全民健保實施對老人居住安排的影響之實證研究

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(1)國立高雄大學應用經濟學系碩士班碩士論文. 全民健保實施對老人居住安排的影響之實證研究 An Empirical Analysis of the Effect of the National Health Insurance on Living Arrangement of the Elderly. 研究生：蕭姎凌撰指導教授：耿紹勛博士中華民國九十八年六月.

(2) 致謝詞首先誠摯感謝我的指導老師耿紹勛博士，因為老師的對學問的嚴謹及悉心教導，不辭辛勞的指點我正確的方向，使我在撰寫論文的過程中得以一窺經濟學的實務與奧妙外，更我學習的典範。另外，也感謝宋皇叡老師及口試委員田維華老師、許聖章老師給予本論文許多中肯的建議，使得本論文更加完整及嚴謹。. 感謝共同奮鬥的瑞樺、顯捷及其他同學們，在我學習的過程中，給予我許多幫助及鼓勵，特別感謝勝禾同學，使我在研究路上將阻力化為動力，有幸和你們一同學習打拚，使我的研究生活留下許多美好的回憶。雖然感覺兩年研究所生涯倏忽即逝，可是我卻獲益良多，在經濟學方面的專業有更進一步提升，在處事態度上變得更加嚴謹，與同學們的感情更加深厚，與老師們也保持亦師亦友的關係，這都使我的視野更加寬廣，思維也更成熟懂事。. 最後，感謝我最偉大的父母，雖然家中經濟並不寬裕，但你們在我的求學過程中總是給予我最大的支持，也感謝鼎元的關懷與開導，因為你們不遺餘力的照顧與陪伴，讓我在在學期間遇到挫折及迷惘時，能有動力及勇氣去面對自己的人生。蕭姎凌謹致 2009 年 7 月 19 日. I.

(3) 全民健保實施對老人居住安排的影響之實證研究指導老師：耿紹勛博士國立高雄大學應用經濟系. 學生：蕭姎凌國立高雄大學應用經濟研究所摘要. 本文旨在探討全民健保對台灣老人居住安排的影響。全民健保的實施提供老人部份醫療支出的補助，降低未來醫療風險與成本的不確定性，因而產生間接的所得效果，在老人經濟狀況更獨立自主下，生活費用越不用依靠子女的奉養，是否造成獨居或僅與配偶同住機率會顯著上升？本文採用衛生署國民健康局「台灣地區中老年身心社會生活狀況長期追蹤調查」共五年的 Panel 資料，將調查資料中所有受訪老人依全民健保實施年度區分成 1995 年前有健保者及 1995 年前無健保者兩個族群。在全民健保實施後，因 1995 年前有健保者醫療風險並無改變，所以將其視為對照組；1995 年前無健保者轉變成有健保，會受健保制度實施的影響，因此將其視為對照組。本研究採用「差異中的差異」（Difference-in-Difference）方法，以 Random effect Probit 機率模型估計全民健保實施前後對台灣老人獨居或僅與配偶住機率的影響。實證結果發現，全民健保政策效果對老人獨居機率並無顯著影響，雖然老年人在全民健保上獲得醫療支出補助佔可支配所得的比例頗高，但這並不是主要構成改變其居住安排的誘因。在受到傳統觀念影響下，兒子個數的多寡為影響老人居住型態的主因；此外，當受訪者已婚且配偶建在、擁有資產或有工作、越偏好獨居或僅與配偶住及長子女有偶或有工作下，老年人越會傾向獨居或僅與配偶住。關鍵字：全民健保、差異中的差異、老人居住安排. II.

(4) An Empirical Analysis of the Effect of the National Health Insurance on Living Arrangement of the Elderly Advisor: Dr. Shao-Hsum Keng Department of Applied Economics National University of Kaohsiung MA Student: Yang-Ling Shiau Department of Applied Economics National University of Kaohsiung Abstract The purpose of this paper is to investigate the effect of the National Health Insurance (NHI) on living arrangement of the elderly. The NHI offers substantial medical subsides to the elderly who were previously uninsured and reduce uncertainty about future medical risks and costs, which makes the elderly more economic independent. As a result, the probability of the elderly living alone or with spouse is expected to increase. We use data from the Survey of Health and Living Status of the Elderly in Taiwan to exam whether the elderly will be more likely to live alone or with spouse after the NHI. After NHI was implemented, the respondents who had health insurance before 1995 are viewed as control group whereas the respondents who did not have health insurance before 1995 are treated as treatment group. We use Difference-in-Difference and Random effect probit model to estimate the Effect of the National Health Insurance on the probability of the elderly living alone or spouse. We found that the NHI has no significant effect on the probability of living alone or with spouse although the elderly obtain substantial medical subsides from the NHI. The tradition of living with the son is the main determinant of the living arrangement of the elderly. Moreover, an individual is more likely to live alone or with spouse if he/she is married and the spouse is still alive, is currently working, has financial assets, shows strong preference to living alone or with spouse as well as if his(her) first child is married or currently working. Keyword: National Health Insurance, Difference-in-Difference, Living Arrangement III.

(5) 目錄致謝詞............................................................................................................................ I 中文摘要....................................................................................................................... II 英文摘要...................................................................................................................... III 目錄..............................................................................................................................IV 圖目錄........................................................................................................................... V 表目錄..........................................................................................................................VI. 第一章研究動機與目的.............................................................................................. 1 第二章文獻回顧.......................................................................................................... 7 第三章實證模型與分析............................................................................................ 14 第四章實證資料來源與說明.................................................................................... 20 第一節實證資料來源........................................................................................ 20 第二節變數建構與敘述性統計........................................................................ 21 第五章. 實證結果...................................................................................................... 33. 第六章結論................................................................................................................ 39. 參考文獻...................................................................................................................... 41. IV.

(6) 圖目錄圖一臺灣六十五歲以上老年人口歷年比例趨勢.......................... 1 圖二六十五歲以上老年人口實際居住狀況比例.......................... 2 圖三六十五歲以上老年人口生活費用比例來源.......................... 3 圖四 2007 年個人醫療費用佔個人可支配所得比例-按年齡別 .............. 5. V.

(7) 表目錄表一歷次調查追蹤世代之樣本數與年齡範圍變化....................... 21 表二受訪者歷次問卷中獨居或僅與配偶住及與其他人住之居住安排變化... 26 表三變數名稱、定義與敘述性統計................................... 31 表四台灣老人居住安排Probit模型估計結果........................... 37. VI.

(8) 第一章研究動機與目的依據聯合國世界衛生組織（WHO）的標準，六十五歲以上老年人口占總人口的比例超過 7％即邁入高齡化社會。根據行政院戶政司的統計資料，如圖一所示，台灣在 1993 年其老年人口比例已超過 7％，到 2007 年更高達 10.2％，顯示台灣早已成為人口老化的國家，我國老化速度更是與日本並列全球第二，依據經建會的預估，由於戰後嬰兒潮出生的人口在近十年即將邁入六十五歲，到 2017 年，台灣六十五歲以上老年人口比例將達到 13.67％高峰。. 圖一臺灣六十五歲以上老年人口歷年比例趨勢. 資料來源：行政院戶政司. 隨著我國社會經濟蓬勃發展及醫療品質的提高，加上壽命的延長，使得家庭結構窄化，在老年人口不斷攀升及生育率連年下降之下，台灣已邁入高齡少子化社會。人口結構的改變將會帶來許多社會衝擊，包括政府財政負荷加重、勞動參與率下降及消費行為的改變等，老人則主要面臨居家照護、醫療保健及經濟自主 1.

(9) 能力這三個層面的問題，為因應老年人口迅速擴張所帶來的社會經濟需要，政府也相繼擬出鼓勵生育、國民年金及加強老人健康照護等相關政策措施。隨著家庭結構的轉變，老年人的居住型態也逐漸在改變中，傳統農業社會皆是以大家庭為普遍的居住型態，子女透過與父母同住可就近照護老年人的生活所需，但隨著社會變遷，許多人因就業或就學需要到外地居住，居住型態因而呈現多樣化，現代家庭組織結構的主流更是被小家庭取而代之，導致與父母同住的家庭制度瓦解，因此有越來越多的老年人選擇獨居或僅與配偶同住。由圖二可知，自 1986 年來父母與子女同住的比例（offspr）逐年下滑，而老人獨居（alone）及僅與配偶同住（spouse）的比例則逐年增加。在內政部「民國九十四年老人狀況調查報告」的統計數據中，六十五歲以上老人三代同堂的居住方式佔 37.87％為最多數；老人獨居或僅與配偶同住佔 35.86％。. 圖二六十五歲以上老年人口實際居住狀況比例. 資料來源：「老人狀況調查報告」內政部統計處編印 2.

(10) 另外，在六十五歲老人理想居住型態中，實際居住方式為兩代同堂及三代同堂但未來希望獨居或僅與配偶住的比例分別為 16.54％及 5.93％；而實際獨居及僅與配偶居住且希望未來保持不變的居住方式的比例分別為 65.64％及 68.67 ％，雖然台灣老人目前還是以與子女同住為主要居住方式，但仍有遠超過四分之一的老人獨居或僅與配偶居住，且獨居或僅與配偶居住的老人都過半數希望維持同樣的居住方式，以上數據皆顯示台灣未來老人獨居或僅與配偶居住的傾向越來越高。. 圖三六十五歲以上老年人口生活費用比例來源. 資料來源：「老人狀況調查報告」內政部統計處編印. 3.

(11) 關於老人退休後的經濟支持，其收入來源不外乎來自子女奉養、社會救助、退休金等收入，因此我們將六十五歲以上老年人口的收入來源分成上述三類及其他收入（else）四部份，其中社會救助（socsecu）包含政府救助生活津貼，退休金收入（pension）涵蓋老年人或配偶的積蓄、利息、租金或投資所得、終身俸或退休金、工作收入、撫卹金及保險給付，統計歷年比例後由圖三觀察其變化情形。由圖三可發現，老人生活費用絕大部分來自子女奉養（offspr），但比例卻呈現逐年遞減的現象，由 1986 年 65.81％降至 2005 年的 52.37％；社會救助部分反而有逐年提升的趨勢，從 1989 年就一直攀升至 2005 年的 33.44％；另外，老年人口的退休金收入比例也不斷提高，這都顯示老人在生活支出上越來越不用依賴子女。因此，無論從老人實際居住狀況或子女奉養比例觀察，老年人口與後代之間的關係確實呈現逐年減弱趨勢。因身體機能會隨年齡上升而退化或失去功能，所以老年人口的醫療支出為一般人的 2.5 倍，雖然台灣已實施全民健保，但七十歲以上老年人口總醫療支出佔家庭總支出的比例高達 24.24％（行政院主計處，2007）。根據衛生署統計，觀察 2007 年個人醫療費用調查資料，發現四十歲後的醫療支出急速上升，而且在五十歲後皆高達 50,000 元以上，顯示越高齡的人其醫療費用支出越高 1；若依年齡別觀察個人醫療費用佔個人可支配所得比例 2，如圖四所示，老年人的醫療負擔隨著年齡的增長上升，因此對老年人而言，醫療支出無疑是龐大的財務負擔，再加上工業化及都市化的發展，導致許多女性投入就業市場，家庭成員照顧功能式微，將多重提高老人的醫療需求，並預期未來老年人所得用在醫療支出的比例日漸加重。 1. 資料來源為衛生署衛生統計系列（五）國民醫療會計帳（NHE）調查歷年國民醫療保健，按年齡別、性別及疾病別統計個人醫療費用，在 2007 年，個人醫療費用從 40 歲～49 歲群組的 47, 364 元上升至 50 歲～59 歲群組的 62,563 元，差距幅度最大。 2 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。其中所得收入總計包含受僱人員報酬、產業主所得、財產所得收入、自用住宅設算租金收入、經常移轉收入及雜項收入；而非消費支出包含利息支出及經常移轉支出。 4.

(12) 圖四 2007 年個人醫療費用佔個人可支配所得比例-按年齡別. 資料來源：2007 年衛生署國民醫療會計帳（NHE）、2007 年主計處家庭收支調查. 伴隨人口高齡化，使得國內有關老人議題的研究如雨後春筍般，相繼在各個領域蓬勃發展，但大多偏重老人精神心靈及福利政策層面，也有許多研究從老人醫療保險為導向，但大部份皆探討其醫療保險實施後對老人的醫療利用或健康狀況的影響，國內在探討醫療保險對居住安排的影響這方面的研究尚欠缺；但在國外卻有許多此議題之相關文獻，如 Engelhardt、Jonathan and Perry（2002）主要研究社會安全給付對老人居住安排的影響，結果發現已婚及每年社會安全給付金額越高者越傾向獨居，及 Costa（1998）探討老年補助對無配偶之女性老年人口與家人居住情形的影響，其中無配偶包含離婚、未婚及喪偶三種婚姻狀況，實証結果顯示無配偶之女性老年人若為白人及老年補助金額越高者與家人同住機率越低，上數種種研究均說明醫療保險跟老年人口居住安排有密切關係。政府為了提供更完善的醫療制度，自民國三十九年陸續開辦各類型的社會保 5.

(13) 險。從最早為了保護勞工工作安全，在面臨職業災害時更能獲得保障，於是在民國三十九年開始辦理勞工保險；到民國四十七年，為增進公務人員福利，讓其生活獲得基本保障，由總統頒布了公務人員保險，除了強制公務人員納保外，還將其配偶、父母及小孩列入保險對象；之後在民國七十四年為維護農民健康，於是參照勞工保險，實施了農民健康保險。雖政府先後極力推廣多項社會保險，但這些健康保險包含了 57﹒48％的台灣人口，為了使全體國民獲得公平的醫療服務，直至民國八十四年政府實施強制性全民健保，其主要宗旨為人人均納保，迄今投保率已接近 100％（健保局，2000）。在人口老化及政府實施全民健保之際，中老年人的醫療保健為一值得關注的議題，本研究主要目的為探討全民健保實施後對台灣老人居住安排的影響。在全民健保實施之後，有可能會改善老年人的健康狀況，使老年人無須在日常生活上依賴別人，同時也提供了部分醫療補助，其同等於對老人所得做一間接補貼，降低老人面臨未來不確定性的醫療風險與成本，由此可知，在影響老人居住安排的因素中，老年人的所得及健康狀況為兩個主要的因素。因此我們預期台灣老人在全民健保實施後，經濟更能獨立自主下，會傾向獨居或僅與配偶同住，越不倚賴子女。本篇文章的研究架構上，分述如下：第一章介紹論文的研究動機與目的；第二章則回顧並比較國內外相關文獻，將其分類陳述，以便在本文做進一步的延伸；第三章為實證模型與分析；第四章說明本篇論文實證資料的來源，並解釋變數的建構及樣本敘述性統計；第五章為實證結果分析；第六章為結論。. 6.

(14) 第二章文獻回顧在低出生率及低死亡率下，老年人口大幅提升，國內對老人議題的分析不少，但大都著重在老人的醫療利用、健康狀態及福利政策，探討老人居住安排方面較缺乏；反之，在歐美國家，為了因應老年潮的來臨及建立更完善的社會制度，已有許多探討老人居住安排的文獻。關於老人居住安排的各類文獻，探討的議題與關注的角度廣泛，有著重於老人居住安排變動情形的探討，如 Chao-Nan Chen（1998），採用國民健康局所提供「台灣地區中老年身心社會生活狀況長期追蹤調查」1989 年和 1993 年的資料，來探討在這兩年期間台灣老人居住安排的變動情形及其影響。此文將生命週期、資源改變、老人遷徙及背景因素納入模型，來探討老人居住安排的改變。在生命週期變數方面，主要包含老人之健康及經濟狀況，尤其以健康因素影響最為重要，因為一旦老人的身體健康狀況變差，老人可能會移居至與子女同住以便就近照顧，或遷移至療養院，但在老人健康狀況不變下就不會改變其居住型態；另外，在生命週期變數裡，包含受訪者結婚、再婚、離婚、配偶或子女死亡及環境改變等因素，顯示許多生命週期階段性的改變都會影響老人之居住安排。研究結果發現，台灣地區老人在這四年間有 86％的樣本沒有改變其居住型態，居住慣性很高；在有改變的樣本中，以改變至「與配偶住」及「與家人住」這兩種類型居多。若將老人居住型態分成「獨居」、「與配偶住」、「與家人住」及「與其他人住」四種型態來分析居住慣性，可發現在 1989 年「與家人住」之樣本居住慣性最高，其他依序為「獨居」、「與配偶住」及「與其他人住」。會改變居住型態者通常是對現階段的居住安排不滿意，所以同時發現這些變動居住型態的老人對親子情感及經濟支持的生活滿意度有增加的趨勢。作者利用 Logistic model 估計老人改變居住安排的機率，發現造成變動主要有三個動機：即（1）老人為了援助子女而遷移至與子女同住（2）老人因自己的需求而與子女分居（3）已婚者較不易改變 7.

(15) 其居住型態。 Cecilia Tomassini and Douglass A. Wolf(1999)，利用義大利主計處（ISTAT） 1990 年、1994 年及 1995 年的調查資料，針對六十五歲以上老年女性人口，探討其居住安排變化情形，並將受訪樣本的婚姻狀況限制為無配偶（包含離婚、未婚及喪偶）的情形。作者將受訪者居住狀況分成三種型態，分別為（1）獨居（2）與子女住（3）與其他人住，並利用 Multinomial Logistic Model 對 1990 年、1994 年及 1995 年的調查資料分別作迴歸估計。而在這三年的估計結果皆有以下一致性的發現：擁有自有住宅之受訪者比沒有自有住宅之受訪者較不傾向與子女同住，相對於獨居的機率則會增加；受訪老人隨著年齡的增加，與子女同住機率會降低，但降低的幅度呈現遞減狀態；子女個數越多者越不會與其他人住，從未結婚之受訪者則較趨向與其他人同住。另外，在 1990 年及 1995 年，教育程度越高、健康狀況越好及居住在中部地區皆會顯著降低與子女同住的機率。藉由 Likelihood-ratio 檢定統計量來觀察在這五年間居住安排的變動情形，發現受訪老人與子女同住及與其他人同住有顯著的增加，相對地獨居比例下降。有可能是因為晚婚及未婚比例越來越高，或是子女延長受教育年數而較晚進入勞動市場，所以使受訪老人與子女同住趨勢增加。另一類文獻則側重於探討各國間文化、種族間的差異是否對老人居住安排造成影響，如 Linda G. Martin（1989），分析馬來西亞、斐濟、韓國及菲律賓四個國家中，人口統計及社經因素對老人不同居住型態下的影響。因這四國居住人口種族多樣化，故在文中針對種族差異化作探討。此文採用 1984 年世界衛生組織（World Health Organization）調查的老年人口資料，首先利用 Logit 模型對老人與子女共居機率作迴歸，再更進一步用 Multiple Logit 模型探討影響老人僅與配偶住、與子女同住及與他人住機率的因素。實證結果顯示，除了韓國以外，老人年紀愈大，與子女共居機率越小，其原因為子女在結婚後較傾向建立獨立的家庭，父母也想要擁有自己個人的生活隱私；除了菲律賓外，男性比女性與子女共 8.

(16) 居居率高。在馬來西亞，有一半的人口為馬來西亞人，三分之一為中國人，其餘為印尼人，因為馬來西亞人離婚及再婚率高，所以與子女共居比例比中國人及印尼人低，顯示種族差異化並無在馬來西亞對老人居住安排造成顯著影響；在斐濟，約三分之二的人口為斐濟人，其餘為印尼人，斐濟人遷居較頻繁且離婚率較高，故較不傾向與子女共居；在韓國，有超過一半的人口有宗教信仰，思想較傳統保守，因此韓國人與子女共居比例高；在菲律賓並無種族多樣化問題，因此並不加入文化差異變數作探討，但菲律賓人與韓國人相同的是有宗教信仰的情形很普遍。 Won, Young–Hee and Lee, Gary R.(1999)，研究影響韓國老年人口居住安排的因素，並與美國比較影響老人居住安排的變數是否相似，來探討東西文化間的差異。雖然韓國與父母同住比例日趨下降，但在東方傳統文化中認為，與父母同住是晚輩盡孝道的一種表現，所以在韓國還是大約有四分之三的人口與父母同住；反之，在美國卻認為子女盡孝道的表現並不是反映在與父母共同居住的關係上。文中採用 1998 年針對韓國漢城六十歲以上老年人口的調查資料，且將樣本限制在受訪者至少有一名已婚子女的情況下做分析。研究結果發現，影響兩國老人居住安排的因素相似，年齡越高、家庭觀念（familistic norm）越重、教育程度越低及無偶之老年人口與已婚子女同住機率越高；此外，女性老年人口與已婚子女居住機率較男性高，可能的原因是由於女性教育程度較低及婚姻關係較不健全；另外，受訪老人健康狀況越好與子女同住機率卻呈顯著增加，與美國研究結果相反，這可能是以下兩個主要因素所造成：（1）父母與子女同住可獲得生活上的照顧，因而較健康（2）健康狀況不好的父母希望不要造成子女的負擔而與子女分居，而健康狀況良好的父母可幫忙子女料理家務或照顧孫子；在受訪者子女的總個數，並不會顯著影響其與子女同住機率，但若只估計兒子個數，卻會使受訪老人與子女同住機率顯著增加。有關保險制度對居住安排影響的文獻研究中，如 Dora L. Costa（1997），探 9.

(17) 討美國軍人退休金的補助方案對老人居住安排的影響。Costa 認為老年人是否為戶長可反映其在家庭中的權力地位及獨立自主能力，並由統計結果發現若老年男性為戶長時，獨居趨勢呈現歷年遞增。並採用 Probit 模型估計軍人每月退休金補助金對老年人口與家人共居的機率，實證結果發現，當軍人每月退休金補助金每多增加一元，其與家人共居機率會顯著下降 0﹒0075；另外，由於軍人退休補助金多寡是視其年齡及健康而定，故加入軍人退休補助金年與年齡、健康的交叉項，呈現極小值及皆不顯著，顯示退休金並無隨年齡及健康波動；在經濟狀況方面，若老年人沒有資產下，與家人共居機率呈顯著增加；另外，軍人退休補助金對於薪水較高的退伍軍人無顯著影響。在 1910 年至 1994 年間，所得為老人選擇獨居的重要因素，與家人共居比例下降的幅度有 80％是因為所得增加的因素，但近來資料發現所得不再為重要影響因素之一，這可能是因為國民所得提高及獨居成本下降所造成。 Dora L. Costa（1998），探討美國老年補助對無偶老年女性人口居住安排的影響。無偶包含離婚、喪偶及從未結婚的女性，他們通常在經濟狀況較易遭遇困境，也較倚賴家人，因此老年補助對其影響很深。老年補助政策在 1935 年實施，考慮政策實施延遲效果及在 1950 年後老年補助對居住安排產生的效果具內生性，因此採用美國 1940 年到 1950 年老年人口調查資料，並利用 Pooled OLS 模型作迴歸分析。實證結果發現，老年補助增加及老人教育程度愈高時，無偶老年女性與家人共居機率顯著下降，且若為白種人相較其他種族與家人共居機率少 0﹒03；35 歲至 44 歲女兒與 64 以上老年人口比例越低，無偶老年女性與家人共居機率會越低；子女經濟狀況僅以 25 歲至 44 歲年齡層的收入表示，若子女收入越高，會越歡迎父母與其同住，無偶老年女性與家人共居機率上升。此外，在 1940 年到 1950 年間，無偶老年女性與家人共居比例下降 80％的趨勢，有 27％的原因可被老年補助增加所解釋。 Gary v. Engelhardt、Jonathan Gruber and Cynthia D. Perry（2002），利用 1980 10.

(18) 年到 1990 年的 CPS 資料，研究美國社會安全給付政策實施後對老人居住安排的影響。文中用普通最小平方法（OLS）分析平均每年社會安全給付收入是否會影響老人非獨居的機率。實證發現，平均每年社會安全給付收入增加、老人為白種人或已婚者，都會使老人非獨居機率顯著上升。作者統計 1960 年到 1995 年 65 歲以上老人之婚姻狀況後，顯示離婚比例有逐年增加的趨勢，所以更進一步將樣本依婚姻狀況分成喪偶、離婚、已婚及未婚四種情況作迴歸分析，發現受訪老人為喪偶或離婚下，平均每年社會安全給付收入的增加會造成老人非獨居機率顯著下降。並經估計發現，若將社會安全給付金額刪減 10％，會增加 60 萬個以上非獨居的老人。若再依婚姻狀況分析，喪偶者佔 43 萬人以上，離婚者佔 11 萬人以上，這也顯示當老人婚姻狀況為喪偶或離婚下，因經濟狀況較不穩定，所以所得彈性較大；老人在婚姻關係健全下，由於獲得配偶互相的經濟支持，相對而言所得彈性較小。 Eric Edmonds et al.（2004），發現政府退休金補助政策在已開發國家對老人獨居情形並無顯著影響，因此採用 1996 年南美洲家計人口統計中心調查資料，針對屬於開發中國家的南美洲，探討退休金補助方案對老年女性黑人居住安排的影響，由於退休金補助方案年齡限制為六十歲，所以將樣本限制在六十歲以上之老年女性人口。退休金補助政策實施後，使家庭收入增加，間接使得女性越早離開勞動市場，提早退休的情形增加，此外還造成婦女生第一胎的年齡提早及子女個數增加。採用 Discontinuity 模型作迴歸分析，在實證結果發現，退休金補助方案實施後，會使家庭成員個數增加，老人獨居情形反而減少，這是因為南美洲家庭收入通常為低所得，老年人在獲得補助的退休金後，可幫助家中經濟狀況的改善，甚至可間接使下一代的經濟獲得支持，不過此間接移轉效果卻扭曲了政府政策的實施目的。胡雅茜（2006），採用行政院衛生署「民國八十八年台灣地區中老年身心社會生活狀況長期追蹤調查」資料，比較獨居及非獨居老人醫療服務的利用機率， 11.

(19) 及在就醫的情形下，兩者的醫療利用量是否有顯著的差異。此文將老人醫療利用行為分成兩階段並採用兩部分模型（two-part model），其中醫療類別分住院、西醫門診、中醫門診、牙醫、急診、自行購買藥及居家護理這七項作探討，因不可觀測變數同時影響老人居住安排及醫療利用而可能產生了內生性問題，所以加入「子女特性」為工具變數，並在醫療利用機率模型估計中分別在假設有內生性及假設沒有內生性進行迴歸分析。實證結果發現，獨居老人使用居家護理及住院機率高於非獨居老人，而且在已就醫的情形之下，獨居老人的住院天數及利用居家護理服務的次數也比非獨居老人來的多，推測原因為非獨居老人比獨居老人享有更多來自家人朋友日常生活的照顧，因此獨居老人較依賴居家護理服務，及非獨居老人在住院後，獲得比獨居者較多非正式的照護而提高復原率。並建議未來可透過政府政策的實施來改變老人的居住安排，進而影響醫療資源的配置，有效的降低社會醫療負擔。連賢明（1994）分析子女對老人居住安排的影響，認為子女間奉養父母的互動行為、所得效果及居住偏好會影響老人的居住安排，因此從子女的觀點出發，去探討老人獨居、和子女同住及台灣特有的「輪居」三種居住型態的決策。在理論分析中，採用賽局將子女間的互動納入分析，發現老人在共居的情形下，是由於子女分工奉養父母的結果；老人輪居則是兒子間在面臨「囚犯的困境」下妥協的行為。在實證方面則採用 1988 年「台灣婦女生活狀況調查」資料，以 Multinomial Logit model 探討老人的居住選擇。實證結果發現，所得越高的兒子與父母共居機率越低，但給予奉養父母的費用卻越高，所得越低的兒子反而與父母同住機率越高，這也反映了子女間彼此分工的行為；此外，輪居的老人年紀較大且教育程度低，但此類老人較偏好共居，在輪居家庭的兒媳教育程度高，媳婦為就業婦女下有較強的獨居偏好，此間接證實老人居住選擇為輪居是「囚犯的困境」下妥協的結果。另外，受訪者為長子、男性、居住在鄉下地區、父母親年紀越大與父母共居比例呈顯著增加；若受訪者所得越高、年紀越大、兄弟個數越多則與父母共 12.

(20) 居比例呈顯著減少。綜上所述，在影響老人居住安排的因素中，不外乎父母及子女的個人社經變數、婚姻狀況、身體健康及經濟情況，其中又以健康及所得為主要兩大影響老年人口居住安排的因素。此外，在社會保險與居住安排的研究文獻中，社會保險的實施對老人的經濟狀況有重要的影響，保險金對老人所得造成了直接或間接的補貼，使老年人在經濟上越能獨立自主，越不倚賴家人或其他人。在國外，針對保險制度對老人居住安排有許多文獻，但在國內，尚未有關此類研究，因此本文將全民健康保險制度與老人居住安排結合，探討健保實施下造成間接的所得補貼是否會對老人居住安排有顯著影響。. 13.

(21) 第三章實證模型與分析衡量醫療保險政策實施效果的實證分析方法有很多種，其中最佳的方法為實驗（Experiment）估計，但在調查資料上的成本很高，需要花費龐大的時間及資源，且若是有關健康研究之議題，需要長期追蹤樣本之健康狀況是十分困難的。另一種常被使用的方法為加入單一政策虛擬變數來估計醫療保險的效果，但若估計出全民健保政策虛擬變數對老人獨居機率有正的顯著效果，也不能代表全民健保實施為影響老人居住安排的主要因素，因為在全民健保實施之後，台灣文化快速變遷、人口老化及國民所得提高等種種外在因素，皆有可能影響老人居住型態，若未觀察到的因素與全民健保政策有正相關，又會影響老人居住安排，則老人獨居機率增加是被這些未觀察到的變數所影響，而不是因為全民健保制度的影響。而本文採用估計醫療保險的方法為「差異中的差異」（Difference-in-Difference），此法是將全部樣本分成實驗組(treatment group)及對照組(control group)二群，實驗組表示有受到政策實施後影響的群組，對照組為無受到政策實施後影響的群組；換言之，實驗組受到政策實施後的影響較鉅，而對照組受到政策實施後的影響較小。此法假設總體因素的影響對實驗組或對照組而言，皆無顯著的差異，如經濟環境的改變，對兩者的影響程度是相同的，所以我們便可經由假設線性迴歸估計模型為（3.1）式下，推導兩群樣本在政策實施前後的政策效果： y *i = β 0 + δ 0 d1i + β1 d ti + δ 1 d1i * d ti + u i. , i = 1,..., n. （3.1）. 下標i代表第i個樣本觀測值，n為樣本數，假定（1）X i 與隨機干擾項ε i 不相關；（2）ε i 的平均數等於零且E（ε i ε j ）＝0，i≠j。在Difference-in-Difference的主要解釋變數中，d 1 為政策實施前後之虛擬變數，當d 1 ＝1 時代表政策實施後；d t 為群組虛擬變數，當d t ＝1 代表為實驗組；d 1 * 14.

(22) d t 則表示政策效果之虛擬變數。再將（3.1）式中的δ 1 依照Difference-in-Difference計算方式，如（3.2）式表示： ∆y = ( yt1 − yt 0 ) − ( y c1 − y c 0 ). = {( β 0 + δ 0 + β1 + δ 1 ) − ( β 0 + β1 )} − {( β 0 + β1 ) − β 0 }. （3.2）. = δ1. 由△y 表示政策實施的效果，下標 1 代表政策實施後，下標 0 表示政策實施前；t 代表實驗組之樣本族群，相當於受政策影響較大者；c 代表對照組之樣本族群，也就是受政策影響較小者。δ 1 表示實驗組政策實施前後的改變減去對照組政策實施前後的改變，若 δ 1 有顯著效果，表示政策實施影響的影響效果顯著。因此，為了衡量全民健保實施前後對台灣老年人口居住安排的影響，本文將採用「差異中的差異」（Difference-in-Difference）方法。由於全民健保的實施，可知有健康保險人數比例在政策實施前後相差了 42﹒52 個百分點，前後比例相當懸殊，所以本研究將受訪樣本依 1995 年開始實施全民健保為基準年，將 1995 年前有健保者之樣本歸類為對照組，而 1995 年前無健保者之樣本歸類為實驗組。在 1995 年前，無健保者所面對的醫療風險及成本，在全民健保實施後大幅降低，至於對 1995 年前有健保者而言，由於原本就有健康保險，因此其所面對的醫療風險及成本並無太大改變。故將 1995 年前有健保者視為對照組；對 1995 年前無健保者而言，因全民健保實施後，從沒有保險變成有保險，所以將 1995 年前無健保者當成實驗組樣本。本研究在採用行政院衛生署國民健康局「台灣地區中老年身心社會生活狀況長期追蹤調查」資料下，而且主旨在分析全民健保制度的實施對老人〝獨居或僅與配偶住〞機率的影響，故本文將受訪樣本的居住型態分成二類，分別為（1）獨居或僅與配偶住（2）與其他人住，因此採用 Random effect Probit 模型，其「居住安排」決策的估計模型可以下列示之：. Y1*it = β ' X it + uit. E(u it ) = 0 , Var (u it ) = 1 , u it ~ N (0,1) 15. （3.3）.

(23) 其中Y* 1it 表示無法預測之個人效用函數，X it 為K×1 的解釋變數矩陣，β為未知參數矩陣。我們亦加入X it 解釋變數探討，其中包含了全民健保政策虛擬變數、表示受訪者為實驗組或對照組之虛擬變數、政策效果虛擬變數、受訪者之社經變數、表示受訪者健康和經濟狀況之解釋變數、長子（女）的社經變數，並在稍後會依序詳細探討加入解釋變數之動機。個別樣本是依個人效用函數作決策，雖然我們無從得知個人效用指數，但我們卻可觀察到受訪者最後居住方式之決策。故表示居住安排之變數Y* 1it 可由下列定義： Y 1it ＝1 if Y* 1it ＞0 ；即livalone＝1，表受訪者目前居住型態為獨居或僅與配偶共居 Y* 1it ＝0. if Y* 1it ≦0 ；即livalone＝0，表受訪者目前居住型態為與其他人住. 我們接下來求出居住決策（Y 1it ＝1）之機率密度函數，如（3.4）所示： P（Y 1it ＝1）＝P（Y* 1it ＞0）＝P（β’X it ＋u it ＞0）＝P（u it ＞－β’X it ）＝P（u it ＜β’X it ）＝G（β’X it ）. （3.4）. 其次，藉由機率密度函數求得的概似函數（Likelihood function）為 n. [ (. L = ∏ G β ' X it. ) ] [1 − G( β Y1iti. '. X it. )]. （3.5）. 1−Y1iti. i =1. 再將概似函數取對數後即可得對數概似函數（Log-Likelihood function），由下示表示：. {. (. ). log L = ∑ Y1it log G β ' X it + ( 1 − Y1it. ) log[ 1 − G ( β ' X it. ) ]}. 將對數概似函數一階微分後，即可得到參數的估計值。我們將加入之解釋變數詳細列於（3.7）式： 16. （3.6）.

(24) Y1*it = β 0 + δ 0 NHI + β 1 Hinsur 95 + δ 1 NHI * Hinsur 95 + β 2 Educ1 + β 3 Educ 2 + β 4 Ethn1 + β 5 Ethn2 + β 6Urban + β 7 North + β 8 Central + β 9 South + β 10 Son + β 11 Daugh + β 12 Singles + β13 Marital + β14 Marital * Spliv + β15 Livpr. （3.7）. + β16 Age + β17 ADL + β18Work + β19Wealth + β 20 Fcmarr + β 21 Fcwork + u it 在 Difference-in-Difference 的主要解釋變數中，NHI 為健保實施前後之虛擬變數，當 NHI＝1 時代表全民健保實施後；Hinsur95 為 1995 年前有無健保者之群組虛擬變數，當 Hinsur95＝1 代表 1995 年前無健保者；NHI* Hinsur95 則表示政策效果之虛擬變數。在解釋變數方面，本文將選取之變數歸納為（一）受訪者社經變數（二）受訪者健康狀況（三）受訪者經濟狀況（四）長子（女）社經變數四大類。並依序說明探討解釋變數的動機：（一）受訪者社經變數若受訪老人的教育程度越高，在身體保健觀念下，會越重視預防性的醫療，也越易取得保健資訊，健康狀況會越佳；在經濟狀況方面，教育程度通常與所得成正比，教育程度越高，經濟上越能獨當一面。此外，可能越會重視個人隱私，因此，本文在解釋變數裡加入了受訪老人的受教育程度（Educ），並預期教育程度越高越趨向獨自居住。另外，我們分別依受訪老人的居住型態及省籍作區分，將受訪老人分成本省人（Ethn）及非本省人兩種人，及分成居住在都市（Urban）及鄉鎮兩大類。台灣雖已邁入現代化，經濟活動深具廣度及深度，但地理型態山重水複，地狹人稠的居住環境，造成城鄉間文化及生活方式很大的差異。為了區別台灣老人在地區及文化上居住方式的差異，我們將受訪老人居住地區分成北部（North）、 17.

(25) 中部（Central）、南部（South）及東部（East）四個區域探討。在台灣，許多人的思維存在「養兒防老」的社會價值觀，因此加入兒子（Son）及女兒（Daugh）個數。又在傳統父權社會中，重男輕女的思想根深蒂固，子女對於奉養父母的責任有著普遍的共識，獨生子所背負奉養義務的包袱勢必比他人沉重，因而本文加入〝是否有獨生子〞（Singles）的虛擬變數，並推測若家中有獨生子，受訪老人會越不傾向獨居或僅與配偶共居。因將自變數分成獨居或僅與配偶住及與其他人住兩類，所以我們先將受訪樣本中“從未結婚”及“沒有子女”之樣本群刪除，只留下有婚姻經驗受訪者，所以加入〝受訪者婚姻關係是否存在〞（Marital）虛擬變數。在老人邁入晚年生活後，除了子女的奉養方式為影響老人居住方式之重要因素外，與配偶更是息息相關，因為彼此最可能成為共度餘生的對象。因此整理出〝受訪者配偶是否健在〞（Spliv）虛擬變數，並在迴歸式中加入其與〝受訪者婚姻關係是否存在〞之交叉項（Marital＊Spudie），更能貼切表達受訪老人婚姻狀況對其居住安排造成的影響。並預期受訪者在婚姻關係存在且配偶健在之情形，因夫妻同住下雙方可互相照應，所以趨向獨自同住。另外，老人理想的居住型態也為一重要構成居住安排的因素，當老人越喜歡某種居住方式時，其實際居住型態會越接近希望的居住安排方式，所以我們加入了〝老人居住偏好〞（Livpr）的虛擬變數。（二）受訪者健康狀況在受訪者健康狀況中，我們以年齡（Age）及自理能力指標（ADL）為代表。年齡越大，身體機能日漸衰退，健康存量會隨年紀增長而呈現折舊與號損狀態，因此我們認為年齡對健康而言具有十足的代表性，並預期受訪老人年紀越大，健康狀況越差，越需倚賴他人照料，因此不趨向獨居或僅與配偶同住。受訪者在邁入晚年生活後，在行動上勢必不如以往來得靈活，因此是否能獨力照顧自己的生活起居成為影響其居住型態的重要關鍵，並推估生活能力指標越低，越不會獨居 18.

(26) 或僅與配偶同住。（三）受訪者經濟狀況若受訪老人有工作下，表示其還有流動的經濟來源，因而再加入工作狀況（Work）解釋變數。此外，因調查受訪對象皆在 1989 年時已為年滿 60 歲以上之老年人口，大部分都已瀕臨退休年紀，因此若從受訪者現有資產衡量經濟狀況會比用每月所得衡量較貼切，故加入〝受訪者是否擁有資產〞（Wealth）虛擬變數。並推估受訪者若擁有工作及資產，在經濟上越能獨立自主，較易獨居或僅與配偶同住。（四）長子（女）社經變數當前台灣社會中，浮現人口快速老化及少子化的現象，家庭本身的支援系統越來越薄弱，因此長子（女）在家庭中較其他子女更有對父母奉養的義務，故加入受訪者長子（女）主要的社經變數作探討。受訪者長子（女）的婚姻狀況改變為其與父母居住方式產生變化的主要轉涙點，子女可能因為結婚後想要組織自己獨立的家庭而較易與父母分居，因此我們加入了長子（女）婚姻狀況的虛擬變數（Fcmarr），並預期長子（女）婚姻狀況為已婚下，受訪老人傾向獨自居住；在長子（女）的教育程度，因工作與教育有高度的正相關，所以我們僅加入且長子（女）工作狀態（Fcwork）虛擬變數分析，也可以此表示子女之經濟狀況。. 19.

(27) 第四章實證資料來源與說明第一節實證資料來源本研究採用行政院衛生署國民健康局「台灣地區中老年身心社會生活狀況長期追蹤調查」研究之縱貫面 panel 資料，共包含五次主波面訪調查、一次簡短面訪及一次簡短電訪。本文選取其五次主波面訪調查，因為本研究是探討全民健保實施前後的影響，故以 1995 年實施全民健保為中介點，實施前的調查資料採用 1989 年及 1993 年，實施後的調查資料則採用 1996 年、1999 年及 2003 年。此項調查研究抽樣方法歷年皆採用三段系統隨機抽樣法，本文並依據國民健康局人口與健康調查研究中心的統計，將五波調查中之年別、總完訪樣本數與受訪對象年齡範圍整理成如表一所示。首先於 1989 年第一次調查中，以 1988 年底全台灣地區 331 個平均鄉鎮市區年滿 60 歲以上之老年人口為調查母體，第一階段依行政區、教育程度及總生育率分成 27 層，先隨機抽選 56 個鄉鎮市區，第二階段再由有選取之鄉鎮市區中依比例抽選鄰，最後第三階段由每鄰抽出兩位老人樣本個案，共有 4421 筆等機率隨機樣本，佔總樣本比例為 1∕370；1993 年第二次追蹤調查則延續了 1989 年第一次調查之原追蹤世代（指仍存之 64 歲以上受訪者樣本）；1996 年第三次追蹤調查時，包含「67 歲以上追蹤調查世代樣本」及「50 至 66 歲追蹤調查世代樣本」兩個子群體，「67 歲以上追蹤調查世代樣本」亦延續 1989 年追蹤調查樣本，「50 至 66 歲追蹤調查世代樣本」則運用補充樣本之雙重世代研究法另行抽選新樣本；1999 年第四次追蹤調查為延續 1996 年調查之樣本；在 2003 年第五次主波調查，除了針對前幾波調查受訪對象為第五次追蹤面訪調查外，也比照 1996 年補充樣本之雙重世代研究法抽出「50 至 66 歲新世代樣本」。由於本研究目的在於探討全民健保實施前後，是否對台灣老人的居住安排產生影響，故樣本選取以 1989 年調查對象為依據，將之後新增之樣本剔除，所以 20.

(28) 並不採用 1996 年「50 至 66 歲追蹤調查世代樣本」、1999 年「53 至 69 歲追蹤調查世代樣本」、2003 年「50 至 56 歲追蹤調查世代樣本」及「57 至 69 歲追蹤調查世代樣本」。另外，由於本文將受訪對象分成三類，分別為（1）獨居或僅與配偶同住（2）與子女同住（3）與其他人同住，將“從未曾結婚”及“無子女”之受訪樣本排除在外，僅採“有婚姻經驗”及“有子女”之受訪對象為實證樣本，再刪除遺漏值及樣本經過篩選後，可供研究樣本總數共計 9186 筆。. 表一歷次調查追蹤世代之樣本數與年齡範圍變化年別. 總完訪樣本數（年齡範圍）. 第一主波第二主波第三主波. 1989 1993 1996. 第四主波. 1999. 第五主波. 2003. 4049（60＋） 3155（64＋） 2462（50–66） 2669（67＋） 2130（53–69） 2310（70＋） 1571（50–56） 2035（57–69） 1743（73＋）. 是否採用採用採用不採用採用不採用採用不採用不採用採用. 資料來源：國民健康局人口與健康調查研究中心. 第二節變數建構與敘述性統計問卷內容主要涵蓋七大部分，分別為（1）個案背景資料、婚姻及居住狀況（2）家戶結構、居住歷史及親屬概況（3）健康、醫療利用與衛生行為（4）生活支持與交換（5）工作、就業歷史及退休狀況（6）休閒活動與社會參與（7）經濟狀況。以下針對應變數及自變數的定義作逐一作詳細介紹：. 21.

(29) 一、應變數（一）變數建構本文採用Probit模型，將應變數定義為（1）受訪者獨居或僅與配偶同住（2）受訪者與其他人同住兩大類。關於受訪者獨居或僅與配偶同住的界定，本文參考逐年問卷中「家戶結構、居住歷史及親屬概況」此部分的問項，並將每年問卷過程紀錄調查的居住型態中，受訪老人若為榮民之家、仁愛之家或其他安養機構的居住形式先歸為與其他人同住，再將各年問卷資料如何處理應變數詳細分述如下：在1989年的問卷中，「家戶組成與社會支持網」調查資料問及“請問共有多少人住在這一戶裡？”，將回答1之受訪者歸於〝獨居或僅與配偶住〞，因為回答 2之受訪者不一定是跟配偶同住，也有可能僅是和其他家戶成員或非家戶成員同住，所以不能歸類成〝獨居或僅與配偶住〞；另外，也採用問卷資料問及受訪者 “請問現在有幾個孩子與你同住？”，我們將回答1以上者歸類為〝與其他人同住〞；及在「居住歷史」的問項中，將部分受訪老人分成“個案現在是獨自居住或只和配偶同住”及“除配偶外個案現在並且和其他人同住”兩類，我們將回答前項之受訪者歸為〝獨居或僅與配偶住〞以補足遺失資料。在1993年，本研究採用「1993年台灣地區老人調查過錄記號簿II」的資料。在此調查問卷中統計了老人與其他家戶成員居住之情形。首先，將問項“除個案外，本戶共幾人？”中，回答0者視為〝獨居或僅與配偶住〞，因回答1者並不表示受訪老人是僅與配偶住，也有可能是僅與其他家戶成員或非家戶成員同住，所以並不能將此居住情形視為〝獨居或僅與配偶住〞；並將問項“是否有個案的配偶同住？”調查中，回答同住者先歸到〝獨居或僅與配偶住〞項中，再將依家戶成員如丈夫的父母、妻子的父母、丈夫的兄弟、女婿、除個案及配偶外其他六十歲以上老人、其他親戚及其他非親戚逐一提問是否同住之顯示資料，回答同住之受訪者歸類成〝與其他人同住〞，以便將受訪者僅與配偶住但不與其他人住之居 22.

(30) 住型態分類出來；最後，將有關與子女共居情形之問項如“有幾個已婚兒子（已婚女兒、未婚兒子、未婚女兒）同住”之問題依序提問的資料，將回答1以上者皆歸為〝與其他人同住〞，再將總括性問題中問及受訪者“同住子女數”之資料，回答1以上者視為〝與其他人同住〞。在1996年、1999年及2003年三年皆採相同的問項。調查員會依據家戶成員表勾選出目前與受訪者同住之所有家戶成員，選項包含：〔a〕只有一人獨居〔b〕配偶〔c〕未婚子女〔d〕已婚兒子〔e〕媳婦〔f〕男方之父母親〔g〕女方之父母親 3〔h〕已婚女兒〔i〕孫子女〔j〕其他親戚〔k〕其他非親戚。上述為選項〔b〕～選項〔k〕才可複選。因本文將獨居老人定義為自己住或僅與配偶住，因此將〝只勾選選項〔a〕〞或〝僅勾選選項〔a〕及選項〔b〕〞兩種情形歸類為〝獨居或僅與配偶住〞，其餘情形皆歸為〝與其他人同住〞。（二）敘述性統計我們再更進一步將受訪老人〝獨居或僅與配偶住〞及〝與其他人同住〞之兩群人分成實驗組及對照組，如此可只單一觀察實驗組歷年的變化，並比較歷年百分比之變動情形，排除不受政策實施影響之對照組，能更能清楚了解全民健保政策前後對老人居住安排的影響。根據表二，可知自 1989 年第一次問卷，在實驗組樣本中，受訪者〝獨居或僅與配偶住〞個案佔總實驗組樣本數百分比為 13.538％，之後不斷持續遞增，至 2003 年比例高達 27.944％，其中又以 1989 年至 1993 年上升幅度最大，差距 7.839 ％；若觀察全民健保實施後的比例，可發現在 1996 年至 1999 年上升 1.62％，1999 年至 2003 年上升 4.462％，獨居或僅與配偶住比例的邊際效果為遞增。再更進一步探討對照組之受訪老人歷年〝獨居或僅與配偶住〞歷年變化，其波動情形與實驗組相同，由最初 1989 年的比例 17.572％逐年上升至 2003 年的比例 28.478％，不過與實驗組不同的是在 1996 年至 1999 年有一跌宕情形，下滑了 3. 〔f〕男方之父母親與〔g〕女方之父母親為受訪者之父母親與受訪者配偶之父母親。 23.

(31) 1.876％，而同樣也是在 1989 年至 1993 年上升幅度最大，相差 7.211％；相同地再觀察全民健保實施後的比例，可發現在 1996 年的 26.602％下降到 1999 年的 24.504％，但至 2003 年又回升至 28.478％。由以上分析結果顯示，不管是實驗組或對照組，在〝獨居或僅與配偶住〞之逐年變化，除 1999 年對照組有一跌幅外，皆是呈現遞增趨勢，且相同在 1989 年至 1993 年兩年間變化最大。雖然實驗組與對照組兩者間歷年獨居或僅與配偶住的變動趨勢並無太大差異，但這是在為控制其他因素下的統計結果，我們必須在控制其他解釋變數下，才能評估全民健保對老人居住安排的真正效果。二、自變數（一）變數建構在個人社經變數部分，本研究加入了受訪者的教育程度、省籍、都市化層別、居住地區、婚姻狀況、兒子個數、女兒個數、是否有獨生子及居住偏好，來探討受訪者在不同社經變數下全民健保實施對老人居住安排的影響。問卷中調查受訪老人的教育程度，將其分成未受正規教育、小學年級、初中（職）、高中（職）、大學（二三專）、研究所（含博士）及不清楚七個項目，其中未受正規教育包含識字與不識字；小學年級與初等科（日制）同等級；初中（職）也相等於高等科（日制）；五專的前三年相當於高中（職），後兩年同等於大學第一及第二年。本文將其教育程度分成三部分表示，將未受正規教育、小學年級及初中（職）歸為受訪者教育程度為〝初中（職）以下〞（Educ1），再將受訪者教育程度為〝初中（職）以上到高中（職）以下〞（Educ2）歸為一群，及受訪者教育程度為大學（二三專）及研究所（含博士）歸為〝大學以上〞（Educ3），回答不清楚者則視為遺失資料。本文將受訪者的省籍（Ethn）分成本省人、外省人及其他三類，其中本省人指閩南人，客家人，其餘則歸為其他。在受訪老人居住的都市化層別部分（Urban），將居住在直轄市、省轄市及縣轄市（含三重、板橋市等）視為居住在 24.

(32) 都市，居住在鎮及鄉者歸類為非都市。在受訪者居住地區的劃分上，分成北、中、南、東四個區域，本研究依據主計處的規定分類，其中北部地區（North）包含台北市、台北縣、桃園縣、基隆市、新竹市、新竹縣及宜蘭縣；中部地區（Central）包含苗栗縣、台中市、台中縣、雲林縣、彰化縣及南投縣；南部地區（South）包括嘉義縣、嘉義市、台南縣、台南市、高雄市、屏東縣、高雄縣及澎湖縣；東部地區（East）包括台東縣及花蓮縣。在受訪者的婚姻狀況中，我們參考「個案背景資料、婚姻及居住狀況」的調查資料。在 1989 年第一次調查中，將受訪者婚姻現況分成有偶（與配偶同住一戶）、有偶（與配偶不同住在一戶）、分居（指正式的分離或長久的分居但未離婚）、離婚、喪偶及不曾結婚七大類。刪除不曾結婚之受訪者後，我們將不論是否住在一起但有偶之受訪者視為已婚（Marital），其餘四種情形皆視為受訪者離婚；另外，回答「喪偶」選項之受訪者來視其配偶死亡（Spudie），反之其他選項視為健在。在受訪者的家中成員人數，兒子個數（son）包含親生兒子及養（繼）子，相同地女兒個數（Daugh）包含親生女兒及養（繼）女。而獨生子（Singles）的定義則是指受訪老人家中只有一個兒子。另外，在 1993 年、1996 年、1999 年及 2003 年這四年問卷中，先是訪問了受訪者前期的婚姻狀況後，再調查目前的婚姻狀況，並依據受訪者之實際回答，由訪問員勾選以下選項：1.前期有偶，目前仍亦有偶 2.前期有偶，目前配偶已過世 3.前期有偶，目前離婚或分居 4.前期無偶，目前則有配偶 5.前期無偶，目前亦是無偶。刪除選項 5 後，將勾選 1 和 2 項之受訪老人視為婚姻關係存在（Marital），並將其餘於歸為婚姻關係不存在，再依回答選項 2 的情況來區分受訪老人配偶是否健在（Spudie）。在受訪老人的居住偏好方面，參照調查受訪者「老年心境」的資料，其中問及受訪老人“你最喜歡或是最希望的方式是哪一種老年人常見的居住安排方式 25.

(33) 表二受訪者歷次問卷中獨居或僅與配偶住及與其他人住之居住安排變化受訪者獨自居住個案（佔總數百分比）. 受訪者與其他人居住個案（佔總數百分比）. 實驗組. 對照組. 實驗組. 1989. 137 （13.538）. 414 （17.572）. 875 （86.462）. 1942 （82.428）. 1012. 2356. 3368. 1993. 177 （21.377）. 486 （24.783）. 651 （78.623）. 1475 （75.217）. 828. 1961. 2789. 1996. 162 (21.862）. 436 （26.602）. 579 （78.138）. 1203 （73.398）. 741. 1639. 2380. 1999. 147 （23.482）. 358 （24.504）. 479 （76.518）. 1103 （75.496）. 626. 1461. 2087. 2003. 140 （27.944）. 305 （28.478）. 361 （72.056）. 766 （71.522）. 501. 1071. 1572. 年份. 26. 實驗組對照組總數總數. 對照組. 總樣本數.

(34) 呢？”，選項依序為（1）自己（含配偶）單獨住（2）與已婚兒子住在一起（3）與已婚女兒住在一起（4）與已婚子女住在一起（5）與已婚子女住在鄰近的地方（6）住老人安養院（7）在兒子間輪住（8）其他（88）不適用（99）不詳，我們將回答選項（1）之受訪老人其理想居住型態歸為〝獨居或僅與配偶同住〞（Livpr1），其餘視為〝與其他人同住〞（Livpr2）。在表示受訪者健康狀況的自理能力指標（ADL）方面，則依據資料中的「日常活動量表」調查老人生活的自理能力。列舉出一些日常活動項目，並詢問老人獨自完成是否感到困難？3代表沒困難，2代表有些困難，1代表很困難，0代表完全做不到。在每年度問卷中，日常活動項目皆問及約二十餘項，為了統一起見，本文篩選五年度相同的選項，共有十二項日常活動項目，詳細分類如下：購買個人日常用品（如肥皂、牙膏、藥品等）、處理金錢（如算帳、找錢、付帳等）、打電話、自己洗澡、在住家或附近做粗重的工作（例如清水溝或清洗窗戶）、獨自坐火車或汽車、能走到二樓或三樓、能走完約200至300公尺、抬舉或攜帶20台斤的東西（如兩斗米）、屈蹲、手舉高至頭上、用手指拿或扭轉東西；再將這十二項指標加總，總分最高為36分，最低為0分，越高分表示受訪老人的自理能力越佳，並將總分減去平均數除以標準差後，即成為標準化後的自理能力指標。在受訪者的工作狀態（Work）方面，依照問卷中「工作、就業歷史及退休狀況」調查結果做分類。若受訪老人為固定地或季節性地經營自家的農地或企業（包括自雇者），或是為他人工作（即受雇於私人企業或政府單位），無論其為全職或兼職，只要目前有工作且有去做，皆將受訪者的工作狀態視為有工作；反之，若受訪者屬於僅幫助家人的生意、事業或農業（不算真正工作），或為家庭管理（如煮飯、洗衣、買菜及照顧小孩）、沒有工作正在找工作、有一份工作但暫時沒去做、最近一個月沒有做上述任何工作這五種情況下，皆將受訪者視為沒有工作。在受訪老人的資產（Wealth）方面，若其擁有房子（包含自有住宅）、土地、. 27.

(35) 廠房、農地、魚塭、牧場等其他不動產、公司（包含事業或農林漁牧）經營權、公司股份、存款現金、債券、互助會、金飾等投資工具或保值財務其中一項，無論此全部資產是在自己的財產名下或是與配偶、家人、外人共有，皆將受訪者歸類為擁有資產。在長子（女）社經變數方面，長子（女）是指受訪者家中年紀最大的子女，無論其為親生或養子女皆稱之。若長子（女）目前與配偶之婚姻狀態（Fcmarr）為分居、離婚、喪偶、不曾結婚其中一項，將其視為無偶；因長子（女）的婚姻狀況只針對15歲以上成員作訪問，所以15歲以下之長子（女）視為無偶。在長子（女）的工作狀況變數（Fcwork），1989年及1993年將其分成全部時間工作（專職）、部分時間工作（副業）及沒有在工作三種型態，我們將全部時間工作及部份時間工作者視為有工作，沒有在工作者歸為沒有工作；在1996年、1999年及2003 年，將其工作類別分為有工作、在學、服役、家庭主婦、無業、失業、退休、半工半讀及其他情形，除了回答〝有工作〞選項視為有工作外，其他皆視為目前沒有工作，因為此部分只針對6歲以上家庭成員做調查，所以6歲以下之長子（女）歸為目前沒有工作。（二）敘述性統計在表三，我們除了整理變數名稱、定義與敘述性統計外，還將全體樣本分成實驗組及對照組，可由實驗組的敘述性統計中，以更準確的觀點來分析解釋變數的變化，因此以下我們僅針對實驗組的敘述性統計做探討。首先，我們由表三探討受訪老人的社經變數。在實驗組樣本中，受訪老人受教育程度為初中（職）以下者占全體88.7％為最多，又在受訪老人受教育程度為初中（職）以下者中以未受過正規教育者居多，佔全體實驗組樣本約46.53％；此外，受教育程度為初中（職）以上至高中（職）以下及大學以上這兩者比例很小，分別僅占全體的6％及5.3％。在省籍方面，受訪樣本為本省人居多，其比例為75.2％，其次外省人的比例為22.7％。在居住地方面，受訪老人幾乎平均分布. 28.

(36) 在都市及鄉村、城鎮地區，而且在居住戶籍地縣市別，分布在台灣北、中、南地區的比例也相當均勻，惟居住在東部地區僅有5.1％。在家庭成員個數方面，受訪老人平均擁有4.86個子女，在四至五個之間；若將兒子及女兒個數分開來看，受訪老人擁有兒子及女兒的個數平均都在兩個左右，十分平均，這也能反映出受訪者擁有獨生子的比例不高，只有22.6％的比例。在受訪老人的婚姻狀況中，從歷年實驗組樣本整體來看，很少受訪者與配偶離婚或長期分居，已婚者比例很高，佔總實驗組樣本約莫80％，且受訪者配偶尚存者比例也很高，顯示多數老人的婚姻狀態為已婚在且配偶也健在。在受訪者的居住偏好中，因東方文化傳統觀念深根蒂固，居住型態偏好以大家庭為主，所以受訪老人偏好獨居或僅與配偶住者僅占20％左右。在受訪老人的自理能力指標方面，實驗組平均為-0.203個標準差，而對照組為0.086個標準差，兩者相差將近0.28個標準差，且顯示實驗組受訪老人健康狀況校對照組差。在受訪老人的工作情況，整體而言，目前大多沒有全職或兼職的工作，多數處於退休狀態，有工作者比例僅佔23％；在歷年資料中，也以1989第一年受訪資料顯示為26.4％的受訪者有工作為最高比例，在之後的調查資料中，因受訪者年紀越大，越瀕臨退休年紀，所以工作比例逐年下降至2003年為16.9％。在受訪者資產累積方面，全數實驗組擁有資產的人佔大多數，其比例為65.3 ％；歷年資料中，除了1993年擁有資產之受訪者比例約50％外，其餘皆在63％以上。受訪老人擁有資產的比例無論是全體而言或歷年結果顯示皆居高不下，其原因可能為受訪者在退休或沒工作後，為了維持目前的生活水準或是安享終年而累積資產。在長子（女）的婚姻狀態，全部實驗組有80.8％的人有配偶，表示大部分都已婚，在其工作方面，有97.2 ％的長子（女）有全職或兼職的工作，幾乎實驗組樣本的長子（女）全部都有工作。. 29.

(37) 另外，某些變數對受訪老人而言為固定或變動機率很小，我們可合理的將後期調查資料補足前期遺漏值以求資料的完整性。受訪老人的省籍、都市化層別及居住地區並不會隨著時間而改變，所以我們可將採用的五年調查資料互相補足遺漏值。因為問卷年齡限制為 60 歲以上的老人，幾乎沒有人會再繼續進修學業，教育程度歷年呈現固定狀態，且受訪者婚姻狀態已存續多年，已婚者很少會有離婚或分居的情形發生，且離婚或分居者也僅只有少數會有再婚的例子，又因為女性生育年齡的轉折點為 35 歲，男性為 55 歲，生育期限會隨著年齡的漸增而下降，受訪者皆已超過生育年齡的黃金時期，所以子女個數幾乎已呈固定不變的狀態，所以我們皆可將後一期的調查資料補足前一期調查的遺失資料。健康存量隨者年齡的增長而遞減，所以受訪老人後一期在日常活動項目的狀態可表示其在前一期日常活動項目的狀態，例如後一期對日常活動項目感到〝沒困難〞，則前期必然也感到〝沒困難〞，因此若本年度為遺失資料，而之後年度有資料者，則往前補齊。. 30.

(38) 表三變數名稱、定義與敘述性統計全體樣本變數名稱. 實驗組. 對照組. 平均值平均值平均值（標準差）（標準差）（標準差）. 變數定義. 受訪者社經變數 0.887 （0.317）. 0.872 （0.334）. 0.893 （0.309）. 0.06 （0.238）. 0.062 （0.24）. 0.06 （0.237）. 0.053 （0.224）. 0.067 （0.249）. 0.047 （0.213）. 0.772 （0.42）. 0.752 （0.432）. 0.781 （0.414）. 0.211 （0.408）. 0.227 （0.419）. 0.204 （0.403）. 0.017 （0.13）. 0.022 （0.146）. 0.015 （0.123）. 0.458 （0.498）. 0.548 （0.498）. 0.418 （0.493）. North. 受教育程度為初中（職）以下＝1 其它＝0 受教育程度為初中（職）以上至高中（職）以下＝1 其它＝0 受教育程度為大學以上＝1 其它＝0 本省人＝1 非本省人＝0 外省人＝1 非外省人＝0 其他省籍＝1 非其他省籍＝0 都市＝1 鄉村、城鎮＝0 北部＝1 其他＝0. 0.31 （0.463）. 0.399 （0.49）. 0.27 （0.444）. Central. 中部＝1. 其他＝0. 0.34 （0.474）. 0.317 （0.465）. 0.35 （0.477）. South. 南部＝1. 其他＝0. 0.301 （0.459）. 0.233 （0.423）. 0.331 （0.471）. East. 東部＝1. 其他＝0. 0.049 （0.217）. 0.051 （0.22）. 0.049 （0.215）. Son. 兒子個數. 2.413 （1.42）. 2.386 （1.415）. 2.426 （1.422）. Daugh. 女兒個數. 2.414 （1.6）. 2.366 （1.555）. 2.436 （1.619）. Singles. 有獨生子＝1. 0.212. 0.226. 0.206. Educ1. Educ2. Educ3. Ethn1 Ethn2 Ethn3 Urban. 31.

(39) Marital. Spliv Livpr. 無獨生子＝0 受訪者已婚＝1 受訪者離婚或分居＝0 配偶健在＝1 配偶死亡＝0 居住偏好為獨居或僅與配偶住＝1 居住偏好為與其他人住＝0. （0.409）. （4.18）. （0.404）. 0.79 （0.407）. 0.794 （0.404）. 0.789 （0.408）. 0.735 （0.441）. 0.742 （0.438）. 0.732 （0.443）. 0.218 （0.413）. 0.232 （0.422）. 0.213 （0.409）. 受訪者健康狀況 Age. 年齡. 72.707 （6.86）. 72.393 （6.703）. 72.851 （6.927）. ADL. 自理能力指標. -2.08e-07 （1）. -0.203 （1.132）. 0.086 （0.925）. 受訪者經濟狀況 Work. 有工作＝1 沒有工作＝0. 0.213 （0.409）. 0.23 （0.421）. 0.205 （0.404）. Wealth. 擁有資產＝1 沒有資產＝0. 0.645 （0.478）. 0.653 （0.476）. 0.642 （0.479）. 長子（女）社經變數 Fcmarr. 有偶＝1 無偶＝0. 0.808 （0.394）. 0.803 （0.398）. 0.811 （0.392）. Fcwork. 有工作＝1 沒有工作＝0. 0.664 （0.473）. 0.672 （0.469）. 0.659 （0.474）. 32.

(40) 第五章實證結果我們採用 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. 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。. 33.

(41) 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. 34.

(42) 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. 35.