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NTU Management Review Vol. 32 No. 3 Dec. 2022

二、迴歸分析結果
表 6 彙整假說一之迴歸分析測試結果，表 6 模型 (3) 之 Durbin–Watson (Durbin
and Watson, 1971) 統計量為 2.207，表 6 模型 (4) 之 Durbin–Watson 統計量為 2.203，
代表殘差項之間無自我相關現象。假說一預期，當盈餘管理前之盈餘愈高時，私立
醫療機構較醫療法人，以較高之裁決性應計數調降盈餘。表 6 發現，有關裁決性點

值調整數 (DA_adj ) 之測試，變數 Juridical （醫療法人）之係數 β (-0.007) 顯著為負，
1
it
it
而變數 Juridical （醫療法人）與 ROA_adj 交乘項之係數 β (0.136) 顯著為正 (p-val-
it
3
it
ue < 0.001)。表示醫療法人對點值調整數的影響為，在控制其它變數下，邊際效果
為 -0.007 + 0.136 ROA_adj ，代表當 ROA_adj 為 0 時，醫療法人較私立醫療機構平
it
it
均估計多 0.007 單位之點值調整數（使盈餘減少），可能係醫療法人規模普遍大於
私立醫療機構，其醫療收入對於點值之影響大於私立醫療機構，醫療法人較可準確
預估點值變化之趨勢，在醫療服務量普遍成長之情況下，因應點值可能下降，所
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以多提列點值調整數，此與實際健保醫院總額結算點值變化之趨勢一致 。然而當
ROA_adj 每增加 1%，則私立醫療機構反較醫療法人增加提列 0.00136 個單位 (0.136
it
× 0.01 = 0.00136) 之點值調整數 (DA_adj )，使盈餘減少，而當 ROA_adj 大於 5.14%
it
it
(0.007 / 0.136) 時，私立醫療機構已較醫療法人提列更高之點值調整數。即盈餘管理
前之盈餘愈高時，私立醫療機構較醫療法人提列愈高之點值調整數，以調降盈餘，
符合假說一。
有關裁決性健保核減數 (DA_aud ) 之測試，表 6 顯示變數 Juridical （醫療法人）
it
it
之係數 β (-0.007) 顯著為負，而變數 Juridical （醫療法人）與 ROA_aud 交乘項之
it
it
1
係數 β (0.078) 顯著為正 (p-value = 0.014)。表示醫療法人對健保核減數的影響為，
3
在控制其它變數下，邊際效果為 -0.007 + 0.078 ROA_aud ，代表當 ROA_aud 為 0 時，
it
it
醫療法人較私立醫療機構平均估計多 0.007 單位之健保核減數（使盈餘減少），醫
療法人較私立醫療機構估計較高之健保核減數（使盈餘減少），可能係因醫療法人
規模較大，所申報之健保醫療費用普遍高於私立醫療機構，接受健保署抽審而被核
減之機會較高，因此普遍提列較高之健保核減數（使盈餘減少）。然而當 ROA_aud it
每增加 1%，則私立醫療機構反較醫療法人增加提列 0.00078 個單位 (0.078 × 0.01 =
0.00136) 之點值調整數 (DA_aud )，使盈餘減少，而當 ROA_aud 大於 8.97% (0.007 /
it
it
0.078) 時，私立醫療機構已較醫療法人提列更高之健保核減數。即盈餘管理前之盈

19 據健保署公布歷年點值資料，醫院總額結算點值自 2014 年各季之每點 0.93 元至 0.94 元，至
2019 年各季之每點 0.92 元至 0.93 元，有下降之趨勢。又 2020 年第 1 及第 2 季受嚴重特殊傳
染性肺炎 (COVID-19) 疫情影響，醫院醫療服務量普遍減少，致點值上升至 0.97 元，然第 3 及
第 4 季又下降為 0.93 元。

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