為節省篇幅，我們只截錄非線性DID估計結果的關鍵變數，並呈現於表6（全部樣本）及 表7（男性樣本）。首先就表6而言，在政府醫療價格補貼期間，門診及住院機率的估計結 果皆顯示：震災或價格補貼政策前後、醫療利用族群差異的交叉相乘項係數皆達到預期 的符號，例如，在門診利用次數上，𝑁𝑁1 × 𝐷𝐷2𝑁𝑁𝑁𝑁的估計係數達顯著地正值（隱含災民中，
接受價格補貼者比原先就享價格優惠的榮民勞眷增加較多的門診利用次數），而
𝑁𝑁1 × 𝐷𝐷1𝐶𝐶𝐶𝐶的估計係數為顯著地負值（隱含榮民榮眷中，非災民比災民有較低的門診利用 次數）；然而如之前的說明，實驗組與政策時間之交叉相乘項達統計上的顯著性，不必 然代表處置效果有效，而是端賴其它估計係數與變數的均值而定。我們利用Bootstrap方法，
按照(4)~(6) 式估計各期間處置結果的平均值、及經由實證分配檢定處置效果是否為0（由 Z值判斷），估計結果若陳列於表6下方。在控制觀察值的年齡、性別及特性變數後，表6 顯示921震災發生後，政府免除災民醫療利用部分負擔的價格效果為：第一年增加的平均 門診次數為3.24次，但連續二年的住診免部分受擔優惠並未影響災民住院機率或住院後的 住院天數，隱含政府對住診的價格補貼不必然會增加老人住院的醫療利用。而當政府取 消門、住診部分負擔補貼後，門診次數上的價格處置結果隨即變得不顯著，住診的機率
與日數亦然。我們進一步利用弧彈性的概念計算老人的門診需求價格彈性，𝐷𝐷2𝑁𝑁𝑁𝑁的老人 在震災前平均醫療利用次數為29.61次，平均部分負擔的總額為1,653元，21災後補貼期間 增為34.65次，部分負擔金額為0，因此弧彈性約為-0.05。
其次，在921震災傷害導致醫療利用增加的部分，由於參照組𝐷𝐷12𝑁𝑁𝑁𝑁和實驗組的𝐷𝐷1𝐶𝐶𝐶𝐶 同是榮民榮眷，但前者是災民，後者不是，因此震災傷害處置效果的負向估計值應解讀 為非災民比災民有較低的醫療利用。由震災處置效果的Bootstrap估計值及其顯著性，我們 可發現與震災前一年的醫療利用相比較，災震災傷害導致災民災後第一年增加的平均門 診次數約為4.63次，住院機率增加10.37%，災後第二年因震災而住院的機率仍顯著地較震 災前增加，但增加的幅度降為2.66%，災後第三年震災增加災民住院機率5.53%，但未達 統計上的顯著性。震災傷害的處置效果對住院災民的平均住院天數皆沒有明顯的影響。
值得一提的是，在震災後第二年，非災民的榮民（𝐷𝐷1𝐶𝐶𝐶𝐶）比榮民災民（𝐷𝐷12𝑁𝑁𝑁𝑁）多增加 門診次數2.48次（只有10%的顯著性），此可能是震災使榮民災民增加災後第二年的住院 機率，而使其門診的利用相對較非災民的榮民少的緣故。
由於DID中的榮民榮眷參照組多為男性，我們在迴歸模型的應變數中已包含性別控制 變項，且實證結果亦顯示醫療利用具有性別上的差異，22為避免參照組與實驗組之間性別 比例的巨大差異干擾處置效果的估計，我們將實證樣本限定為男性老人，估計結果截錄 於表7。基本上，表7重要變數的估計結果與表6十分雷同，而災後第一年醫療補貼的價格 處置效果為增加門診平均次數3.50次，略高於利用兩性樣本估算的3.24次，醫療需求價格
21我們以價格處置效果的 3.24 為次數變動量，計算弧彈性為( 3.24
(29.61+34.65))/(0−16530+1653) = −0.0504 ≅ −0.05
。
22在兩性樣本中，完整的實證估計結果一致地顯示：在各觀察期間內，相較於男性，女性會利用較多的門 診醫療、有較低的住院機率，但是一旦住院，女性住院的平均天數較長，這些差異皆有達統計上的顯著 性。而表 6（男女合計樣本）及表 7（男性樣本）的處置結果估計差異並不大，隱含在男女合計的樣本 中，性別變數已解釋絕大部分性別在醫療利用上的差異，以致以男性樣本為主的處置結果與兩性樣本的 結果差別不大。
彈性為-0.06；23價格處置效果的顯著性隨政府災後第二年取消門診補貼政策而消失；而男 性老人的住診醫療（不論是住院機率或住院天數）在災後三年的觀察期間，皆不受政府 是否補貼住診部分負擔的影響。在震災處置方面，與921震災前一年相比較，震災傷害使 男性災民在災後一年內顯著增加4.55次門診平均次數，12.58%的住院機率，災後第二年住 院機率的增幅降為3.29%且達統計上的顯著性，災後第三年住院機率雖再提升為6.97%，
但勉強只達10%的顯著水準。
綜合上述的估計結果，我們歸納幾個重點：第一，政府對災民門、住診免部分負擔 的補貼政策只提升老人對門診的醫療利用，不影響住診的需求。而且，在災後第二年政 府取消門診、但維持住院免部分負擔的政策時，有可能致使老人有降低門診利用、增加 住院醫療的誘因，但此門、住診不對稱的補貼政策，仍不影響老人的住院醫療利用，此 隱含老人的健保住院需求價格彈性幾近於零，其與健保門診利用之間並不存在經濟意義 上的替代或互補的關係。第二，震災傷害表現在老人利用門診或住院機率的處置效果，
皆大於價格補貼的處置效果，且住院機率隨震災過後時間經過而遞延與遞減，此彰顯重 大天災對老人的健康的傷害非短時間能復原。第三，若將老人的門診利用的兩個處置效 果相加約為 7.87 次（3.24 次+4.63 次），佔震災前樣本平均門診次數 29.61 次的 26.57%，
相當接近於李承華與周穎政（2000）估算中部四縣市一般災民在災後一年門診利用增加
23 𝐷𝐷2𝑁𝑁𝑁𝑁的男性老人在震災前平均醫療利用次數為 27.45 次，平均部分負擔的總額為 1,476 元；震災後補 貼期間醫療利用次數上升為 32.73 次，部分負擔為 0 元，以價格處置效果的 3.46 為變動量，計算弧彈性 為 3.46
(27.45+32.73) 0−1476 0+1476
� ≅ −0.0582 ≅ −0.06。
表6 老人醫療利用估計結果 (𝐷𝐷12𝑁𝑁𝑁𝑁, 𝐷𝐷1𝐶𝐶𝐶𝐶, & 𝐷𝐷2𝑁𝑁𝑁𝑁全部樣本)－震災前一年、醫療補助期間與醫療補助結束後之比較
表7 老人醫療利用估計結果 (𝐷𝐷12𝑁𝑁𝑁𝑁, 𝐷𝐷1𝐶𝐶𝐶𝐶, & 𝐷𝐷2𝑁𝑁𝑁𝑁男性樣本)－震災前一年、醫療補助期間與醫療補助結束後之比較
率的結果。24最後，相較於兩性樣本處置效果的平均值，男性樣本老人的門診醫療價格 彈性略高，而且其對震災傷害的住院醫療利用反應較大，遞延效果更明顯。