第五章 實證結果
第一節 依居住地區分組
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第五章 實證結果
本研究旨在分析「全國三歲以下兒童醫療補助計畫」之政策效果，使用 2004 年至 2009 年之就診資料，觀察其西醫門診與西醫急診的醫療利用狀況，
以 RDD 模型估計政策在兒童滿三歲前後造成之間斷，探討此政策是否有助於 提升醫療利用可近性。
在可近性方面，本研究以探討居住地區間的差異為重點，依各地都市化程 度及醫病比分為醫療資源過剩區、充足區與不足區，接著在固定居住區域之下 依所得條件分為高所得組、中所得組與低所得組，藉由分析各組別兒童醫療利 用情況受政策影響的大小，檢視政策在各居住地區實施的有效性，並透過比較 各組間的差異，檢視此政策是否維持或者促進健保政策應有之公平。
值得注意的是，受政策影響，兒童滿三歲前後就醫次數變動十分劇烈，恐 造成估計之偏誤，因此在本章進行迴歸分析時，為確保估計結果之準確性，皆 未納入就醫年紀為-1、0、1 週之樣本，導致樣本人次和第三章之就醫人次有些 許差距。
第一節 依居住地區分組
表 5-1 顯示醫療資源過剩區、充足區、不足區中，西醫門診與西醫急診醫療 利用的估計結果，其中樣本數為單位樣本數，本研究將同年同月出生的樣本取其 平均值視為單位樣本，扣除第-1、0、1 週之樣本，本研究所選取之樣本出生年月 日跨足 53 個月，因此得 2014 的單位樣本 (53 個月*38 週=2014) 。根據表 5-1 第
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三列，不論兒童居住區域為何、並且不論是西醫門診或西醫急診，變數「是否滿 三歲」的係數皆為負數，顯示受兒童醫療補助計畫影響，兒童滿三歲後就醫次數 確實有所下降。
西醫門診方面，兒童醫療補助計畫僅在醫療資源不足區有顯著效果，其中變 數「是否滿三歲」的係數為-174.861，表示在以每萬人為單位下，兒童滿三歲後 其每週就診次數減少 174.861，t 值為-4.448，顯示政策在醫療資源過剩區內效果 十分顯著。而在其他兩居住地區，雖然兒童滿三歲後西醫門診醫療利用次數亦有 所降低，仍較不顯著或未達顯著水準，顯示在醫療資源過剩區與醫療資源充足區，
平均而言其政策有效性不足。西醫急診方面，結果則和西醫門診相反，兒童醫療 補助計畫在醫療資源過剩區與醫療資源充足區皆有顯著效果，顯著水準皆達 99%
信賴區間，醫療資源不足區則僅達 95%信賴區間，政策效果較不顯著。
在上述比較中可以發現，兒童醫療補助計畫對於西醫門診與西醫急診的效 果並不相同，對於居住在醫療資源過剩區的兒童而言，相較於西醫門診的醫療 利用，其西醫急診醫療利用行為受補助政策影響較大；而對於居住在醫療資源 不足區的兒童而言，政策的實施在西醫急診方面沒有顯著效果，在西醫門診所 受政策效果則十分顯著，估計結果符合本文第三章圖 3-3 至圖 3-8 的圖形分 析。
在確定兒童醫療補助政策確實有助於提高兒童醫療利用後，以表 5-1 的統 計結果、依各居住地區分別算出兒童對於西醫門診與西醫急診的價格彈性。由 於不同層級的醫療院所部分負擔金額不同，掛號費也有所不同，在計算價格變 化時先計算三歲前後、各居住地區兒童就醫時選擇院所層級之比例，同時必須 注意 2005 年 7 月 15 日前後之部分負擔金額也有所調整，需經加權計算後才能
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準確估出其價格變化。就醫次數的變化則可依表 5-1 的結果求出，採用弧彈性 的概念計算價格彈性，觀察制度實施前後兩種部分負擔下醫療利用的變化幅度 (韓幸紋、連賢明，2008b) ，如下式 (8) ：
𝑒𝑝 =𝛥𝑄/𝑄𝛥𝑃/𝑃1+𝑄2
1+𝑃2
(8)
其中 𝑄1 表三歲前之就醫次數、 𝑄2 表三歲後之就醫次數， 𝑃1 表三歲前就醫價 格、 𝑃2 表三歲後就醫價格， 𝛥𝑄 和 𝛥𝑃 則分別為三歲前後就醫次數與就醫價格 的變化。另外，就醫金額部分僅納入部分負擔與掛號費，藥費的部份則不是本 研究討論的範圍。
經過估計，得出醫療資源過剩區、充足區、不足區之西醫門診價格彈性分別 為-0.015、-0.026、-0.115，各居住地區之西醫急診價格彈性則分別為-0.095、-0.104、
-0.117，其中可以發現，不論西醫門診或急診，皆以醫療資源不足區的兒童對於 價格變動最為敏感，符合一般預期。兒童由於抵抗力較低、較為脆弱，又無法清 楚 表 達 自 己 的 感 受 ， 在 父 母 的 決 策 之 下 ， 其 醫 療 利 用 價 格 彈 性 通 常 較 低 (Newhouse et al., 1981) ，和國內其他以兒童為樣本的文獻相比，許君強等 (2006) 估計出門診價格彈性幾乎為 0，韓幸紋、連賢明 (2008b) 則得出門診價格彈性為 -0.08，因此本研究的估計並沒有太偏離過往文獻。
雖然西醫門診與西醫急診皆以醫療資源不足區的價格彈性最大，但政策的實 施在醫療資源不足區卻對西醫門診有較大的效果，同時在各居住地區皆以西醫急 診的彈性大於西醫門診，和 Rand Health Insurance Experiment 的實驗結果相同，
推測和西醫門診與西醫急診間的替代效果有關。
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西醫的門診利用與急診利用原本就存在於一定的替代關係，在 1995 年台北 市開始實施「台北市兒童醫療補助計畫」時，因為西醫門診與西醫急診原部分負 擔金額不同，西醫急診部分負擔金額明顯高於西醫門診，導致政策實施後有西醫 急診「較划算」的情況發生，許君強等 (2006) 使用健保資料庫中受政策補助的 兒童之就醫紀錄，證實此醫療補助政策內容的改變會誘導父母以急診替代門診，
造成急診檢傷分類中較不緊急的案件使用頻率增加，浪費緊急醫療的資源，分散 與排擠了急重症患者的照護，間接影響了整體急診醫療的照護品質。
根據表 5-1 分析，可發現兒童以西醫急診替代西醫門診情況在醫療資源過剩 區與充足區較為顯著與嚴重，導致兒童滿三歲前後西醫急診利用次數的落差較大，
然而在醫療資源不足區此情況則較不嚴重，此乃因該地區西醫急診密度極低、交 通成本高、可近性過低的緣故，因此在此區西醫門診與急診的替代效果較為微弱，
甚至在滿三歲前其西醫急診利用的增加有較大部分是出自於真實的需求而非單 純替代效果。
相反地，兒童醫療補助計畫在西醫門診方面則僅於醫療資源不足區有顯著成 效，若單就西醫門診部門做分析，在都市化程度與居民健康狀況呈正比的前提假 設下，可視此政策有效促進垂直公平（健康狀況較差的醫療資源不足區的居民受 政策補助效果較大），然而在考量西醫門診與急診間的替代效果之下，醫療資源 過剩區與充足區的醫療利用也因政策的實施而增加，甚至從西醫門診移轉到西醫 急診部門，扭曲最適決策與資源配置，降低急診醫療照護品質，綜觀上述效果，
兒童醫療補助計畫確實有助於促進公平，但政策有效性的大小則需在衡量西醫門 診與西醫急診間的替代效果後，做更精確的評估。
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表 5-1 西醫門診與急診依居住地區分組下各組估計結果
醫療資源過剩區 醫療資源充足區 醫療資源不足區
西醫門診 西醫急診 西醫門診 西醫急診 西醫門診 西醫急診
是否滿三歲 -28.326 -12.905*** -42.653 -10.952*** -174.861*** -8.138**
[33.449] [4.390] [34.111] [2.446] [39.312] [4.091]
就醫年紀 -0.105 -0.687*** -2.058 -0.325*** -2.407 -0.338**
[1.397] [0.180] [1.436] [0.101] [1.620] [0.167]
就醫年紀2 -0.080 -0.001 -0.071 -0.005 -0.103 0.002 [0.063] [0.008] [0.065] [0.005] [0.073] [0.007]
截距項 2,879.818*** 180.947*** 2,463.536*** 143.731*** 2,357.902*** 98.433***
[20.138] [2.811] [20.727] [1.588] [24.492] [2.660]
樣本人次 1,803,659 77,694 4,632,872 236,432 328,836 17,938
樣本數 2,014 2,014 2,014 2,014 2,014 2,014
註1：*表示10%的顯著水準，**表示5%的顯著水準，***表示1%的顯著水準，括號內為穩健性標準誤 (robust standard error) 。 註2：就醫人次僅包含2004年至2009年間之就醫紀錄，然此迴歸分析亦包含無就醫紀錄的樣本，其門診次數設為 0。
註3：為確保估計結果之準確性，未納入就醫年紀為-1、0、1週之樣本。
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表 5-2 則為在分離兒童居住地區所造成的效果下，以醫療資源不足區為比較 基準，分別對西醫門診與西醫急診醫療利用估計的結果，而單位樣本數為將三居 住地區之單位樣本數加總後得出 (2014*3=6042) 。其中可以看到，變數「是否滿 三歲」皆為負數，表示不論是西醫門診或者西醫急診，居住在醫療資源不足區之 兒童一旦不受政策補助，其醫療利用次數均下降，且西醫門診與西醫急診之政策 效果皆非常顯著。
在西醫門診方面，醫療資源過剩區與充足區其每萬人平均就醫次數皆顯著 高於醫療資源不足區，並且以醫療資源過剩區之平均就醫次數最高，西醫急診 方面各居住地區之醫療利用之相對關係亦同，符合一般經驗與預期結果，並且 符合圖 3-3 至圖 3-8 的圖形分析。
根據表 5-2，將交乘項分別與是否滿三歲的係數相加，可得相對於醫療資源 不足區，該居住地區兒童受政策影響之效果，西醫門診與急診下個居住地區之效 果整理於表 5-3。以表 5-3 西醫門診利用為例，將「是否滿三歲」與「是否滿三 歲*醫療資源過剩區」的係數相加，得 4.384，表示以每萬人為單位，醫療資源過 剩區兒童受政策影響造成每週的就醫次數增加 4.384 次，但檢定兩係數相加是否 顯著異於零後發現其結果並不顯著，因此在醫療資源過剩區與不足區的政策效果 並無顯著差異。
根據表 5-3 各組別下係數相加結果，西醫門診下醫療資源過剩區與充足區所 受政策效果和醫療資源不足區沒有顯著的不同；西醫急診下醫療資源過剩區與充 足區所受政策效果則顯著大於醫療資源不足區所受效果，並且達 1%顯著水準。
而根據表 5-2、表 5-3 的估計結果，西醫門診下醫療資源過剩區受政策影響造成 的就醫次數變化率為正，但僅有 0.15%；充足區變化率有-2.20%；不足區則變化
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率高達-8.69%，西醫急診下醫療資源過剩區受政策影響造成的就醫次數變化率高 達-11.14%；充足區變化率有-6.87%；不足區變化率則為-7.30%，和表 5-1 估計結 果相仿：西醫門診下醫療資源不足區受政策效果最大，西醫急診下則為醫療資源
率高達-8.69%，西醫急診下醫療資源過剩區受政策影響造成的就醫次數變化率高 達-11.14%；充足區變化率有-6.87%；不足區變化率則為-7.30%，和表 5-1 估計結 果相仿：西醫門診下醫療資源不足區受政策效果最大，西醫急診下則為醫療資源