自付比例對門診醫療利用之影響 : 身心障礙者與非身心障礙者之比較分析

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(1)自付比例對門診醫療利用之影響─ 身心障礙者與非身心障礙者之比較分析. 胡登淵*與高于晴. 淡江大學產業經濟系與臺北大學財政學研究所. *. 臺北縣淡水鎮英專路 151 號，E-mail：tyhu@mail.tku.edu.tw。作者感謝陳世能與陳麗光兩位教授的不吝指正與胡玉蕙教授的協助。. 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(2) 摘要身心障礙者為醫療利用上的弱勢族群，若缺乏公權力介入，身心障礙者的醫療保險將會出現缺口；有鑑於此，美國分別在 1965 年及 1966 年開辦 Medicaid (貧民醫療服務)和 Medicare (老人醫療保險)用以照顧低收入者、身心障礙者、老年人... 等弱勢族群，使其免於因就醫時的財務障礙而缺乏適當的醫療照顧。但這些保險真有如其目標般的照顧社會上的弱勢族群嗎？故本文將探討自付額(out-of-pocket payment) 佔調整後所得比例對身心障礙者門診醫療利用的影響，並進一步比較身心障礙者與非身心障礙者的差別。本文結合 Anderson 與 Newman (1973)所架構之個人醫療利用行為模式以及 Pohlmeier 與 Ulrich (1995)的 Hurdle 模型，使用 1996-1999Medical Expenditure Panel Survey (MEPS)資料，以 65 歲以下人口為樣本進行實證分析。實證結果顯示除了『年齡』以外的變數對身心障礙者與非身心障礙者的影響係數符號皆為一致,而顯著與否則不盡相同。年齡對非身心障礙者有正向顯著的影響，但對於身心障礙者的影響為不顯著。自付額佔調整後所得比例對身心障礙者就醫機率的影響係數絕對值四年皆較非身心障礙者小，但對就醫次數的影響係數絕對值四年中有三年較非身心障礙者大。除此之外，『是否有私人保險』及『是否有 Medicaid』兩項保險變數對於身心障礙者醫療利用的情況均有顯著的影響力，也就是說，身心障礙者若亦有私人保險，或亦為 Medicaid 的被保險人，則其醫療利用的次數較缺乏這兩類保險的身心障礙者為多。由上述自付額佔所得比例之影響效果可知，自 1996 至 1999 四年，Medicare 這項社會安全制度並沒有一如當初立法時的意旨，使需要照顧的弱勢族群不會因經濟上的困窘而失去享有基本醫療照護的權利；究其原因，仍然是制度上的有所瑕疵。而如何在維持國庫收支、避免受益人因道德危機過度濫用醫療資源，以及確實給予需要者必要的照護中取得平衡，實為當政者困難的課題，但亦為必須解決之難題。 JEL 分類代號： I12、I18 關鍵字：自付額、身心障礙、醫療利用. 2 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(3) 1 緒論 Healthy People 2000 將『低收入、身心障礙者、少數族群』認定為醫療利用上的弱勢族群；Handbook of Health Economics 第 18 章 “the economics of disability and disability policy＂中對身心障礙的定義為『因為心理或身體的限制以致於對於其日常生活或工作能力造成妨礙者』；而 ADA(Americans with Disabilities Act)則定義身心障礙者為(1)身體或心理之殘缺以致主要日常生活受到妨礙，或(2)有殘缺的紀錄，或(3)被認為有殘缺者；以往關於弱勢族群醫療利用的文獻大多集中在低收入者以及老年人的相關問題探討，從表 1.1.1、表 2.2.2 及 2.2.4 我們發現，身心障礙者普遍有較高的醫療利用以及較低的所得，也就是身心障礙者在醫療利用的行為上兼具老年者與低收入者的特質，而對於身心障礙者醫療利用的研究卻乏人問津，故本文將分析影響身心障礙者醫療利用的因素。表 1.1.1. 身心障礙者與非身心障礙者之就診次數表身心障礙者一年就診次數分佈情況 1996. 1997. 1998. 1999. 0次. 14.107%. 14.059%. 14.416%. 14.749%. 1-4 次. 34.169%. 33.054%. 33.029%. 28.849%. 5-9 次. 19.906%. 19.247%. 18.666%. 22.123%. 10-19 次. 17.032%. 16.778%. 18.020%. 18.558%. 20-29 次. 7.053%. 6.485%. 6.885%. 7.861%. 30-39 次. 2.821%. 3.808%. 3.174%. 3.323%. 40 次以上. 4.911%. 6.569%. 5.810%. 4.538%. 1,914. 2,390. 1,859. 1,234. 樣本數. 非身心障礙者一年就診次數分佈情況 1996. 1997. 1998. 1999. 0次. 32.686%. 36.819%. 36.013%. 36.500%. 1-4 次. 45.326%. 42.986%. 43.301%. 43.173%. 5-9 次. 13.351%. 11.471%. 12.581%. 11.494%. 10-19 次. 5.868%. 5.950%. 5.406%. 5.866%. 20-29 次. 1.543%. 1.509%. 1.342%. 1.584%. 30-39 次. 0.600%. 0.615%. 0.569%. 0.599%. 40 次以上. 0.626%. 0.650%. 0.789%. 0.783%. 15,490. 22,605. 17,741. 16,348. 樣本數. 資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 身心障礙者為醫療保險市場的高風險群，因為在風險貼水過高，被保險人負擔能力不足的情況下，其保險不可能由私人保險公司全部承受。所得為影響保險狀況最重要的因素(Shi (2001))之一，所以，一般而言，即使在沒有全民健保的 3 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(4) 國家，政府也會為了消除弱勢族群就醫時的財務障礙而有部分的社會醫療保險政策。除此之外，在沒有以全民為對象的醫療保險制度的國家(例如：美國)，大多是透過團體保險來提供醫療保險(最常見的是透過就業提供保險 (employment-based))。在這種制度之下，一個平均員工較年輕、較健康的公司不會希望和其他平均年齡較高的公司混合計算保費；因此，在節省保費的誘因下，雇主會傾向排除雇用高風險的員工(Hsiao,1995)。如此一來不僅高風險者會缺乏醫療保險的照護，甚至於連就業機會也連帶受到影響。因此公權力介入身心障礙者的醫療保險市場是有其必要性的。美國的健康保險大多由私人保險公司承擔，但是為了照顧私人保險公司所拒絕承保的高風險群，美國分別在 1965 年及 1966 年開始有了由聯邦與州政府共同開辦的 Medicaid (貧民醫療服務)以及由聯邦政府開辦的 Medicare (老人醫療保險)專用以照顧低收入戶、身心障礙者、老年人等弱勢族群。社會醫療保險的機制在於藉由風險分攤的原則達到消除就醫之財務障礙的目的；而弱勢群體即是需要藉助此種機制以減少其在醫療利用上之不便的族群。然而，美國貧民醫療服務與老人醫療保險等社會醫療保險真的有如其開辦時的目標一樣照顧社會上的弱勢族群嗎？一般而言，當醫療保險能夠有效降低被保險人就醫的平均支出時，我們即認為這樣的保險已經足夠，但是 Phelps 在 Handbook of Health Economics (2000)一書中提到，一個充足的醫療保險不僅能降低就醫平均支出，更要能降低支出的變異程度。也就是說，人們參加醫療保險的重要目的之一在於減少風險，避免突如其來的傷病對於其生活經濟造成嚴重影響。故充足的保險必須能滿足被保險人降低風險的期望。『價格』為影響消費行為中的重要因素，而整個醫療利用的行為過程中所需支付的價格有很多種，大致包括支付給醫院的行政費用(掛號費)、部分負擔 (copayment)或自負額(deductible)，將這些醫療費用加總即為自付額(out-of-pocket payment)，也就是消費者在使用醫療利用時所支付的總成本。過去的文獻研究大多以自付額作為醫療利用的價格變數，用以衡量『使用者付費』的機制對於降低因道德危機導致的醫療資源過度利用的效果。然而，單單考慮自付額的多寡就足以衡量就醫財務障礙的嚴重與否嗎？若健康照護成本佔所得的比例相對較大時，醫療利用的支出則為人們沈重的負擔 (Wyszewianski (1986))。也就是說，在相同的醫療服務價格下，其所帶給富有者與貧困者的財務壓力並不相當；因此，分析自付額對醫療利用的影響時將使用醫療服務者的所得列入考慮較為妥切。本研究將剖析醫療費用的多寡佔所得比例對於身心障礙者醫療利用的影響。文獻中未見分析自付額佔所得比例對身心障礙者之影響，僅提出透過第三者付費的保險機制減少自付額是增加低收入者就醫次數的重要因素，闢如 Andersen 與 Newman(1973)。雖然大部分的身心障礙者屬於低所得者，但這兩種族群不論是在社經條件或醫療利用的行為上仍有差異；就社經因素來看，成為低收. 4 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(5) 入戶的原因大抵上是個人因素所導致，例如失業或薪資太低、學歷不足；而身心障礙者不然，造成身心障礙者所得較低的原因還包括他人歧視、因病無法就業等非自身因素；就醫療利用行為方面，低收入者因為所得較低，所以對價格變動較為敏感，也就是醫療需求的彈性更大，而身心障礙者由於心理或生理的缺陷造成他們對醫療的需求更缺乏彈性。除此之外，身心障礙者在醫療利用上除了具有低收入者的特質外，亦兼具老年者有較大醫療需求的傾向，所以當我們在分析影響醫療利用的因素時，如果逕自認為影響低收入者或老年人的因素對於身心障礙者有相同的影響效果，則可能會有失之毫釐，差之千里的錯誤。故本文將純粹以身心障礙者為樣本，討論個人特質及社經因素對於醫療利用的影響，並與非身心障礙者相互對照以期更進一步瞭解自付額佔所得比例對於身心障礙者的醫療需求有何直接或間接的影響。本文探討之重點為比較影響身心障礙者與非身心障礙者門診利用次數之分析，運用 1996-1999 Medical Expenditure Panel Survey(MEPS)之 Household Component (HC)部分為資料進行實證分析；理論模型主要依據 Andersen 於 1968 年提出醫療利用的行為模型(Behavioral Model of Demand)，作為分析影響個人醫療利用行為之依據；實証分析部分將會從以下兩方面著手：首先以敘述統計以及 t 檢定初步比較各變數如何影響門診利用次數，再以 Two-Part 模型的迴歸分析方法分析各變數對門診次數差異的影響程度。本文共分五節，除本節為緒論外，第二節為資料來源、Andersen 模型以及其變數定義與說明，第三節簡述二階段 Hurdle 計量模型，第四節實證結果與分析，第五節討論美國政府是否提供身心障礙者足夠的保險，結論與建議則列於第六節。. 2 資料來源、Andersen 模型與變數說明 2.1 資料來源本文實證資料取自 Medical Expenditure Panel Survey(MEPS) 之 Household Component (HC) 部分，涵蓋1996、1997、1998與1999共四年的調查資料，主要目的在探討自付額占所得比例對於身心障礙者醫療利用之影響。該資料庫(MEPS) 是用以估計美國公民的醫療利用、支出、給付來源以及保險資料。本文利用之 HC部分資料樣本來源為由National Center for Health Statistics(NCHS)所建構的 National Health Interview Survey(NHIS)，包含人格特質、健康狀況、使用何種醫療服務、健康照護的管道、使用健康照護的滿意程度、健康保險給付多寡涵蓋範圍、所得及就業情況。不論是醫療利用型態或制度面的因素，65 歲以上的老年人與身心障礙者的醫療需求有雷同之處，兩者皆為 Medicare 的被保險人，亦皆有較高的醫療需求；然而若將 65 歲以上、非身心障礙的老人歸於非身心障礙者，與身心障礙者比較醫療利用行為之差異可能因老化程度差距太大使得分析結果有所偏頗。故本文僅. 5 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(6) 討論自付額對 65 歲以下身心障礙者與非身心障礙者醫療利用的影響。將資料中年齡為負數以及 65 歲以上、所得資料遺失以及其他不合適的資料 (涵蓋居住區域不確定者、家庭人口數為負數、婚姻狀況不確定者、職業別不確定者與自評健康狀況不確定者)刪除後，1996 年至 1999 年各年的有效樣本分別為 17,404 筆，24,995 筆，19,600 筆與 17,582 筆。變數定義及其平均數、標準差請參見表 2.1.2. 2.2. Andersen 模型與變數說明如緒論中所言，判斷是否身心障礙者的標準在於『障礙或殘缺是否對其日常生活或工作產生限制』，故本文所謂之身心障礙者包括日常活動受到限制者 (ADI)1、功能性日常生活能力受到限制者(IADL)2、聽力障礙(嚴重程度說話大部分內容聽不見者)、視力障礙(嚴重程度超過無法閱讀報紙者)、意識模糊者、社會娛樂限制者(Social/Recreational Limitations)、身體上功能障礙者。依據Andersen與Newman(1973)的醫療利用行為模式，本文實證分析中將影響醫療利用的變數區分為傾向因素之變數(年齡、性別、種族、婚姻狀況、教育程度、職業)、促進因素之變數(居住區域、保險種類、貧窮程度、是否接受SSI補助、自付額佔所得比例)、病史衡量因素之變數(自評健康狀況、是否為身心障礙者)。. 2.2.1 傾向因素傾向因素的變數中，『年齡』對於就醫次數有U型的影響效果，也就是幼兒與老年人的就醫機率與就醫次數會多於青少年及成年人，這與文獻所述一致 (譬如羅紀琼 (1991) 與劉彩卿、陳欽賢 (2001) )，由表2.2.1身心障礙與非身心障礙者各年齡層之平均門診次數可以發現，除1996年資料外，其他三年身心障礙者大致像非身心障礙者一樣，平均就醫次數與年齡呈U型關係。表2.2.1. 身心障礙與非身心障礙者各年齡層之平均門診次數. 1996. 1997. 1998. 1999. 身心障礙. 非身心. 身心障礙. 非身心. 身心障礙. 非身心. 身心障. 非身心. 者. 障礙者. 者. 障礙者. 者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 0~10 歲. 5.528. 2.613. 6.908. 2.085. 8.087. 2.459. 7.823. 1.918. 11~20 歲. 6.639. 2.190. 5.719. 2.045. 6.660. 2.121. 6.414. 2.172. 21~30 歲. 8.906. 3.154. 11.074. 2.941. 8.845. 2.838. 8.670. 2.673. 31~40 歲. 10.812. 3.904. 14.021. 3.566. 10.925. 3.903. 13.837. 3.716. 41~50 歲. 14.983. 4.684. 17.588. 4.617. 16.494. 4.563. 11.272. 4.517. 51~60 歲. 12.091. 5.836. 14.637. 5.457. 13.993. 5.699. 13.977. 5.732. 1. ADI(Activities of daily living；日常生活活動)：進食、輪椅與床位移位、個人衛生、上廁所、洗澡、行走於平地、上下樓梯、穿脫衣服、大小便控制。. 2. IADL(Instrumental activities of daily living；功能性日常生活能力)：打電話、購買東西、準備膳食、做輕鬆家事、洗衣服、使用交通工具、記得服藥、處理財務。 6 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(7) 61~64 歲樣本數. 15.094. 6.430. 16.663. 6.832. 14.143. 6.471. 13.033. 5.312. 1,914. 15,490. 2,390. 22,605. 1,859. 17,741. 1,234. 16,348. 資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 許多實證研究的文獻(譬如：蘇建榮(1999)，劉彩卿、陳欽賢(2001))皆指出女性的就醫次數較男性為多，而且此種差異在控制女性的特殊生理需求後依然存在。Sindelar(1982)的研究認為女性醫療利用率較高的原因主要是婦女勞動參與率較男性低，因此大部分男性在家裡皆可獲得配偶的照護。此一趨勢可使男性較容易以家庭照護代替市場上的醫療照護，因而男性的醫療需求較女性低。但是身心障礙者的經濟情況以及工資率普遍較低，也就是經濟因素對於就醫行為的影響應不如非身心障礙者明顯，預期身心障礙者男性較女性醫療利用較少的情況應較不明顯，也就是『性別』對於身心障礙者醫療利用的影響效果小於非身心障礙者。關於美國的療利用的實証結果發現，有色人種的就醫次數高於白人，而這種情況在健康情況較不佳的身心障礙者應會有更明顯的表現，故推論『種族』對於身心障礙者的醫療利用有正向且較非身心障礙者顯著的影響。再者，一般已婚者因為有配偶的照顧與叮嚀，所以較會注意健康狀況，一旦生病較不會發生延遲就醫的情況，然而也有一些已婚者因擔心稚子在家缺乏照顧而產生延遲就醫的情況；而身心障礙者因為其健康狀況較差，且非單單配偶注意就可改善，故推測『婚姻狀況』對其醫療利用的影響為負且較一般人不顯著。文獻中認為『家庭人口數』對於醫療利用有負向的影響 (譬如 Feldstein (1988))，亦即文獻認為家庭人口數越多，表示每個人可利用的資源較少，另一方面也可能因為有家人的照料而不需就醫。對身心障礙者而言更是如此，因身心障礙者的所得平均較非身心障礙者低，故推測『家庭人口數』對身心障礙者的醫療利用有負向且較非身心障礙者顯著的影響。關於教育程度對於醫療利用的影響，學者們有兩種看法，有些研究(譬如Deb & Trivedi (1997))發現教育程度較高者因為較重視健康狀況，故生病時會立即就醫，所以醫療利用的機率與次數較多；持不同意見的是鄭保志、胡玉蕙(1997)，此文獻指出教育程度較高者代表知識水準較高，因此懂得如何以較有效率的方式照顧健康，或者是其時間偏好率較低，較重視未來的消費，所以會努力提升健康的資本存量，較高的健康資本使得醫療需求降低。對於身心障礙者而言，因為其原本的健康情況較非身心障礙者差，健康資本較低，故猜測教育程度對其醫療利用有正向的影響。而職業別對醫療利用的影響與教育程度相仿，職業別定義列於表2.2.5，從事專門技術類工作者的生病的機會成本較高(因工資率較高)，所以估計職業別對醫療利用會有負向的影響；然而，對身心障礙者而言，由於其就業較不易，故生病的代價更大，因此猜測職業別對身心障礙者的影響亦為負且較非身心障礙者顯著。. 2.2.2 促進因素促進因素中關於健康保險的部分，本文將之區分為『沒有保險、私人保險、 7 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(8) CHAMPUS/CHAMPVA3、Medicaid、Medicare、其他公共保險』等六項；由於參加保險可以降低醫療服務的價格，所以未參加保險者的醫療利用可能會低於有參加保險者。對身心障礙者而言，只要符合一定條件的身心障礙者即成為Medicare的被保險人，故『Medicare』對於身心障礙者的醫療利用應沒有顯著影響；理論上個人可以根據自己的需求參加任何私人保險，也就是說，私人保險可以成為一種補充保險，故猜測『私人保險』對於身心障礙者的醫療利用應有正向影響；而 Medicaid為專為貧窮者開辦的社會救助，故此制度給付了大部分的醫療費用，所以是否為Medicaid的被保險人對於身心障礙者的醫療利用應會有顯著的影響，猜測『Medicaid』對身心障礙者的醫療利用有正向的影響；CHAMPUS/CHAMPVA 和其他公共保險為項目較特殊的公共保險，參加者很少，特別是 CHAMPUS/CHAMPVA為退伍軍人的保險，故猜測這兩種保險對於身心障礙者的醫療利用沒有顯著的影響。將樣本中沒有就業者之資料剔除後，身心障礙者與非身心障礙者之工資率分佈情況整理為表 2.2.2。身心障礙者工資率在 10 美元以下之比例明顯高於非身心障礙者，而工資率高於 20 美元的部分，身心障礙者亦明顯的低於非身心障礙者。類似的情況可以由貧窮程度得證(表 2.2.4)，身心障礙者在貧窮與接近貧窮兩個等級中的比例大於非身心障礙者，而在中間所得與高所得兩個等級的比例都少於非身心障礙者。表 2.2.2. 身心障礙者與非身心障礙者之工資率. 1996. %. 1997. 1998. 1999. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 01~5.0. 15.798. 10.384. 11.151. 8.477. 8.075. 4.760. 6.691. 3.086. 5.1~10.0. 45.603. 39.234. 48.921. 44.114. 46.377. 45.858. 50.558. 41.377. 10.1~15.0. 16.124. 23.493. 18.885. 22.451. 20.704. 22.220. 19.331. 23.572. 15.1~20.0. 12.378. 12.898. 11.511. 12.246. 13.251. 12.566. 10.781. 13.789. 20.1~25.0. 5.700. 6.910. 0.180. 6.428. 5.590. 6.937. 5.204. 8.547. 25.1~30.0. 2.117. 3.146. 1.978. 3.294. 3.106. 3.585. 4.461. 4.049. 30.1~35.0. 1.140. 1.724. 0.899. 1.770. 1.449. 2.239. 1.859. 2.605. 35.1~40.0. 0.163. 0.987. 0.360. 0.898. 0.621. 1.040. 0. 1.379. 40.1 以上. 0.977. 1.224. 0.360. 0.322. 0.828. 0.795. 1.115. 1.598. 工資率. *工資率單位：美元/小時. 資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 另一方面，比較身心障礙者與非身心障礙者在不同所得階層的醫療利用(詳見表 2.2.3)，結果發現身心障礙者不論所得階層為何，其醫療利用幾乎為非身心 3. 退伍軍人保險 8 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(9) 障礙者的 3 倍左右，且身心障礙者不若非身心障礙者的醫療利用隨著所得增加而明顯的增加。表 2.2.3. 各所得階層之醫療利用次數. 1996. 1997. 1998. 1999. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 身心障. 非身心. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 礙者. 障礙者. 貧窮. 11.249. 4.217. 12.773. 4.306. 11.408. 3.830. 10.187. 3.957. 低收入. 9.024. 3.389. 11.321. 3.377. 10.501. 3.578. 8.555. 3.131. 中間收入. 10.782. 4.030. 11.331. 3.956. 11.381. 3.944. 11.006. 3.678. 高收入. 11.173. 5.275. 15.286. 5.115. 13.575. 5.048. 14.872. 4.636. 資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 在促進因素中關於『所得』變數，由於家庭為一共同消費單位，且身心障礙者中不乏沒有收入者，其醫療支出完全由家人支助，故本文將前述文獻作者所使用之變數的個人所得修改為家庭內平均每人所得。此外，由於家庭的組成具有規模經濟 4 ，所以必須根據家庭的大小來調整家庭所得，以反應不同的家庭需要 ( W = Y / S e ，W為調整後等值家庭所得，Y為家庭總所得，S為家庭人口數，e為家庭大小對調整後家庭所得之彈性)。Buhamnn等(1988)整理相關研究所運用的34 種等值量表，並整理為四大類方法，分別為專家統計法(expert statistical approach)、專家方案法(expert program approach)、消費基準法(consumption-based approach)和主觀法(subjective approach)，其中專家統計法和專家方案法是發展作為政策分析之用，且專家統計法已被運用於計算貧窮人數，其假設每增加一個家庭成員其所需增加的所得比其他三種調整方法為高，e值為0.72。故本文之個人所得變數即為調整後等值所得，也就是 W = Y / S 0.72 。再者，醫療服務的價格對於醫療利用多寡的影響並不純粹只有價格效果，也就是說，相同的醫療服務價格對於所得不同的人就會產生不同程度的影響，相對高所得者，相同醫療服務的價格變動對低所得者應有較大的影響，故本文的價格變數仿效Coughlin等(2002) 以及Khe (2002)以自付額佔所得之比例作為給付能力 (ability to pay)的指標( P = (out − of − pocket − payment ) / W )。由需求法則可以知道，當自付額佔所得比例越高時，人們對於醫療服務的消費量就會減少，故，『自付額佔所得比例』此一變數對醫療利用的影響應為負向。對身心障礙者而言，因為在社會安全制度的保險照護下，理論上因為醫療服務的價格而減少就醫的情況應較非身心障礙者和緩，且因為身心障礙者對於醫療服務需求的價格彈性較非身心障礙者低，所以推測『自付額佔所得比例』對身心障礙者醫療利用的影響應比非身心障礙者不顯著。貧窮狀況這個變數是以『貧窮線』為衡量標準，將樣本區分為貧窮者(低於 4. Buhamnn 等(1988)認為維持一個由二人組成的家庭的基本生活所得僅為維持一個人的 1.7 倍，維持一個由三人組成的家庭基本生活所得僅為維持一個人的 2.2 倍 9 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(10) 貧窮線 ) 、接近貧窮者 ( 介於貧窮線 100%~124%) 、低收入者 ( 介於貧窮線 125%~199%)、中間收入者(介於貧窮線200%~399%)、高收入者(高於貧窮線400%) 五個等級，一般而言，收入較低者常因為存在就醫的財務障礙，所以其醫療利用會低於所得較高者；但身心障礙者收入普遍較低，故推測『貧窮狀況』對其醫療利用的影響應較一般人不顯著。表 2.2.4. 身心障礙者與非身心障礙者之貧窮程度 1996. 單位：%. 1998. 1997. 1999. 身心障礙. 非身心. 身心障礙. 非身心. 身心障礙. 非身心. 身心障礙. 非身心. 者. 障礙者. 者. 障礙者. 者. 障礙者. 者. 障礙者. 貧窮. 29.415*. 18.689. 33.724. 18.744. 18.460. 24.099. 29.092. 14.421. 接近貧窮. 6.844. 5.210. 7.238. 5.149. 5.575. 8.123. 7.618. 5.065. 低收入. 16.719. 14.609. 16.234. 15.810. 16.183. 18.935. 17.342. 14.699. 中間收入. 27.377. 31.866. 25.397. 32.170. 31.323. 28.349. 28.282. 32.603. 高收入. 19.645. 29.626. 17.406. 28.127. 28.460. 20.495. 17.666. 33.191. 資料來源：本研究運用美國MEPS 1996-1999年資料自行整理. SSI補助是成為Medicaid的兩個必要條件之一，故是否有SSI補助對醫療利用的影響應該與是否參加Medicaid的影響方向一樣，所以，估計有SSI補助者的醫療利用應會顯著多於沒有SSI補助者。. 2.2.3 病史病史衡量因素中，自評健康狀況和是否為身心障礙者對醫療利用的影響均為可想而知，自評健康狀況越差者醫療利用越多，身心障礙者的醫療利用亦較非身心障礙者多，且影響效果大於非身心障礙者。. 10 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(11) 表 2.2.5. 變數定義及其平均數、標準差. 1996 全部樣本. 1997. 非身心障身心障礙者. 全部樣本. 礙者. 1998. 1999. 非身心障身心障礙全部樣本非身心障身心障礙全部樣本非身心障身心障礙礙者. 者. 礙者. 者. 礙者. 者. 應變數就診次數. 4.293. 3.515. 10.582. 4.218. 3.342. 12.503. 4.146. 3.366. 11.599. 3.919. 3.396. 10.839. (10.216). (7.693). (20.634). (10.488). (7.115). (24.411). (9.763). (7.445). (20.365). (8.651). (7.424). (16.877). 28.076. 27.215. 35.038. 30.001. 29.334. 36.309. 27.501. 26.740. 34.763. 31.133. 30.767. 35.976. (17.587). (17.194). (19.122). (16.607). (16.219). (18.772). (17.815). (17.416). (19.840). (16.477). (16.254). (18.521). 0.475. 0.478. 0.448. 0.468. 0.467. 0.472. 0.474. 0.472. 0.492. 0.468. 0.466. 0.502. (0.499). (0.500). (0.497). (0.499). (0.499). (0.499). (0.499). (0.499). (0.500). (0.499). (0.499). (0.500). 0.201. 0.201. 0.195. 0.210. 0.209. 0.216. 0.224. 0.225. 0.210. 0.202. 0.202. 0.204. (0.400). (0.401). (0.397). (0.407). (0.407). (0.412). (0.417). (0.418). (0.407). (0.402). (0.402). (0.403). 0.620. 0.619. 0.624. 0.601. 0.594. 0.663. 0.643. 0.639. 0.682. 0.582. 0.575. 0.677. (0.485). (0.486). (0.484). (0.490). (0.491). (0.473). (0.479). (0.480). (0.467). (0.493). (0.494). (0.468). 2.491. 2.519. 2.258. 2.473. 2.502. 2.195. 2.548. 2.583. 2.217. 2.469. 2.489. 2.196. (0.860). (0.852). (0.887). (0.857). (0.852). (0.861). (0.881). (0.872). (0.893). (0.864). (0.860). (0.875). 10.293. 10.302. 10.221. 10.196. 10.256. 9.621. 10.319. 10.375. 9.781. 10.099. 10.173. 9.118. (4.647). (4.702). (4.171). (4.772). (4.806). (4.390). (4.549). (4.564). (4.368). (4.840). (4.853). (4.557). 2.097. 2.166. 1.539. 2.270. 2.391. 1.122. 2.044. 2.127. 1.250. 2.3867. 2.488. 1.050. 自變數傾向因素年齡. 性別. 0=女性 1=男性. 種族. 0=白人 1=有色人種. 婚姻狀況. 0=已婚 1=寡居、離婚、分居、未婚、16 歲以下. 家庭人口數. 教育程度. 職業別. 0=無職業 1=從事專門事業. 11 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(12) 2=管理人 3=銷售員. (2.862). (2.874). (2.698). (2.983). (3.010). (2.426). (2.934). (2.960). (2.535). (2.983). (3.000). (2.358). 2.641. 2.641. 2.643. 2.671. 2.669. 2.694. 2.715. 2.719. 2.673. 2.735. 2.734. 2.742. (1.048). (1.053). (1.006). (1.043). (1.047). (1.000). (1.042). (1.045). (1.009). (1.028). (1.033). (0.967). 0.679. 0.696. 0.541. 0.654. 0.674. 0.471. 0.635. 0.649. 0.503. 0.706. 0.724. 0.464. (0.467). (0.460). (0.498). (0.476). (0.469). (0.499). (0.481). (0.477). (0.500). (0.456). (0.447). (0.499). 0.017. 0.0163. 0.022. 0.019. 0.018. 0.025. 0.020. 0.020. 0.024. 0.018. 0.018. 0.020. (0.129). (0.127). (0.147). (0.136). (0.134). (0.155). (0.141). (0.140). (0.154). (0.134). (0.133). (0.141). 0.176. 0.159. 0.310. 0.178. 0.157. 0.374. 0.208. 0.192. 0.365. 0.145. 0.126. 0.395. (0.381). (0.366). (0.463). (0.383). (0.364). (0.484). (0.406). (0.394). (0.481). (0.352). (0.332). (0.489). 0.018. 0.006. 0.120. 0.024. 0.010. 0.159. 0.023. 0.011. 0.146. 0.020. 0.008. 0.173. (0.134). (0.076). (0.325). (0.154). (0.099). (0.366). (0.151). (0.102). (0.353). (0.138). (0.089). (0.378). 0.011. 0.010. 0.019. 0.009. 0.008. 0.018. 0.006. 0.006. 0.010. 0.008. 0.006. 0.021. (0.103). (0.098). (0.138). (0.100). (0.090). (0.134). (0.080). (0.078). (0.098). (0.086). (0.080). (0.144). 3.433. 3.485. 3.010. 3.400. 3.458. 2.855. 3.426. 3.457. 3.130. 3.603. 3.650. 2.978. 4=辦事員 5=工匠 6=技工 7=運輸業 8=服務業 9=勞工 10=農地管理員 11=農夫 13=現役軍人促進因素居住區域. 1=東北部 2=中西部 3=南部 4=西部. 保險種類私人保險. CHAMPUS/CHAMPVA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險5. 貧窮程度. 5. 1=貧窮 2=接近貧窮 3=低收入 4=中間所得. 參加 managed care 並且有給付保費，或沒有參加任何 managed care。. 12 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(13) 5=高所得. SSI 補助. 1=接受 SSI 補助 0=未接受 SSI 補助. 自付額佔所得比例. (1.455). (1.438). (1.518). (1.449). (1.428). (1.533). (1.433). (1.427). (1.460). (1.384). (1.364). (1.494). 0.020. 0.007. 0.124. 0.026. 0.011. 0.172. 0.026. 0.010. 0.174. 0.020. 0.008. 0.177. (0.140). (0.085). (0.329). (0.159). (0.102). (0.378). (0.159). (0.102). (0.379). (0.140). (0.089). (0.382). 11.198%. 9.646%. 23.763%. 7.927%. 6.003%. 26.126%. 7.563%. 5.790%. 24.484%. 9.543%. 7.889%. 31.460%. (29.849). (27.964). (39.948). (24.201). (20.867). (40.513). (23.775). (20.590). (39.976). (27.557). (25.192. (43.556). 2.090. 1.967. 3.081. 2.147. 2.037. 3.216. 2.119. 2.011. 3.150. 2.118. 2.032. 3.256. (1.062). (0.963). (1.282). (1.044). (0.953). (1.248). (1.049). (0.961). (1.275). (1.020). (0.944. (1.266). 0.110. 0. 1. 0.096. 0. 1. 0.095. 0. 1. 0.070. 0. 1. (0.313). (0). (0). (0.294). (0). (0). (0.293). (0). (0). (0.255). (0). (0). 17,404. 15,490. 1,914. 24,995. 22,605. 2,390. 19,600. 17,741. 1,859. 17,582. 16,348. 1,234. 病史衡量因素自評健康. 身心障礙樣本數. 1=完美 2=非常好 3=好 4=尚可 5=不好 0=非身心障礙者 1=身心障礙者. 13 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(14) 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(15) 3 二階段 Hurdle 計量模型自美國實施 Medicare 以來，身心障礙者的醫療需求是否如同政策目標一般獲得滿足並沒有像老年人或低收入者一般受到矚目，故本文將從影響身心障礙者醫療利用之因素分析著眼，並以是否為身心障礙作為比較基準，分別討論影響身心障礙者與非身心障礙者醫療利用差異的原因。 Poisson 和負二項迴歸式所構成的二階段 Hurdle 模型近來經常應用在計量經濟分析 (Grottendorst (1985)；Mullahy (1986)；Pohlmeier 與 Ulrich (1995)；Gurmu 與 Trivedi (1996))。本文之實證方法參照 Pohlmeier 與 Ulrich 的作法，以二階段 Hurdle 模型估計身心障礙者之醫療利用。本文之迴歸分析模型分為兩步驟，首先估計影響全部樣本醫療利用決策(就醫機率與就醫次數)之因素，檢驗身心障礙是否為顯著影響醫療利用決策之因素；其次，再僅以身心障礙者為樣本，分析影響身心障礙者醫療利用的可能因素。本文所欲探討為影響身心障礙者門診利用次數之因素，依據 Pohlmeier 與 Ulrich (1995)，人們決定是否就醫與決定就醫頻率(就醫次數)是由不同的考慮因素所組成，為了明確表示兩階段的醫療利用決策過程，對於是否就醫與就醫次數給不相同的解釋變數是很合理的作法。傳統分析非負整數資料的間斷模型主要為 Poisson 迴歸模型，但是，迴歸樣本必須具有期望值與變異數相等的特性才能符合 Poisson 分配，實証分析之樣本資料通常通常不容易接受這種假設，而面臨過渡分散或低度分散的問題，本研究之資料也不例外；此外，從表 1.1.1 可以發現不論是身心障礙者或非身心障礙者，其醫療利用的次數分配情況皆為右偏，故以下假設本文的被解釋變數服從負二項分配：假設 Y 為一隨機的非負整數，Y ∈ {0,1, 2,...}，令 Y 服從 Poisson 的機率函數： e− λ ⋅ λ y , y = 0,1, 2,... y! 當(1)式的λ給定為服從 Gamma 分配的隨機變數，即 λ ~ Gamma (Φ, v) Pr{Y = y | λ} =. --- (1). --- (2). 其中， E[λ ] = Φ, Φ > 0,. 1 V [λ ] = Φ 2 , v > 0. v 將λ帶回(1)則可以得到負二項分配的 Y： ∞. Pr{Y = y} = ∫ Pr{Y = y | λ} f (λ ) d λ 0. =. Γ( y + v) v v Φ y ( ) ( ) Γ( y + 1)Γ(v) v + Φ v + Φ. 其中， E[Y ] = Φ, Φ > 0,. 15 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics. --- (3).

(16) 1 V [Y ] = Φ + Φ 2 v 因為增加了一個參數，所以負二項分配的參數比 Poisson 分配較有彈性，並且從(3)式中可以得知Φ和 v 皆為正數，故負二向分配的模型可以允許過度分散的樣本。 E[Y | x] = Φ = exp( x ' β ) --- (4) v=. 1. σ2. exp( x ' β ). --- (5). 其中 x 為 k × 1 矩陣的解釋變數， β 為相對應的參數向量。 V [Y | x] = (1 + σ 2 ) E[Y | x] = (1 + σ 2 ) exp( x ' β ). --- (6). 令 θ1 = ( β1' , σ 12 )' 和 θ 2 = ( β 2' , σ 22 )' 分別表示就醫與否與就醫次數兩階段的參數向量，則 Hurdle 模型的概似函數為： L = ∏ Pr{ yi = 0 | β1' , σ 12 } × i∈Ω 0. ∏ (1 − Pr{ yi = 0 | β1' ,σ 12 }). i∈Ω0. Pr{ yi | xi' β 2 , σ 22 } Pr{ yi ≥ 1| xi' β 2 , σ 22 }. --- (7). 加入一 Binary 變數 di ，當 di = 1 表示決定就醫，而 di = 0 表示決定不就醫，則 (7)式可以擴充為： L = ∏ Pr{ yi = 0 | β1' , σ 12 }(1 − Pr{ yi = 0 | xi' β1' , σ 12 }) di i∈Ω0. Pr{ yi | xi' β 2 , σ 22 } ' 2 i∈Ω1 Pr{ yi ≥ 1| xi β 2 , σ 2 }. ×∏. --- (8). (8) 式的第一項為 Binary 階段的概似函數，而第二項為將 0 截去 (truncated-at-zero)的負二項模型。. 4. 實證結果與分析本研究首先對全部樣本進行比較分析，再針對非身心障礙者與身心障礙者進行個別分析，繼而進行個別比較與討論。 4.1 全部樣本表 4.1.1 與表 4.1.2 分別為全部樣本之就醫機率與就醫次數之迴歸結果，發現『是否為身心障礙者』變數對於醫療利用有顯著的影響，表示身心障礙者醫療利用的機率與次數均較非身心障礙者高；而『自付額佔調整後所得比例』皆為負向顯著，表示自付額佔調整後所得比例愈高，醫療利用的機率與次數均愈少。本研究進而以『是否為身心障礙者』變數乘『自付額佔調整後所得比例』變數，將此互動項加入就醫次數的迴歸式中以檢定『自付額佔調整後所得比例』對. 16 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(17) 於身心障礙者與非身心障礙者是否在醫療利用次數上有不同的影響效果。1996 年~1999 年此項之係數與 t 值分別為-2.009 (-5.517) 、 -1.619 (-6.729)、 -1.465 (-4.931) 與 -1.928 (-5.076)。實證結果發現此邊際效果對於醫療利用次數皆有負向顯著影響力，換言之，此結果表示『自付額佔調整後所得比例』對於身心障礙者與非身心障礙者的醫療利用次數存在不同的影響效果，『自付額佔調整後所得比例』對於身心障礙者之負向影響係數絕對值比對非身心障礙者大。基於上述理由，本文進一步分別討論身心障礙者與非身心障礙者之醫療利用差異。. 17 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(18) 表 4.1.1. 全部樣本就醫機率之 Probit 模型迴歸結果 1996 ***. 1997. 1998 ***. 1999. 0.882 (9.089). 0.692 (8.816). 0.836 (9.333). 0.944*** (9.601). 年齡. -0.010*** (-8.459). -0.001 (-0.605). -0.008*** (-7.272). -0.002 (-1.436). 性別. -0.205*** (-8.138). -0.259*** (-12.481). -0.277*** (-11.781). -0.233*** (9.242). 人種. -0.151*** (-4.925). -0.232*** (-9.315). -0.183*** (-6.642). -0.094*** (-3.071). 婚姻狀況. -0.097*** (-2.767). -0.012 (-0.429). -0.076** (-2.340). -0.101*** (-3.038). 調整後家庭人口數. -0.111*** (-6.749). -0.079*** (-5.762). -0.081*** (-5.410). -0.097*** (-5.828). 教育程度. 0.014*** (4.277). -0.010*** (-3.251). 0.010*** (3.121). -0.008** (-2.292). 職業別. -0.014*** (-2.924). 0.001 (0.248). -0.011** (-2.549). -0.005 (-1.165). 私人保險. 0.407*** (11.825). 0.332*** (12.168). 0.437*** (14.270). 0.407*** (11.864). Medicaid. 0.783*** (18.605). 0.804*** (23.587). 0.900*** (24.045). 0.781*** (17.772). CHAMPUS/PVA. 0.466*** (4.519). 0.504*** (6.259). 0.421*** (4.850). 0.480*** (4.694). 其他公共保險. 0.215* (1.692). 0.277** (2.498). 0.519*** (3.311). 0.575*** (3.710). Medicare. 0.108 (0.957). 0.011 (0.138). 0.135 (1.493). 0.241** (2.097). 貧窮程度. 0.091*** (8.245). 0.111*** (12.236). 0.079*** (7.618). 0.065*** (5.814). SSI 補助. -0.197* (-1.892). -0.071 (-0.889). -0.089 (-0.989). -0.226** (-2.149). -2.00E+7*** (-74.709). -1.98E+7*** (-90.965). -2.01E+7*** (-80.599). -2.13E+7*** (-79.394). 自評健康狀況. 0.106*** (7.862). 0.091*** (7.985). 0.079*** (6.204). 0.074*** (5.336). 是否為身心障礙. 0.352*** (7.304). 0.362*** (8.329). 0.316*** (6.512). 0.295*** (4.844). 常數項. ***. 傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素. 註：*表 10%顯著水準 **表 5%顯著水準 ***表 1%顯著水準 ()內為 t 值. 18 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(19) 表 4.1.2. 全部樣本就醫次數之 Negbin 模型迴歸結果 1996. 1997. ***. 1999. 0.624 (10.930). 0.882 (15.408). 0.799 (12.916). 0.907*** (15.650). 年齡. 0.004*** (6.405). 0.005*** (11.052). 0.006*** (10.320). 0.007*** (10.480). 性別. -0.134*** (-9.670). -0.159*** (-12.569). -0.153*** (-9.504). -0.144*** (-7.984). 人種. -0.225*** (-14.175). -0.239*** (-15.126). -0.201*** (13.343). -0.314*** (-17.750). 婚姻狀況. -0.056*** (-3.384). -0.050*** (-3.773). -0.070*** (-4.402). -0.025 (-1.430). 調整後家庭人口數. -0.123*** (-12.274). -0.112*** (-13.977). -0.043*** (-5.618). -0.061*** (-5.582). 教育程度. 0.035*** (18.156). 0.027*** (17.614). 0.025*** (15.143). 0.019*** (8.874). 職業別. -0.034*** (-13.310). -0.023*** (-11.504). -0.023*** (-9.277). -0.11*** (-4.496). 私人保險. 0.285*** (12.183). 0.214*** (10.577). 0.297*** (12.313). 0.234*** (8.190). Medicaid. 0.503*** (15.155). 0.458*** (14.743). 0.402*** (10.122). 0.407*** (9.407). CHAMPUS/PVA. 0.142** (2.000). 0.099** (2.215). 0.251*** (6.294). 0.281*** (5.746). 其他公共保險. 0.134*** (3.131). 0.094** (2.088). 0.022 (0.326). 0.159** (2.469). Medicare. 0.203 (0.034). 0.260*** (9.289). 0.112*** (3.468). 0.023 (0.503). 居住地區. -0.035*** (-5.981). -0.026*** (-5.343). -0.043*** (-7.390). -0.053*** (-8.763). 貧窮程度. 0.055*** (8.646). 0.039*** (6.488). 0.025*** (3.992). 0.015** (2.360). SSI 補助. 0.108*** (2.802). -0.037 (-1.290). 0.209*** (6.865). 0.076** (2.329). -1.184E+7*** (-12.644). -0.603E+7*** (-7.601). -0.622E+7*** (-4.922). -0.528E+7*** (-3.154). 自評健康狀況. 0.221*** (34.546). 0.203*** (33.142). 0.187*** (27.391). 0.212*** (27.684). 是否為身心障礙. 0.578*** (31.408). 0.626*** (36.128). 0.632*** (30.163). 0.550*** (21.873). 常數項. ***. 1998. ***. 傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素. 註：*表 10%顯著水準 **表 5%顯著水準. ***. 表 1%顯著水準 ()內為 t 值 19. 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(20) 4.2 非身心障礙者之醫療利用因素分析表 4.2.1 與表 4.2.2 分別為非身心障礙者就醫機率與就醫次數之迴歸結果，發現影響就醫機率與就醫次數之因素不盡相同。以下分別討論傾向因素、促進因素與病史衡量因素對於醫療利用的影響：傾向因素中的『年齡』變數對就醫機率 1996 年與 1998 年有顯著負向影響，對就醫次數四年皆有顯著正向影響，表示年紀越大者就醫機率越低，但就醫次數越多，這可能因為年齡較大者，其就醫的原因較可能為慢性病，平時不方便就醫，一旦決定就醫就會有較高的就醫次數；家庭人口數越多者其就醫機率與就醫次數皆顯著較低，這與理論預期結果並不相同，猜測是因為家庭人口數較多者，家庭間之每人所得較低，所以造成醫療利用較少；亦可能是家庭成員間可以互相照顧，故健康狀況較為良好。專業技術工作者的就醫機率與就醫次數較非專業技術者多，猜測是專業技術工作者較注重健康情況，且其生病的機會成較高，所以只要健康情況有異即會就醫，減少生病對其生活及工作的影響；婚姻狀況對於就醫機率與就醫次數呈負向影響，顯示已婚者的醫療利用較未婚者多，可能原因為已婚者有疾病發生，配偶間會注意與提醒就醫，而且交互傳染的機率較高，故就醫次數較未婚者多；女性就醫機率與就醫次數均較男性高；有色人種相對於白人的就醫機率與就醫次數均較多；教育程度越高者的就醫機率與就醫次數均越高，這些變數對於醫療利用的影響均與理論預期結果相符。促進因素中除『是否接受 SSI 補助』變數外，各變數對於醫療利用的影響均與理論預期結果相一致。保險變數中，所有保險相關變數對於就醫機率及就醫次數均有顯著的影響，表示不論參加何種保險，都會使被保險人的醫療利用增加。有接受 SSI 補助者其就醫機率較未接受補助者低，但就醫次數較未接受補助者高，猜測原因可能是接受 SSI 補助者所得較低，故不輕易決定就醫，而一旦就醫時可能是嚴重疾病，或延誤就醫導致就醫次數較多。越貧窮者其就醫機率與就醫次數均越低；自付額佔調整後所得比例越高者，其就醫機率與就醫次數越低，皆與理論預期結果相同。病史衡量因素中自評健康狀況越佳者，就醫機率與就醫次數均顯著少於健康狀況較差者。. 20 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(21) 表 4.2.1. 非身心障礙者就醫機率之 Probit 模型迴歸結果 1996 ***. 1997. 1998 ***. 1999. 0.904 (8.860). 0.742 (9.065). 0.876 (9.381). 0.952*** (9.414). 年齡. -0.010*** (-8.193). -4.36E-4 (-0.411). -0.09*** (-8.014). -0.002 (-1.226). 性別. -0.204*** (-7.721). -0.257*** (-11.908). -0.277*** (-11.322). -0.230*** (-8.845). 人種. -0.142*** (-4.430). -0.232*** (-8.954). -0.177*** (-6.146). -0.092*** (-2.908). 婚姻狀況. -0.105*** (-2.826). -0.013 (-0.456). -0.090*** (-2.653). -0.100*** (-2.923). 調整後家庭人口數. -0.114*** (-6.531). -0.082*** (-5.786). -0.093*** (-5.975). -0.096*** (-5.628). 教育程度. 0.013*** (3.855). -0.011*** (-3.570). 0.009*** (2.826). -0.008** (-2.291). 職業別. -0.013** (-2.567). 2.45E-4 (0.063). -0.009* (-1.849). -0.005 (-1.149). 私人保險. 0.408*** (11.287). 0.347*** (12.218). 0.443*** (13.836). 0.410*** (11.567). Medicaid. 0.822*** (18.351). 0.819*** (22.781). 0.926*** (23.421). 0.768*** (16.724). CHAMPUS/PVA. 0.438*** (4.032). 0.519*** (6.130). 0.480*** (5.229). 0.468*** (4.487). 其他公共保險. 0.177 (1.304). 0.281** (2.392). 0.469*** (2.877). 0.607*** (3.692). Medicare. 0.408** (2.182). 0.035 (0.309). 0.123* (1.001). 0.629*** (3.326). 貧窮程度. 0.099*** (8.525). 0.105*** (11.017). 0.087*** (7.989). 0.062*** (5.271). SSI 補助. -0.439*** (-2.938). -0.255** (-2.353). -0.033 (-0.251). -0.230** (-1.536). -2.03E+7*** (-72.661). -2.01E+7*** (-89.039). -2.03E+7*** (-78.793). -2.15E+7*** (-78.018). 0.094*** (6.473). 0.084*** (7.033). 0.080*** (5.935). 0.073*** (5.057). 常數項. ***. 傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素自評健康狀況. 註：*表 10%顯著水準 **表 5%顯著水準 ***表 1%顯著水準 ()內為 t 值. 21 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(22) 表 4.2.2. 非身心障礙者就醫次數之 Negbin 模型迴歸結果 1996 ***. 0.495 (7.428). 年齡. 1997. 1998. 1999. 0.767 (11.756). ***. 0.735 (10.637). 0.804*** (12.887). 0.004*** (5.05). 0.007*** (12.912). 0.006*** (8.591). 0.008*** (11.221). 性別. -0.152*** (-9.735). -0.174*** (-11.947). -0.203*** (-11.205). -0.177*** (-8.925). 人種. -0.260*** (-14.357). -0.249*** (-13.426). -0.243*** (-14.139). -0.320*** (-16.643). 婚姻狀況. -0.057*** (-3.050). -0.032** (-2.228). -0.078*** (-4.576). -0.024 (-1.322). 調整後家庭人口數. -0.119*** (-10.640). -0.120*** (-12.973). -0.059*** (-7.018). -0.079*** (-6.512). 教育程度. 0.036*** (17.040). 0.023*** (12.818). 0.025*** (12.752). 0.019*** (8.405). 職業別. -0.035*** (-13.386). -0.021*** (-10.515). -0.020*** (-8.256). -0.012*** (-4.735). 私人保險. 0.258*** (9.694). 0.240*** (9.567). 0.348*** (12.675). 0.260*** (7.766). Medicaid. 0.539*** (12.723). 0.499*** (11.523). 0.515*** (10.417). 0.501*** (9.830). CHAMPUS/PVA. 0.171*** (2.596). 0.107** (2.146). 0.305*** (7.375). 0.303*** (5.920). 其他公共保險. 0.205*** (4.461). 0.038 (0.635). 0.096 (1.361). 0.226*** (3.190). Medicare. 0.621*** (12.000). 0.375*** (8.164). 0.272*** (4.606). 0.182** (2.469). 居住地區. -0.032*** (-5.162). -0.014*** (-2.641). -0.050*** (-8.512). -0.044*** (-6.754). 貧窮程度. 0.078*** (10.108). 0.047*** (6.966). 0.031*** (4.200). 0.015** (2.197). SSI 補助. 0.250*** (3.258). 0.062*** (1.156). 0.282*** (5.202). 0.273*** (6.046). -1.21E+7*** (-10.568). -3.21E+6*** (-6.683). -4.92E+6*** (-5.765). -3.83E+6*** (-3.880). 0.242*** (32.311). 0.207*** (29.596). 0.193*** (25.396). 0.224*** (26.966). 常數項. ***. 傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素自評健康狀況註：*表 10%顯著水準. **. 表 5%顯著水準 ***表 1%顯著水準 ()內為 t 值. 22 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(23) 4.3 身心障礙者醫療利用因素之分析從 4.1 節的分析得知，是否為身心障礙者對於醫療利用情況有顯著的影響，故我們可以推斷身心障礙者的醫療需求有別於一般人。然而，影響身心障礙者醫療利用的因素為何？因為身心障礙者之醫療需求與個人傾向因素均與一般人差異頗大，故推測應與影響全部樣本之因素有所差異。表 4.3.1 與表 4.3.2 分別為身心障礙者就醫機率與就醫次數之迴歸結果。以下就傾向因素、促進因素與病史衡量因素分別討論對於醫療利用的影響：傾向因素中『年齡』對於就醫機率存在負向，相對於次數較為顯著的影響力，但對就醫次數沒有顯著的影響，這個結果是較出人意表，猜測可能因素為身心障礙者中，能夠生存至老年者其健康狀況較佳，所以形成年紀對醫療利用沒有太大的影響；此外，Deb 等(1997)亦有類似結論，其認為在門診利用上，老年人因為行動不便，所以醫療利用的次數會隨著年齡增加而降低，本文所探討的對象為身心障礙者，故推測行動不便的因素使得就醫機率隨年齡增加而減少的情況較為顯著；『性別』顯著影響就醫機率和就醫次數，顯示男性身心障礙者的就醫機率與就醫次數顯著低於女性；已婚的身心障礙者相對於未婚者的就醫次數較高，以及身心障礙者從事專門技術行業的就醫次數相對較高，此三項結果與前一節全部樣本的迴歸結果相仿，表示男性可能以家庭照護取代市場上的醫療照護，所以其醫療利用較女性為低；身心障礙者已婚後配偶間會彼此注意健康狀況，或交互傳染，增加就醫機率；從事專門技術行業者生病的機會成本較高，所以一旦生病會盡快就醫，避免影響日常工作。而『家庭人口數』對就醫機率影響不顯著，但對就醫次數卻有顯著負向影響，表示家庭人口數的多寡對身心障礙者醫療利用的機率沒有顯著的影響，但身心障礙者家庭人口數越多，其就醫次數越低，可能因素是家庭成員間互相照護，健康狀況較佳的結果。『人種』對身心障礙者醫療利用的影響皆與預期結果相符合，白人的就醫機率與就醫次數顯著低於有色人種。促進因素中的變數大致與文獻研究結果相仿，唯『是否有 SSI 補助』對就醫機率的影響不顯著，僅顯著影響就醫次數，與理論預期結果較不相同，因為 SSI 為對身心障礙的低收入者的所得補助，而所得變數對於身心障礙者的就醫機率影響力不若就醫次數顯著，故與此結論為一致的；保險相關變數中，僅『是否參加私人保險』、『是否參加 Medicaid』對於就醫機率與就醫次數的影響較為顯著，這與理論預期結果一致。而『自付額佔調整後所得比例』對就醫機率與就醫次數的影響皆呈負向顯著。病史衡量因素中，『自評健康狀況』同時顯著正向影響就醫機率與就醫次數，表示自評健康狀況越差者，就醫機率與就醫次數均顯著較高。. 23 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(24) 表 4.3.1. 身心障礙者就醫機率之 Probit 模型迴歸結果 1996 **. 1997. 1998. 1999. 0.841 (2.551). 0.474 (1.652). 0.490 (1.461). 1.262*** (2.853). 年齡. -0.007* (-1.898). -0.001 (-0.431). 0.006* (1.708). -0.004 (-0.846). 性別. -0.195** (-2.231). -0.248*** (-3.204). -0.268*** (-3.070). -0.295*** (-2.688). 人種. -0.243** (-2.306). -0230** (-2.535). -0.342*** (-3.363). -0.151 (-1.176). 婚姻狀況. -0.030 (-0.264). 0.015 (0.138). 0.060 (0.493). -0.140 (-0.915). 調整後家庭人口數. -0.062 (-1.143). -0.049 (-0.938). 0.109* (1.853). -0.146* (-1.870). 教育程度. 0.024** (2.029). 0.007 (0.668). 0.022* (1.881). -0.004 (-0.240). 職業別. -0.018 (-1.091). 0.020 (1.132). -0.041** (-2.418). -0.014 (-0.608). 私人保險. 0.459*** (3.968). 0.176* (1.763). 0.400*** (3.638). 0.316** (2.248). Medicaid. 0.515*** (4.051). 0.643*** (5.955). 0.718*** (5.911). 0.891*** (5.774). CHAMPUS/PVA. 0.634* (1.877). 0.308 (1.192). -0.059 (-0.228). 0.845 (1.372). 其他公共保險. 0.481 (1.225). 0.200 (0.610). 1.180 (1.610). 0.239 (0.549). Medicare. -0.164 (-1.074). 0.032 (0.265). 0.013 (0.089). -0.006 (-0.034). 貧窮程度. 0.003 (0.096). 0.166*** (5.251). 0.003 (0.082). 0.123*** (2.778). SSI 補助. 0.095 (0.608). 0.166 (1.356). -0.121 (-0.904). -0.283* (-1.689). -1.66 E+7*** (-16.681). -1.65 E+7*** (-18.468). -1.70 E+7*** (-16.337). -1.88 E+7*** (-14.383). 0.199*** (5.200). 0.155*** (4.275). 0.049 (1.226). 0.089* (1.730). 常數項. *. 傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素自評健康狀況. 註：*表 10%顯著水準 **表 5%顯著水準 ***表 1%顯著水準 ()內為 t 值 1996-1998 自付額佔未調整所得比例之係數與 t 值分別為： -1.66E+7(-16.674)、-1.65E+7(-18.460)、-1.69E+7(-16.333)與-1.89E+7(-14.384). 24 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(25) 表 4.3.2. 身心障礙者就醫次數之 Negbin 模型迴歸結果 1996. 1997. 1998. 1999. ***. 1.256 (5.668). ***. 2.273 (10.281). ***. 1.082 (4.016). 2.084*** (8.558). 年齡. 0.002 (1.103). -0.002 (-1.562). 0.003 (1.373). 0.002 (0.615). 性別. -0.111** (-2.372). -0.127*** (-2.835). -0.039 (-0.683). 0.020 (0.284). 人種. -0.164*** (-2.909). -0.207*** (-4.060). -0.083 (-1.120). -0.352*** (-5.532). 婚姻狀況. -0.054 (-1.081). -0.172*** (-4.023). -0.029 (-0.472). -0.090 (-1.191). 調整後家庭人口數. -0.176*** (-5.613). -0.097*** (-4.247). -0.006 (-0.192). -0.017 (-0.411). 教育程度. 0.038*** (5.985). 0.050*** (10.954). 0.033*** (5.990). 0.023*** (2.734). 職業別. -0.040*** (-4.010). -0.047*** (-5.207). -0.058*** (-4.601). -0.014 (-1.003). 私人保險. 0.572*** (6.441). 0.123*** (2.095). 0.278*** (3.172). 0.232*** (2.789). Medicaid. 0.545*** (6.128). 0.321*** (3.728). 0.331*** (2.793). 0.189 (1.499). CHAMPUS/PVA. 0.342* (1.754). 0.065 (0.511). 0.144 (0.811). 0.159 (0.860). 其他公共保險. 0.061 (0.283). 0.192* (1.705). -0.122 (-0.506). 0.117 (0.550). Medicare. -0.054 (-1.000). 0.204*** (3.762). 0.023 (0.339). 0.026 (0.334). 居住地區. -0.039* (-1.906). -0.092*** (-5.471). 0.017 (0.763). -0.133*** (-5.420). 貧窮程度. -0.027 (-1.588). -0.005 (-0.196). 0.040** (2.363). 0.025 (0.865). SSI 補助. 0.134* (1.866). -0.099* (-1.954). 0.168** (2.453). 0.052 (0.591). -3.422 E+7*** (-9.492). -5.158 E+6*** (-24.343). -5.136 E+6*** (-18.816). -3.777 E+6*** (-11.074). 0.223*** (7.248). 0.161*** (7.049). 0.203*** (10.554). 0.135*** (4.445). 常數項傾向因素. 促進因素. 自付額佔調整後所得比例病史衡量因素自評健康狀況. 註：*表 10%顯著水準 **表 5%顯著水準 ***表 1%顯著水準 ()內為 t 值 1996-1998 自付額佔未調整所得比例之係數與 t 值分別為： -2.29E+7(-6.225)、-3.21E+6(-1.142)、-7.76E+6(-2.052)與-3.76E+6(-0.929). 25 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(26) 4.4 身心障礙者與非身心障礙者的比較分析若比較身心障礙者與非身心障礙者，可發現傾向因素中，『年齡』、『性別』、『家庭人口數』等變數對醫療利用的影響力小於一般人；而『種族』、『教育程度』、『職業別』等變數對醫療利用的影響力大於一般人。這些變數大多與理論預期結果相同，僅『家庭人口數』一變數與理論預期結果較不相同，可能因素是身心障礙者的醫療需求較一般人多，且並非家庭成員間多加注意即可改善，因此有『家庭人口數』對身心障礙者醫療利用的影響力小於一般人的結果。而由比較兩者之促進因素可知：各保險相關變數與所得類變數對身心障礙者的影響均小於對一般人的影程度。推測可能因素為在社會安全制度 Medicare 的照護下，身心障礙者對於其他各項保險的依賴程度降低，也就是說，身心障礙者較一般人比較不需要依靠其他保險來降低醫療利用的財物障礙。本文所討論的焦點『自付額佔調整後所得比例』對就醫機率與就醫次數的影響結果則不盡相同，自付額佔所得比例對身心障礙者的就醫機率的影響比對一般人影響小，但對就醫次數的影響卻較一般人大；也就是說，身心障礙者比起一般人較不會因為自付額的影響而降低就醫機率，但卻比一般人會因為自付額的影響而減少就醫次數。猜測造成這樣結果的原因是身心障礙者的健康情況較一般人差，所以不像一般人，若是輕微的疾病可以等待自癒即可，故身心障礙者的就醫機率較不受自付額多寡的影響。但是，身心障礙者一旦決定就醫之後，可能因為受到醫療價格的影響，以致疾病狀況有改善後就不再就醫的情況較一般人顯著。自評健康狀況對身心障礙者的影響大於一般人，則與理論預期結論相同. 4.5 討論此外，在 Andersen 的行為模式中認為『醫療可近性』亦為個人就醫決策的影響因素之一，但由於 MEPS 資料中僅 1996 年及 1999 年兩年有此項資料，故本文參考 Berg 等(2002)，以 χ 2 統計量檢驗缺乏醫療可近性相關變數對於『是否為身心障礙者』及『自付額佔所得比例』兩重要變數形成影響，進而對本文之實証估計造成顯著影響。結果發現 1996 年與 1999 年醫療可近性的的兩個變數(預約門診的難易程度、醫療滿意度)中，僅『預約門診的難易程度』與身心障礙以及自付額佔所得比例呈負向顯著(詳見表 4.5.1)。也就是說，同時忽略兩個醫療可近性的相關變數會造成本文估計是否為身心障礙者對於就醫機率與就醫次數會有低估的結果，縱然如此，『是否為身心障礙者』對於醫療利用仍有顯著的影響力，故『是否為身心障礙者』對於醫療利用的多寡有顯著的影響，值得分別討論之。表 4.5.1. 缺少『醫療可近性』相關變數之 χ 2 檢測就醫可近性與身心障礙與否之相關程度 1996 預約門診的. 1999. 醫療滿意度. 難易程度. 預約門診的難易程度. 26 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics. 醫療滿意度.

(27) 相關係數. N ⋅ ρˆ. 2. -0.026. 0.017. -0.011. 0.008. **. 3.120. 1.347. 0.712. 7.300. 就醫可近性與自付額佔所得比例之相關程度 1996 預約門診的. 1999. 醫療滿意度. 難易程度. 預約門診的. 醫療滿意度. 難易程度. 相關係數. -0.018. 0.009. 0.011. 0.015. N ⋅ ρˆ. 3.498. 0.874. 1.347. 2.504. 2. 註： N. ⋅ ρˆ 2 服從 χ 2 (1)；當α=0.05， χ 2 (1)的臨界值為 3.84。. 資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 5 美國是否提供非身心殘障者足夠的社會保險？一個充足的醫療保險不僅能降低就醫平均支出，更要能降低支出的變異程度，在實證方法我們可以以自付額的平均數與變異數來衡量，分別計算參加保險者與未參加保險者的就醫平均支出的變異數，以此衡量保險是否發揮降低就醫支出的變異程度。從表 5.1.1 可以發現參加 Medicare 的身心障礙者其自付額的平均數與變異數均高於未參加保險者；更甚者，和參加 Medicare 的非身心障礙者相比，身心障礙者自付額的平均數與變異數均明顯較高。再者，若改以本文之分析重點『自付額佔所得比例』比較，並將樣本以『身心障礙與否』和『是否為低收入』區分(詳見表 5.1.2)，發現不論參加何種保險，身心障礙且為低收入者的醫療自付額佔所得比例較其他各類族群來得較高；而從保險種類來看亦可發現， Medicare 被保險人的自付額佔所得比例均較其他保險的被保險人高。最後，從保險種類與人格特質的交叉結果發現，身心障礙且為低收入者的 Medicare 被保險人，其平均自付額佔所得比例為所有樣本中最高者！公權力介入醫療保險市場的目的究竟為何？如前所述，社會醫療保險很重要的一個目標就是用以消除就醫的財務障礙，使不論所得、社會地位為何者皆能享有基本的醫療資源；但是，為了避免國庫因開辦醫療保險而負擔過於沈重，再加上成本分攤(cost-sharing)之效果，醫療保險多會要求被保險人負擔保費，此外，為了避免事後道德危機所造成之醫療資源濫用，社會醫療保險亦會有部分負擔 (copayment)或自負額(deductible)的機制。雖然這些費用都有其存在意義，但卻往往也使得弱勢族群仍然因為經濟因素而造成的就醫障礙依然存在。所以對於保險給付內容的限制以及加入成本分攤機制，結果使得社會安全制度的效果大打折扣。 1966 年至今，Medicare 和 Medicaid 的歷史已經超過 30 年，但依本文實證結果發現，這兩種社會安全制度並沒有一如當初立法時的意旨，使需要照顧的弱勢族群免於因為經濟上的困窘而失去享有基本醫療照護的權利；究其原因，仍然是制度上的有所缺陷。由於門診處方用藥及預防服務項目並不在 Medicare 給付範圍. 27 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(28) 內，而且其所要求的成本分攤沒有上限的限制，所以 Medicare(特別是對低收入的老年人或身心障礙者而言)並沒有真正落實理想中的照顧；而 Medicaid 因為所要求的資格門檻過於嚴苛，導致在 1997 時有 60%的窮人不能成為其被保險人(Gross 等，1999)。也就是說，社會上美其名有照顧弱勢團體的安全制度，但實際上仍有許多受到經濟因素影響而無法享有基本醫療照護的弱勢族群存在。同一文獻更直接指出：沒有參加 Medicaid 的窮人的醫療支出占其所得的 54%。除此之外，各項保險變數中，『是否有私人保險』及『是否有 Medicaid』兩項對於身心障礙者醫療利用的情況均有顯著的影響力，也就是說，身心障礙者若亦有私人保險，或亦為 Medicaid 的被保險人，則其醫療利用的次數較其他的身心障礙者為多，猜測由於 Medicare 在處方用藥以及其他各種限制後，對於排除身心障礙者就醫時財務障礙的功能已受限制，故身心障礙者尚須有其他私人保險或 Medicaid 的補充。. 28 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(29) 表 5.1.1 各類保險人自付額之平均數與標準差. 單位：美金. 1996. 全部樣本. 非身心障礙者. 身心障礙者. 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 132.276. 171.343. 192.948. 60.831. 506.167. 166.620. (423.569). (436.810). (344.601). (340.482). (864.691). (386.090). 101.480. 150.951. 175.954. 45.676. 264.742. 146.893. (303.673). (386.577). (313.811). (303.068). (386.167). (401.231). 436.811. 406.476. 311.412. 134.752. 602.520. 246.595. (971.112). (779.922). (500.795). (476.659). (977.566). (309.313). 1997. 全部樣本. 非身心障礙者. 身心障礙者. 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 150.092. 181.442. 246.237. 80.548. 653.538. 229.934. (479.980). (650.277). (697.245). (306.352). (1004.07). (503.289). 121.155. 158.096. 207.733. 49.721. 537.133. 150.337. (395.457). (466.593). (545.569). (203.187). (793.346). (357.717). 511.085. 553.709. 581.891. 229.640. 724.324. 562.795. (1007.79). (1884.3). (1429.74). (567.133). (1107.94). (807.542). 1998. 全部樣本. 非身心障礙者. 身心障礙者. 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 135.492. 174.619. 196.856. 79.462. 689.678. 302.849. (487.166). (588.620). (468.273). (338.241). (1428.51). (679.922). 113.163. 157.544. 157.264. 56.592. 612.283. 215.009. (434.988). (574.482). (311.173). (308.168). (1869.98). (527.473). 444.950. 418.086. 539.632. 213.890. 743.480. 829.889. (897.187). (719.848). (1030.64). (455.920). (1015.17). (1142.32). 1999. 全部樣本. 非身心障礙者. 身心障礙者. 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 168.214. 184.891. 215.519. 114.524. 835.533. 311.318. (586.581). (473.141). (445.972). (484.178). (2055.25). (634.987). 141.100. 173.040. 197.153. 63.811. 641.488. 202.972. (499.118). (455.454). (428.532). (215.285). (1131.06). (477.583). 688.162. 474.585. 511.529. 375.972. 951.589. 753.038. (1376.16). (734.270). (610.470). (1060.60). (2442.07). (949.819). 註：()內為標準差資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理. 29 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(30) 表 5.1.2 各類保險人自付額佔所得比例之平均數與標準差. 單位：%. 1996 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 身心障礙且低收入者. 26.188 (39.652). 19.686 (36.023). 19.899 (38.836). 41.877 (47.985). 66.201 (44.436). 46.227 (49.947). 身心障礙且非低收入者. 16.400 (33.519). 8.843 (24.849). 21.538 (40.332). 21.330 (38.835). 27.837 (40.182). 19.485 (38.496). 非身心障礙且低收入者. 11.269 (29.832). 6.051 (21.581). 11.926 (29.852). 24.528 (42.280). 49.729 (47.865). 13.588 (32.770). 非身心障礙且非低收入者. 8.662 (26.641). 4.362 (18.429). 21.538 (40.332). 21.330 (38.835). 27.837 (40.182). 19.485 (38.496). 1997 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 身心障礙且低收入者. 29.639 (41.783). 25.209 (39.114). 28.300 (42.632). 40.097 (48.781). 63.063 (44.669). 57.028 (45.652). 身心障礙且非低收入者. 18.528 (35.639). 9.415 (25.003). 4.697 (15.929). 9.359 (25.926). 30.177 (42.319). 25.041 (41.114). 非身心障礙且低收入者. 6.428 (21.233). 4.087 (16.667). 8.553 (23.725). 12.083 (29.190). 44.114 (45.682). 10.375 (26.249). 非身心障礙且非低收入者. 5.413 (19.941). 3.658 (16.226). 4.697 (15.929). 9.359 (25.926). 30.177 (42.319). 25.041 (41.114). 1998 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 身心障礙且低收入者. 24.265 (38.823). 23.424 (38.790). 46.992 (50.837). 37.613 (48.729). 66.150 (44.120). 49.690 (48.624). 身心障礙且非低收入者. 16.254 (33.745). 8.836 (24.290). 15.414 (32.866). 23.756 (40.759). 34.517 (43.885). 40.935 (53.947). 非身心障礙且低收入者. 6.144 (20.457). 4.223 (17.354). 6.897 (23.269). 11.279 (28.566). 35.805 (44.143). 15.015 (34.114). 非身心障礙且非低收入者. 3.969 (16.777). 3.178 (15.044). 15.414 (32.866). 23.756 (40.759). 34.517 (43.885). 40.935 (53.947). 1999 沒有保險. 私人保險. CHAMPUS/VA. Medicaid. Medicare. 其他公共保險. 身心障礙且低收入者. 37.103 (44.866). 28.125 (41.486). 56.308 (51.841). 51.711 (47.700). 65.727 (44.427). 48.151 (48.399). 身心障礙且非低收入者. 18.738 (34.278). 9.267 (25.388). 27.154 (43.540). 18.586 (36.050). 34.126 (42.421). 35.420 (48.512). 非身心障礙且低收入者. 10.660 (28.973). 5.047 (20.223). 10.231 (27.897). 20.119 (39.064). 52.797 (48.127). 13.826 (32.863). 非身心障礙且非低收入者. 7.904 (25.427). 4.374 (18.325). 27.154 (43.540). 18.586 (36.050). 34.126 (42.421). 35.420 (48.512). 註：()內為標準差資料來源：本研究運用美國 MEPS 1996-1999 年資料自行整理 30 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(31) 6 結論與建議本文利用 MEPS 1996 至 1999 四年的調查資料探討自付額占調整後所得對於身心障礙者醫療利用的影響，先對全部樣本進行估計，以檢定『自付額佔調整後所得比例』對於身心障礙者與非身心障礙者是否在醫療利用次數上有不同的影響效果。再分別對影響身心障礙者與非身心障礙者醫療利用的因素加以剖析。彙整實證結果可以發現，影響身心障礙者醫療需求的因素與非身心障礙者的確有些微的差異，茲列舉如下： 1.婚姻狀況、家庭人口數、職業別、是否有 CHAMPUS/PVA、是否有其他公共保險、是否有 Medicare 對於非身心障礙者的就醫機率有顯著影響，但對於身心障礙者的影響卻不顯著。 2.除了『年齡』之外，顯著影響非身心障礙者就醫次數的變數與影響身心障礙者的變數為一致的。 3.年齡對於非身心障礙者就醫次數的影響為正向顯著，但對於身心障礙者的影響卻是不顯著；也就是非身心障礙者年紀越大，其就醫次數越多，但身心障礙者卻不然，就醫次數不會隨著年齡增加而上升。 4.自付額佔所得比例對身心障礙者就醫機率的影響較非身心障礙者不顯著，但對就醫次數的影響較非身心障礙者顯著。自付額(out-of pocket payment)佔所得比例對醫療需求的影響為本文的討論重點，從實證結果可以發現『自付額佔所得比例』這個變數不論是對全部樣本或是身心障礙者都有顯著的影響效果，雖然這樣的關係符合經濟學理論中的『需求法則』，但是，自 1965 年聯邦政府為了保障身心障礙者獲得其基本的醫療需求，免除其就醫的財務障礙而開辦 Medicare 後，若 Medicare 真有實現其政策目的，則應該可以有效減緩『自付額佔所得比例』對身心障礙者的醫療利用的影響；然而，本文的實證結果卻發現該比例對於就醫次數有更顯著的影響力。顯然社會保險仍未能免去身心障礙者的財務障礙。照顧社會上的弱勢族群是責無旁貸的，但如何在維持國庫收支、避免受益人因道德危機過度濫用醫療資源，以及確實給予需要者必要的照護中取得平衡，實為當政者困難的課題，但亦為必須解決之難題。. 31 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(32) 參考文獻劉彩卿、陳欽賢 (2001)，「研析在全民健保制度下影響台北都會區民眾就診之因素」，經濟研究 vol.37 (1) p.69-92 蘇建榮 (1999)，「全民健康保險制度下門診醫療利用函數之估計」，保險物專刊 vol.57 p.81-93 羅紀琼 (1991)，「人口老化對醫療支出的影響：台灣的實證研究」，經濟論文 vol.19(1) p.107-133 鄭保志、胡玉蕙 (1997)，「台灣家庭醫療需求的實證分析」，台北銀行月刊 vol.27(5) p.71-88 Andersen, R.M. and J.F. Newman (1973) “Social and Individual Determinants of Medical Care Utilization in the United States＂Milbank Memorial Fund Quarterly Journal Vol.51 p.95-124 Berg, Nathan and Donald Lien (2002) “Measuring The Effect of Sexual Orientation On Income: Evidence of Discrimination?＂ Contemporary Economic Policy Vol.20, No.4 p.394-414 Coughlin, T.A., K. Liu, and T.D. McBride (1992) “Severely Disabled Elderly Persons with Financially Catastrophic Health Care Expenses: Sources and Determinants＂ The Gerontologist Vol.32 No.3 p.391-403 Deb, P. and P.K. Trivedi (1997) “Demand For Medical Care By The Elderly : A Finite Mixture Approach＂ Journal of Applied Econometrics Vol.12 p.313-336 Feldstein, P.J. (1988) “Health Care Economics＂ A Wiley Medical Publications, John Wiley and Sons Inc, 3rd edition. Gross, D.J., L. Alecxih, M.J. Gibson, and J. Corea (1999) “Out-of-Pocket Health Spending by Poor And Non-Poor Elderly Medicare Beneficiaries.＂ Health Services Research 34:1 p.241-254 Gurmu, S. and P.K. Trivedi (1996) “Excess Zeros in Count Models for Recreational Trips＂ Journal of Business & Economic Statistics Vol.14 p.469-77 Hsiao, William C. (1995) “Abnormal Economics in The Health Sector＂ Health Policy Vol.32 p.125-139 Khe, N.D., N.V. Toan, L.T.T Xuan, B.Eriksson, B.Hojer, and V.K. Diwan (2002) “Primary Health Concept Revisited: Where Do People Seek Health Care In A Rural Area Of Vietnam＂ Health Policy Vol.61 p.95-109 Mullahy, J. (1986) “Specification and Testing of Some Modified Count Data Models＂ Journal of Econometrics Vol.33 p.341-65 Phelps, C.E. (2000) “Information Diffusion and Best Practice Adoption＂ Handbook of Health Economics p.223-264 Pohlmeier, W. and V. Ulrich (1995) “An Econometric Model of the Two-Part. 32 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(33) Decisionmaking Process in the Demand for Health Care＂ The Journal of Human Resources Vol.30 (2) p.339-361 Shi, Leiyu (2001) “The Convergence of Vulnerable Characteristics and Health Insurance in the US＂ Social Science & Medicine Vol.53 p.519-529 Sindelar, J. L. (1982) “Differential Use of Medical Care by Sex＂ Journal of Political Economy Vol.90 (5) p.1003-1019 Americans With Disabilities Act “http://www.hcfa.gov/medicaid/olmstead/olmshome.htm＂. 33 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.

(34)