我們採用 Probit 機率模型分析全民健保實施前後台灣老人獨居或僅與配偶 同住機率的變化，同時將 Probit 模型的估計值轉換成邊際效果之估計值，並將估 計結果於表四示之。首先，我們在模型一中只針對全民健保實施之虛擬變數
（NHI）、1995 年前無健保者之虛擬變數（Hinsur95）及表示政策效果之交叉項
（NHI* Hinsur95）做一迴歸分析，單純分析全民健保制度下對台灣老人居住安 排的影響，之後在模型二進一步加入受訪者的個人背景特徵，最後在模型三加入 表示受訪老人健康、經濟狀況的變數及子女基本社經變數分析。
由表四實證結果發現，在模型一中，台灣老人獨居或僅與配偶同住機率在全 民健保實施後較實施前會顯著增加 0.29，但有受健保制度影響之實驗群組老人樣 本獨居或僅與配偶同住機率卻比控制群組老人樣本顯著降低 0.86，雖然政策效果 之交叉項為正號，表示健保政策的實行會使老人獨居或僅與配偶同住機率增加，
但統計上卻無顯著效果；在加入其他變數後，雖然模型二與模型三老人獨居或僅 與配偶同住機率在全民健保實施前後相同地有正的顯著效果，但表示群組及政策 效果之虛擬變數，卻因被其餘變數大幅的分散效果而呈現不顯著的情形。
在中央健康保險局「全民健康保險統計」的報告中，2003 年依年齡別區分 全國人民醫療利用及醫療申請費用概況，六十五歲以上保險對象共有 2,060,000 人，僅佔全體健保申請人口的 9.37％，但六十五歲以上老年人口申請的醫療費用 為 123,600,000,000 元，高達全部申請醫療費用的 32.25％，由以上我們可知六十 五歲以上老年人口平均每人申請的健保醫療費用為 60,000 元，佔 2003 年六十五 歲以上老年人口平均每人可支配所得4
4 資料來源為行政院主計處的家庭收支調查系列，按年齡別統計所得收入者平均每人所得，將所 得收入總計減去非消費支出即為個人可支配所得。其中 2003 年六十五歲以上老年人口的的可支 配所得為 366,693 元。
的 16.363％，但在健保申請費用中又包含 約 20％的自付額，若扣掉自付額後其間接所得效果約為 13.09％，顯示其間接所
得效果並不小，但卻不足以使老年人改變其居住安排。我們認為造成老人居住安 排變動的因素來自文化上的差異，台灣自農業社會以來，傳統孝道觀念根深蒂 固，老年人將子女視為晚年倚靠的對象，普遍觀念認為子女是藉由與父母同住下 來表達奉養行為，但在西方社會中卻不認為與父母同住即是孝道行為的表現。此 外，在第四章表二統計實驗組及對照組受訪者獨居或僅與配偶住的歷年比例中，
兩群人的比例差距幅度不大，且歷年變化趨勢相似，皆可隱含為何我們從估計結 果上發現，全民健保的實施對老人居住安排並無直接顯著的影響效果。
我們首先針對受訪者社經變數作探討，在受訪者教育程度方面，雖然在連賢 明（1994）與 Chao-Nan Chen（1998）的文獻中認為，教育程度越高獨居或僅與 配偶同住機率也越高，但本研究卻發現受訪者教育程度並無產生顯著效果。控制 其他變數下，省籍為本省人下獨居或僅與配偶同住機率會顯著降低，在模型二中 本省人獨居或僅與配偶同住機率比其他省籍低 0.022，在模型三則低 0.049，外省 人老人獨居或僅與配偶同住機率僅在模型二中比其他省籍顯著降低 0.226，但在 模型三中並不會對老人居住安排有顯著影響。
另外，都市化層別也會對老人居住型態有顯著影響，在模型二中，居住在都 市地區受訪老人的獨居或僅與配偶同住機率皆會比居住在鄉下者低 0.266，模型 三中則低 0.277，這是因為子女通常為了工作或學業而從鄉村遷移到都市定居，
而父母多數會選擇留在鄉下，因此會增加獨居或僅與配偶同住機率。在受訪者居 住區域方面，僅有居住在北部地區會對老人居住安排有負的顯著效果，在模型二 中，居住在北部地區的受訪老人的獨居或僅與配偶同住機率會比居住在東部地區 老人低 0.236，模型三中則低 0.206。
在模型二中，每當受訪者多一個兒子，獨居或僅與配偶同住機率就會顯著下 降 0.042，在模型三中也會顯著下降 0.048；同樣的在模型二中，每當受訪者多一 個女兒，獨居或僅與配偶同住機率會下降 0.014，但其效果不顯著，不過在模型 三中卻會顯著下降 0.018。此表示若受訪老人擁有子女數越多，因與子女同住的
選擇性增加，所以獨居或僅與配偶同住機率會隨子女數增加而呈顯著下降；因受 傳統「養兒防老」觀念的影響，父母通常認為兒子是年老後的生活依靠，女兒在 出嫁後即潑出去的水，所以兒子個數的增加對獨居或僅與配偶同住影響效果較女 兒個數增加的效果來得大。又東方文化是以父系社會為主，因此在家庭中長男較 其他子女更身負重任，在家庭中而獨生子又比長男扮演更重要的角色，所以在模 型二中，家庭中擁有獨生子比沒有獨生子的情況下，老人獨居或僅與配偶同住機 率會顯著降低 0.113，但在模型三統計上並無顯著影響。
其次，在模型二受訪老人婚姻狀況中，若受訪者已婚下，獨居或僅與配偶同 住機率會比離婚或分居者顯著降低 0.36，在模型三獨居或僅與配偶同住機率亦會 低 0.33，因為兒子比女兒影響居住安排的效果大，所以在問卷資料中，依婚姻關 係條件下統計擁有兒子個數占全體比例，可知已婚之受訪老人有 5.51％沒有兒 子，離婚或分居之受訪者卻有 9.01％沒有兒子，所以已婚之受訪老人沒有兒子的 比例比離婚或分居者低，獨居或僅與配偶同住機率自然較低。但在加入受訪者配 偶是否健在之交叉項討論後，在模型二中，若受訪老人在已婚且配偶健在下，獨 居或僅與配偶同住傾向會比受訪老人已婚但喪偶下呈顯著增加，其機率邊際效果 為 0.106，在模型三亦同，其邊際效果為 0.177。這是在因為受訪老人已婚且配偶 健在下，夫妻雙方能相互扶持，在日常生活上較不需依靠子女照顧，因此叫不傾 向與其他人同住。
在受訪老人的偏好中，無論在模型二或模型三中，皆呈現十分顯著的結果。
在模型二中，若受訪者認為理想的居住方式為獨居或僅與配偶同住，其獨居或僅 與配偶同住機率會比受訪者偏好與其他人住高 0.563，模型三中獨居或僅與配偶 同住機率會顯著增加 0.567。我們將受訪老人健康狀況以年齡及自理能力指標示 之。實證結果發現，老年人年齡參數值為正號但不顯著，且自理能力指標也無產 生顯著影響。
再者，就受訪者經濟狀況而言，本研究得出受訪者有工作與獨居或僅與配偶
同住機率有正向關係，會比沒工作者顯著增加 0.08，受訪老人在有工作下，可能 因為多了薪資所得而使自身經濟能力更強，生活上越不需要倚靠子女的奉養，獨 居或僅與配偶同住機率因而提高；而受訪老人擁有資產也會使獨居或僅與配偶同 住機率顯著增加 0.12，受訪者擁有資產情形除了顯示受訪老人的經濟能力外，也 可能隱含其財產處置狀況，老年人並不會因為擁有資產，也就是尚未完全分配家 產下，使得獨居或僅與配偶同住機率降低。
我們接下來討論長子（女）個人特徵影響老人居住安排的情形，長子（女）
之婚姻狀況參數值為正號且效果顯著，顯示長子（女）在已婚有偶會比分居、離 婚、喪偶或不曾結婚情況下，父母獨居或僅與配偶同住機率會顯著增加 0.468；
這是因為長子（女）在結婚後，較偏好組織獨立的家庭而使父母獨居或僅與配偶 同住機率提高，這與 Linda G. Martin（1989）的結論相同。再者，長子（女）的 工作狀況也會對老人居住安排造成顯著效果，當長子（女）有專職工作下，會使 老人獨居或僅與配偶同住機率顯著下降 0.203。
表 四 台灣老人居住安排 Probit 模型估計結果
Hinsur95 -0.086
（0.041）
Hinsur95
0.008
Marital*
Spliv - 0.466
（0.065）
*** 0.477
（0.069）
***
Livpr - 0.563
（0.034）
*** 0.567
（0.037）
***
受訪者健康狀況
Age - - -0.001
（0.003）
ADLSD - - -0.007
（0.015）
受訪者經濟狀況
Work - - 0.080
（0.034）
**
Wealth - - 0.120
（0.035）
***
長子（女）社經變數
Fcmarr - - 0.468
（0.044）
***
Fcwork - - -0.203
（0.032）
***
Log
likelihood -5808.255 -5104.033 -4502.244 Pseudo
R-squared 0.0024 0.0008 0.0009
樣本數 10961 10111 9186
說明：*代表 10％顯著水準；**代表 5％顯著水準；***代表 1％顯著水準