Die Nettoauswirkungen der Reform des Arzthaftungsrechts auf die Krankenversicherungsverluste: die Erfahrungen in Texas

Dez 9, 2021

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Hypothesenentwicklung

Die bisherigen theoretischen und empirischen Erkenntnisse deuten darauf hin, dass die indirekten Auswirkungen der Reform des Arzthaftungsrechts auf die Krankenversicherungskosten nicht eindeutig sind. Wir entwickeln unsere Haupthypothese unter der Annahme, dass das Risiko einer Klage wegen eines ärztlichen Kunstfehlers die Art der medizinischen Versorgung durch Gesundheitsdienstleister und im weiteren Sinne den Anbietermarkt beeinflusst. Vor der Reform sind die Vorschriften zur Arzthaftpflichtversicherung und die besonderen demografischen Merkmale eines Staates mit einem Niveau von Arzthaftpflichtversicherungsansprüchen verbunden, das unter anderem die Prozessfreudigkeit der Bevölkerung und das Fachwissen der Gesundheitsdienstleister widerspiegelt. Wir stellen die Hypothese auf, dass Leistungserbringer ihr Risiko, wegen ärztlicher Kunstfehler verklagt zu werden, auf rationale Weise wahrnehmen und sich dabei von ihren früheren Erfahrungen, Informationen über Kunstfehleransprüche, die gegen andere Leistungserbringer erhoben werden, oder von den Kosten der Kunstfehlerversicherung leiten lassen.Fußnote 8 Unter der Annahme, dass das Umfeld für ärztliche Kunstfehler die erwarteten Haftpflichtkosten beeinflusst, besteht für Leistungserbringer ein Anreiz, Maßnahmen zu ergreifen, um das Risiko zu verringern. Ein Leistungserbringer, der ein höheres Haftungsrisiko sieht, könnte beispielsweise mehr Tests für versicherte Patienten anordnen, weniger Patienten mit bestimmten Gesundheitsproblemen behandeln oder sich sogar ganz aus dem geografischen Markt zurückziehen. Diese Verhaltensänderungen werden zu einer Veränderung der Höhe der Krankenversicherungsansprüche führen, und man könnte erwarten, dass ein signifikanter Zusammenhang zwischen Veränderungen im rechtlichen Umfeld für ärztliche Kunstfehler und den von den Krankenversicherern erlittenen Verlusten besteht. Da die Leistungserbringer jedoch in einer Weise reagieren können, die entweder die Gesundheitskosten erhöht oder die Gesundheitskosten senkt, ist die Richtung dieses Zusammenhangs bei einer Gesamtbewertung nicht eindeutig. Da sich die Verhaltensänderungen im Aggregat gegenseitig aufheben könnten, stellen wir die folgende Nullhypothese auf:

H o : Die haftungsmindernde Reform im Arzthaftungsmarkt hat keinen Einfluss auf die Höhe der Krankenversicherungsschäden.

Wenn wir in der Lage sind, die Nullhypothese abzulehnen, dann sprechen wir für die Alternativhypothese, dass die Reform des Arzthaftungsmarktes zu Veränderungen im Verhalten der Leistungserbringer führt, die die Krankenversicherungsschäden signifikant erhöhen oder verringern. In dem Maße, in dem die Leistungserbringer die Folgen der Reformen zum Zeitpunkt ihres Inkrafttretens nicht sofort begreifen, können sich die Auswirkungen auf den Krankenversicherungsmarkt möglicherweise verzögern. Bemühungen um eine Überbehandlung aus defensiven Gründen werden jedoch zu einem Anstieg der Krankenkassenverluste führen, während Bemühungen, bestimmte Patienten zu meiden, zu einer Verringerung der Krankenkassenverluste führen werden. Wir weisen darauf hin, dass die Ablehnung der Nullhypothese auch aus Änderungen im Verhalten der Leistungserbringer resultieren könnte, die nicht nur auf die Interaktion mit dem Patienten zurückzuführen sind. Reformen könnten zu einer Ausweitung der Zahl der Ärzte im Land und des Angebots an medizinischer Versorgung führen. Reformen des Marktes für Arzthaftpflichtversicherungen könnten auch die Art der von den Ärzten von den Krankenversicherungen geforderten Renten beeinflussen, wodurch die Verluste der Krankenversicherungen möglicherweise beeinflusst werden, ohne dass sich die Art der Interaktionen zwischen Leistungserbringern und Patienten ändert. Der Beweis für die Gültigkeit unserer Hypothese wird also nicht die spezifische Art der Verhaltensänderungen von Ärzten im Zusammenhang mit der Reform des Arzthaftungsmarktes bewerten, sondern vielmehr die letztendliche Auswirkung der Änderungen auf die Krankenversicherungsverluste.

Die Untersuchung der Erfahrungen der privaten Krankenversicherer in Texas vor und nach der Reform des Arzthaftungsmarktes würde Aufschluss darüber geben, ob die Reform des Arzthaftungsmarktes Auswirkungen auf die Krankenversicherungsmärkte hat und in welche Richtung diese Auswirkungen gehen. Wenn die in Texas verabschiedeten Reformen keine Auswirkungen auf das Verhalten der Leistungserbringer hätten, würden wir erwarten, dass die Höhe der von den texanischen Krankenversicherern erlittenen Krankenversicherungsschäden vor und nach der Reform gleich wäre. Ein solches Ergebnis würde unsere Nullhypothese stützen. Wenn die texanischen Reformen das Verhalten der Ärzte in einer Weise verändert haben, die zu höheren oder niedrigeren Krankenversicherungsschäden geführt hat, dann würden wir erwarten, dass sich die Höhe der Krankenversicherungsschäden, die den Krankenversicherern in Texas vor den Reformen entstanden sind, von der Höhe nach der Umsetzung der Reformen unterscheidet. Ein solches Ergebnis würde unsere alternative Hypothese stützen, dass die Auswirkungen der Reformen im Bereich der ärztlichen Kunstfehler auf die Krankenversicherung folgenreich sind.

Daten

Wir ermitteln mehrere Datenquellen, um unsere Hypothese zu testen. Die Daten zu den staatlichen Maßnahmen zur Reform des Schadenersatzrechts stammen von der American Tort Reform Association (ATRA) und der Database of State Tort Law Reforms . Demografische Daten zu den Bundesstaaten, die zur weiteren Überprüfung der Robustheit in die Analyse aufgenommen wurden, stammen von den Centers for Disease Control (CDC) und dem U.S. Census Bureau. Der „Gesundheitszustand“ ist eine von der CDC bereitgestellte Variable, die den allgemeinen Gesundheitszustand eines bestimmten Staates in einem bestimmten Jahr angibt und bei guter Gesundheit zunimmt. „Abhängige“ ist die Anzahl der Personen unter 18 Jahren pro Kopf in einem bestimmten Bundesstaat in einem bestimmten Jahr. „Frauen“ ist der Anteil der Frauen an der Bevölkerung eines Staates in einem bestimmten Jahr. „Medianeinkommen“ ist das Medianeinkommen der Einwohner eines bestimmten Staates in einem bestimmten Jahr. „Arbeitslosenquote“ ist der Anteil der verfügbaren Arbeitskräfte eines bestimmten Staates, der in einem bestimmten Jahr nicht beschäftigt ist.

Zur Überprüfung unserer Hypothese sind auch staatsbezogene Daten zu den Krankenversicherungsverlusten erforderlich. Wir verwenden Finanzdaten von Versicherern aus den staatlichen Seiten der National Association of Insurance Commissioners (NAIC) für die Jahre 2001 bis 2010.Fußnote 9 Dieser Datensatz bietet die vollständigste und umfassendste Datenbasis für Verluste in der privaten Krankenversicherung.Fußnote 10 Anschließend wenden wir auf diesen Rohdatensatz mehrere Filter an, um Versicherer herauszufiltern, die in einem bestimmten Bundesstaat nicht in nennenswertem Umfang tätig sind.Fußnote 11 Da wir untersuchen wollen, inwieweit sich die Höhe der von den Krankenversicherern erlittenen Verluste nach der texanischen Reform verändert hat, wäre es unangemessen, Unternehmen einzubeziehen, die erst nach der Reform in den Markt eines Bundesstaats eintreten. Wenn also der Versicherer i in den Jahren 2001 bis 2003 nicht im Bundesstaat j tätig ist, entfernen wir die Beobachtung dieses Versicherers für alle zukünftigen Jahre.Fußnote 12

Um unsere Hypothese bezüglich des Einflusses der Deliktsrechtsreform auf die Krankenversicherungsschäden zu testen, verwenden wir die NAIC-Daten zur Berechnung der Krankenversicherungsschäden pro Versicherten (LPE). Diese Variable ist definiert als die gesamten Krankenversicherungsverluste, die Versicherer i im Staat j im Jahr t erlitten haben, skaliert mit der Gesamtzahl der Versicherten von Versicherer i im Staat j im Jahr t. Sie eignet sich ideal für unsere Analyse, da sie eine standardisierte Kennzahl für Krankenversicherungsverluste liefert, die einen Vergleich zwischen allen Unternehmen erleichtert.Fußnote 13 In allen Tabellen und Abbildungen in dieser Analyse wird der LPE der Einfachheit halber immer in 1000 $ ausgedrückt.

Unsere Analyse konzentriert sich auf Versicherer, die in Texas, New Jersey, Colorado und drei zusätzlichen Untergruppen von Bundesstaaten tätig sind, die während unseres Stichprobenzeitraums keine bedeutenden Reformen im Bereich der ärztlichen Kunstfehler eingeführt haben. Tabelle 2 enthält zusammenfassende Statistiken zu den mit 1000 Dollar skalierten LPE der Krankenversicherung für die in diesen Staaten tätigen Versicherer von 2001 bis 2010 in Dollar von 2010.Fußnote 14 Die Tabelle zeigt, dass die LPE im Allgemeinen während unseres Stichprobenzeitraums in allen Staaten gestiegen sind, was darauf hindeutet, dass die Gesundheitskosten im Allgemeinen steigen. Eine zusammenfassende Betrachtung der Daten aus Texas zeigt insbesondere, dass der durchschnittliche LPE der Versicherer vom Beginn bis zum Ende unseres Stichprobenzeitraums um etwa 1000 US-Dollar gestiegen ist. Es gibt jedoch keine offensichtliche Unterbrechung dieses Trends im Zusammenhang mit dem Inkrafttreten der texanischen Reformen, was mit unserer Nullhypothese übereinstimmt.

Tabelle 2 Krankenversicherungsverluste pro Versicherten für verschiedene Stichproben

Abbildung 1a – 1f zeigen den mittleren LPE und das 95 %-Konfidenzintervall um den Mittelwert für die verschiedenen Stichproben von Versicherern in unserer Analyse über unseren Stichprobenzeitraum. Die Zahlen bestätigen unsere Beobachtungen in den zusammengefassten Daten. Der allmähliche Aufwärtstrend des LPE in Texas ist leicht zu erkennen und spiegelt, mit Ausnahme von New Jersey, weitgehend die in den anderen Nicht-Reformstaaten beobachteten Trends wider. Die Abbildung zeigt jedoch einen relativ plötzlichen Anstieg des LPE in Texas im Jahr 2003 – dem Jahr, in dem die Reformen in Kraft traten – im Vergleich zu 2002. Die Größenordnung dieses Anstiegs des durchschnittlichen LPE beträgt etwa 300 $ und könnte darauf hindeuten, dass die Reformen zunächst zu einer Erhöhung der Krankenversicherungsverluste der texanischen Versicherer geführt haben. Wir untersuchen diese Möglichkeit in den folgenden Abschnitten genauer.

Differenz-in-Differenzen-Analyse

Die dramatische Überarbeitung des texanischen Klimas für die medizinische Berufshaftpflicht im Jahr 2003, die aus der Verabschiedung von Reformen im Bereich der ärztlichen Kunstfehler resultierte, bietet ein ideales Umfeld für die Prüfung unserer Hypothese unter Verwendung eines natürlichen Versuchsplans.Fußnote 15 Wenn, wie unsere Alternativhypothese vorhersagt, die Veränderung des Umfelds der Arzthaftung zu einem veränderten Verhalten der medizinischen Leistungserbringer auf dem Gesundheitsmarkt geführt hat, was letztlich zu Veränderungen bei den Krankenversicherungsschäden geführt hat, dann würden wir nicht erwarten, dass die Höhe der Krankenversicherungsschäden vor der Reform der Höhe der Schäden nach der Reform entspricht. Da sich die Reformmaßnahmen nur auf das rechtliche Umfeld in Texas nach der Umsetzung des neuen Gesetzes beziehen, ist auch nicht zu erwarten, dass das in Texas verabschiedete Gesetz einen Einfluss auf die Versicherungsmärkte anderer Bundesstaaten vor oder nach der texanischen Reform hat. Der Vergleich der Differenz der texanischen Krankenversicherungsschäden vor und nach der texanischen Reform mit der Differenz der Krankenversicherungsschäden vor und nach der texanischen Reform in einem Staat, der nicht von den Schäden betroffen ist, ermöglicht es uns daher, den direkten Einfluss der Deliktsrechtsreformmaßnahmen auf den texanischen Krankenversicherungsmarkt zu isolieren.

Um die Robustheit der DD zu gewährleisten, identifizieren wir zunächst Versicherer, die in zwei verschiedenen nicht behandelten Staaten – New Jersey und Colorado – tätig sind, und führen zwei separate DD-Analysen durch. In keinem der beiden Bundesstaaten gab es in der Zeit vor und nach der Umsetzung der texanischen Deliktsrechtsreform größere Umwälzungen auf dem Krankenversicherungsmarkt (z. B. Krankenversicherungsreformen). Außerdem wurden in keinem der beiden Bundesstaaten während der Zeit der texanischen Deliktsrechtsreformen größere Reformen der Arzthaftpflichtversicherung durchgeführt. Bemerkenswert ist, dass Colorado vor 2003 mehrere Maßnahmen zur Reform des Deliktsrechts, einschließlich Obergrenzen für nichtwirtschaftliche Schäden (1987 erlassen), eingeführt hatte, während New Jersey nur relativ wenige Maßnahmen zur Reform des Deliktsrechts und keine Obergrenzen für nichtwirtschaftliche Schäden eingeführt hatte.

In Anlehnung an Paik et al. identifizieren wir auch drei zusätzliche nicht behandelte Teilstichproben, die aus Versicherern bestehen, die in Staaten tätig sind, die während unseres Stichprobenzeitraums nicht von Reformen des Deliktsrechts betroffen waren. Die erste Teilstichprobe besteht aus Versicherern, die in den 41 Staaten tätig sind, die zwischen 2001 und 2010 keine größere Reform des Deliktsrechts verabschiedet haben.Fußnote 16 Die zweite Teilstichprobe besteht aus Versicherern, die in den 18 Staaten tätig sind, die während des Stichprobenzeitraums nie eine Obergrenze für nichtwirtschaftliche Schäden oder Gesamtschäden eingeführt haben.Fußnote 17 Die dritte Teilstichprobe besteht aus Versicherern, die in neun Staaten tätig sind, die keine Obergrenze für Schäden eingeführt haben und, wie von Paik et al. vorgeschlagen, sowohl geografisch als auch kulturell mit Texas vergleichbar sind.Fußnote 18 Die Verwendung der gleichen nicht behandelten Staaten wie Paik et al. verleiht unseren Vergleichen zwischen den einzelnen Staaten ein weiteres Element der Robustheit und ermöglicht es uns, ihre Schlussfolgerungen im Kontext der privaten Krankenversicherungsmärkte zu betrachten.Fußnote 19

In der Theorie beinhaltet die Durchführung der DD-Analyse den Vergleich der Differenz des mittleren Krankenversicherungs-LPE zwischen den in Texas tätigen Versicherern und den Versicherern in den nicht behandelten Stichproben vor dem Inkrafttreten der texanischen Reform. Dieser Unterschied wird dann mit dem Unterschied im mittleren Krankenversicherungs-DEP zwischen den in Texas tätigen Versicherern und den Versicherern in den nicht behandelten Stichproben nach der texanischen Reform verglichen. Die texanischen Reformen traten zwar erst gegen Ende 2003 in Kraft, aber das erste volle Jahr ihrer Umsetzung war 2004. Daher wird in unserer DD-Analyse untersucht, wie sich die Verluste im Jahr 2004 und danach im Vergleich zu 2003 und davor verändert haben.

In der Praxis wird die DD-Analyse mithilfe eines Regressionsrahmens durchgeführt.Fußnote 20 Wir schätzen mehrere einzigartige Modellspezifikationen, die die allgemeine Form des folgenden OLS-Modells annehmen:

$$ {LPE}_{it}=a+{\beta}_1{Treat}_{it}+{\beta}_2\mathit{\operatorname{Re}}{form}_t+{\beta}_3{Treat}_{it}\ast \mathit{\operatorname{Re}}{form}_t+{\varepsilon}_{it} $$

(1)

wobei.

Treat = eine Dummy-Variable, die angibt, dass Versicherer i im Jahr t Mitglied der Behandlungsgruppe ist, und die Unterschiede zwischen der Behandlungs- und der Kontrollgruppe erfasst. In unserer Analyse ist Treat gleich eins für Versicherer, die in Texas tätig sind, und null für Versicherer, die in den anderen, zuvor beschriebenen, nicht behandelten Staaten tätig sind;

Reform = eine Dummy-Variable, die gleich eins ist, wenn das Jahr größer oder gleich 2004 ist, und 0, wenn das Jahr kleiner als 2004 ist; und.

Treat*Reform = eine Dummy-Variable, die gleich eins ist für Versicherer, die in den Jahren nach dem Inkrafttreten der Deliktsrechtsreformen Mitglieder der Behandlungsgruppe sind.

Der Koeffizient für Treat*Reform, β 3, ist der DD-Schätzer. Formally,

$$ {\beta}_3=\left({\overline{LPE}}_{Treat=1,\mathit{\operatorname{Re}} form=1}-{\overline{LPE}}_{Treat=1,\mathit{\operatorname{Re}} form=0}\right)-\left({\overline{LPE}}_{Treat=0,\mathit{\operatorname{Re}} form=1}-{\overline{LPE}}_{Treat=0,\mathit{\operatorname{Re}} form=0}\right). $$

Der numerische Wert dieses Koeffizienten ist der Unterschied zwischen den Differenzen der mittleren Krankenversicherungs-LPE in Texas und dem Kontrollstaat vor und nach der Umsetzung der Reformen. Der t-Test des Koeffizienten zeigt an, ob die Differenz-in-Differenz-Schätzung statistisch signifikant ist. Ein statistisch nicht signifikanter β 3 würde uns daran hindern, die Nullhypothese zurückzuweisen, dass die texanischen Reformen das Verhalten der Ärzte in einer Weise beeinflusst haben, die sich auf den Krankenversicherungsmarkt ausgewirkt hat. Ein statistisch signifikantes und positives (negatives) β 3 würde unsere Alternativhypothese stützen, dass die Einführung der texanischen Deliktsrechtsreformen das Verhalten der Ärzte in einer Weise beeinflusst hat, die insgesamt zu einer Erhöhung (Verringerung) der Krankenversicherungsschäden führte.

Differenz-in-Differenz-in-Differenzen-Analyse

In dem Bemühen, weitere Belege für die Gültigkeit unserer Hypothese zu liefern, wenden wir eine Differenz-in-Differenz-in-Differenzen-Analyse (DDD) an, bei der wir als zusätzliche Kontrollgruppe eine Unterstichprobe von Versicherern einbeziehen, die in Geschäftszweigen tätig sind, die nicht mit den Krankenversicherungs- oder Arzthaftungsmärkten zusammenhängen. Die Identifikationsannahmen der DDD-Analyse sind robuster als die einer DD-Analyse und tragen dazu bei, die Ergebnisse des vorherigen Abschnitts zu bestätigen. Insbesondere kontrolliert eine DDD-Strategie den potenziell störenden Trend von Veränderungen bei den Krankenversicherungsverlusten im Laufe der Zeit, die nicht mit der Reform der Arzthaftpflichtversicherung zusammenhängen (Fußnote 21), und kontrolliert auch die störenden Auswirkungen von staatsspezifischen Faktoren, die die Versicherungsverluste im Allgemeinen beeinflussen. Somit verbessert der DDD-Rahmen die Unzulänglichkeiten der DD-Analyse durch die Kontrolle einer breiten Palette anderer Einflüsse. Wenn unsere Ergebnisse einer DDD-Analyse standhalten, würde dies darauf hindeuten, dass unsere Ergebnisse nicht auf falsche Entwicklungen im staatlichen Krankenversicherungsumfeld zurückzuführen sind.

Um die DDD zu implementieren, wählen wir als zusätzliche Kontrollgruppe eine Unterstichprobe von Versicherern aus, die in der privaten Kfz-Kaskoversicherung in Texas, New Jersey, Colorado und den drei von Paik et al. identifizierten Mehrstaaten-Unterstichproben tätig sind.Fußnote 22 Wir quantifizieren die von diesen Versicherern in den jeweiligen Bundesstaaten erlittenen Schäden als Schäden pro Fahrzeug (LPA), berechnet als die Höhe der von Versicherer i im Bundesstaat j im Jahr t erlittenen Sachschäden an privaten Personenkraftwagen, skaliert mit einem gewichteten Maß für die Anzahl der von Versicherer i im Bundesstaat j im Jahr t versicherten Kraftfahrzeuge.Fußnote 23 Anschließend vergleichen wir die Differenz zwischen LPE und LPA in Texas vor und nach der texanischen Deliktsrechtsreform mit der Differenz zwischen LPE und LPA in dem/den Kontrollstaat(en) vor und nach der texanischen Deliktsrechtsreform.

In der Praxis wird die DDD-Analyse mithilfe eines Regressionsrahmens durchgeführt. Wir schätzen mehrere einzigartige Modellspezifikationen, die die allgemeine Form des folgenden OLS-Modells annehmen:

$$ {Verluste}_{it}={a}_i+{\beta}_1 Treat+{\beta}_2 Control+{\beta}_3 Treat\ast Control+{\beta}_4\mathit{\operatorname{Re}} form+{\beta}_5 Treat\ast \mathit{\operatorname{Re}} form+{\beta}_6 Control\ast \mathit{\operatorname{Re}} form+{\beta}_7 Treat+ Control\ast \mathit{\operatorname{Re}} form+{\varepsilon}_{it} $$

(2)

wo.

Verluste = LPE des Versicherers i, wenn es sich um einen Krankenversicherer handelt, oder LPA des Versicherers i, wenn es sich um einen Kfz-Versicherer in einem bestimmten Staat in einem bestimmten Jahr handelt;

Treat = eine Dummy-Variable, die angibt, dass der Versicherer i im Jahr t Mitglied der Behandlungsgruppe ist, und die Unterschiede zwischen der Behandlungs- und der Kontrollgruppe erfasst. In unserer Analyse ist Treat gleich 1 für Versicherer, die in Texas tätig sind, und gleich 0 für Versicherer, die in den anderen zuvor beschriebenen Staaten tätig sind;

Control = eine Dummy-Variable, die angibt, dass Versicherer i im Jahr t ein Krankenversicherer ist, und die die Auswirkungen erfasst, die der Versicherungsmarkt im Allgemeinen auf die Höhe der Krankenversicherungsschäden haben kann. In unserer Analyse ist Kontrolle gleich 1, wenn der Versicherer in der Krankenversicherung tätig ist, und gleich 0, wenn der Versicherer in der Kfz-Versicherung in einem bestimmten Staat in einem bestimmten Jahr tätig ist;

Reform = eine Dummy-Variable, die gleich 1 ist, wenn das Jahr größer oder gleich 2004 ist, und 0, wenn das Jahr kleiner als 2004 ist; und.

Behandeln*Kontrollieren*Reform = eine Dummy-Variable, die gleich 1 ist, wenn Versicherer i ein Krankenversicherer ist, der im Jahr 2004 oder später in einem nicht behandelten Staat tätig ist.

Der Koeffizient für Behandeln*Kontrollieren*Reform, β 7, ist der Differenz-in-Differenzen-in-Differenzen-Schätzer. Der numerische Wert dieses Koeffizienten ist die Differenz-in-Differenzen-in-Differenzen der mittleren LPE und LPA in Texas und dem Kontrollstaat vor und nach der Umsetzung der Reformen. Der t-Test des Koeffizienten zeigt an, ob die DDD statistisch signifikant ist. Ein statistisch nicht signifikanter Wert von β 7 würde uns daran hindern, die Nullhypothese zurückzuweisen, dass die texanischen Reformen das Verhalten der Ärzte in einer Weise beeinflusst haben, die sich auf den Krankenversicherungsmarkt auswirkt. Ein statistisch signifikanter und positiver (negativer) Wert von β 7 würde unsere Alternativhypothese stützen, dass die Einführung der texanischen Deliktsrechtsreformen das Verhalten der Ärzte in einer Weise beeinflusst hat, die insgesamt zu einer Erhöhung (Verringerung) der Krankenversicherungsschäden geführt hat.