしっかり取りたいという意識が比較的強いのかもしれない。
図表 3-2-2-10. 休日が 1 日増えるとき勤務先候補として選択される確率の変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

1.2％***

0.9％***

1.0％***

1.1％***

1.5％***

2.2％***

1.5％**

2.5％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-2-11 は、勤務場所選択に対する「月の当直が１回増えること」の限界効果
を診療科毎に示している。最も当直のインパクトが大きい診療科は、麻酔科（選択可能性▲4.0％）、次いで内科（▲3.9％）である。比較的インパクトが小さい診療科は、救急科（▲1.0％）、産婦人科（▲2.3％）である。救急科や産婦人科の医師は、診療科の性質上、当直の多さを当然のこととして受け止めているのだろう。
図表 3-2-2-11. 当直回数が 1 回増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

▲3.3％***▲3.9％***▲3.0％***▲3.5％***▲2.3％***▲2.9％***▲1.0％**▲4.0％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-2-12 は、勤務場所選択に対する「同一診療科の同僚の数１人増」の限界効
果を診療科毎に示している。最も同僚の数のインパクトが大きい診療科は、小児科（選択可能性＋2.7％）、次いで産婦人科（＋2.4％）、救急科（＋2.1％）である。比較的インパクトが小さい診療科は、精神科（＋0.6％）、である。対象とする患者の特性上、夜間・休日の緊急対応のために当直や休日勤務をするのが常態となっている診療科ほど、46

同僚の数のインパクトが大きい印象を受ける。中でも小児科が最も高いのは、比較的軽症でも救急搬送されることが多く、１人当たりの対応にも時間がかかることから、業務の負担感が強いことが関係していると思われる（厚生労働省医政局指導課 2013）。精神科において同僚の数のインパクトが小さいのは、最近増加傾向とはいえ、そもそも病院勤務の精神科医の絶対数が少ないため、一人医長が当たり前であることが関係してい
るのかもしれない。
図表 3-2-2-12. 同一診療科の同僚の数が一人増えるときの勤務先候補として選択される確率の
変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

1.7％***

1.5％***

1.6％***

2.7％***

2.4％***

0.6％*

2.1％***

2.0％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-2-13 は、勤務場所選択に対する「3 次救急病院であること」の限界効果を診
療科毎に示している。最もその負のインパクトが大きい診療科は、精神科（選択可能性▲12.6％）、次いで内科（▲8.3％）である。精神科の三次救急は、行政権限による強制力を伴う「措置入院」への対応を含む特殊な救急であり、そこでのタフな勤務を忌避する傾向があるのかもしれない。比較的負のインパクトが小さい診療科は、小児科（▲
3.9％）、外科（▲5.6％）である。一方、救急科の医師にとっては、「3 次救急病院であること」が大きくプラスに作用する（選択可能性＋26.4％）。救急医としてキャリアを積むうえで、三次救急を経験することを重視している志向がうかがえる。産婦人科では、「3 次救急病院であること」は、選択に与える要因として統計学的に有意ではなかった。
産婦人科医療は、生命の誕生に関わると同時に、生死に関わる重篤な救急医療と常に隣りあわせとも言える。ゆえに、勤務先候補の病院が三次救急をやっているか否かを特に気にしていないとも考えられる。
図表 3-2-2-13. 3 次救急病院であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

全体

内科

外科

小児科

産婦人科

精神科

救急科

麻酔科

▲5.8％***▲8.3％***▲5.6％***▲3.9％***

統計学的に
非有意

▲12.6％***

26.4％***▲7.3％*(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

47

3.2.3. 男女別

男性医師
図表 3-2-3-1-A および B は、男性の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

男性の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「勤務地が地方中核都市であること」も重視している可能性が高い。

48

図表 3-2-3-1-A. 男性医師（N=18,300、回答者 915 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.61283***(0.06183)
0.12036
年収（100 万円）***(0.00231)
0.07232
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・**(0.02846)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.02897
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.02819)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.48377
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02875)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.03767
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.02462)
0.02463
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.02467)
病院）
0.000028941
病床数（床）(0.00003496)
0.03823
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00505)-0.09104
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00323)
0.04681
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00320)-0.01754
一次救急病院(0.02835)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.01360
二次救急病院(0.02844)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.14821
三次救急病院***(0.02834)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 4391.1 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

49図表 3-2-3-1-B. 男性医師（N=18,300、回答者 915 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03876***
される確率が約 3.9%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.02337**大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 2.3%高くなる。
岡都市圏）
地方中小都市（ダミー0.00934
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.15459***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 15.5%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.01214
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ0.00793
ミー変数：基準は同上）
0.0000093192
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01231***
として選択される確率が約 1.2%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.02931***
として選択される確率が約 2.9%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01507***
務先として選択される確率が約 1.5%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.00564
院）
二次救急病院（ダミー-0.00438
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.04756***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
4.8%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

50

女性医師
図表 3-2-3-2-A および B は、女性の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記
す。

【所


見】

女性の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「2 次救急病院でないこと」も重視している可能性が高い。

「1 次救急病院でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

51

図表 3-2-3-2-A. 女性医師（N=7,740、回答者 387 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)-0.76586***(0.09162)
0.06232
年収（100 万円）***(0.00335)-0.00767
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.04222)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.02388
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.04276)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.42463
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.04302)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.02811
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.03706)
0.02720
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.03712)
病院）
0.000032520
病床数（床）(0.00005317)
0.03290
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00758)-0.12242
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00489)
0.06419
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00483)-0.08010
一次救急病院*(0.04295)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.08726
二次救急病院**(0.04226)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.24312
三次救急病院***(0.04310)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 1305.9 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

52図表 3-2-3-2-B. 女性医師（N=7,740、回答者 387 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.02117***される確率が約 2.1%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・-0.00260
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー-0.00810
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.14208***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 14.2%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00956
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ0.00925
ミー変数：基準は同上）
0.000011046
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01118***
として選択される確率が約 1.1%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.04158***
として選択される確率が約 4.2%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.02180***
務先として選択される確率が約 2.2%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合
変数：基準は非救急病-0.02709*と比べて、勤務先として選択される確率が約院）
2.7%低くなる。
二次救急病院の場合、救急病院ではない場合
二次救急病院（ダミー-0.02950**と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
3.0%低くなる。
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.08167***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
8.2%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0153

考察：男女別「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」は、男女共通で統計学的に有意であった。ただし、それらにどの程度反応するかは、以下のように差がある。

「収入が多いこと」について、男性医師は女性医師に比べて約２倍重視している。これは、男性医師は世帯収入を一手に引き受けている可能性が高い一方で、女性医師は共働きの可能性が高く、男性医師ほど年収に敏感でないことが理由として考えられる。
図表 3-2-3-3. 収入が 100 万円増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

男性
女性
3.9％***
2.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」は男女ともに重視する傾向があるが（図表 3-2-3-4）、男性医師に限っては「勤務地が地方中核都市であること」も重視する傾向がある（統計学的有意水準 5％、図表 3-2-3-1-A および B）。男性の場合、将来の開業のしやすさや病院内の幹部ポストの獲得のしやすさ等も考慮に入れ、過当競争が予想される大都市圏を避ける傾向があるのかもしれない。
図表 3-2-3-4. 勤務地が過疎地・へき地・離島であるときの勤務先候補として選択される確率の
変化率

男性
女性
▲15.5％***▲14.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01「休日が多いこと」は男女ともに重視する傾向があり、そのインパクトはほぼ同じである（図表 3-2-3-5）。
図表 3-2-3-5. 休日が 1 日増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

男性
女性
1.2％***
1.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0154

「当直回数が少ないこと」について、女性医師は男性医師の約 1.5 倍重視している（図表 3-2-3-6）。女性の場合、どうしても将来的な結婚生活や育児を考え、当直を忌避する傾向が強いのかもしれない。ただし、前掲したように休日増のインパクトは男女同程度であり（図表 3-2-3-5）、女性医師のほうがライフスタイル重視であると単純に言い切ることはできない。
図表 3-2-3-6. 当直回数が 1 回増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

男性
女性▲2.9％***▲4.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01「同科の同僚の数が多いこと」について、女性医師は男性医師の約 1.5 倍重視している（図表 3-2-3-7）。これも、女性医師は将来的な結婚生活や育児を考え、代替要員を求める傾向が強いことを示しているのだろう。
図表 3-2-3-7. 同科の同僚が 1 人増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

男性
女性
1.5％***
2.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01「3 次救急病院でないこと」については男女ともに重視する傾向があり、女性医師のほうが忌避する傾向が強い（図表 3-2-3-7）。女性医師に限っては、1 次・2 次も含む「救急病院でないこと」も重視する傾向が観察される（図表 3-2-3-2-A および B）。女性医
師には、男性と比べて救急病院全般での勤務を忌避する傾向があると言える。
図表 3-2-3-8. 3 次救急病院であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

男性
女性▲4.8％***▲8.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

55

3.2.4. 国公立・私立別国公立出身 5
図表 3-2-4-1-A および B は、国公立出身の回答者の分析結果を示している。以下に所
見を記す。

【所


見】

国公立出身の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中核都市であること」「勤務地が地方中小都市であること」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」であ
る。



5

「1 次救急病院でないこと」も重視している可能性が高い。

ここでの国公立には、防衛医科大学校および自治医科大学の出身者を含んでいる。

56

図表 3-2-4-1-A. 国公立出身（N=18,200 人、回答者 910 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.39672***(0.06127)
0.10559
年収（100 万円）***(0.00227)
0.10788
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02823)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.07831
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02805)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.42256
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02835)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.03536
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.02445)
0.03697
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.02449)
病院）
0.000051011
病床数（床）(0.00003488)
0.03650
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00500)-0.10141
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00322)
0.05413
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00318)-0.05932
一次救急病院**(0.02809)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.04477
二次救急病院(0.02818)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.15787
三次救急病院***(0.02816)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 3951.8 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

57図表 3-2-4-1-B. 国公立出身（N=18,200 人、回答者 910 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03485***
される確率が約 3.5%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.03575***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 3.6%高くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー
0.02592***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 2.6%高くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.13909***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 13.9%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.01168
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.01221
ミー変数：基準は同上）
0.000016836
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01205***
として選択される確率が約 1.2%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03347***
として選択される確率が約 3.3%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01786***
務先として選択される確率が約 1.8%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合
変数：基準は非救急病-0.01955**と比べて、勤務先として選択される確率が約院）
2.0%低くなる。
二次救急病院（ダミー-0.01475
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.05193***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
5.2%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

58

私立出身
図表 3-2-4-2-A および B は、私立出身の回答者の分析結果を示している。以下に所見
を記す。

【所


見】

私立出身の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中小都市でないこと」「勤務地が過疎地・へき地・
離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「勤務地が地方中核都市でないこと」も重視している可能性が高い。

59

図表 3-2-4-2-A. 私立出身（N=7,840、回答者 392 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.22652***(0.09257)
0.09536
年収（100 万円）***(0.00343)-0.08956
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・**(0.04264)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.14027
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.04287)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.56291
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.04406)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.02933
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.03736)-0.00042
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.03746)
病院）-0.000035012
病床数（床）(0.00005304)
0.03535
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00768)-0.09847
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00489)
0.04722
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00487)
0.01498
一次救急病院(0.04356)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.01052
二次救急病院(0.04284)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.21643
三次救急病院***(0.04350)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 1519.6 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項60図表 3-2-4-2-B. 私立出身（N=7,840、回答者 392 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03116***
される確率が約 3.1%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・-0.02905**
大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 2.9%低くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー-0.04536***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 4.5%低くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.17808***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 17.8%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00959
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ-0.00014
ミー変数：基準は同上）-0.000011441
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01155***
として選択される確率が約 1.2%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03218***
として選択される確率が約 3.2%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01543***
務先として選択される確率が約 1.5%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病
0.00490院）
二次救急病院（ダミー-0.00344
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.06997***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
7.0%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

61

考察：国公立・私立別

勤務地に対する捉え方が国公立・私立別で全く異なることがまず注目される（図表
3-2-4-3-A）。ともに「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」を重視する傾向は共通しているが、国公立出身者は「勤務地が地方中核都市であること」「勤務地が地方中小都市であること」を重視する傾向がある。一方、私立出身者は「勤務地が地方中小都
市でないこと」を重視しており、「勤務地が地方中核都市でないこと」も重視している可能性が高い。すなわち、ともに過疎地・へき地・離島を避ける傾向は共通しているが、国公立出身者は地方都市志向、私立出身者には大都市圏志向があるということである。

図表 3-2-4-3-A. 国公立・私立別
説明変数
（単位）
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー
変数：基準は同上）
へき地・離島（ダミー変数：基準は同上）

勤務地が選択に与える影響（再掲）

国公立(N=910)
統計学的限界効果
有意性(注)

私立（N=392）
統計学的限界効果
有意性(注)

0.03575***-0.02905**

0.02592***-0.04536***-0.13909***-0.17808***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

なお、私立大学出身者に大都市圏（東京圏・中京圏・京阪神圏・福岡都市圏）出身者
が極端に多いというわけではない。図表 3-2-4-3-B は、私立出身者の出身地の割合（大都市圏とそれ以外）を示している。
大都市圏出身者が約 6 割、それ以外が約 4 割である。
私立出身者は大都市圏出身者が多数を占めるゆえに大都市圏志向が強いというわけで
はない。

62

図表 3-2-4-3-B. 私立大学出身者の出身地注

私大出身者の出身地（N=392）

上記以外
157
40.1%
大都市圏
出身者
235
59.9%

注：大都市圏出身者とは、埼玉県、東京都、神奈川県、千葉県、愛知県、京都府、大阪府、兵庫県、福岡県のいずれかの出身者のこと。

国公立出身者・私立出身者ともに「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」共通で重視している。ただし、それらにどの程度反応するかは、以下のように差がある（図表 3-2-4-4～図表 3-2-4-9 参照）。

図表 3-2-4-4. 収入が 100 万円増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

国公立出身
私立出身
3.5％***
3.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
図表 3-2-4-5. 勤務地が過疎地・へき地・離島であるときの勤務先候補として選択される確率の
変化率

国公立出身
私立出身
▲13.9％***▲17.8％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0163

図表 3-2-4-6. 休日が 1 日増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

国公立出身
私立出身
1.2％***
1.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
図表 3-2-4-7. 当直回数が 1 回増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

国公立出身
私立出身
▲3.2％***▲3.3％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
図表 3-2-4-8. 同科の同僚が 1 人増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

国公立出身
私立出身
1.8％***
1.5％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
図表 3-2-4-9. 3 次救急病院であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

国公立出身
私立出身
▲5.2％***▲7.0％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

64

3.2.5. 勤務地別

北海道・東北図表 3-2-5-1-A および B は、北海道・東北地方勤務者の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所


見】

北海道・東北地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向があ
る項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中核都市であること」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」も重視している可能性が高い。

「勤務地が地方中小都市であること」も重視している。ただし、統計学的有意水準
は 10％となっている。

65

図表 3-2-5-1-A. 北海道・東北地方勤務（N=2,080、回答者 104 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.53165***(0.18537)
0.11492
年収（100 万円）***(0.00682)
0.25779
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.08313)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.14022
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・*(0.08334)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.18238
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・**(0.08502)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.09050
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.07220)0.08140
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.07355)
病院）
0.000015713
病床数（床）(0.00010)
0.01856
１か月当たり休日日数（日／月）(0.01465)-0.09928
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00950)
0.06056
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00942)
0.07164
一次救急病院(0.08341)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.01231
二次救急病院(0.08324)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.22290
三次救急病院***(0.08392)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 481.5 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項66図表 3-2-5-1-B. 北海道・東北地方勤務（N=2,080、回答者 104 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03768***
される確率が約 3.8%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.08478***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 8.5%高くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー0.04609*大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 4.6%高くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.05993**
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 6.0%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.02969
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ0.02668
ミー変数：基準は同上）
0.0000051521
病床数（床）
１か月当たり休日日数
0.00608（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03255***
として選択される確率が約 3.3%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01986***
務先として選択される確率が約 2.0%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病
0.02352院）
二次救急病院（ダミー-0.00404
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.07297***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
7.3%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

67

東京
図表 3-2-5-2-A および B は、東京勤務者の回答者の分析結果を示している。以下に所
見を記す。

【所


見】

東京勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中核都市でないこと」「勤務地が地方中小都市でないこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当
直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」である。

「3 次救急病院でないこと」も重視している可能性が高い。

68

図表 3-2-5-2-A. 東京勤務（N=3,700、回答者 185 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.23045***(0.13509)
0.09984
年収（100 万円）***(0.00494)-0.23666
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.06260)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.25658
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.06307)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.75805
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.06482)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.00935
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.05456)-0.00242
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.05404)
病院）
0.000064667
病床数（床）(0.00007862)
0.03048
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01106)-0.07988
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00716)
0.04750
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00702)-0.02848
一次救急病院(0.06321)（ダミー変数：基準は非救急病院）
0.01695
二次救急病院(0.06309)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.13651
三次救急病院**(0.06401)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 742.4 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項

69図表 3-2-5-2-B. 東京勤務（N=3,700、回答者 185 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03274***
される確率が約 3.3%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・-0.07618***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 7.6%低くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー-0.08236***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 8.2%低くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.23831***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 23.8%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00307基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ-0.00079
ミー変数：基準は同上）
0.000021205
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.00999***
として選択される確率が約 1.0%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.02619***
として選択される確率が約 2.6%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01558***
務先として選択される確率が約 1.6%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.00932院）
二次救急病院（ダミー
0.00556
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.04453**と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
4.5%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0170

関東甲信越（東京を除く）
図表 3-2-5-3-A および B は、東京を除く関東甲信越地方勤務者の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所


見】

東京を除く関東甲信越地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

「病床数が多いこと」も重視している可能性が高い。ただし、その限界効果（病床数が多いことによって高まる選択可能性）はわずかである。

71

図表 3-2-5-3-A. 関東甲信越地方（東京除く）勤務（N=4,720、回答者 236 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)-1.50965***(0.12168)
0.10093
年収（100 万円）***(0.00450)
0.02494
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.05484)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.06289
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.05554)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.54187
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.05645)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.00168
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.04872)-0.04165
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.04840)
病院）
0.00017
病床数（床）**(0.00006837)
0.04656
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01003)-0.09803
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00638)
0.04426
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00629)-0.05614
一次救急病院(0.05634)（ダミー変数：基準は非救急病院）
0.00902
二次救急病院(0.05585)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.23447
三次救急病院***(0.05610)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 963.5 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項72図表 3-2-5-3-B. 関東甲信越地方（東京除く）勤務（N=4,720、回答者 236 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03251***
される確率が約 3.3%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.00805
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー-0.02017
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.16969***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 17.0%低くなる。
大学病院（ダミー変数：-0.00054
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ-0.01339
ミー変数：基準は同上）
病床数が 50 床増えると、勤務先として選択され0.000054162
病床数（床）**
る確率が約 0.005%上昇する。
1
か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01500***
として選択される確率が約 1.5%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03157***
として選択される確率が約 3.2%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01426***
務先として選択される確率が約 1.4%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.01802院）
二次救急病院（ダミー
0.00291
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.07446***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
7.4%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

73

中部
図表 3-2-5-4-A および B は、中部地方勤務者の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所見】

中部地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目
は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」である。

「運営母体が大学病院であること」「運営母体が国公立・公的病院であること」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

74

図表 3-2-5-4-A. 中部地方勤務（N=3,860、回答者 193 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.43796***(0.13497)
0.11430
年収（100 万円）***(0.00502)
0.01936
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.06235)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.00180
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.06117)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.56185
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.06290)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.09067
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）*(0.05386)
0.10069
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間*(0.05394)
病院）
0.000086753
病床数（床）(0.00007717)
0.01732
１か月当たり休日日数（日／月）(0.01111)-0.11462
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00720)
0.06194
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00713)
0.02579
一次救急病院(0.06237)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.02294
二次救急病院(0.06250)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.07833
三次救急病院(0.06205)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 959.0 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項75図表 3-2-5-4-B. 中部地方勤務（N=3,860、回答者 193 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03627***
される確率が約 3.6%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.00615大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 0.6%高くなる。
岡都市圏）
地方中小都市（ダミー
0.00057
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.17588***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 17.6%低くなる。
勤務先が大学病院の場合、民間病院の場合に大学病院（ダミー変数：
0.02882*
比べて、勤務先として選択される確率が約 2.9%
基準は民間病院）高くなる。
勤務先が国公立・公的病院の場合、民間病院
国公立・ 公的病院（ ダ
0.03201*の場合に比べて、勤務先として選択される確率
ミー変数：基準は同上）
が約 3.2%高くなる。
0.000027532
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.00550として選択される確率が約 0.6%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03637***
として選択される確率が約 3.6%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01966***
務先として選択される確率が約 2.0%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病
0.00819院）
二次救急病院（ダミー-0.00727
変数：基準は同上）
三次救急病院（ダミー-0.02481
変数：基準は同上）(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0176

近畿
図表 3-2-5-5-A および B は、近畿地方勤務者の回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所見】

近畿地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目
は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院
でないこと」である。

「勤務地が地方中小都市でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準
は 10％となっている。

77

図表 3-2-5-5-A. 近畿地方勤務（N=4,360、回答者 218 人）注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.25000***(0.12753)
0.10447
年収（100 万円）***(0.00468)-0.02138
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.05808)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.13294
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・**(0.05763)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.62062
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.05942)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.07704
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.05073)
0.04905
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.05090)
病院）-0.000016886
病床数（床）(0.00007175)
0.04468
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01044)-0.11041
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00660)
0.05030
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00656)-0.09095
一次救急病院(0.05774)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.08230
二次救急病院(0.05829)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.25799
三次救急病院***(0.05775)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 1018.4 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項78図表 3-2-5-5-B. 近畿地方勤務（N=4,360、回答者 218 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03366***
される確率が約 3.4%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・-0.00688
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー-0.04251**大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 4.3%低くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.19624***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 19.6%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.02487
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.01582
ミー変数：基準は同上）-0.0000054411
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01440***として選択される確率が約 1.4%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03558***
として選択される確率が約 3.6%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01621***
務先として選択される確率が約 1.6%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.02919
院）
二次救急病院（ダミー-0.02642
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.08246***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
8.2%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0179

中国・四国図表 3-2-5-6-A および B は、中国・四国地方勤務者の回答者の分析結果を示している。
以下に所見を記す。

【所


見】

中国・四国地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある
項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中小都市であること」「勤務地が過疎地・
へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」である。

「2 次救急病院でないこと」も重視している可能性が高い。

「3 次救急病院でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

80

図表 3-2-5-6-A. 中国・四国地方勤務（N=2,620、回答者 131 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.34062***(0.16004)
0.09513
年収（100 万円）***(0.00604)
0.11759
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.07556)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.20886
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.07346)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.24528
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.07496)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.00339
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.06391)
0.07741
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.06586)
病院）-0.000045341
病床数（床）(0.00009132)
0.04785
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.01325)-0.11642
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00843)
0.06419
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00843)-0.02155
一次救急病院(0.07439)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.16915
二次救急病院**(0.07361)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.12842
三次救急病院*(0.07438)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 541.2 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項81図表 3-2-5-6-B. 中国・四国地方勤務（N=2,620、回答者 131 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03171***
される確率が約 3.2%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.03931
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー
0.07015***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 7.0%高くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.08159***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 8.2%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00113
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.02583
ミー変数：基準は同上）-0.000015112
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01595***
として選択される確率が約 1.6%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03880***として選択される確率が約 3.9%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.02139***
務先として選択される確率が約 2.1%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.00718
院）
二次救急病院の場合、救急病院ではない場合
二次救急病院（ダミー-0.05611**と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
5.6%低くなる。
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.04265*と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
4.3%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

82

九州・沖縄図表 3-2-5-7-A および B は、九州・沖縄地方勤務者の回答者の分析結果を示している。
以下に所見を記す。

【所


見】

九州・沖縄地方勤務の若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある
項目は、「収入が多いこと」「勤務地が地方中核都市であること」「勤務地が地方中小都市であること」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

83

図表 3-2-5-7-A. 九州・沖縄地方勤務（N=4,700、回答者 235 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)

-1.24274***(0.11711)
0.09658
年収（100 万円）***(0.00439)
0.23018
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.05490)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.25478
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.05535)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.21036
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.05448)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.00146
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.04771)
0.00379
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.04735)
病院）-0.00010
病床数（床）(0.00006804)
0.04081
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00967)-0.09676
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00625)
0.04883
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00620)-0.07425
一次救急病院(0.05496)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.02591
二次救急病院(0.05430)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.14999
三次救急病院***(0.05487)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 908.1 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項84図表 3-2-5-7-B. 九州・沖縄地方勤務（N=4,700、回答者 235 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03276***
される確率が約 3.3%上昇する。
勤務地が地方中核都市に位置すると、東京
地方中核都市（ダミー圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる変数：基準は東京圏・0.07819***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
京阪神圏・中京圏・福確率が約 7.8%高くなる。
岡都市圏）
勤務地が地方中小都市に位置すると、東京
圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる地方中小都市（ダミー0.08657***大都市圏）に比べて、勤務先として選択される
変数：基準は同上）確率が約 8.7%高くなる。
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.07171***市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 7.2%低くなる。
大学病院（ダミー変数：-0.00049
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ0.00129
ミー変数：基準は同上）-0.000035208
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01384***
として選択される確率が約 1.4%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03282***
として選択される確率が約 3.3%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01656***
務先として選択される確率が約 1.7%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.02516
院）
二次救急病院（ダミー-0.00879
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.05086***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
5.1%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0185

考察：勤務地別「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」は、各地方勤務者ほぼ共通で重視されている項目である。ただし、それらにどの程度反応す
るかには地方毎に差異がある。あらためて以下に表示しておく（図表 3-2-5-8～図表
3-2-5-13）。

図表 3-2-5-8. 収入が 100 万円増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
全体

北海道・東北

東京

関東甲信越

中部

近畿

中国・四国

九州・沖縄

3.4％***

3.8％***

3.3％***

3.3％***

3.6％***

3.4％***

3.2％***

3.3％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-5-9. 勤務地が過疎地・へき地・離島であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
北海道・東北
関東甲信越
中国・四国
九州・沖縄
全体
東京
中部
近畿
▲15.1％***▲6.0％**▲23.8％***▲17.0％***▲17.6％***▲19.6％***▲8.2％***▲7.2％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-5-10. 休日が 1 日増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
全体

1.2％***

北海道・東北

統計学的に
非有意

東京

関東甲信越

中部

近畿

中国・四国

九州・沖縄

1.0％***

1.5％***

統計学的に非有意

1.4％***

1.6％**

1.7％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .0186

図表 3-2-5-11. 当直回数が 1 回増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
全体

北海道・東北

東京

関東甲信越

中部

近畿

中国・四国

九州・沖縄

▲3.3％***▲3.3％***▲2.6％***▲3.2％***▲3.6％***▲3.6％***▲3.9％***▲3.3％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-5-12. 同科同僚の数が一人増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
全体

北海道・東北

東京

関東甲信越

中部

近畿

中国・四国

九州・沖縄

1.7％***

2.0％***

1.6％***

1.4％***

2.0％***

1.6％***

2.1％***

1.7％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

図表 3-2-5-13. 3 次救急病院であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率
全体

北海道・東北

東京

関東甲信越

中部

近畿

中国・四国

九州・沖縄

▲5.8％***▲7.3％***▲4.5％**▲7.4％***

統計学的に
非有意

▲8.2％***▲4.3％*▲5.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

87

3.2.6. 出身地と勤務地

出身地と勤務地が一致
図表 3-2-6-1-A および B は、出身地と勤務地が一致している回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所


見】

出身地と勤務地が一致している若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3
次救急病院でないこと」である。

「運営母体が大学病院であること」「1 次救急病院でないこと」「2 次救急病院でないこと」も重視している。ただし、統計学的有意水準は 10％となっている。

88

図表 3-2-6-1-A. 出身地と勤務地が一致（N=17,820、回答者 891 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)-1.35809***(0.06180)
0.10207
年収（100 万円）***(0.00229)
0.04682
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.02852)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.04064
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.02837)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.46132
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.02883)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.04361
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）*(0.02471)
0.03675
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.02475)
病院）
0.000047562
病床数（床）(0.00003519)
0.04062
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00506)-0.10362
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00325)
0.05058
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00323)-0.05108
一次救急病院*(0.02857)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.05256
二次救急病院*(0.02850)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.18864
三次救急病院***(0.02845)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 3754.4 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項89図表 3-2-6-1-B. 出身地と勤務地が一致（N=17,820、回答者 891 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03369***
される確率が約 3.4%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.01549
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー0.01344
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.15094***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 15.1%低くなる。
勤務先が大学病院の場合、民間病院の場合に大学病院（ダミー変数：
0.01440*
比べて、勤務先として選択される確率が約 1.4%
基準は民間病院）高くなる。
国公立・ 公的病院（ ダ
0.01214
ミー変数：基準は同上）
0.000015699
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.01341***
として選択される確率が約 1.3%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03420***
として選択される確率が約 3.4%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01670***
務先として選択される確率が約 1.7%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
一次救急病院の場合、救急病院ではない場合
変数：基準は非救急病-0.01683*と比べて、勤務先として選択される確率が約院）
1.7%低くなる。
二次救急病院の場合、救急病院ではない場合
二次救急病院（ダミー-0.01731*と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
1.7%低くなる。
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.06193***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
6.2%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

90

出身地と勤務地が不一致
図表 3-2-6-2-A および B は、出身地と勤務地が一致していない回答者の分析結果を示している。以下に所見を記す。

【所


見】

出身地と勤務地が一致していない若手医師が勤務先を選択するにあたって重視する傾向がある項目は、「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日日数が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」である。

91

図表 3-2-6-2-A. 出身地と勤務地が不一致（N=8,220、回答者 411 人）(注 1)

説明変数（単位）

係数(標準誤差)

統計学的有意性(注 2)-1.30482***(0.09035)
0.10225
年収（100 万円）***(0.00335)
0.04607
地方中核都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.04151)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.04689
地方中小都市（ダミー変数：基準は東京圏・(0.04163)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）-0.46229
へき地・離島（ダミー変数：基準は東京圏・***(0.04223)
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
0.01308
大学病院（ダミー変数：基準は民間病院）(0.03630)
0.00706
国公立・公的病院（ダミー変数：基準は民間(0.03638)
病院）-0.000013435
病床数（床）(0.00005173)
0.02636
１か月当たり休日日数（日／月）***(0.00744)-0.09380
１か月当たり当直回数（回／月）***(0.00476)
0.05504
同一診療科の常勤医師数（人）***(0.00469)-0.00850
一次救急病院(0.04174)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.00839
二次救急病院(0.04153)（ダミー変数：基準は非救急病院）-0.15370
三次救急病院***(0.04219)（ダミー変数：基準は非救急病院）(注 1) 尤度比検定の統計量は 1681.9 で、全ての係数が 0 であるという検定仮説は統計学的有意水準 1％で棄却される。
(注 2) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
定数項92図表 3-2-6-2-B. 出身地と勤務地が不一致（N=8,220、回答者 411 人）
説明変数
統計学的
限界効果
解 釈
（単位）
有意性(注)
年収が 100 万円増加すると、勤務先として選択
年収（100 万円）
0.03386***
される確率が約 3.4%上昇する。
地方中核都市（ダミー
変数：基準は東京圏・0.01530
京阪神圏・中京圏・福岡都市圏）
地方中小都市（ダミー-0.01549
変数：基準は同上）
勤務地がへき地・離島に位置すると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都
へき地・離島（ダミー変-0.15120***
市圏）に比べて、勤務先として選択される確率
数：基準は同上）
が約 15.1%低くなる。
大学病院（ダミー変数：
0.00433
基準は民間病院）
国公立・ 公的病院（ ダ
0.00234
ミー変数：基準は同上）-0.0000044493
病床数（床）
1 か月当たり休日日数が 1 日増えると、勤務先１か月当たり休日日数
0.00873***
として選択される確率が約 0.9%上昇する。
（日／月）
1 か月当たり当直回数が 1 回増えると、勤務先１か月当たり当直回数-0.03106***
として選択される確率が約 3.1%低下する。
（回／月）
同一診療科の常勤医師数が 1 人増えると、勤同一診療科の常勤医
0.01823***
務先として選択される確率が約 1.8%上昇する。
師数（人）
一次救急病院（ダミー
変数：基準は非救急病-0.00281
院）
二次救急病院（ダミー-0.00278
変数：基準は同上）
三次救急病院の場合、救急病院ではない場合
三次救急病院（ダミー-0.05064***と比べて、勤務先として選択される確率が約
変数：基準は同上）
5.1%低くなる。
(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01

93

考察：出身地と勤務地「収入が多いこと」「勤務地が過疎地・へき地・離島でないこと」「休日が多いこと」「当直回数が少ないこと」「同科の同僚の数が多いこと」「3 次救急病院でないこと」は、ほぼ共通で重視されている項目である。ただし、それらにどの程度反応するかにはそれぞれ差異がある。あらためて以下に表示しておく（図表 3-2-6-5～図表 3-2-6-10）。全体
として差は小さく、出身地と勤務地が一致するか異なるかで大きな傾向の違いは観察されなかった。

図表 3-2-6-5. 収入が 100 万円増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致
3.4％***
3.4％***
3.4％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体

図表 3-2-6-6. 勤務地が過疎地・へき地・離島であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致▲15.1％***▲15.1％***▲15.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体

図表 3-2-6-7. 休日が 1 日増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致
1.2％***
1.2％***
0.9％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体94

図表 3-2-6-8. 当直回数が 1 回増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致▲3.3％***▲3.4％***▲3.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体

図表 3-2-6-9. 同科同僚の数が一人増えるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致
1.7％***
1.7％***
1.8％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体

図表 3-2-6-10. 3 次救急病院であるときの勤務先候補として選択される確率の変化率

勤務地と出身地 勤務地と出身地が一致が不一致▲5.8％***▲6.2％***▲5.1％***(注) ***：p <. 001, **：p < .005, *：p < .01
全体95

4. ディスカッション
4.1.分析から得られた主な知見
まず、第３章で行った分析から、明らかになった主な知見をまとめておこう。以下、得られた主な知見を項目ごとに示す。

4.1.1. 年収(1) 勤務先候補病院での年収は、若手医師が就業場所を選択するにあたって、重視される傾向がある。そのインパクトは、「年収 100 万円増につき、就業場所候補として選択される確率が約 3.4％高まる」と推定される。
(2) 診療科別にみても、対象とした７診療科すべてにおいて、年収の多さが重視される傾向がある。最も年収増のインパクトが大きい診療科は、外科（年収 100 万円増につき選択確率＋約 3.8％）であり、次いで産婦人科（＋3.7％）である。比較的インパクトが小さい診療科は、精神科（＋2.9％）、小児科（＋3.0％）である。
(3) 男女別にみても、ともに年収の多さを重視する傾向がある。ただし、男性医師にとっての年収増のインパクト（年収 100 万円増につき選択確率＋3.9％）は、女性医師にとってのインパクト（＋2.1％）のおよそ２倍である。
(4) 国公立出身・私立出身別にみても、ともに年収の多さを重視する傾向がある。ただし、国公立出身者にとっての年収増のインパクト（年収 100 万円増につき選択確率＋3.5％）は、私立出身者にとってのインパクト（＋3.1％）をやや上回る。
(5) 勤務地別にみても、各地方勤務者全てが年収の多さを重視する傾向がある。最も年収増のインパクトが大きいのは、北海道・東北地方勤務者（年収 100 万円増につき選択確率＋3.8％）であり、次いで中部地方勤務者（＋3.6％）である。比較的年収増のインパクトが小さいのは、中国・四国地方勤務者（＋3.2％）である。

4.1.2. 勤務地のロケーション(1) 勤務地がどこに位置するかは、若手医師が就業場所を選択するにあたって、重視される傾向がある。特に、「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向が観察される。そのインパクトは、「勤務地が過疎地・へき地・離島であると、東京圏・京阪神圏・中京圏・福岡都市圏（いわゆる大都市圏）に比べて、勤務先と96

して選択される確率が 15.1%低くなる（▲15.1%）」程度と推定される。
(2) 診療科別にみると、対象とした７診療科のうち、救急科を除く６診療科で「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向は共通している。最もそのインパクトが大きい診療科は精神科（選択確率▲21.8％）である。比較的そのインパクトが小さい診療科は、小児科（▲12.0％）、産婦人科（▲13.8％）である。
(3) 男女別にみると、「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向は共通している。男性医師にとってのそのインパクト（▲15.5％）は、女性医師（▲
14.2％）をやや上回る。また、男性医師は「勤務地が地方中核都市であること」を重視している（大都市圏に比べて選択確率＋2.3％、統計学的有意水準 5％）。
(4) 国公立出身・私立出身別にみると、「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向は共通している。私立出身者にとってのそのインパクト（▲17.8％）
は、国公立出身者（▲13.9％）を上回る。また、国公立出身者は「勤務地が地方中核都市であること」「勤務地が地方中小都市であること」を重視している一方、私立出身者は「勤務地が地方中小都市でないこと」を重視しており、「勤務地が地方中核都市でないこと」も重視している可能性が高い。すなわち、ともに過疎地・へき地・離島を避ける傾向は共通しているが、国公立出身者は地方都市志向、私立出
身者には大都市圏志向があると推察される。
(5) 勤務地別にみると、「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向
は共通している。最もそのインパクトが大きいのは東京勤務者（選択確率▲23.8％）である。比較的インパクトが小さいのは、北海道・東北地方勤務者（▲6.0％）、九州・沖縄地方勤務者（▲7.2％）、中国・四国地方勤務者（▲8.2％）である。また、
北海道・東北地方勤務者は「勤務地が地方中核都市であること」（選択確率＋8.7％）を、中国・四国地方勤務者は「勤務地が地方中小都市であること」（＋7.0％）、九州・沖縄地方勤務者は「勤務地が地方中核都市であること」（＋7.8％）と「勤務地が地方中小都市であること」（＋8.7％）をそれぞれ重視している。他方、東京勤務
者は「勤務地が地方中核都市であること」（▲7.6％）と「勤務地が地方中小都市であること」（▲8.2％）と、地方中核都市も地方中小都市ともに忌避する傾向がある。

4.1.3. 運営主体
(1) 勤務先候補病院の運営主体（民間、大学病院、または国公立・公的病院）は若手医師が就業場所を選択するにあたって、一部を除いてあまり重視されていないと推定
97

される。
(2) 診療科別にみると、精神科は「運営母体が大学であること」を、救急科は「運営母体が国公立・公的病院であること」を、重視している可能性が高い（ともに統計学的有意水準は 5％）。

4.1.4. 病床数(1) 勤務先候補病院の病床数は選択に影響していない。これは、様々なセグメント別（診療科別、性別、国公立・私立別、勤務地別）に見ても、ほぼ一貫して影響していな
い。言うまでもなく「病床数」は病院の規模を測るうえで重要な指標であるが、若手医師が勤務先を選ぶ際にはほとんど考慮されていない。

4.1.5. １カ月当たり休日数(1) 勤務先候補病院の１カ月当たり休日数は、若手医師が就業場所を選択するにあたって、概ね重視される傾向がある。そのインパクトは「１カ月の休日数が１日増えると、就業場所候補として選択される確率が約 1.2％高まる」と推定される。
(2) 診療科別にみても、対象とした７診療科すべてにおいて、休日の多さが重視される傾向がある。最もインパクトが大きい診療科は、麻酔科（休日１日増による選択確率＋2.5％）、次いで精神科（＋2.2％）である。比較的インパクトが小さい診療科
は、内科（＋0.9％）、外科（＋1.0％）である。
(3) 男女別にみても、ともに休日の多さを重視する傾向がある。男性医師にとっての休日増加のインパクト（休日１日増加による選択確率＋1.2％）と女性医師にとってのインパクト（＋1.1％）には大きな差がなく、ほぼ同じである。
(4) 国公立出身・私立出身別にみても、ともに休日の多さを重視する傾向がある。国公立出身者にとっての休日増加のインパクト（休日１日増加による選択確率＋1.2％）と私立出身者にとってのインパクト（＋1.2％）はほぼ同じである。
(5) 勤務地別にみると、北海道・東北地方勤務者と中部地方勤務者を除いて、休日の多さを重視する傾向がある。最もインパクトが大きいのは、九州・沖縄地方勤務者（休日１日増加による選択確率＋1.7％）、次いで中国・四国地方勤務者（＋1.6％）である。比較的インパクトが小さいのは、東京勤務者（＋1.0％）である。

98

4.1.6. １カ月当たり当直回数(1) 勤務先候補病院の１カ月当たり当直回数は、若手医師が就業場所を選択するにあたって重視される傾向がある。そのインパクトは、「月の当直回数が１回増加すると、就業場所候補として選択される確率が約 3.3％低くなる（▲3.3％）
」と推定さ
れる。
(2) 診療科別にみても、対象とした７診療科すべてにおいて、月の当直回数の少なさが重視される傾向がある。最も当直回数の少なさのインパクトが大きい診療科は、麻酔科（当直 1 回増加による選択確率▲4.0％）、次いで内科（▲3.9％）である。比較的インパクトが小さい診療科は、救急科（▲1.0％）、産婦人科（▲2.3％）である。
(3) 男女別にみても、ともに当直回数が重視される傾向がある。女性医師にとっての当
直回数の少なさのインパクト（当直１回増加による選択確率▲4.2％）は、男性医師にとってのインパクト（▲2.9％）の約 1.5 倍である。
(4) 国公立出身・私立出身別にみても、ともに当直回数が重視される傾向がある。私立出身にとっての当直回数のインパクト（当直１回増加による選択確率▲3.3％）と国公立出身にとってのインパクト（▲3.2％）はほぼ同等である。
(5) 勤務地別にみても、各地方勤務者全てが当直回数を重視する傾向がある。最もインパクトが大きいのは、九州・沖縄地方勤務者（当直１回増加による選択確率▲3.9％）、である。比較的インパクトが小さいのは、東京勤務者（▲2.6％）である。

4.1.7. 同一診療科の常勤医師数（同科の同僚の数）(1) 勤務先候補病院の同一診療科の常勤医師数は、若手医師が就業場所を選択するにあたって重視される傾向がある。そのインパクトは、「同科の同僚が１人増加すると、就業場所候補として選択される確率が約 1.7％高くなる」と推定される。
(2) 診療科別にみても、対象とした７診療科すべてにおいて、同科の同僚の数が重視される傾向がある。最も同僚の数のインパクトが大きい診療科は、小児科（同科の同僚１人増加による選択確率＋2.7％）、次いで産婦人科（＋2.4％）である。比較的
インパクトが小さい診療科は、精神科（＋0.6％）、内科（＋1.5％）である。
(3) 男女別にみても、ともに同科の同僚の数が重視される傾向がある。ただし、女性医師にとっての同科の同僚の数のインパクト（同科の同僚１人増加による選択確率＋
99

2.2％）は、男性医師にとってのインパクト（＋1.5％）のおよそ 1.5 倍である。
(4) 国公立出身・私立出身別にみても、ともに同科の同僚の数を重視される傾向がある。
国公立出身にとっての同科の同僚の数のインパクト（同科の同僚１人増加による選択確率＋1.8％）は、私立出身にとってのインパクト（＋1.5％）を若干上回る。
(5) 勤務地別にみても、各地方勤務者全てが同科の同僚の数を重視される傾向がある。
比較的インパクトが大きいのは、中国・四国地方勤務者（同科の同僚１人増加による選択確率＋2.1％）、北海道・東北地方勤務者（＋2.0％）、中部地方勤務者（＋2.0％）である。比較的インパクトが小さいのは、関東甲信越地方勤務者（1.4％）、東京勤務者（+1.6％）である。

4.1.8. 救急指定
(1) 救急指定の状況は、若手医師が就業場所を選択するにあたって重視される傾向がある。特に、「3 次救急病院であること」を忌避する傾向がほぼ共通して観察される。
そのインパクトは、「勤務地が 3 次救急病院であると、救急指定がない場合に比べて、勤務先として選択される確率が約 5.8%低くなる（▲5.8%）」と推定される。
(2) 診療科別にみると、産婦人科と救急科を除き、「3 次救急病院であること」を忌避する傾向が共通している。最もそのインパクトが大きい診療科は、精神科（選択確率▲12.6％）、次いで内科（▲8.3％）である。比較的そのインパクトが小さい診療
科は、小児科（▲3.9％）、外科（▲5.6％）である。また、外科は、3 次救急だけでなく「1 次救急病院であること」も忌避する傾向がある（▲4.2％）。産婦人科は救急指定の状況を重視していない。救急科は、他の診療科とは逆に「3 次救急病院であること」が就業場所選択にあたってプラスに作用する（＋26.4％）。麻酔科は「3次救急病院であること」を忌避する傾向が観察されるものの（▲7.3％）、その統計学的有意水準は 10％である。
(3) 男女別にみると、ともに「3 次救急病院であること」を忌避する傾向が共通している。ただし、女性医師にとってのそのインパクト（選択確率▲8.2％）は、男性医師にとってのインパクト（▲4.8％）のおよそ 1.7 倍である。さらに、女性医師は 1次・2 次も含む「救急病院でないこと」を重視している。女性医師には、男性と比べて救急病院全般での勤務を忌避する傾向があると言える。
(4) 国公立出身・私立出身別にみると、ともに「3 次救急病院であること」を忌避する傾向が共通している。私立出身者にとってのそのインパクト（選択確率▲7.0％）100

は、国公立出身者にとってのインパクト（▲5.2％）をやや上回る。また、国公立出身者は「1 次救急病院であること」も忌避している可能性が高い（選択確率▲2.0％、
統計学的有意水準 5％）。
(5) 勤務地別にみると、中部地方勤務者を除き、各地方勤務者に「3 次救急病院であること」を忌避する傾向が共通している。比較的インパクトが大きいのは、近畿地方勤務者（選択確率▲8.2％）、関東甲信越地方勤務者（▲7.4％）、北海道・東北地方勤務者（▲7.3％）である。比較的インパクトが小さいのは、中国・四国地方勤務者（▲4.3％、統計学的有意水準 10％）
、東京勤務者（▲4.5％、統計学的有意水準5％）である。

101

4.2.政策へのインプリケーション
これらの分析結果を基に、本研究の政策的インプリケーションを検討してみたい。

◇ 私立大学出身者のグループは大都市圏志向が強い。統計学的に、地方中核都市、地方中小都市、離島・へき地になると、勤務先としての選択確率が顕著に低下することが判明した。そのため、私立大学出身者をターゲットに地方での勤務にインセンティブを設ける制度を適用することによって、地方での医師不足という地域偏在問
題の緩和が期待できるだろう。具体的なインセンティブの設計は課題として残るが、本研究結果から、年収、月間休日数、月間当直回数に関する条件が改善されると、勤務先としての選択確率が上昇することが分かっている。しかし、医師不足が顕在化している地方や離島・へき地では、月間休日数や月間当直回数の条件を大きく改善させることは現実的ではないと考えられるため、地方勤務への従事を条件に、年収を手厚くするような制度を導入する方法が有効だろう。

◇ 男女の志向の違いに着目することも、政策的に有効であろう。現状、女性医師の割合が増加傾向にあるのは事実であり（総数で 19.6％、39 歳以下で 31.4％、29 歳以下で 35.5％が女性医師）、女性医師に活躍してもらうことが医師不足・偏在解消につながる可能性が高い。女性医師は、男性に比べると年収をそれほど重視しない一方で、同一診療科の同僚の数をより重視し、当直回数の多さや救急病院であること
をより大きく忌避する傾向があることが明らかになった。したがって、女性医師を現場で活躍してもらうために年収だけを手厚くするのではあまり効果が期待できず、合わせて当直回数を顕著に減らす（場合によっては当直なしにする）ことによって女性医師を確保できるようになる可能性が高い。また、救急科の医師は救急病院勤務を志向するため、増加する女性医師が救急科を選択できるようなシステムや環境を整備することを考えたい。
◇ 「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向が、若手医師にほぼ共通して観察される。この傾向は、地域偏在の問題において、大きな課題のひとつである。むろん年収や休日数などを増やすことで対処する方法もあるが、東京以外の地方では次のような選択肢も有力だろう。彼らが「地方中核都市」あるいは「地102

方中小都市」での勤務を重視している志向 6を利用するのである。端的に言えば、医師の居住地は各地方の中核都市・中小都市とし、勤務する病院がある過疎地・へき地（離島はやや難しいかもしれない）まで輸送する仕組みを政策的に作ってはどうか。より具体的には、地元のタクシーやハイヤーを扱う会社と連携し、専用車でなくても、へき地勤務医師はフリーパスによって、どのタクシーでもお金を支払う
ことなしに利用できるようにする。このシステムを使って、中核都市・中小都市か
ら医師を過疎地やへき地の病院まで送迎するのである。物理的な距離の問題から患者急変時に迅速な対応がやや困難であるほか、交通事故のリスクもあるが、彼らの地方中核都市・中小都市居住のニーズを利用して、医師確保をより良い状態にできるかもしれない。

◇ 以上に限らず、本研究が明らかにした定量的なデータ分析結果を用いて、診療科
別や勤務地別などの属性ごとに、ピンポイントで条件間の相殺を考えることで、医師を確保する確率を保つ（または引き上げる）ことが可能となる。例えば、
外科の若手医師は「三次救急病院であること」を忌避する傾向があり、三次救急病院というだけで、選択確率が約 5.8％低下する。他方、年収を 100 万円増やすと、選択確率が約 3.8％上昇する。この結果、三次救急病院である
ことによって敬遠される程度を相殺しようとすれば、年収を 200 万円近く引
き上げなければならないということが分かる。一方、産婦人科のように「三次救急病院であること」によって選択確率が変化する傾向が観察されない診療科もあれば、救急科のように「三次救急病院であること」によって選択確率が高まる診療科もある。これらを地域ごとなどのミクロな医師確保政策に活用していくことができるだろう。



東京勤務の若手医師は「勤務地が過疎地・へき地・離島であること」を忌避する傾向があり、勤務地が過疎地・へき地・離島であると選択確率が約 23.8％低下する。他方で年収 100 万円増による選択確率の上昇は約 3.3％であり、勤務地が過疎地・へき地・離島であることによるマイナスを相殺しようとす
れば年収を 800 万円近く引き上げなければならないという非現実的な話になる。他方、北海道・東北勤務の若手医師の場合、勤務地が過疎地・へき地・

6

北海道・東北地方勤務者は「勤務地が地方中核都市であること」（選択確率＋8.7％）を、中国・四国地
方勤務者は「勤務地が地方中小都市であること」（＋7.0％）、九州・沖縄地方勤務者は「勤務地が地方中核都市であること」（＋7.8％）と「勤務地が地方中小都市であること」（＋8.7％）をそれぞれ重視している。

103

離島であることによる選択確率の低下は約 6.0％、年収 100 万円増による選択確率の上昇は約 3.8％である。この場合、年収 200 万円程度の引き上げか、もしくは休日数や当直回数の調整との組み合わせで、現実的な過疎地・へき地・離島の医師確保策を考えることが可能である。

以上のように、へき地での勤務や当直回数の多さ、救急指定など、一般的に若い医師たちが敬遠する勤務条件とは何かが分かり、それらに対して、年収や休日数などの他の条件の調整でどの程度対処すれば良いのかを定量的に理解することが可能である。これらを利用して政策を考えていくことができる。

104

5. 結論本ワーキングペーパーは「若手医師たちはどのような勤務条件をどの程度重視しているのか？」を定量的に解明した。卒後 10 年未満の医師を対象とし、詳細な勤務条件を与えたうえで勤務先病院の仮想的選択をしてもらうという社会科学的な実験を行った。
実験から得られたデータをもとに、診療科別、男女別、地域別、出身大学別（私立 or 国
公立）等の区分けにおいて、勤務先選択条件の重要度を定量的に比較分析し（第 3 章）、
それらの分析結果を手掛かりに、現実の医師不足・偏在問題の解消に向けた政策的イン
プリケーションを検討した（第 4 章）。
ただし、本研究にはいくつかの限界もある。ここでは、以下の 3 つを挙げておく。

第一に、対象とした診療科を７つに絞ったことである。研究規模や予算の制約から対象を医師不足・偏在問題と関わりが深いと考えられる診療科に限定した。したがって、
今回明らかにした対象者全員の傾向は、現在の若手医師全体の傾向と必ずしも同一ではなく、７つの診療科の若手医師全体の傾向を示すものと解するのが妥当である。
第二に、大学医局を通じて回答を呼びかけたことである。2004 年 4 月の新医師臨床研修制度の導入以降、大学医局に所属せずに医師としてのキャリアを積む若手が増えているという。しかし、今回の対象者には、大学医局に所属していない若手医師は含まれていない。

第三に、勤務病院選択に関わる「主観的な条件」が考慮されていないことである。勤
務先の病院選択にあたっては、病院の雰囲気や院内の人間関係、そして熱心に指導してくれる先輩医師の存在等が少なからず影響していると言われる。これは、筆者らが調査実施の前段階において行った複数の若手医師インタビューにおいてもしばしば指摘されたことである。しかし、それらの主観的判断を含む勤務先病院の勤務条件については比較可能な客観性を担保することは難しいと判断したため、今回は考慮対象としなかった。

105

これらの限界に留意する必要はあるが、今回の研究成果の一般的な意義が失われるわ
けではないと考えている。最後に、本研究の意義についてあらためて言及しておきたい。

今回の試みについて別の言い方をすれば、「若手医師という、国や地域社会にとって希少な人的資源の有効活用を検討するうえで、有用と思われる材料のひとつを提供した」ということである。現在の若手医師たちが勤務病院を選択するにあたって、どういったファクターをどの程度重視しているのか。この問いに答えることによって、現実に起こっている医師不足・偏在問題に関連し、問題の所在を明らかにするとともに、それらの問題を定量的に測定可能にしたという点で、本研究の存在意義があると考えている。

（了）

106

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