三重県における内科の医療体制満足度に関する諸要因の分析

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三重県における内科の医療体制満足度に関する諸要因の分析

――特に医療施設の地理的分布と受療行動に着目して――

福本拓

Ⅰ はじめに

⑴ 医療体制への認識に関わる二つの側面

⑵ 医療アクセスの把握について

Ⅱ アンケート調査の概要と分析変数の設定

⑴ アンケート調査の概要

⑵ 分析変数の設定

Ⅲ 分析結果の検討

⑴ 個人属性（人口学的・社会経済的要因）に関する分析結果

⑵ 医療アクセスに関する分析結果

⑶ 受療行動に関する分析結果

Ⅳ 考察

Ⅴ おわりに

Ⅰ はじめに

⑴ 医療体制への認識に関わる二つの側面現代日本における医療をめぐる諸問題の中でも，いわゆる医師不足をめぐっては，

住民の健康や生命に深刻な影響を及ぼすものとして喫緊の対応が求められている。こうした事態に対し，たとえば 2008 年の閣議決定により医学部の定員増が打ち出されたほか，

一部の大学医学部では地域医療の担い手確保を目的とした地域枠定員が創設されるなど，医師不足や地域偏在の解消に向けた取り組みが進められつつある。しかし一方で，特

に新医師臨床研修制度（2004 年）の実施以

降，大学での研修医確保が困難となり，医局からの医師派遣が縮小ないし中止される事態も起きている（米山 2008；竹村 2010）。日本

医師会（2008）によれば，医師派遣の縮小はより人口規模の小さい地域で顕在化したとされ，医師の偏在に伴う医師不足がますます悪化する状況も生じている。

とりわけ医療資源の供給面で不利を被る地域では，このような医療をめぐる地域的格差が住民の医療体制や健康不安に関する認識に悪影響を及ぼすことは想像に難くない。しかしながら，そうした認識の改善を図る上では，

医療資源の供給面の充実だけでは不十分な面も存在する。たとえば，JGSS（日本版総合社会調査）のデータを用いた村田（2010）は，

医療不安（必要なときに医療を受けられない可能性への不安）について，医師不足と関連しうる市郡の人口規模は有意な影響力を持たなかった反面，学歴・階級帰属意識といった住民の属性・意識が有意な変数として

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析出されたことを示している。従って，地域における医療体制を評価する上では，住民（患者）自身に由来する要因にも目を向ける必要があるといえる。

さらに，地域医療に対する意識を考える上では，住民の属性に加えかれらの（広い意味での）受療行動への着目も求められる。たとえば，かかりつけ医を持つことは，自身の身体・健康状態が十分理解された上で診察を受けられるというメリットがあり，住民による医療への満足度の向上や不安感の減衰に寄与しうる（山田 2005）。反対に，紹介状を持たずに専門的な医療機関・診療科を受診し，十分な診察を得られなかったという経験をすれば，医療に対する満足度が低下することになるだろう。あるいは，仮に医療資源の供給が十分になされていたとしても，地域での医療体制への不満・不安が高ければ，患者が他地域へ流出して地元病院の経営悪化を招く可能性もある。換言すれば，地域医療の充実と住民による満足度の向上は，客観的な医療資源の分布状況に加え，住民側の要因，すなわち属性や受療行動といった側面にも関わる課題だといえる。

そこで本稿では，住民による地域医療体制の満足度に焦点を当て，医療機関の地理的分布や住民の属性，および受療行動による規定の度合を明らかにすることに取り組む。具体的な分析では，特に次節で触れる医療アクセスに関わる要因を加味することにより，医療資源の地理的側面の持つ影響力を検討するとともに，こうした要因を統制した上で住民の属性や受療行動が有する説明力を確かめたい。なお，分析に用いるデータは，三重県の地域的性格の異なる５市（津市・四日市市・

名張市・志摩市・熊野市）の住民を対象に実施されたアンケート調査に基づく。近年，日本でも医療格差や健康格差への関心が高まりつつあるが（近藤 2005），住民の満足度の分析やその含意に主眼のある研究はまだまだ蓄積が乏しい。従って，本研究は三重県を対象とした事例研究にとどまらず，地域住民に関わるさまざまな特性を勘案した分析という点でも一定の意義を有すると思われる。

⑵ 医療アクセスの把握について

医療に対するアクセシビリティの良否，ないし医療の地理的な意味での利用しやすさは，住民による医療体制の認識に一定の影響力を持つと想定される。既述のとおり村田

（2008）は，医療アクセスにも着目し，その代替指標として市郡の人口規模を独立変数に設定している。しかし，同一市郡内でも医療アクセスの差は存在しており，こうした指標化の手法には疑問が残る。

実際，回答者の居住地と病院までの距離については，対象者の主観的健康状態を統制した上でも受療率の低下に有意に影響するという研究は多い（Adams and Wright 1991 ; Powell and Adams 1995 ; Basu 2005）。また，日本の過疎地域を事例とした加藤ほか

（2011）も，大病院のない自治体に居住する者は自市町村外で受療する割合が高いことを報告している。あるいは，かかりつけ医の有無という点では，近隣の医療施設の分布による影響を示唆する研究もある（松島ほか 2009，Hanibuchi et al. 2011）。本稿では，住民による受療行動，たとえば医療機関の選択や通院時間による満足度に対する寄与の程度も分析する関係上，より現実の地理的配置に

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見合う形で医療アクセスを把握し，その影響を統制すべきと考える。

とはいえ，多くのアンケート調査，とりわけ大規模なものでは，個票について正確な地理情報を得ることが難しかった。そこで本稿で実施したアンケート調査では，対象者の居住する国勢調査の小地区（町丁字）コードの回答を求め，個々の地区の位置情報を得ることを試みた。回答者の正確な居住地ではないものの，各地区の代表点に基づく空間情報を活用することで，医療機関への距離や選択肢の数などを算出できる。こうした医療アクセス把握の精緻化により，医療体制への住民の認識について，それが市町村スケールの医療供給に起因するものか，あるいは医療へのアクセシビリティの良否によるものかを判別することが可能となろう。

Ⅱ アンケート調査の概要と分析変数の設定

⑴ アンケート調査の概要

本稿で用いるアンケート調査は，図１に示す三重県の５市に居住する成人を対象に実施したものである。これら５市は，地方の中核都市（津市），大都市圏の衛星都市（四日市市），

ベッドタウン的性格の色濃い都市（名張市），

中山間地域（志摩市），大都市から距離的に大きく隔たる地域（熊野市）と性格を異にしているという特徴がある。サンプル設計に際しては，各市の人口規模に配慮しつつ，人口の少ない市からも一定数の対象者を確保することに努めた。対象者の具体的な抽出は，回答者と医療機関の配置との関係を看取する目的にも照らし，国勢調査の小地域に基づいて

行った。サンプル抽出は各市の住民基本台帳に基づき系統法により実施し，地区数の少ない志摩市・熊野市を除く３市では層化系統法によって行った。

層化抽出に際しては，対象者の属性と各市の母集団のそれとが乖離しないように注意する必要がある。本稿では，この問題に関し，

JPS 社発売の chomonixcs による社会地区類型⁽¹⁾ を活用し，ランダムに抽出した地区全体の人口学的・社会経済的属性にバイアスが生じないように配慮した⁽²⁾。最終的に，津市で 5,025 件，四日市市で 4,294 件⁽³⁾，名張市で 3,213 件，志摩市で 3,179 件，熊野市で 2,189 件の対象者を抽出し，郵送配布・郵送回収によるアンケート調査を実施した。アンケート票は，津市については 2012 年４月，志摩市は同年５月，四日市市・名張市・熊野市は同年９月に郵送し，回収数は津市 1,750 件（回収率 34.8％），四日市市 1,315 件（同 30.6％），

名張市 1,066 件（同 33.2％），志摩市 1,052 件（同 33.1％），熊野市 678 件（同 31.0％），

全体で 17,900 通の配布に対し回収数 5,861 件（同 32.7％）であった。

アンケートでは，個人・世帯の基本的属性のほか，７つの診療科（内科，外科・整形外科，小児科，産婦人科，耳鼻咽喉科，眼科，

歯科）ごとの受療行動（過去５年の受診の有無，受診した医療機関の種別，通院時間，通院に用いた交通手段），かかりつけ医の有無，

受診抑制（受診が必要であるにもかかわらず我慢した経験があるか否か），地域の救急医療体制への不安について質問した。

⑵ 分析変数の設定

地域の医療体制への満足度に関する変数設

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定に際しては，対象となる診療科やそれらの利用可能性など勘案すべき要素が多く，汎用に耐えうる指標設定はなかなか難しい。たとえば受診する機会の少ない医療を取り上げると，その地理的偏在や対象者の属性によるバイアスが大きくなると考えられるため，回答者の地域の医療に対する評価を考える上では不適当であろう。本稿では，成人全体を対象としていることにも鑑み，最も受診する

可能性が高く各市に一定水準以上の医療施設が配置されている内科に着目し，その医療体制に対する満足度を従属変数としたい。また，医療体制を評価するスケールを，各市，

すなわち一次医療圏⁽⁴⁾ とする。端的にいえば，本稿の分析では，いわば各地域における身近な医療に対する認識について，それを規定する要因を探ることに主眼を置く。具体的な分析では，居住する市の内科の医療体制に図１

研究対象地域

注）人口は 2010（平成 22）年国勢調査に基づく。

大病院数・診療所数は 2011 年 11 月時点のもの。医師数は厚生労働省平成 21 年地域保健医療基礎統計（2009 年）による。

大病院は病床数 20 床以上，診療所は 19 床未満の医療機関をあらわす。

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ついて満足であるおおむね満足である

を１，不満であるやや不満であるわか

らないを０とおき，二項ロジスティック回帰分析によって有意な独立変数の析出を試みる。

独立変数のうち，まず，個人属性について，

人口・世帯属性として性別・年齢階層・世帯人員（単独世帯か否か）・子どもの有無，社会経済的属性として従業上の地位と所得に着目する。所得に関しては，実際の所得よりも，

経済的な余裕に関する主観的な意識がより強く反映していると考えられるため，本稿では健康保険料の負担感を変数として用いることにする。

次に医療アクセスに関しては，回答者の居住する国勢調査の小地区をもとに，各地区の重心点を基点に内科の医療施設との位置関係を捉えることにしたい。対象とする医療施設

は，中日メディカルサイト⁽⁵⁾ に掲載された

内科を標榜する医療機関とし⁽⁶⁾，これらを大病院（病床数 20 床以上）と診療所（同 19 床以下）に区分する。そして，大病院については各地区からの直線距離を階層化し，診療所については重心点から 2 km 以内に含まれる数を連続変数として扱う。ここで 2 km としたのは，自動車でおおむね 15 分以内に到達可能な範囲と考えられることによる。また，医療アクセスに強く影響すると考えられる，自家用車の利用の可否⁽⁷⁾ も変数に加える。なお距離の算出には，ESRI 社の ArcGIS ver. 9.3 を用いた。

そして，受療行動に関わる独立変数については，実際に受診した医療施設の種類（大病院・診療所），通院時間，かかりつけ医の有無⁽⁸⁾ を取り上げたい。

なお，分析に用いるデータに関して，回収されたアンケート 5,861 件のうち，回答者の国勢調査小地区について回答のあったものは 5,175 件であった。このうち，過去５年間に内科を受診したことがあるかという設問でないと回答した 818 件と無回答の 158 件については，受療行動に関するデータが得られないため，以降の分析では除外する。従って，本稿での最終的な分析データセットは 4,199 件となる。

Ⅲ 分析結果の検討

⑴ 個人属性（人口学的・社会経済的要因）

に関する分析結果

全体のデータセットをもとに，回答者の属性を独立変数とした分析結果をみると（表１のモデル１），年齢階層のうち65-74 歳と

75 歳以上が，各変数を統制した上で１％

水準で有意なカテゴリーとして析出されたことが目立つ。換言すれば，内科の満足度は高齢者か否かでかなり相違しているといえる。

また，社会経済的属性に関しては，健康保険負担感が増すほど満足度が低下しており，無しの参照カテゴリーに対してある程度有

りかなり有り・支払い困難のいずれにつ

いても有意な結果が得られた（表１）。

ここで，本稿のアンケート調査では異なる性格の５市を対象としているため，得られた結果が各市の人口構成に由来するものかどうか，すなわち構成効果の有無について確認しておきたい。各市をカテゴリー変数として追加したモデル２（表１）の分析結果をみると，

調整済みオッズ比の値はモデル１と大差なく，年齢階層のうち 65 歳以上の２カテゴリー

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表１

個人属性の各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果

モデル１モデル２

調整済ケース数

オッズ比（95％信頼区間）調整済

オッズ比（95％信頼区間）

性別

男性 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1697 女性 0.97 （0.83-1.13） 0.97 （0.83-1.14） 2097 無回答 0.96 （0.69-1.35） 0.86 （0.61-1.22） 199 年齢階層

20-29歳 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 205 30-39歳 1.32 （0.92-1.90） 1.26 （0.87-1.83） 488 40-49歳 1.18 （0.82-1.69） 1.15 （0.79-1.67） 640 50-59歳 1.17 （0.81-1.68） 1.28 （0.88-1.86） 643 60-64歳 1.22 （0.83-1.78） 1.25 （0.85-1.85） 535 65-75歳 1.82 （1.25-2.65）^＊＊ 1.96 （1.33-2.88）^＊＊ 835 75歳以上 2.10 （1.41-3.14）^＊＊ 2.30 （1.53-3.47）^＊＊ 647 世帯人員

２人以上 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 3246 １人（単独世帯） 0.79 （0.61-1.02） 0.79 （0.61-1.03） 354 無回答 0.92 （0.73-1.16） 0.97 （0.76-1.23） 393 子ども有無

有り 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 3415

無し 1.03 （0.82-1.28） 1.05 （0.84-1.32） 578

健康保険負担感

無し 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 870

ある程度有り 0.81 （0.67-0.97）^＊ 0.80 （0.66-0.97）^＊ 1572 かなり有り・支払い困難 0.62 （0.51-0.76）^＊＊ 0.63 （0.51-0.78）^＊＊ 1018 支払い無し・無回答 1.05 （0.81-1.36） 1.04 （0.80-1.37） 533 従業上の地位

フルタイム（自営業除く） 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 916 非正規労働 1.10 （0.86-1.40） 1.03 （0.80-1.32） 563 自営業（農林漁業含む） 0.98 （0.75-1.28） 1.05 （0.80-1.37） 451 学生・無職 0.99 （0.79-1.23） 0.99 （0.79-1.24） 1495 無回答 0.93 （0.72-1.19） 0.99 （0.77-1.29） 568 ５市別

津市 1.00 〈reference〉 1195

四日市市 0.84 （0.68-1.04） 941

名張市 0.40 （0.32-0.49）^＊＊ 747

志摩市 0.39 （0.31-0.48）^＊＊ 652

熊野市 0.36 （0.28-0.46）^＊＊ 458

nigerkerke r²＝0.027 nigerkerke r²＝0.080 n＝3993

＊＊：１％水準有意 ^＊：５％水準有意

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と健康保険負担感について有意な分析結果が得られた。特に年齢階層についていえば，高齢者か否かという要因の影響は大きいことが確認されたが，これは，両者の間で特に健康状態に由来する受療ニーズに違いがあるためと推測される。そこで以下の分析では，データセットを 65 歳以上 /65 歳未満に二分して各要因の寄与の度合いを検討していきたい。

なお，モデル１とモデル２を比較した際，

適合度を示す nigerkerke R²値が後者で大きく上昇していることも注目される。津市を参照カテゴリーとした場合，名張市・志摩市・

熊野市は１％水準で満足度が有意に低くなっている。この結果は，医療資源の供給ないし医療アクセスの地域的な差異が，回答者の満足度に対して相当大きな規定要因になっている可能性を示唆する。この点は，次節以下の分析で詳しく検討したい。

65 歳以上 / 65 歳未満に分けた分析結果をみると（表２），前者について，５市別のカテゴリー変数で統制した上でオッズ比を算出したところ，健康保険負担感のかなり有り・

支払い困難が５％水準で，従業上の地位のフルタイムが１％水準で有意な結果が得られた。ただし，フルタイムに関しては該当する回答者が非常に少ない。一方 65 歳未満では，健康保険の負担感のうちかなり有り・支払い困難が１％水準で，また，ある程度有りがマージナルな水準で有意であった（表２）。従って，所得に関する主観的な意識は高齢者以外でより大きな説明力を有するといえる。なお，５市別のオッズ比（特に名張市・志摩市・熊野市）は，年齢別に分けた分析でも大きな変化は認められなかった。

ところで，先述した村田（2010）は，学歴

と医療不安との間に有意な関係を見出していた。本稿で用いたアンケートは，調査票の設計の都合上，四日市市・名張市・熊野市についてのみ学歴に関する問いが設けられたので，参考としてこの変数を投入した分析結果に触れておく。表１のモデル２の各変数を統制した上で，大学卒を参照カテゴリーとした場合，65 歳以上の中学校卒（OR：1.32，

95％ C. I.：0.95-1.85）⁽⁹⁾高校卒（OR：1.07，

95％ C. I.：0.56-2.08）短大・高専卒（OR：

1.24，95％ C. I.：0.69-2.24），65 歳未満の中学校卒（OR：0.84，95％ C. I.：0.55-1.27）

高校卒（OR：0.82，95％ C. I.：0.52-1.29）

短大卒（OR：0.93，95％ C. I.：0.59-1.45）

のいずれについても有意な結果は得られなかった。

本節での分析をまとめると，内科の医療体制の満足度に最も顕著に影響しているのは５市別のカテゴリー変数であり，各市の地域差が満足度に大きく反映されたものと考えられる。また，これよりも寄与の度合いは小さいものの，健康保険負担感という経済的格差に関わる要因も有意なものとして析出された。

しかし，以上の変数以外について有意な結果は得られず，全体的にみれば，個人属性のみでは満足度の説明は困難であるといえる。

⑵ 医療アクセスに関する分析結果

Ⅱ章の２節で言及したように，医療アクセスによる受療率の違いを指摘する既存研究もあり，医療施設の地理的配置が内科の医療体制への満足度に対しても影響力を及ぼすことが推測されよう。そこで本節では，前節で取り上げた諸変数および自家用車の利用可否で統制した分析結果に着目し，医療アクセスが

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表２

個人属性の各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳以上 / 65歳未満別）

65歳以上

ケース数

65歳未満調整済ケース数

性別

男性 1.00 〈reference〉 683 1.00 〈reference〉 1014 女性 0.93 （0.71-1.21） 697 1.03 （0.84-1.25） 1400 無回答 1.08 （0.62-1.88） 102 0.74 （0.46-1.17） 97 年齢階層

20-29歳 1.00 〈reference〉 205

30-39歳 1.27 （0.87-1.85） 488

40-49歳 1.15 （0.79-1.68） 640

50-59歳 1.30 （0.88-1.91） 643

60-64歳 1.34 （0.90-2.00） 535

65-75歳 1.00 〈reference〉 835 75歳以上 1.13 （0.87-1.46） 647 世帯人員

１人（単独世帯） 1.00 〈reference〉 1099 1.00 〈reference〉 2147 それ以外 0.86 （0.59-1.23） 211 0.74 （0.51-1.08） 143 無回答 1.02 （0.68-1.51） 172 0.95 （0.70-1.28） 221 子ども有無

有り 1.00 〈reference〉 1386 1.00 〈reference〉 2029 無し 0.97 （0.59-1.61） 96 1.10 （0.85-1.43） 482 健康保険負担感

無し 1.00 〈reference〉 276 1.00 〈reference〉 594 ある程度有り 0.74 （0.51-1.07） 500 0.82 （0.65-1.03） 1072 かなり有り・支払い困難 0.66 （0.45-0.97）^＊ 373 0.62 （0.48-0.79）^＊＊ 645 支払い無し・無回答 1.06 （0.70-1.60） 333 1.04 （0.71-1.51） 200 従業上の地位

フルタイム（自営業除く） 0.24 （0.10-0.55）^＊＊ 25 1.00 〈reference〉 891 非正規労働 1.00 （0.53-1.92） 65 1.00 （0.74-1.36） 498 自営業（農林漁業含む） 0.86 （0.59-1.26） 182 0.97 （0.70-1.34） 269 学生・無職 1.00 〈reference〉 945 1.08 （0.74-1.55） 550 無回答 0.84 （0.61-1.17） 265 0.82 （0.60-1.11） 303 ５市別

津市 1.00 〈reference〉 423 1.00 〈reference〉 772 四日市市 0.88 （0.58-1.32） 313 0.83 （0.64-1.07） 628 名張市 0.42 （0.28-0.62）^＊＊ 257 0.39 （0.30-0.51）^＊＊ 490 志摩市 0.42 （0.28-0.61）^＊＊ 272 0.37 （0.28-0.48）^＊＊ 380 熊野市 0.34 （0.23-0.51）^＊＊ 217 0.37 （0.27-0.50）^＊＊ 241 nigerkerke r²＝0.074 n＝1482 nigerkerke r²＝0.073 n＝2511

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満足度の大小に有意な説明力を有しているかどうかを検討していく。

まず，65 歳以上についてみてみると（表３），大病院までの距離に関して5 km 以上では 5 ％水準で有意にオッズ比が低かった。

ただし，有意ではないものの1∼2 kmではオッズ比がやや高い値を示しており，距離の増加と満足度の低下に単線的な比例関係が見出せるわけではない。一方，2 km 以内の診療所数については有意な結果とはならなかった⁽¹⁰⁾。また，統制変数として用いた交通手段に関しては，自家用車の有無で有意な差を見出すことはできない。

モデル３では一部のカテゴリーについて有意な結果が得られたものの，５市別のカテゴリー変数を投入したモデル４（表３）では，

医療アクセスについて有意なカテゴリーは析出されなかった。またモデル４では，モデル３に比して nigerkerke R²が大きく上昇しており，大病院および診療所の分布という医療アクセスの要因を統制してもなお，市ごとの違いに由来する部分が大きいといえる。

次に，65 歳未満の結果に関して検討すると

（表４），モデル３では大病院までの距離の 1∼2 km 未満について，１％水準で有意にオッズ比が高くなっていたが，それ以外の距離階層では有意な結果は得られなかった。

一方診療所数については，１％水準で有意な変数となった。この結果は，2 km 以内の診療所数が多いほど満足度が上昇することを示唆する。しかしながら，５市別の変数を投入すると（表４のモデル４），これらのカテゴ

表３

医療アクセスの各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳以上）

モデル３モデル４

大病院までの距離

1 km未満 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 393 1∼2 km未満 1.38 （0.89-2.12） 1.30 （0.84-2.23） 343 2∼5 km未満 0.70 （0.47-1.06） 0.77 （0.50-1.18） 502 5 km以上 0.61 （0.39-0.97）^＊ 0.64 （0.40-1.02） 344 2 km以内の診療所数 1.105 （0.995-1.036） 0.998 （0.981-1.024） 1482 交通手段

自家用車有り 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1130

送迎 0.75 （0.45-1.23） 0.77 （0.46-1.27） 98

その他 0.87 （0.61-1.24） 0.98 （0.69-1.41） 249

無回答 1.01 （0.11-9.35） 1.03 （0.11-9.75） 5

５市別

四日市市 0.88 （0.58-1.34） 313

名張市 0.44 （0.29-0.66）^＊＊ 257

志摩市 0.48 （0.32-0.73）^＊＊ 272

熊野市 0.45 （0.29-0.70）^＊＊ 217

注）表１の個人属性に関わる各変数で統制している。

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リーは全て有意ではなくなっており，おおむね 65 歳以上について得られたのと同様の傾向を示している。

本節での分析からは，内科の医療体制への満足度は市ごとの違いに由来する部分が大きく，交通手段に関する変数で統制した上でも，

医療アクセス自体が持つ説明力はかなり弱いといえる。医療施設への近接性や選択肢の多さは，医療の利用のしやすさという点で医療満足度に影響しうると想定されたが，５市のアンケート調査に基づく分析結果はこの予想と反するものであった。なお，前節で言及した健康保険負担感は，モデル４で医療アクセスに関する諸変数を統制した上でも，かなり有り・支払い困難について，65 歳以上

（OR：0.64，95％ C. I.：0.44-0.94）では５％

水準で，65 歳未満（OR：0.61，95％ C. I.：

0.48-0.78）では１％水準で有意な結果が得られた。

⑶ 受療行動に関する分析結果

本節では，対象者の行動に関する側面，すなわち，実際に受診した病院の種別，通院時間，およびかかりつけ医の有無に着目し，本章１節・2 節で挙げた諸変数を統制した上で，

満足度と受療行動との間に有意な関連性がみられるか否かを検討していく。

まず，65 歳以上の分析結果（表５のモデル５）をみると，通院時間に関して，15 分未満を参照カテゴリーとした場合に30 分以上が５％水準で有意な結果が得られた。また，

かかりつけ医の有無については，無しで１表４

医療アクセスの各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳未満）

モデル３モデル４

1 km未満 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 589 1∼2 km未満 1.42 （1.09-1.84）^＊ 1.16 （0.89-1.53） 629 2∼5 km未満 0.97 （0.75-1.25） 0.97 （0.74-1.27） 880 5 km以上 0.90 （0.66-1.23） 0.87 （0.63-1.20） 413 2 km以内の診療所数 1.020 （1.007-1.033）^＊＊ 1.002 （0.987-1.017） 2511 交通手段

自家用車有り 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 2415

送迎 0.38 （0.10-1.47） 0.37 （0.09-1.44） 9

その他 1.36 （0.82-2.26） 1.44 （0.86-2.41） 85

無回答 0.75 （0.04-13.44） 1.02 （0.06-17.45） 2 ５市別

四日市市 0.82 （0.63-1.07） 628

名張市 0.40 （0.31-0.52）^＊＊ 490

志摩市 0.40 （0.30-0.53）^＊＊ 380

熊野市 0.41 （0.29-0.58）^＊＊ 241

注）表１の個人属性に関わる各変数で統制している。

(11)

％水準で有意であり，オッズ比もかなり低くなっていることが看取できる。さらに，モデル３（表３）の nigerkerke R²と比べると，モデル５で投入した諸変数によって適合度にかなりの改善が認められる。

ここで，前節までの分析をふまえれば，市ごとの違いによってこれら変数の説明力はかなり減じるものと推測されよう。実際，５市別のカテゴリー変数を投入したモデル６では，通院時間の30 分以上はマージナルな水準で有意なカテゴリーとなった。しかしながら，通院医療機関の大病院は５％水準で，また，かかりつけ医の無しは１％水準で有意なものとして析出された。従って，

医療機関の選択およびかかりつけ医の有無という受診行動に関わる要因には，満足度に対

し一定程度の寄与が確認できる。

次に，65 歳未満について検討すると（表６のモデル５），65 歳以上と比して通院時間による影響が顕著に現れている。すなわち，通

院時間の15∼30 分がマージナルな水準で，

30 分以上が１％水準で有意であった。ま

た，65 歳以上と同様に，通院医療機関とかかりつけ医の有無も１％水準で有意な変数として現れた。さらに，モデル６（表７）において５市別の変数を統制すると，モデル５でマージナルな水準で有意であった15∼30 分未満が１％水準で有意なカテゴリーとなるなど，各市の違いによる影響をふまえても，

受療行動に関する諸要因は一定の説明力を有することが示唆された。なお，本章１節で言及した健康保険負担感は，受療行動に関する表５

受療行動の各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳以上）

モデル５モデル６

通院医療機関

診療所 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 923 大病院 0.78 （0.58-1.06） 0.70 （0.51-0.95）^＊ 393 通院時間

15分未満 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 780 15∼30分未満 0.92 （0.66-1.27） 0.83 （0.59-1.16） 432 30分以上 0.63 （0.42-0.94）^＊ 0.67 （0.44-1.01） 168

無回答 0.76 （0.58-1.06） 0.85 （0.32-2.27） 26

かかりつけ医の有無

有り 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1069 無し 0.39 （0.28-0.53）^＊＊ 0.36 （0.26-0.49）^＊＊ 247 ５市別

四日市市 0.84 （0.53-1.32） 286

名張市 0.33 （0.21-0.52）^＊＊ 226

志摩市 0.36 （0.23-0.57）^＊＊ 235

熊野市 0.34 （0.21-0.56）^＊＊ 181

注）表１の個人属性に関わる各変数，および表３の医療アクセスに関わる各変数で統制している。

(12)

諸変数を統制してもなお，65 歳未満のかなり有り・支払い困難について引き続き１％

水準で有意であったものの（OR：0.59，95％

C. I.：0.45-0.76），65 歳以上については５％

水準でも有意ではなくなっていた（OR：0.71，

95％ C. I.：0.46-1.08）。

本節での分析を通じ，次の三点が明らかとなった。第一に，個人の属性や医療アクセスに関する要因を統制した上でも，通院時間が長いほど内科の医療体制への満足度は下がる傾向にあり，この関係は 65 歳未満でより顕著なものとして現れる。第二に，内科について受診医療機関として大病院を選択した者は満足度が低くなる傾向がある。第三に，

かかりつけ医を持つことは，満足度の上昇にかなりの程度貢献しうるといえる。全般的に

みて，65 歳以上と 65 歳未満のいずれについても，前節の医療アクセスと比較すると，受診行動による説明力はかなり大きいといえる。

これらの結果のうち，特に一点目については前節での分析結果と対照的で興味深い。すなわち，医療施設の地理的配置の影響は限定的であるにもかかわらず，実際に受診した医療施設への時間距離は，医療アクセスの変数を統制した上でも有意な説明力を持っていた。いわば，医療施設の配置という客観的側面と実際の受療行動との間には，ある種のズレが存在する可能性があるといえる。

表６

受療行動の各変数を投入した二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳未満）

モデル５モデル６

通院医療機関

診療所 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1927 大病院 0.71 （0.56-0.89）^＊＊ 0.62 （0.49-0.78）^＊＊ 502 通院時間

15分未満 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1704 15∼30分未満 0.81 （0.65-1.01） 0.72 （0.57-0.91）^＊＊ 498 30分以上 0.47 （0.33-0.67）^＊＊ 0.49 （0.35-0.70）^＊＊ 176

無回答 0.82 （0.44-1.53） 0.97 （0.52-1.81） 51

かかりつけ医の有無

有り 1.00 〈reference〉 1.00 〈reference〉 1532 無し 0.51 （0.43-0.62）^＊＊ 0.50 （0.41-0.60）^＊＊ 897 ５市別

四日市市 0.76 （0.58-1.01） 613

名張市 0.34 （0.26-0.45）^＊＊ 478

志摩市 0.35 （0.26-0.47）^＊＊ 357

熊野市 0.40 （0.28-0.58）^＊＊ 223

注）表１の個人属性に関わる各変数，および表４の医療アクセスに関わる各変数で統制している。

(13)

Ⅳ 考察

前章の分析から明らかになった特徴的な点として，以下の二点を挙げうる。第一に，個人属性・医療アクセス・受療行動の考えうる変数を統制してもなお，市ごとの違いが非常に大きいことがある。第二に，それよりは寄与の度合いが小さいとはいえ，受療行動に関する要因が，市ごとの差異の影響を一定にし

ても有意となった点が指摘できる。これらのうち，第一の点については，図１に示すように各市の間で医療供給の量的側面が大きく異なることに由来していると考えられよう⁽¹¹⁾。従って，この観点から満足度の向上を考えるとすれば，Ⅰ章で言及した医師不足の問題は不可避といわざるをえない。しかし，第二の点に関しては，こうした受療行動の背景にある諸要因の検討により，住民側へのアプ表７

かかりつけ医の有無に関する二項ロジスティック回帰

分析の結果（65歳以上）

調整済オッズ比（95％信頼区間）

性別

男性 1.00 〈reference〉

女性 1.52 （1.14-2.05）^＊＊

無回答 1.57 （0.85-2.89）

年齢階層

65-75歳 1.00 〈reference〉

75歳以上 1.82 （1.33-2.48）^＊＊

健康保険負担感

無し 1.00 〈reference〉

ある程度有り 0.79 （0.52-1.20）

かなり有り・支払い困難 0.61 （0.40-0.93）^＊支払い無し・無回答 0.96 （0.60-1.55）

1 km未満 1.00 〈reference〉

1∼2 km未満 1.61 （1.05-2.47）^＊ 2∼5 km未満 1.73 （1.11-2.70）^＊

5 km以上 1.42 （0.87-2.34）

交通手段

自家用車有り 1.00 〈reference〉

送迎 1.46 （0.70-3.06）

その他 0.57 （0.39-0.83）^＊＊

現住所居住期間

10年未満 1.00 〈reference〉

10∼30年未満 2.04 （1.18-3.54）^＊ 30年以上 1.93 （1.19-3.15）^＊＊

nigerkerke r²＝0.085 n＝1467

注）性別年齢階層世帯人員子どもの有無健康保険負担感従業上の地位大病院までの距離診療所数交通手段５市別現住所居住期間の各変数を投入し，有意な結果が得られたもののみ表記。

(14)

ローチの必要性を示唆しうる。そこで本章では，かかりつけ医の有無や医療施設の選択（特に大病院を選ぶ傾向）に関わる規定要因について考察したい。

まず，かかりつけ医の有無について，前章で取り上げた各変数に加え，ここでは居住期間の長短に関する変数を追加した分析結果⁽¹²⁾ を検討する。居住期間を加えたのは，同一居所での居住期間が長くなるほど，地域の大病院や診療所に関する情報を多く得ており，そのことがかかりつけ医の有無に影響を与えていると推測されるためである。なお，以下の分析では，居住期間を含めた諸変数のうち，

５市別のカテゴリー変数以外で有意な結果が得られたもののみを取り上げる。

65 歳以上の結果（表７）に目を向けると，

５％水準以上で有意なものとして析出されたのは，性別，健康保険負担感（かなり有り・

支払い困難），交通手段（自家用車無し），

大病院までの距離（1∼2 km2∼5 km），

居住期間（10∼30 年未満30 年以上）であった。健康保険負担感や居住期間についてはおおよそ予想通りの結果といえるが，興味深いのは大病院までの距離について，1 km 未満では他のカテゴリーに比べてかかりつけ医を持つ確率が低くなっている点である。この点に関しては，大病院の近隣に居住すると，

そうした医療機関を受診しやすいが故に，かえってかかりつけ医の必要性が認識されにくくなるのではないかと推測される。

一方，65 歳未満については，医療アクセスに関する要因と健康保険負担感は有意とはならず，性別，従業上の地位（無職・その他），

居住期間（10∼30 年30 年以上）がそれぞれ有意な変数として現れた（表８）。これ

らのうち，従業上の地位に関して，フルタイム労働者でかかりつけ医を持ちにくいことは，生活時間に由来する部分もあるものと思われる。すなわち，フルタイム労働者の多くは，平日の昼間に医療機関を受診することが難しく，また，日中は居住する地区外で過ごすと考えられるため，特定の医療機関にかかりつけ医を持つことが難しいものと予測される。この点は，女性の方がより多くかかりつけ医を持つ傾向があることとも関連していよう。

次に，医療機関の選択で大病院を選ぶ確率⁽¹³⁾ についてみると，65 歳以上では，性別，

大病院までの距離（1∼2 km2∼5 km），

診療所数，かかりつけ医の有無が有意な変数として析出された（表９）。ここでも医療アクセスに関する要因が有意なものとなっており，大病院から離れるほど，また，近隣の診療所数が増えるほど診療所を選択する確率が高い。65 歳未満については，診療所数は有意とはならなかったものの，大病院までの距離について，1∼2 km 未満は１％

水準で，2∼5 kmは５％水準で有意な結果

が得られた（表 10）。従って，医療機関の選択には，他の変数を統制した上でも，大病院までの距離が影響しているということができる。

ところで，Ⅲ章３節で述べたように，内科の医療体制に対する満足度は，大病院を選択する者で，また，通院時間が長い者で有意に下がる傾向が認められた。だとすれば，大病院から遠方に居住し，なおかつ大病院を選択する場合に通院時間が長くなり，その結果として満足度が低下するという作用経路の存在も想定されうる。この点について図

(15)

表８

かかりつけ医の有無に関する二項ロジスティック回帰分析の結果（65歳未満）

性別

女性 1.38 （1.14-1.67）^＊＊

無回答 0.85 （0.54-1.34）

従業上の地位

フルタイム（自営業除く） 1.00 〈reference〉

非正規労働 1.25 （0.97-1.61）

自営業（農林漁業含む） 1.29 （0.96-1.76）

学生・無職 1.53 （1.19-1.97）^＊＊

無回答 1.25 （0.93-1.69）

現住所居住期間

10年未満 1.00 〈reference〉

10∼30年未満 1.25 （1.01-1.55）^＊ 30年以上 1.67 （1.28-2.17）^＊＊

注）性別年齢階層世帯人員子どもの有無健康保険負担感従業上の地位大病院までの距離診療所数交通手段５市別現住所居住期間の各変数を投入し，有意な結果が得られたもののみ表記。

表９

大病院の選択に関する二項ロジスティック回帰分析

の結果（65歳以上）

性別

女性 0.58 （0.45-0.75）^＊＊

無回答 0.84 （0.51-1.39）

1∼2 km未満 0.66 （0.45-0.97）^＊ 2∼5 km未満 0.63 （0.43-0.94）^＊

5 km以上 0.70 （0.45-1.09）

診療所数 0.976 （0.957-0.995）^＊かかりつけ医有無

有り 1.00 〈reference〉

無し 2.04 （1.51-2.75）^＊＊

注）性別年齢階層世帯人員子どもの有無健康保険負担感従業上の地位大病院までの距離診療所数交通手段５市別現住所居住期間かかりつけ医有無の各変数を投入し，有意な結果が得られたもののみ表記。

(16)

2・図３をもとに確認すると，65 歳以上・65 歳未満とも，当然ながら大病院までの距離の増大に伴って通院時間が長くなる傾向があるが，その一方で診療所への通院時間の増大の程度は緩やかである。換言すれば，

大病院と診療所の通院時間の差は，

大病院からの距離の増大に応じて大きくなっており，このことが通院時間を介して満足度を低下させる側面があるものと推測できよう。

なお，図 2・図３で興味深い点として，ケース数は多くないものの，大病院からの距離が 1 km 未満1∼2 km 未満のカテゴリーでも大病院への通院時間が15∼30 分

30 分以上という回答があったことが挙げ

られる。最近隣の大病院に対する何らかのネガティブな認識が存在し，そのことが他の大

病院を選択させ，結果的に医療体制への不満が増している可能性もありうる。このことは，前章で述べたズレにも関わるものと考えられ，医療アクセスを客観的側面だけでなく，住民にとっての利用しやすさの観点から把握する必要性（Comber et al. 2011）を示唆していよう。

以上の検討から，医療アクセスおよび受療行動と満足度との関係について，次のように解釈しうる。すなわち，65 歳以上に関して，

大病院の近隣すなわち医療アクセスの良い居住地では，そうした病院が近隣にあるが故にかかりつけ医が持たれず，また，一部では他の大病院が選択され通院時間が長くなり，これらの結果として医療体制への満足度が下がるという作用経路があると推測される。この意味では，医療アクセスによる満足

表10

大病院の選択に関する二項ロジスティック回帰分析

の結果（65歳未満）

年齢階層

20-29歳 1.00 〈reference〉

30-39歳 1.27 （0.78-2.08）

40-49歳 1.67 （1.02-2.73）^＊ 50-59歳 2.76 （1.67-4.56）^＊＊

60-64歳 3.45 （2.03-5.87）^＊＊

1∼2 km未満 0.64 （0.47-0.87）^＊＊

2∼5 km未満 0.67 （0.49-0.92）^＊

5 km以上 0.77 （0.53-1.13）

かかりつけ医有無

有り 1.00 〈reference〉

無し 1.53 （1.24-1.88）^＊＊

注）性別年齢階層世帯人員子どもの有無健康保険負担感従業上の地位大病院までの距離診療所数交通手

段５市別現住所居住期間かかりつけ医有無の各変数

を投入し，有意な結果が得られたもののみ表記。

三重県における内科の医療体制満足度に関する諸要因の分析