Vývoj hypotézy

Teorie a dosavadní empirické důkazy naznačují, že nepřímé účinky tortní reformy na náklady zdravotního pojištění jsou nejednoznačné. Naši hlavní hypotézu rozvíjíme za předpokladu, že riziko žaloby pro zanedbání lékařské péče ovlivňuje povahu lékařské péče poskytované poskytovateli zdravotní péče a v širším smyslu trh poskytovatelů. Před reformou je regulace pojištění pro případ lékařského pochybení a jedinečné demografické charakteristiky státu spojena s úrovní pojistných nároků pro případ lékařského pochybení, která odráží mimo jiné soudnost obyvatelstva a odbornost poskytovatelů zdravotní péče. Předpokládáme, že poskytovatelé vnímají riziko, že budou žalováni pro zanedbání lékařské péče, racionálně, přičemž se řídí svými předchozími zkušenostmi, informacemi o žalobách pro zanedbání lékařské péče vznesených proti jiným poskytovatelům nebo náklady na pojištění pro případ zanedbání lékařské péče. pozn. pod čarou 8 Za předpokladu, že prostředí pro zanedbání lékařské péče ovlivňuje očekávané náklady na odpovědnost, budou poskytovatelé motivováni k tomu, aby přijali opatření ke snížení vystavení se riziku. Například poskytovatel, který vnímá zvýšení rizika odpovědnosti, by mohl objednávat více vyšetření pro pojištěné pacienty, přijímat méně pacientů s určitými zdravotními problémy nebo dokonce zcela opustit geografický trh. Tyto změny v chování vyvolají změnu úrovně pojistných událostí ve zdravotním pojištění a mohli bychom očekávat, že nalezneme významný vztah mezi změnami v právním prostředí pro lékařské pochybení a ztrátami vzniklými zdravotním pojišťovnám. Protože však poskytovatelé mohou reagovat způsobem, který buď zvýší náklady na zdravotní péči, nebo sníží náklady na zdravotní péči, je směr tohoto vztahu při souhrnném hodnocení nejednoznačný. Vzhledem k tomu, že změny v chování by se ve skutečnosti mohly v souhrnu všechny navzájem vyrušit, uvádíme následující nulovou hypotézu:

H o : Reforma snižující odpovědnost na trhu s lékařskými pochybeními nemá žádný vliv na výši ztrát ze zdravotního pojištění.

Pokud jsme schopni zamítnout nulovou hypotézu, pak zjišťujeme ve prospěch alternativní hypotézy, že reforma trhu lékařských pochybení vede ke změnám v chování poskytovatelů, které významně zvyšují nebo snižují ztráty ze zdravotního pojištění. Do té míry, do jaké poskytovatelé nepochopí důsledky reformy okamžitě v době jejího přijetí, může být její účinek na trh zdravotního pojištění potenciálně opožděný. Snaha o nadměrnou léčbu z obranných důvodů však povede ke zvýšení ztrát ze zdravotního pojištění, zatímco snaha vyhnout se určitým pacientům povede ke snížení ztrát ze zdravotního pojištění. Poznamenáváme, že zamítnutí nulových hypotéz může být také důsledkem změn v chování poskytovatelů mimo pouhou interakci s pacientem. Reformy by mohly vést k rozšíření počtu lékařů ve státě a nabídky lékařské péče. Reformy trhu s lékařskou péčí by také mohly ovlivnit povahu renty, kterou lékaři požadují od zdravotních pojišťoven, a tím potenciálně ovlivnit ztráty ze zdravotního pojištění, aniž by se změnila povaha interakce mezi poskytovatelem a pacientem. Důkazy o platnosti naší hypotézy tak nebudou hodnotit konkrétní povahu změn chování lékařů v souvislosti s reformami trhu s lékařskými pochybeními, ale spíše konečný vliv těchto změn na ztráty ze zdravotního pojištění.

Zkoumání zkušeností soukromých zdravotních pojišťoven v Texasu před a po snaze o reformu trhu s lékařskými pochybeními by poskytlo důkazy o tom, zda reformy trhu s lékařskými pochybeními mají vliv na trh se zdravotním pojištěním, jakož i o směru těchto vlivů. Konkrétně, pokud by reformy přijaté v Texasu neměly žádný vliv na chování poskytovatelů, pak bychom očekávali, že výše ztrát ze zdravotního pojištění vzniklých texaským zdravotním pojišťovnám bude před reformou a po ní stejná. Takový výsledek by podpořil naši nulovou hypotézu. Pokud by naopak texaské reformy změnily chování lékařů způsobem, který by vedl buď k vyšší, nebo nižší úrovni ztrát ze zdravotního pojištění, pak bychom očekávali, že úroveň ztrát ze zdravotního pojištění vzniklých zdravotním pojišťovnám v Texasu před reformami se bude lišit od úrovně po provedení reforem. Takový výsledek by podpořil naši alternativní hypotézu, že důsledky reforem v oblasti lékařských pochybení pro zdravotní pojištění jsou následné.

Data

Pro ověření naší hypotézy jsme určili několik zdrojů dat. Údaje o státních reformách deliktního práva pocházejí z American Tort Reform Association (ATRA) a Database of State Tort Law Reforms . Demografické údaje o státech, přidané do analýzy pro další kontrolu robustnosti, jsou získávány z Centra pro kontrolu nemocí (CDC) a Úřadu pro sčítání lidu USA. „Zdravotní stav“ je proměnná poskytovaná CDC, která udává celkový zdravotní stav daného státu v daném roce a má rostoucí tendenci k dobrému zdraví. „Závislé osoby“ je počet osob mladších 18 let na obyvatele v daném státě v daném roce. „Ženy“ je podíl žen na obyvatelstvu daného státu v daném roce. „Medián příjmů“ je úroveň mediánu příjmů obyvatel daného státu v daném roce. „Míra nezaměstnanosti“ je podíl disponibilní pracovní síly daného státu, která není v daném roce zaměstnána.

Testování naší hypotézy vyžaduje také údaje specifické pro daný stát, které se týkají ztrát zdravotního pojištění. Používáme finanční údaje o pojišťovnách ze státních stránek zákonných hlášení Národní asociace pojišťovacích komisařů (NAIC) za roky 2001 až 2010. pozn. 9 Tento soubor údajů poskytuje nejúplnější a nejkomplexnější databázi ztrát ze soukromého zdravotního pojištění.Poznámka pod čarou 10 Na tento soubor nezpracovaných údajů pak aplikujeme několik filtrů, abychom vyřadili pojišťovny, které v daném státě nevyvíjejí významnou činnost. poznámka pod čarou 11 Vzhledem k tomu, že nás zajímá, do jaké míry se změnila výše ztrát, které zdravotní pojišťovny utrpěly po reformě v Texasu, bylo by nevhodné zahrnout firmy, které vstoupily na trh daného státu po reformě. Pokud tedy pojistitel i nepůsobí ve státě j v letech 2001 až 2003, odstraníme toto pozorování pojistitele a státu pro všechny budoucí roky. pozn. pod čarou 12

Pro ověření naší hypotézy týkající se vlivu reformy deliktů na ztráty ze zdravotního pojištění používáme údaje NAIC k výpočtu ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE). Tato proměnná je definována jako celkové ztráty ze zdravotního pojištění vzniklé pojišťovně i ve státě j během roku t škálované celkovým počtem zapsaných zdravotních pojišťoven i ve státě j během roku t a je pro naši analýzu ideální, protože poskytuje standardizovanou metriku ztrát ze zdravotního pojištění, která usnadňuje srovnání všech firem.Poznámka pod čarou 13 Ve všech tabulkách a obrázcích prezentovaných v této analýze jsou LPE pro snadnější formátování vždy vyjádřeny v měřítku 1000 USD.

Naše analýza se zaměřuje na pojišťovny působící v Texasu, New Jersey, Coloradu a třech dalších podvzorcích států, které v našem výběrovém období nepřijaly významné reformy zdravotního pojištění. V tabulce 2 jsou uvedeny souhrnné statistiky LPE zdravotního pojištění, škálované na 1000 USD, pro pojistitele působící v těchto státech v letech 2001 až 2010 v přepočtu na dolary z roku 2010. pozn. pod čarou 14 Z tabulky vyplývá, že LPE se v průběhu námi sledovaného období ve všech vzorcích států obecně zvýšily, což naznačuje, že náklady na zdravotní péči obecně rostou. Souhrnná kontrola zejména texaských údajů ukazuje, že průměrné LPE pojistitelů se od začátku do konce období našeho vzorku zvýšily zhruba o 1000 USD. Kolem přijetí texaských reforem však není v tomto trendu žádný zřejmý zlom, což je v souladu s naší nulovou hypotézou.

Obrázek 1a – 1f ukazuje průměrné LPE a 95% interval spolehlivosti kolem průměru pro různé vzorky pojistitelů v naší analýze v celém období našeho vzorku. Obrázky posilují naše pozorování v souhrnných údajích. Postupný vzestupný trend LPE v Texasu je snadno pozorovatelný a s výjimkou New Jersey do značné míry odráží trendy pozorované v ostatních nereformních státech. Obrázek však upozorňuje na poměrně náhlý nárůst LPE v Texasu v roce 2003 – tedy v roce, kdy byly reformy přijaty – ve srovnání s rokem 2002. Velikost tohoto nárůstu průměrné LPE je přibližně 300 USD a může naznačovat, že reformy měly zpočátku za následek zvýšení ztrát ze zdravotního pojištění vzniklých texaským pojišťovnám. Tuto možnost podrobněji zkoumáme v následujících oddílech.

a Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – Texas. b Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – New Jersey.c Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – Colorado. d Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – podvzorek 9 států. e Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – podvzorek 18 států. f Trendy ztrát ze zdravotního pojištění na jednoho pojištěnce (LPE) – podvzorek 41 států. poznámky: Tyto údaje zobrazují trendy ve ztrátách zdravotních pojišťoven na jednoho pojištěnce (LPE) pro každý dílčí vzorek firem použitých v naší analýze během období našeho vzorku. LPE je definována jako dolarová částka ztrát ze zdravotního pojištění, které vznikly dané pojišťovně v daném státě v daném roce, vynásobená počtem účastníků plánu dané pojišťovny v daném státě v daném roce. LPE je rovněž škálována 1000

Analýza rozdílu v rozdílech

Dramatická změna klimatu v oblasti profesní odpovědnosti lékařů v Texasu v roce 2003, která byla důsledkem přijetí reforem v oblasti lékařských pochybení, představuje ideální prostředí pro testování naší hypotézy pomocí přirozeného experimentálního designu.Poznámka pod čarou 15 Pokud by, jak předpokládá naše alternativní hypotéza, vedla změna prostředí v oblasti lékařských profesních pochybení ke změnám v chování poskytovatelů zdravotní péče na trhu zdravotní péče, což by v konečném důsledku vedlo ke změnám ve ztrátách ze zdravotního pojištění, pak bychom neočekávali, že úroveň ztrát ze zdravotního pojištění před reformou se bude rovnat úrovni ztrát po reformě. Dále vzhledem k tomu, že reformní opatření se vztahují pouze na právní prostředí v Texasu po zavedení nového zákona, neočekávali bychom, že zákon přijatý v Texasu bude mít vliv na pojistné trhy jiných států před reformou nebo po ní. Proto nám porovnání rozdílu v úrovni ztrát ze zdravotního pojištění v Texasu před a po reformě v Texasu s rozdílem v úrovni ztrát ze zdravotního pojištění před a po reformě v Texasu ve státě, který nebyl reformou ovlivněn, umožňuje izolovat přímý vliv opatření reformy deliktního pojištění na trh zdravotního pojištění v Texasu.

Pro robustnost DD nejprve identifikujeme pojistitele působící ve dvou různých státech, které nebyly reformou ovlivněny – New Jersey a Colorado, a provedeme dvě samostatné DD analýzy. V žádném z těchto států nedošlo v době těsně předcházející a následující po zavedení texaské deliktní reformy k významným otřesům na trhu zdravotního pojištění (např. reformy zdravotního pojištění). Dále ani jeden ze států nepřijal v době, kdy byly provedeny texaské deliktní reformy, žádné zásadní reformy zdravotního pojištění. Za zmínku stojí, že Colorado mělo před rokem 2003 zavedeno několik deliktních reforem, včetně limitů na nemajetkovou újmu (uzákoněných v roce 1987), zatímco New Jersey mělo zavedeno relativně málo deliktních reforem a žádné limity na nemajetkovou újmu.

Po vzoru Paika a kol. identifikujeme také tři další neošetřené podvzorky, které tvoří pojistitelé působící ve státech neovlivněných deliktními reformami v období našeho vzorku. První podvzorek tvoří pojistitelé působící ve 41 státech, které v letech 2001-2010 nepřijaly žádnou významnou reformu deliktní odpovědnosti. pozn. pod čarou 16. Druhý podvzorek tvoří pojistitelé působící v 18 státech, které v průběhu sledovaného období nikdy nepřijaly omezení nemajetkové újmy nebo celkové újmy. pozn. pod čarou 17. Třetí podvzorek tvoří pojistitelé působící v devíti státech, které nepřijaly omezení újmy a které jsou, jak navrhuje Paik et al. , geograficky i kulturně podobné Texasu.Poznámka pod čarou 18 Použití stejných neošetřených států jako Paik et al. dodává našim srovnáním jednotlivých států další prvek robustnosti a umožňuje nám zvážit jejich závěry v kontextu trhů soukromého zdravotního pojištění. poznámka pod čarou 19

Teoreticky spočívá provedení analýzy DD v porovnání rozdílu v průměrné LPE zdravotního pojištění mezi pojistiteli působícími v Texasu a pojistiteli v neošetřených vzorcích před přijetím texaské reformy. Tento rozdíl se pak porovnává s rozdílem v průměrném zdravotním pojištění LPE mezi pojistiteli působícími v Texasu a pojistiteli v neošetřených vzorcích po přijetí texaské reformy. Ačkoli texaská reforma vstoupila v platnost v druhé polovině roku 2003, prvním celým rokem jejího provádění byl rok 2004. V důsledku toho naše DD analýza zvažuje, jak se změnily ztráty v roce 2004 a dále ve srovnání s rokem 2003 a dříve.

V praxi se DD analýza provádí pomocí regresního rámce.Poznámka pod čarou 20 Odhadujeme několik jedinečných specifikací modelu, které mají obecnou podobu následujícího modelu OLS:

kde.

Treat = dummy proměnná označující, že pojistník i je členem ošetřované skupiny v roce t, a zachycuje rozdíly mezi ošetřovanou a kontrolní skupinou. V naší analýze je Treat rovna jedné pro pojistitele působící v Texasu a nule pro pojistitele působící v ostatních státech, které nebyly ošetřeny, jak bylo popsáno dříve;

reforma = dummy proměnná rovná jedné, pokud je rok 2004 větší nebo roven roku 2004, a 0, pokud je rok menší než rok 2004; a.

Treat*Reform = dummy proměnná rovna jedné pro pojistitele, kteří jsou členy skupiny, jež se podrobila léčbě v letech po přijetí reformy deliktů.

Koeficient Treat*Reform, β 3, je DD odhad. Formally,

Číselná hodnota tohoto koeficientu je rozdíl v rozdílech průměrných LPE zdravotního pojištění v Texasu a kontrolním státě před a po provedení reforem. T-test koeficientu ukazuje, zda je odhad rozdílu v rozdílu statisticky významný. Statisticky nevýznamný β 3 by nám zabránil zamítnout nulovou hypotézu, že texaské reformy ovlivnily chování lékařů způsobem, který se přenesl na trh zdravotního pojištění. Statisticky významná a kladná (záporná) hodnota β 3 by poskytla podporu naší alternativní hypotéze, že přijetí texaské reformy deliktního práva ovlivnilo chování lékařů způsobem, který v souhrnu zvýšil (snížil) ztráty ze zdravotního pojištění.

Analýza rozdílu v rozdílech

Ve snaze poskytnout další důkazy o platnosti naší hypotézy použijeme analýzu rozdílu v rozdílech (DDD), kde jako další kontrolní skupinu zahrneme podvýběr pojistitelů působících v oborech podnikání, které nesouvisejí se zdravotním pojištěním nebo trhem lékařských pochybení. Předpoklady identifikace DDD jsou robustnější než u DD analýzy a pomáhají potvrdit zjištění z předchozího oddílu. Zejména strategie DDD kontroluje potenciálně matoucí trend změn ve ztrátách ze zdravotního pojištění v čase, které nesouvisejí s reformou lékařského malpracticePoznámka 21 a také kontroluje matoucí účinky faktorů specifických pro daný stát, které obecně ovlivňují pojistné ztráty. Rámec DDD jako takový zlepšuje nedostatky analýzy DD tím, že kontroluje široký soubor dalších vlivů. Pokud jsou naše výsledky robustní vůči DDD analýze, naznačovalo by to, že naše výsledky nejsou způsobeny falešným vývojem v prostředí státního zdravotního pojištění.

Pro implementaci DDD vybíráme jako další kontrolní skupinu podvzorek pojistitelů působících v pojištění fyzických škod soukromých osobních automobilů v Texasu, New Jersey, Coloradu a tři podvzorky z více států, které identifikoval Paik et al. .Poznámka pod čarou 22 Škody, které tito pojistitelé v daných státech utrpěli, kvantifikujeme jako ztráty na automobil (LPA), vypočtené jako výše škod z fyzického poškození soukromých osobních automobilů, které pojistitel i utrpěl ve státě j během roku t, škálovaná váženou mírou počtu automobilů pojištěných pojistitelem i ve státě j během roku t.Poznámka pod čarou 23 Poté porovnáme rozdíl v rozdílech mezi LPE a LPA v Texasu před a po texaské tortní reformě s rozdílem v rozdílech mezi LPE a LPA v kontrolním státě (kontrolních státech) před a po texaské tortní reformě.

V praxi se analýza DDD provádí pomocí regresního rámce. Odhadujeme několik jedinečných specifikací modelu, které mají obecnou podobu následujícího modelu OLS:

kde.

Ztráty = LPE pojistitele i, pokud je pojistitel zdravotní pojišťovnou, nebo LPA pojistitele i, pokud je pojistitel automobilovou pojišťovnou v daném státě v daném roce;

Treat = dummy proměnná označující, že pojistitel i je členem léčebné skupiny v roce t, a zachycuje rozdíly mezi léčebnou a kontrolní skupinou. V naší analýze je Treat rovna jedné pro pojistitele působící v Texasu a nule pro pojistitele působící v ostatních dříve popsaných státech;

Control = fiktivní proměnná označující, že pojistitel i je zdravotní pojišťovnou v roce t, a zachycuje účinky, které může mít pojistný trh obecně na úroveň ztrát ze zdravotního pojištění. V naší analýze je Control rovna jedné, pokud pojistitel působí v oblasti zdravotního pojištění, a rovna nule, pokud pojistitel působí v oblasti pojištění automobilů v daném státě v daném roce;

reforma = dummy proměnná rovná jedné, pokud je rok 2004 větší nebo roven roku 2004, a 0, pokud je rok 2004 menší než rok 2004; a.

Treat*Control*Reform = fiktivní proměnná rovna jedné, pokud pojistitel i je zdravotní pojišťovnou působící v neléčeném státě v roce 2004 nebo později.

Koeficient Treat*Control*Reform, β 7, je odhad rozdílu v rozdílech v rozdílech. Číselná hodnota tohoto koeficientu je rozdíl-in-differences-in-differences průměrných LPE a LPA v Texasu a kontrolním státě před a po provedení reforem. T-test koeficientu ukazuje, zda je DDD statisticky významný. Statisticky nevýznamný β 7 by nám zabránil zamítnout nulovou hypotézu, že texaské reformy ovlivnily chování lékařů způsobem, který se přenesl na trh zdravotního pojištění. Statisticky významná a kladná (záporná) hodnota β 7 by poskytla podporu naší alternativní hypotéze, že přijetí texaské reformy deliktů ovlivnilo chování lékařů způsobem, který v souhrnu zvýšil (snížil) ztráty ze zdravotního pojištění.

.