台灣地區社區老人醫療服務使用率影響因素之研究－－一個健康資本模型應用的初探

社區發展季刊 110 期 216 中華民國 94 年 6 月

臺灣地區社區老人醫療服務使用率影響因

素之研究─一個健康資本模型應用的初探

王 雲 東

壹、研究動機與目的

根據內政部統計，截至民國 94 年 3 月，臺閩地區 65 歲以上的老年人口總數已 達 216 萬 9 千餘人，占總人口比例 9.56% （內政部，2005）。更值得注意的是，臺灣 地區高齡者的成長速度極快，依照行政院 經濟建設委員會（1995）推估（見表一）， 臺灣老年人口比例由總人口的 7%上升到 14%僅約需 25 年，比起全世界的國家，僅 略慢於日本的 24 年，而高居世界第二位 （王雲東，2003）。 表一 人口高齡化速度之國際比較 65 歲以上人口 7%～14%年份 國名 7% 14% 所需年數 日本 1970 年 1994 年 24 年 德國 1932 年 1972 年 40 年 英國 1929 年 1976 年 47 年 義大利 1927 年 1988 年 61 年 美國 1942 年 2013 年 71 年 瑞典 1887 年 1972 年 85 年 臺灣 1994 年 2019 年 25 年 資料來源：日本老人福祉手冊 2001 年版－中位推計（日本厚生省，2001）。

社區發展季刊 110 期 217 中華民國 94 年 6 月 以行政院衛生署 2003 年全民健康保 險醫療統計年報資料來看（註 1），所有門 診患者中 65 歲以上的老人占 11.36%（全 年門診總人數為 2,051 萬 405 人），而住院 的患者中老人的比例更高達 25.30%（全年 住院患者總人數為 173 萬 7,044 人）；此 外 ， 老 人 西 醫 門 診 費 用 占 總 門 診 費 用 29.74% ， 住 診 費 用 則 占 總 住 診 費 用 43.19%。就全體國民來看，根據臺灣國民 醫療保健支出統計資料（2000）指出（註 2），89 年國民醫療保健支出中個人門住診 醫療支出為 3,982 億元，換算平均每人為 17,950 元；若依年齡別觀察，則 65 歲以上 人口總計支出 1,144 億元，占 28.73%，平 均每人花費 6 萬 432 元，為全體國人平均 醫療保健支出的 3.37 倍，也是各年齡層中 最高者。 事實上由前述資料顯示，全民健康保 險支出之增長因素相當程度來自於人口結 構的老化，老人不論就診率或醫療給付均 偏高。2003 年 65 歲以上老人的門診就診 率為 11.36%，比起 2000 年的 10.01%，上 升了 1.35%；而 2003 年 65 歲以上老人平 均每人西醫門診醫療費用為 0 歲～64 歲者 的 4.16 倍，也超過 2000 年的 4.09 倍。至 於住院率方面，2003 年 65 歲以上老人的 住 院 率 為 25.30% ， 超 過 2000 年 的 23.88%；而 65 歲以上老人平均每人住診費 用，2003 年為非高齡者之 7.47 倍，也比起 2000 年的 7.09 倍微幅上升了一些。近年 來，65 歲以上老人年增率雖有趨緩現象， 但因人口少子化的幅度相當驚人，因此老 人占總人口的比率，已由 1993 年的 7.10% （邁入高齡化社會），增至 2005 年 3 月的 9.56%，增幅迅速；預期至 2011 年時，老 人比率將至 9.94%（註 3），而到 2017 年時， 臺灣老年人口將首次超過 15 歲以下的兒 童與少年人口數（林萬億，2004）；而也正 因為老年人口比例的不斷上升，造成醫療 服務的需求增加，同時也消耗了較多的醫 療資源，因此深入了解老人醫療服務使用 率的影響因素是非常重要的。 過去老人醫療服務利用的研究，以不 同層面的變項如個人健康因素、社會心理 因素、組織因素等，來探討老人的醫療服 務利用，並以各種統計方法，來分析使用 醫療服務老人的特性、影響因素或是建構 一個解釋及預測老人醫療服務利用的行為 模式（Wan et al, 1982；Wolinsky et al, 1984；Evashwick et al, 1984；Mossey et al, 1988；Mutran et al, 1988；Wolinsky et al, 1991；Retchin et al., 1992；郭靜燕，1992； 吳淑瓊等，1994；曾曉琦，1996）。不過在 應用理論方面，過去的研究多採用求醫行 為理論模式，例如：Suchman（1965）提 出 的 疾 病 行 為 階 段 （ illness behavior stage）、Fabrega（1973）的決策理論模式 （ decision-theoretic model ）、 Mechanic （1978）提出的一般求助理論（general theory of help seeking）及 Anderson 等 （1968、1973、1974）的健康行為模式 （health behavior model），但只有少數學者 從經濟學的觀點來探討此一問題，如： Wang（2001）使用修正後的健康資本模型 來解釋美國社區老人醫療服務使用率的影 響因素。

社區發展季刊 110 期 218 中華民國 94 年 6 月 因此，根據以上所述，本研究的目的 簡述如下： 一、在健康資本模型的架構之下，找 出影響臺灣地區社區老人醫療服務使用率 的因子，並建構解釋與預測模型。 二、在此一架構之下，擬定具體可行 的政策，以有助於社區老人健康之增進。

貳、文獻回顧

在健康資本模型的架構之下，依據過 去研究的發現，影響醫療服務利用的因素 約可分成社會人口學特性及健康資本變項 兩大部分，茲分述如下： 一、社會人口學特性

Markides et al.（1985）及 Mutran et al. （1988）的研究均發現，年齡可透過影響 健康狀況間接影響醫療服務利用。Hansell et al.（1991）、Leclere et al.（1994）、林素 真（1995）及 Burnette & Mui（1999）即 發 現 年 齡 愈 大 門 診 使 用 的 次 數 愈 多 ， Mutran et al.（1988）的研究有同樣發現， 且年齡愈大住院天數愈多。在性別的部 分，多數學者的研究發現：女性較會利用 醫療服務（Levkoff, 1987；Mossey et al., 1988；Rivnyak et al., 1989；Leclere et al., 1994；Burnette & Mui, 1999）；不過也有學 者持不同的意見，如 Mutran et al.（1988） 及 Wolinsky et al.（1991）發現女性的門診 使用次數及住院天數較少。在婚姻狀況方 面，Evashwick et al.（1984）、Cox（1986）、 及 Foreman et al.（1998）的研究發現已婚 者醫療服務利用較多；但婚姻狀況與居住 安排對住院服務利用的影響大多不顯著 （曾曉琦，1996）。 此外在收入的部分，收入高的老人門 診使用次數較多，但對住院服務利用的影 響則不顯著；而經濟變項雖對醫療服務利 用不具直接影響，但卻能透過自述疾病與 自評健康間接影響醫療服務利用（Mutran et al., 1988；Rosner et al., 1988；Noro et al., 1999；吳淑瓊等，1994）。

二、健康資本變項

由實證研究結果可發現：健康狀況是 影響醫療服務利用最主要的因素（Eve, 1988 ； Wolinsky et al., 1991 ； Andersen, 1987）。從門診服務使用情形來看，身體功 能障礙天數愈多、慢性病症狀愈多、疾病 數愈多、心理壓力愈大，以及自評健康愈 差的老人，則就診服務的使用次數愈多 （Branch et al., 1985；Eve, 1988；Mutran et al., 1988；Rosner et al., 1988；Rivnyak et al., 1989；Hansell et al., 1991；Wolinsky et al., 1991；Leclere et al., 1994；Andersen, 1987； Mossey et al., 1988；許志成，1992；Levkoff, 1987；Freeborn et al., 1990；Markides et al., 1985）。不過，Wolinsky et al.（1988）的研 究則顯示，社區老人其門診使用率因身體 活動受限反而下降。由此看來，身體的功 能障礙、慢性病症狀數、疾病數、自評健 康情形、心理壓力等，均是影響老人是否 使用門診服務的重要因素。 此外，Chiang（1989）的研究發現，

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活動受限天數愈長的老人住院機率較高； 而 Eve（1988），Mutran et al.（1988），Satrin et al.（1991）及 Wolinsky et al.（1991）的 研究顯示，具身體功能障礙者住院天數較 長。至於保險可以直接減低就醫時的財務 障礙，所以有保險者利用較多門診服務 （Chiang, 1989；Eve, 1988；Mutran et al., 1988；Wolinsky et al., 1991；Leclere et al., 1994；Wang，2001）。

參、研究理論、問題與假設

一、健康資本模型

Grossman 於 1972 年建構出健康資本 模型（health capital model），此模型乃是 人力資本理論在醫療衛生領域中的實際應 用，主要陳述對於良好健康的需求。其核 心概念是：「健康」可被視為是維持健康時 間的雙重資本──意即對於財富或健康的 投資，均可帶來直接或間接的收益，例如 更高的收入與薪資率、增加生產力、更長 壽、死亡率低、更佳的身心狀態。雖然健 康會隨著年齡漸增而“貶值”，但亦可藉 由投資使個人增進健康。換言之，即個人 可在任何年紀時，藉由評估投入成本與所 獲資本的邊際效益之差異，決定其健康資 本的最佳儲備量（Grossman, 1972；Shea et al., 1996；Wang, 2001）。 二、研究架構與假設 本研究之理論架構為健康資本模型， 研究架構如下：

社區發展季刊 110 期 220 中華民國 94 年 6 月 健康資本變項 自評健康狀況 日常工具性活動完成狀況 日常必需性活動完成狀況 憂鬱症狀出現頻率 衛生健康習慣 運動頻率 過去三年是否作過健康檢查 目前是否已參加全民健保 社會人口變項 性別 年齡 婚姻狀態 居住地域 居住安排 夫妻去年收入 醫療服務使用率 住院率 急診使用率 西醫門診使用率（一年內） 西醫門診使用率（一個月內） 中醫門診使用率（一年內） 居家護理服務使用率 護理之家居住率 綜上所述，本研究試圖回答的問題 是：哪些健康資本因素與老人的醫療服務 使用率具有相關性？據此，本研究的假設 為：在控制住社會人口變項的影響後，老 人的「健康資本變項」與其目前的「醫療 服務使用率」有顯著相關。

肆、研究方法

一、研究設計與樣本 本 研 究 採 用 次 級 資 料 分 析 法 （secondary data analysis）。次級資料分析 法因為取自大樣本、有較佳之代表性與推 廣 性 ， 因 而 適 用 於 政 策 研 究 的 領 域 （Nachmias & Nachmias, 1987）。其次，次 級資料分析容許其他研究者以此一資料庫 做重複檢證，並有利於持續追蹤調查。 此外，本研究採用之資料庫為民國 88 年臺灣地區中老年保健與生涯規劃調查資 料庫，此為行政院衛生署家庭計畫中心所 作的長期追蹤調查﹙民國 78、82、85、88﹚ 之第四次訪查之資料（也是目前釋出最新 的資料）。樣本選取為資料庫（B）部分（70 歲以上之受訪者）之居住於社區中的年長 者，共 2,250 位。 二、資料整理與分析 由於本研究主要目的在於檢證健康資 本模型是否有助於解釋社區老人醫療服務 的使用率，因此為達到此一目的，有下列 三個分析步驟： 對所有變數做單變項描述統計分 析；

社區發展季刊 110 期 221 中華民國 94 年 6 月 對所有自變數做相關分析，以確保 沒有多元共線（collinearity）的狀況；  以 階 層 式 邏 輯 迴 歸 （ Hierarchical Logistic Regression）分析法檢證此一模 型。首先，將六個社會人口變項置入模型 中，其次，將所有健康資本變項置入，視 其 模 型 卡 方 值 的 變 化 值 （ Incremental Model χ2）是否達到顯著，以及哪些自變 項為顯著因子。 至於遺漏值（missing data）的處理， 對於連續變數（continuous variables）部分 均以其有效填答值的平均值（mean）來取 代，因為這樣會使得該變數的估計誤差值 （error of the estimate）達最小（Cohen & Cohen，1983）；至於二分名義變項（binary variables）方面（包括所有的依變項），則 其遺漏值均不作處理。 三、研究限制 本研究以次級資料進行統計分析，因 此對於若干具指標意義的變項可惜因漏答 數過多而必須放棄，殊為可惜；例如：每 年住院天數與次數、每年使用西醫門診的 天數與次數及家庭總資產等。此外，一些 可能的潛在健康資本變項因無法從資料庫 獲得而不能被檢視，例如：疾病的嚴重程 度等。

伍、研究發現

一、樣本基本資料 本研究之樣本數為 2,250 個居住於社 區中年超過 70 歲的老人，其中女性占 45.5%，男性占 54.5%。年齡分布為：70 歲～74 歲者占 44.4%，75 歲～79 歲者占 31.9%，80 歲～84 歲者占 15.1%，而 85 歲 以上者則占 8.6%；平均年齡為 76.4 歲。至 於 目 前 的 婚 姻 狀 態 ， 目 前 單 身 者 占 44.3%，而目前有伴（包括有配偶或同居人） 者占 55.7%。在居住地域方面，居住於城 市／都會區者占 37.6%，而屬於鄉鎮者占 62.4%。在目前的居住安排方面，目前為獨 居者占 10.9%，而目前為非獨居者（含與 配偶、子女或親友一同居住的任何可能） 占 89.1%。至於夫妻去年收入（2 人收入總 和）狀況，在 10 萬元以下者占 32.6%，在 10 萬元～20 萬元之間者占 26.8%，而在 20 萬元～30 萬元之間者占 15.6%，在 30 萬元 ～40 萬元之間者占 10.0%，而在 40 萬元～ 50 萬元之間者占 5.6%，最後在 50 萬元以 上者占 9.3%，平均為 20 萬元～30 萬元之 間。 二、健康資本變項描述 至於在主要的自變項──健康資本變 項方面，「自評健康」為受試者自行評定自 己的健康狀況，包括 5 個等級──很不好 （1 分，占 9.1%）、不太好（2 分，占 30.6%）、普通（3 分，占 32.8%）、好（4 分，占 18.8%）、以及很好（5 分，占 8.8%）， 平均值為 2.88 分，也就是介於不太好與普 通 之 間 。 至 於 「 日 常 工 具 性 活 動 （instrumental activities of daily living）完 成狀況」變項，是由問卷中的原始題目， 涵蓋：買個人日常用品，處理金錢（如 算帳、找錢、付帳等），獨自坐汽車或火 車，在住家或附近做粗重的工作，掃 地、洗碗、倒垃圾等清鬆工作，以及打 電話等的困難狀況；在加總計分後、再重

社區發展季刊 110 期 222 中華民國 94 年 6 月 新調整過錄（recode）之後所得的分數， 共分為 5 個等級──很困難（1 分，占 8.3%）、有些困難（2 分，占 7.5%）、普通 （3 分，占 9.8%）、不太困難（4 分，占 28.1% ）、 以 及 完 全 沒 困 難 （ 5 分 ， 占 46.4%），平均值為 3.97 分，也就是非常接 近不太困難的狀況。而在「日常必須性活 動（activities of daily living）完成狀況」的 變項方面，是由問卷中的原始題目，涵蓋： 獨自洗澡，獨自穿方服、脫衣服， 獨自吃飯，獨自起床、站立、坐在椅子 上，獨自室內走動，以及獨自上廁所 等的困難狀況；在與「日常工具性活動完 成狀況」變項同樣計分方式後，也是分為 5 個等級──很困難（占 2.9%）、有些困難 （占 2.0%）、普通（占 3.6%）、不太困難 （占 5.2%）、以及完全沒困難（占 86.3%）， 平均值為 4.70 分，也就是介於不太困難與 完全沒困難之間。至於在「憂鬱症狀出現 頻率（frequencies of depressive symptoms）」 變項方面，是由問卷中的 10 個原始題目， 涵蓋：不太想吃東西、胃口很差，覺 得做每一件事情都很吃力，睡不好覺， 覺得心情很不好，覺得很寂寞（孤單、 沒伴），覺得身邊的人不友善，覺得很 傷心，提不起勁來做事，覺得很快樂 （註 4），以及覺得日子過得很不錯（註 5）的出現頻率；同樣在加總計分後、再重 新調整過錄（recode）之後所得的分數， 共分為 4 個等級──完全沒有（1 分，占 20.1%）、很少（2 分，占 50.4%）、有時（3 分，占 25.5%）、以及經常（4 分，占 4.0%）， 平均值為 2.13 分，也就是介於很少與有時 之間。 此外「衛生健康習慣」變項方面，也 是由問卷中的原始題目，包括：目前是否 有抽菸、喝酒、嚼檳榔等行為加總得分後， 再重新調整過錄（recode）之後所得的分 數，共分為 4 個等級──非常不好（也就 是目前抽煙、喝酒、嚼檳榔三種行為都有， 1 分，占 1.0%）、不好（前述三種行為有兩 種，2 分，占 9.5%）、尚可（前述三種行為 只有一種，3 分，占 23.8%）、以及好（前 述三種行為均沒有，4 分，占 65.7%），平 均值為 3.54 分，也就是介於尚可與好之 間。在「運動頻率」變項方面，分為 4 個 等級──沒有（1 分，占 39.9%）、每週 2 次以下（2 分，占 5.5%）、每週 3 至 5 次（3 分，占 10.2%）、以及每週 6 次以上（4 分， 占 44.4%），平均值為 2.59 分，也就是約在 每週 2 至 3 次之間。在「過去 3 年是否作 過健康檢查」變項方面，回答「有」的占 54.0%，而回答「沒有」的則占 46.0%。另 外在「目前是否已參加全民健保」變項方 面，回答「有」的占 98.8%，而回答「沒 有」的僅占 1.2%。 三、依變項資料描述 在依變項方面，主要是要了解社區老 人的醫療服務使用率，共包括 7 個指標（依 變項）： 最近一年內是否曾住院（住院率）？ 回答「有」的占 22.9%，而回答「沒有」 的占 77.1%。 最近一年內是否曾看過急診（急診 使用率）？回答「有」的占 14.9%，而回 答「沒有」的占 85.1%。 最近一年內是否曾看過西醫門診 （一年內西醫門診使用率）？回答「有」 的占 86.5%，而回答「沒有」的占 13.5%。 最近一個月內是否曾看過西醫門診

社區發展季刊 110 期 223 中華民國 94 年 6 月 （一個月內西醫門診使用率）？回答「有」 的占 79.3%，而回答「沒有」的占 20.7%。 最近一年內是否曾看過中醫門診 （一年內中醫門診使用率）？回答「有」 的占 20.6%，而回答「沒有」的占 79.4%。 最近一年內是否曾接受過居家護理 服務（居家護理服務使用率）？回答「有」 的僅占 1.3%，而回答「沒有」的占 98.7%。 最近一年內是否曾住過護理之家 （護理之家居住率）？回答「有」的僅占 0.5%，而回答「沒有」的占 99.5%。 四、相關分析與假設檢定 在 自 變 項 兩 兩 間 的 相 關 係 數 （correlation coefficient）方面，其絕對值 的範圍從 0.001（原始值為－0.001）到 0.665 之間，因為均小於 0.7，因此不會有多元共 線（collinearity）的問題。 此外在假設檢定方面，對於第一個依 變 項 ─ ─ 最 近 一 年 內 是 否 曾 住 院 ， 其 Incremental Model χ2為 272.137，達到顯 著。至於在解釋（或預估）「會住院」的自 變項部分，共有 6 個達到顯著，依顯著性 的大小排序如下（其後皆以此排序）：自評 健康愈低、男性、過去三年曾作過健康檢 查、日常工具性活動完成狀況愈差、日常 必須性活動完成狀況愈差、以及年齡較輕 的長者等。同樣的步驟，對於「最近一年 內是否曾看過急診」依變項，其 Incremental Model χ2為 217.642，達到顯著。至於在 解釋「曾看過急診」的自變項部分，也是 共有 6 個達到顯著，依序為：自評健康愈 低、過去三年曾作過健康檢查、日常工具 性活動完成狀況愈差、男性、憂鬱症狀出 現頻率愈高、夫妻去年收入愈高等。 至於對於「最近一年內是否曾看過西 醫門診」依變項，其 Incremental Model χ2 為 179.237，達到顯著。至於在解釋「一年 內曾看過西醫門診」的自變項部分，共有 5 個達到顯著，依序為：自評健康愈低、 過去三年曾作過健康檢查、運動頻率愈 高、衛生健康習慣愈好、以及目前非獨居 者等。對於「最近一個月內是否曾看過西 醫門診」依變項，其 Incremental Model χ2 為 127.616，達到顯著。至於在解釋「一個 月內曾看過西醫門診」的自變項部分，也 是共有 5 個達到顯著，依序為：自評健康 愈低、過去三年曾作過健康檢查、憂鬱症 狀出現頻率愈高、衛生健康習慣愈好、以 及年齡較輕的長者等。至於對於「最近一 年內是否曾看過中醫門診」依變項，其 Incremental Model χ2為 55.855，雖然仍 達到顯著，但比起之前 4 個依變項已減少 甚多。在解釋「一年內曾看過中醫門診」 的自變項部分，共有 8 個達到顯著，依序 為：自評健康愈低、過去三年曾作過健康 檢查、日常必須性活動完成狀況愈佳、女 性、目前非獨居者、憂鬱症狀出現頻率愈 高、運動頻率愈高、以及年齡較輕的長者 等。 對於「最近一年內是否曾接受過居家 護理服務」依變項，其 Incremental Model χ2_{為 59.265，其值與前述之「一年內中醫} 門診使用率」依變項的 Incremental Model χ2_{值接近，也達到顯著。在解釋「使用居} 家護理服務」的自變項部分，只有 1 個達 到顯著，為日常必須性活動完成狀況愈差 者。最後對於「最近一年內是否曾住過護 理之家」依變項，其 Incremental Model χ2 為 34.482，雖然仍達到顯著，但為七個依 變項當中最低者。在解釋「曾居住護理之

社區發展季刊 110 期 224 中華民國 94 年 6 月 家」的自變項部分，有 3 個達到顯著，依 顯著性的大小排序如下：目前未參加全民 健保、居住地域屬於城市或都會區者、以 及日常必須性活動完成狀況愈差者等。

陸、結論與建議

對於本研究的基本假設：『控制住社會 人口變項的影響後，老人「健康資本變項」 與其目前的「醫療服務使用率」有顯著相 關』可說是完全獲得了驗證。在 7 個依變 項的 Incremental Model χ2_{方面，其數值} 範圍由 34.482 到 272.137，不過均在α ＜.001 的顯著水準下達到統計顯著（見表 二）。此外在自變項的影響方面，「自評健 康」是影響力（或預測力）最大的變項； 在 7 個依變項當中的 5 個（包括：住院率、 急診使用率、一年內西醫門診使用率、一 個月內西醫門診使用率、以及一年內中醫 門 診 使 用 率 ） 均 扮 演 著 最 大 影 響 力 （dominant）的角色，這個一方面與相當 多 研 究 的 結 果 相 吻 合 （ Arling, 1985 ； Burnette & Mui, 1999 ； Dansky et al., 1998；Evashwick et al., 1984；Hibbare & Pope, 1986；Miller et al., 1997；Noro et al., 1999）；而另一方面可見老人對於自己健康 狀況的主觀評價確實會直接影響到自身醫 療服務的使用率，因此在公共衛生與預防 醫學的領域，如果能讓年長者對於自己邁 入老年的事實有正確的認知，從而建立自 己對自身健康的信心，勢必將「心理影響 生理」，而有助益於生理健康的增進與減少 醫療服務的使用率。 其次，「過去三年是否作過健康檢查」 是影響力第二大的自變項；與「自評健康」 變項相同，也是在 7 個依變項當中的 5 個 （與前同）均扮演著次大的影響力，且其 影響的方向均為「正向」的（也就是說， 過去三年有作過健康檢查的老人，其住院 與／或看急診、門診的機率也較高）。這顯 示出會去作健康檢查的年長者，可能一方 面較為關心自己的健康狀況，而另一方面 也可能原本健康狀況已不佳，因此才要定 期去作健康檢查。以本研究為例，由於「過 去三年是否作過健康檢查」變項與其他健 康相關的自變項（如：日常工具性活動完 成狀況、日常必需性活動完成狀況、以及 憂鬱症狀出現頻率等）的相關係數均不大 （分別為：0.098、0.053 與－0.082），而是 與「夫妻去年收入」變項的相關係數為最 高（0.141，p＜.001），可見過去三年有作 過健康檢查的老人，相對來說是屬於經濟 狀況較佳、也較注意個人健康的年長者。 至於另外 3 項反映健康狀況的自變項 （包括：日常工具性活動完成狀況、日常 必需性活動完成狀況、以及憂鬱症狀出現 頻率等），分別顯著影響了 2 個、4 個與 3 個醫療服務項目（詳見表二）。大致上來 說，除了「最近一年內是否曾看過西醫門 診」依變項並未為此 3 個自變項顯著影 響，以及「最近一年內是否曾看過中醫門 診」依變項受到「日常必需性活動完成狀 況」自變項的顯著影響方向與其他變項不 同；也就是說「日常必需性活動完成狀況」 愈佳，則反而「在最近一年內愈會去看中 醫門診」；可能的原因為：中醫的角色很多 時候是保健多於治療，因此與其他醫療服 務使用項目性質有所不同（Foreman et al., 1998）。其他方面（包括：對 7 個依變項顯 著影響的數目、以及 Wald χ2_{的大小）均} 顯示出來這 3 項反映健康狀況的自變項的 影響力是僅次於前述之「自評健康」與「過 去三年是否作過健康檢查」自變項的；也

社區發展季刊 110 期 225 中華民國 94 年 6 月 就是說，健康狀況愈佳（過去投注在健康 的資本愈多）會造成醫療服務使用愈少的 結果。 在「衛生健康習慣」與「運動頻率」 自變項方面，分別對於「看西醫門診」與 「看中醫門診」的預測達到顯著，不過在 「方向」上卻與假設有所不同。也就是說， 「衛生健康習慣」愈好（愈少抽菸、喝酒 與嚼檳榔）的老人，反而看西醫門診的機 率較高；此外，「運動頻率」愈高，看西醫 與中醫門診的機率也均會顯著較高。其原 因從變項間的相關係數分析，可以發現： 「衛生健康習慣」變項與性別之間的關連 性最高（r＝－0.387，p＜.001）；也就是說： 女性的「衛生健康習慣」較男性顯著為優， 而女性的健康相關狀況卻相對於男性顯著 不佳【性別與「自評健康」的相關係數為 0.170（p＜.001），性別與「日常工具性活 動 完 成 狀 況 」 的 相 關 係 數 為 0.240 （ p ＜.001），性別與「日常必需性活動完成狀 況」的相關係數為 0.090（p＜.001），以及 性別與「憂鬱症狀出現頻率」的相關係數 為－0.142（p＜.001）】，因此「衛生健康習 慣」自變項的影響有可能在邏輯迴歸方程 式中被性別變項部分取代；而這也可以說 明為什麼「衛生健康習慣」愈好的老人， 雖然看西醫門診的機率較高，但其影響的 顯 著 性 卻 不 甚 大 （Wald χ2_{＝ 7.863 與} 5.351）。至於在「運動頻率」方面，其與 健康狀況相關自變項的相關係數均呈「正 向」且顯著；也就是說「運動頻率」愈高， 健康狀況愈好【例如：「運動頻率」與「自 評健康」的相關係數為 0.296（p＜.001）， 「運動頻率」與「日常工具性活動完成狀 況」的相關係數為 0.401（p＜.001），「運 動頻率」與「日常必需性活動完成狀況」 的相關係數為 0.318（p＜.001），以及「運 動頻率」與「憂鬱症狀出現頻率」的相關 係數為－0.313（p＜.001）】。但為什麼「運 動頻率」愈高，卻反而看西醫與中醫門診 的機率也會較高？可能的原因是：一方面 中醫的保養功能相較於治療功能的比重高 出西醫甚多，也就是說去看中醫不見得等 於健康不好。這也可由解釋「最近一年內 是 否 曾 看 過 中 醫 門 診 」依 變 項 的 Total Model χ2 僅達 90.357，相較於對「住院 率」、「急診使用率」、以及「西醫門診使用 率」等依變項的 Total Model χ2_均相去甚 遠而得到佐證。此外，一般人在一年當中 都很可能看過西醫門診，因此「最近一年 內是否曾看過西醫門診」依變項要與健康 之間劃上等號，相較於其他指標（如：住 院率、急診使用率與護理之家居住率等） 其距離是較遠的；至少，「運動頻率」愈高 並沒有造成顯著的高住院率、急診使用率 與護理之家居住率等。在最後一個健康資 本變項：「目前是否已參加全民健保」，雖 然目前已參加的比率高達 98.8%，但是還 是在對「最近一年內是否曾住過護理之家」 依變項的預測達到顯著；也就是說，目前 尚未參加全民健保的老人比較傾向於住過 護理之家。換言之，國家所辦理的社會保 險也可以視為是對於全民健康的一種投 資，參加的人平常就比較容易透過門診而 將小病治好，而比較不會演變成大病甚或 住進護理之家，造成個人、家庭與國家更 大的經濟醫療資源的消耗。 最後在社會人口變項方面，性別扮演 了相對重要的角色。雖然如前所述，女性 的健康狀況相對於男性顯著不佳；但是在 醫療服務的使用率上，男性反而在住院率 與急診使用率兩項上顯著超越女性，此與

社區發展季刊 110 期 226 中華民國 94 年 6 月

Miller et al.（1997）、Noro et al.（1999）與 Wolinsky et al.（1989）的研究結果並不相 同，或許這也反映了年長婦女多是扮演照 顧 者 （ caregiver ）、 而 非 受 照 顧 者 （care-recipient）的角色，特別是在東方社 會或華人社會。年齡方面以年紀較輕的長 者有較高的住院率、西醫門診使用率與中 醫門診使用率，此與 Hansell et al.（1991）、 Leclere et al.（1994）、林素真（1995）、 Burnette& Mui（1999）及 Mutran et al. （1988）的研究結果也並不相同，不過因 Wald χ2均甚低（剛達顯著），所以在此不 多作分析。居住安排以目前非獨居者較會 使用西醫與中醫門診，此與 Eve（1988） 的研究結果一致，不過這可能是顯示出有 人照顧的結果而非健康因素。居住地域以 住在城市者較有可能住過護理之家，這也 反 映 了 資 源 的 可 近 性 （ Wolinsky et al., 1989）；在夫妻去年收入方面，以收入較高 者較會去使用急診，而這也與眾多研究結 果是一致的（Mutran et al., 1988；Rosner et al., 1988；Noro et al., 1999；吳淑瓊等 1994）。 「醫療服務使用」其實是一個複雜的 行為，所牽涉到的影響因素不只是健康狀 況而已。本研究試圖從健康資本模型的觀 點出發，來檢視它是否適用於臺灣社區老 人的就醫行為。而根據本研究的結果，作 者試提出下列幾點建議供相關單位參考： 一、政府應加強在公共衛生與老人醫 學領域的「投資」，特別是在未來老年人口 數將持續而快速地增加的臺灣社會。如果 能讓年長者對於自己邁入老年的事實有正 確的認知，從而建立起自己對自身健康的 信心，以及讓年長者維持較佳的生、心理 健康狀態，則醫療服務的使用勢必會相對 減少，也有助於國家整體資源的節省與競 爭力的提升。 二、持續增加全民健保的普及率並改 進相關問題。雖然健保的改革阻力甚多， 但對於大多數的民眾（特別是弱勢者）來 說，全民健保的維持（至少不要破產）仍 是大家共同的心願，特別是對於使用頻率 較高的老人。 三、在醫療服務措施的提供上，要注 意性別差異所產生的不同需求（例如：男 性老人對住院與急診使用率高，而女性老 人對中醫門診使用率高）。 四、儘早透過家庭醫師制度、轉診制 度與全民醫療網的落實執行，來拉近城鄉 間醫療資源的差距；此外對於經濟弱勢與 獨居老人要確實建立名冊、並落實關懷與 滿足其具體需求。 五、民眾與家人也應及早「投資」在 自己與家人（特別是高齡長者）的健康上， 因為「預防是最好的良藥」，也是最經濟有 效的作法。 （本文作者為臺灣大學社會工作學系助理 教授） 表二 對各社區老人醫療服務使用率指標的顯著預測因素摘要

Significant Odds Ratio（Wald χ2_）

自依變項變項 最近一年內是否 曾住院 最近一年內是否 曾看過急診 最近一年內是否 曾看過西醫門診 最近一個月內是 否曾看過西醫門 最近一年內是否 曾看過中醫門診 最近一年內是否 曾接受過居家護 最近一年內是否 曾住過護理之家

社區發展季刊 110 期 227 中華民國 94 年 6 月 診 理服務 性別 1.993(27.343)*** 1.671(11.170)*** 0.706(7.332)** 年齡 0.866(5.007)* 0.868(4.232)* 0.869(4.627)* 婚姻狀態 居住地域 1.487(4.431)* 居住安排 0.722(4.181)* 0.595(6.365)* 夫妻去年收入 1.066(6.996)** 自評健康 0.650(46.952)*** 0.665(29.844)*** 0.571(64.454)*** 0.658(43.241)*** 0.779(16.901)*** 日常工具性活 動完成狀況 0.784(14.129)*** 0.760(13.742)*** 日常必需性活 動完成狀況 0.804(8.567)** 1.303(8.979)** 0.398(17.440)*** 0.487(3.948)* 憂鬱症狀出現 頻率 1.320(8.205)** 1.414(14.020)*** 1.222(5.992)* 衛生健康習慣 （ 抽 煙 、 喝 酒、嚼檳榔） 1.307(7.863)** 1.225(5.351)* 運動頻率 1.160(8.240)** 1.099(4.690)* 過去三年是否 作過健康檢查 1.795(26.647)*** 1.643(13.958)*** 2.979(61.883)*** 1.903(29.152)*** 1.440(10.865)*** 目前是否已參 加全民健保 0.034(6.991)** Incremental Model χ2 272.137*** 217.642*** 179.237*** 127.616*** 55.855*** 59.265*** 34.482*** Total Model χ2 _{285.056*** 229.266*** 189.906*** 141.743*** 90.357*** 73.329*** 50.117***} * p＜.05，** p＜.01，*** p＜.001
註 釋 註 1： 行政院衛生署，92 年全民健康保險醫療統計年報：表二門診人數統計，資料來源： http://www.doh.gov.tw/statistic/醫療統計年報/89.htm。 註 2： 行政院衛生署，我國國民醫療保健支出統計，資料來源：http://www.doh.gov.tw/st atistic/data/公布欄資料檔/89NHE.doc 註 3： 由於少子化現象的持續與更為嚴重（2004 年臺灣地區出生率已降至 9.56‰的歷史 新 低 ）， 人 口 老 化 的 速 度 可 能 會 比 預 期 來 得 更 快 ， 見 內 政 部 統 計 處 網 站 http://www.moi.gov.tw/stat/ 註 4： 反向題，反向計分。 註 5： Ibid.
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