Los efectos netos de la reforma de la responsabilidad civil por negligencia médica sobre las pérdidas del seguro de enfermedad: la experiencia de Texas

Dic 9, 2021

admin

Desarrollo de la hipótesis

La teoría y la evidencia empírica hasta la fecha sugieren que los efectos indirectos de la reforma de la responsabilidad civil sobre los costes del seguro de enfermedad son ambiguos. Desarrollamos nuestra hipótesis principal bajo el supuesto de que el riesgo de una demanda por negligencia médica influye en la naturaleza de la atención médica prestada por los proveedores de asistencia sanitaria y, más ampliamente, en el mercado de proveedores. Antes de la reforma, la regulación de los seguros de negligencia médica de un estado y las características demográficas únicas se asocian con un nivel de reclamaciones de seguros de negligencia médica que refleja, entre otras cosas, la litigiosidad de la población y la experiencia de los proveedores de atención sanitaria. Nuestra hipótesis es que los proveedores perciben su riesgo de ser demandados por negligencia médica de forma racional, guiados por su experiencia previa, la información sobre las demandas por negligencia que se presentan contra otros proveedores o el coste del seguro de negligencia médica.Nota 8 Suponiendo que el entorno de la negligencia médica afecte a los costes de responsabilidad esperados, habrá un incentivo para que los proveedores de negligencia médica tomen medidas para reducir la exposición al riesgo. Por ejemplo, un proveedor que perciba un aumento de la exposición a la responsabilidad civil podría pedir más pruebas para los pacientes asegurados, ver a menos pacientes con problemas de salud específicos o incluso abandonar el mercado geográfico por completo. Estos cambios de comportamiento generarán un cambio en los niveles de reclamaciones del seguro de salud, y podríamos esperar encontrar una relación significativa entre los cambios en el entorno legal de la negligencia médica y las pérdidas sufridas por las aseguradoras de salud. Sin embargo, dado que los proveedores pueden responder de manera que aumenten o reduzcan los costes de la asistencia sanitaria, la dirección de esta relación, cuando se evalúa en conjunto, es ambigua. En la medida en que los cambios de comportamiento podrían, en efecto, anularse mutuamente en el agregado, ofrecemos la siguiente hipótesis nula:

H o : La reforma que reduce la responsabilidad en el mercado de la negligencia médica no tiene ningún efecto sobre el nivel de pérdidas del seguro de salud.

Si somos capaces de rechazar la hipótesis nula, entonces encontramos a favor de una hipótesis alternativa que la reforma de la negligencia médica conduce a cambios en el comportamiento de los proveedores que aumenta o disminuye significativamente las pérdidas del seguro de salud. En la medida en que los proveedores no comprenden instantáneamente las consecuencias de las reformas en el momento de su promulgación, el efecto sobre el mercado de los seguros de enfermedad puede ser potencialmente retardado. Sin embargo, los esfuerzos por tratar en exceso por razones defensivas darán lugar a un aumento de las pérdidas del seguro de enfermedad, mientras que los esfuerzos por evitar a determinados pacientes darán lugar a una reducción de las pérdidas del seguro de enfermedad. Observamos que el rechazo de las hipótesis nulas también podría ser el resultado de cambios en el comportamiento de los proveedores fuera de la simple interacción con el paciente. Las reformas podrían conducir a un aumento del número de médicos en el estado y de la oferta de atención médica. Las reformas del mercado de la mala praxis médica también podrían influir en la naturaleza de las rentas exigidas por los médicos a las compañías de seguros médicos, influyendo así potencialmente en las pérdidas de los seguros médicos sin cambiar la naturaleza de las interacciones entre proveedores y pacientes. Como tal, la evidencia sobre la validez de nuestra hipótesis no evaluará la naturaleza específica de los cambios de comportamiento de los profesionales médicos en torno a las reformas de la mala praxis médica, sino más bien el efecto final de los cambios en las pérdidas de los seguros de salud.

Examinar la experiencia de las aseguradoras de salud privadas en Texas antes y después del esfuerzo de la reforma de la mala praxis proporcionaría evidencia sobre si las reformas de la mala praxis tienen implicaciones para los mercados de seguros de salud, así como la dirección de estos efectos. En concreto, si las reformas aprobadas en Texas no tuvieran ningún efecto sobre el comportamiento de los proveedores, entonces esperaríamos que los niveles de pérdidas de seguros de salud incurridos por las aseguradoras de salud de Texas fueran iguales antes y después de la reforma. Este resultado apoyaría nuestra hipótesis nula. Por otro lado, si las reformas de Texas alteraran el comportamiento de los médicos de forma que se produjeran niveles más altos o más bajos de pérdidas de seguros de salud, entonces esperaríamos que los niveles de pérdidas de seguros de salud incurridos por las aseguradoras de salud en Texas antes de las reformas difirieran de los niveles después de la aplicación de las reformas. Tal resultado apoyaría nuestra hipótesis alternativa de que las ramificaciones de las reformas de la negligencia médica para el seguro de salud son consecuentes.

Datos

Identificamos varias fuentes de datos para probar nuestra hipótesis. Los datos sobre las medidas estatales de reforma de la responsabilidad civil proceden de la American Tort Reform Association (ATRA) y de la Database of State Tort Law Reforms . Los datos demográficos estatales, añadidos al análisis para una mayor comprobación de robustez, se obtienen de los Centros de Control de Enfermedades (CDC) y de la Oficina del Censo de Estados Unidos. «Estado de salud» es una variable proporcionada por los CDC que indica el estado de salud general de un estado dado en un año determinado y que aumenta la buena salud. «Dependientes» es el número de personas menores de 18 años per cápita en un estado dado en un año determinado. «Mujeres» es la proporción de la población de un estado que es femenina en un año determinado. «Renta media» es el nivel de renta media de los residentes de un estado determinado durante un año concreto. «Tasa de desempleo» es la proporción de la mano de obra disponible en un estado concreto que no está empleada en un año determinado.

La comprobación de nuestra hipótesis también requiere datos específicos del estado relativos a las pérdidas del seguro de enfermedad. Utilizamos los datos financieros de las aseguradoras de las páginas estatales de la Asociación Nacional de Comisionados de Seguros (NAIC) para los años 2001 a 2010.Nota 9 Este conjunto de datos proporciona la base de datos más completa y exhaustiva de las pérdidas de los seguros de salud privados.Nota 10 A continuación, aplicamos varios filtros a este conjunto de datos en bruto con el fin de excluir a las aseguradoras que no tienen un nivel significativo de negocio en un estado determinado.Nota 11 Dado que estamos interesados en examinar la medida en que los niveles de pérdida incurridos por las aseguradoras de salud cambiaron después de la reforma de Texas, sería inapropiado incluir a las empresas que entran en un mercado estatal después de la reforma. Por lo tanto, si la aseguradora i no opera en el estado j entre 2001 y 2003, eliminamos la observación de esa aseguradora-estado para todos los años futuros.Nota 12

Para comprobar nuestra hipótesis relativa a la influencia de la reforma de la responsabilidad civil en las pérdidas del seguro de salud, utilizamos los datos de la NAIC para calcular las pérdidas del seguro de salud por afiliado (LPE). Esta variable se define como el total de pérdidas en seguros de salud incurridas por la aseguradora i en el estado j durante el año t a escala por el total de afiliados a seguros de salud de la aseguradora i en el estado j durante el año t y es ideal para nuestro análisis porque proporciona una métrica estandarizada de las pérdidas en seguros de salud que facilita la comparación entre todas las empresas.Nota 13 En todas las tablas y figuras presentadas en este análisis, la LPE se expresa siempre a escala por 1.000 dólares para facilitar el formato.

Nuestro análisis se centra en las aseguradoras que operan en Texas, Nueva Jersey, Colorado y tres submuestras adicionales de estados que no promulgaron reformas significativas en materia de negligencia médica durante nuestro período de muestra. La Tabla 2 proporciona un resumen estadístico del LPE del seguro de salud, escalado por 1.000 dólares, para las aseguradoras que operan en estos estados desde 2001 hasta 2010 en términos de dólares de 2010.Nota 14 La tabla indica que el LPE aumentó en general durante nuestro período de muestra en todas las muestras estatales y sugiere que los costes de la asistencia sanitaria están aumentando, en general. La inspección resumida de los datos de Texas, en particular, indica que el LPE medio de las aseguradoras aumentó aproximadamente en unos 1000 dólares desde el principio hasta el final de nuestro período de muestra. Sin embargo, no hay una ruptura obvia en esta tendencia en torno a la promulgación de las reformas de Texas, lo que es coherente con nuestra hipótesis nula.

Tabla 2 Pérdidas de seguro de salud por afiliado para diferentes muestras

La figura 1a – 1f muestra la media de LPE, y el intervalo de confianza del 95% en torno a la media para las diferentes muestras de aseguradoras en nuestro análisis a través de nuestro período de muestra. Las cifras refuerzan nuestras observaciones en los datos resumidos. La tendencia gradual al alza de la LPE de Texas es fácilmente observable y, con la excepción de Nueva Jersey, refleja en gran medida las tendencias observadas en los demás estados no deficitarios. Sin embargo, la figura destaca un aumento relativamente repentino de la LPE en Texas en 2003 -el año en que se promulgaron las reformas- en relación con 2002. La magnitud de este aumento en la LPE media es de aproximadamente 300 dólares y puede sugerir que las reformas tuvieron el efecto inicial de aumentar las pérdidas del seguro de salud incurridas por las aseguradoras de Texas. Investigamos esta posibilidad con más detalle en las secciones siguientes.

Análisis de diferencia en diferencias

La dramática revisión del clima de responsabilidad profesional médica de Texas en 2003, resultante de la promulgación de las reformas de negligencia médica, presenta un escenario ideal para probar nuestra hipótesis utilizando un diseño de experimento natural.Nota 15 Si, como predice nuestra hipótesis alternativa, el cambio en el entorno de la negligencia médica condujo a cambios en la forma en que los proveedores médicos se comportan en el mercado de la asistencia sanitaria, lo que en última instancia condujo a cambios en las pérdidas del seguro de salud, entonces no esperaríamos que los niveles de pérdidas del seguro de salud antes de la reforma fueran iguales a los niveles de pérdidas después de la reforma. Además, como las medidas de la reforma sólo se aplican al entorno legal de Texas tras la aplicación de la nueva ley, no esperaríamos que la ley aprobada en Texas influyera en los mercados de seguros de otros estados antes o después de la reforma de Texas. Por lo tanto, comparar la diferencia en los niveles de pérdidas de seguros de salud de Texas antes y después de la reforma de Texas con la diferencia en los niveles de pérdidas de seguros de salud antes y después de la reforma de Texas de un estado no afectado por las pérdidas nos permite aislar la influencia directa de las medidas de la reforma de responsabilidad civil en el mercado de seguros de salud en Texas.

Para la solidez en el DD, primero identificamos las aseguradoras que operan en dos estados diferentes no tratados – Nueva Jersey y Colorado, y realizamos dos análisis DD separados. En ninguno de los dos estados se produjeron cambios importantes en el mercado de los seguros de salud (como reformas de los seguros de salud) en el tiempo que precedió y siguió a la aplicación de las reformas de responsabilidad civil de Texas. Además, ninguno de los dos estados promulgó ninguna reforma importante de los seguros de mala praxis médica durante la época de las reformas de responsabilidad civil de Texas. Cabe destacar que Colorado tenía varias medidas de reforma de la responsabilidad civil antes de 2003, incluyendo topes en los daños no económicos (promulgados en 1987), mientras que Nueva Jersey tenía relativamente pocas medidas de reforma de la responsabilidad civil y no tenía topes en los daños no económicos.

Siguiendo a Paik et al. , también identificamos tres submuestras adicionales no tratadas, compuestas por aseguradoras que operan en estados no afectados por las reformas de la responsabilidad civil durante el periodo de nuestra muestra. La primera submuestra consiste en aseguradoras que operan en los 41 estados que no promulgaron una reforma de responsabilidad civil importante entre 2001 y 2010.Nota 16 La segunda submuestra consiste en aseguradoras que operan en los 18 estados que nunca promulgaron un límite a los daños no económicos o a los daños totales durante el período de la muestra.Nota 17 La tercera submuestra consiste en aseguradoras que operan en nueve estados que no promulgaron un límite a los daños y que, como sugieren Paik et al, son similares a Texas tanto geográfica como culturalmente.Nota 18 El uso de los mismos estados no tratados que Paik et al. añade otro elemento de solidez a nuestras comparaciones de estados individuales y nos permite considerar sus conclusiones en el contexto de los mercados de seguros de salud privados.Nota 19

En teoría, la implementación del análisis DD implica la comparación de la diferencia en la media del LPE del seguro de salud entre las aseguradoras que operan en Texas y las aseguradoras en las muestras no tratadas antes de la promulgación de la reforma de Texas. Esta diferencia se compara con la diferencia en la media del LPE del seguro de salud entre las aseguradoras que operan en Texas y las aseguradoras de las muestras no tratadas después de la reforma de Texas. Aunque las reformas de Texas entraron en vigor a finales de 2003, su primer año completo de aplicación fue 2004. Como resultado, nuestro análisis DD considera cómo cambiaron las pérdidas en 2004 y en adelante en relación con 2003 y antes.

En la práctica, el análisis DD se implementa utilizando un marco de regresión.Nota 20 Estimamos varias especificaciones de modelos únicos que adoptan la forma general del siguiente modelo OLS:

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

(1)

donde.

Tratar = una variable ficticia que indica que el asegurador i es miembro del grupo de tratamiento en el año t y captura las diferencias entre el grupo de tratamiento y el de control. En nuestro análisis, Treat es igual a uno para las aseguradoras que operan en Texas y cero para las que operan en los otros estados no tratados descritos anteriormente;

Reform = una variable ficticia igual a uno si el año es mayor o igual a 2004 y 0 si el año es menor a 2004; y.

Tratar*Reforma = una variable ficticia igual a uno para las aseguradoras que son miembros del grupo de tratamiento en los años posteriores a la promulgación de las reformas de responsabilidad civil.

El coeficiente de Tratar*Reforma, β 3, es el estimador DD. Formally,

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

El valor numérico de este coeficiente es la diferencia de las medias de LPE del seguro de salud en Texas y el estado de control antes y después de la aplicación de las reformas. La prueba t del coeficiente indica si la estimación de la diferencia en la diferencia es estadísticamente significativa. Un coeficiente β 3 estadísticamente insignificante nos impediría rechazar la hipótesis nula de que las reformas de Texas influyeron en el comportamiento de los médicos de una manera que se extendió al mercado de los seguros de salud. Un β 3 estadísticamente significativo y positivo (negativo) proporcionaría apoyo a nuestra hipótesis alternativa de que la promulgación de las reformas de daños de Texas influyó en el comportamiento de los médicos de una manera que, en conjunto, aumentó (disminuyó) las pérdidas de los seguros de salud.

Análisis de diferencias en diferencias

En un esfuerzo por proporcionar más pruebas sobre la validez de nuestra hipótesis, empleamos un análisis de diferencias en diferencias (DDD) en el que incluimos, como grupo de control adicional, una submuestra de aseguradoras que operan en líneas de negocio no relacionadas con los mercados de seguros de salud o de negligencia médica. Los supuestos de identificación del DDD son más robustos que los de un análisis DD y ayudan a confirmar las conclusiones de la sección anterior. En particular, una estrategia DDD controla la tendencia potencialmente confusa de los cambios en las pérdidas de los seguros de salud a lo largo del tiempo que no están relacionados con la reforma de la negligencia médicaFootnote 21 y también controla los efectos de confusión de los factores específicos del estado que afectan a las pérdidas de los seguros, en general. Como tal, el marco DDD mejora las deficiencias del análisis DD al controlar un amplio conjunto de otras influencias. Si nuestros resultados son robustos a un análisis DDD, esto sugeriría que nuestros resultados no se deben a desarrollos espurios en el entorno del seguro de salud del estado.

Para implementar el DDD, seleccionamos como grupo de control adicional una submuestra de aseguradoras que operan en el seguro de daños físicos de automóviles privados de pasajeros en Texas, Nueva Jersey, Colorado y las tres submuestras multiestatales identificadas por Paik et al. .Nota 22 Cuantificamos los siniestros sufridos por estas aseguradoras en los estados en cuestión como pérdidas por automóvil (LPA), calculadas como el importe de los siniestros de daños físicos en automóviles de pasajeros privados sufridos por la aseguradora i en el estado j durante el año t escalado por una medida ponderada del número de automóviles asegurados por la aseguradora i en el estado j durante el año t.Nota 23 A continuación, comparamos la diferencia en diferencias entre LPE y LPA en Texas antes y después de la reforma de daños de Texas con la diferencia en diferencias entre LPE y LPA en el estado(s) de control antes y después de la reforma de daños de Texas.

En la práctica, el análisis DDD se implementa utilizando un marco de regresión. Estimamos varias especificaciones de modelos únicos que adoptan la forma general del siguiente modelo OLS:

$$ {Pérdidas}_{it}={a}_i+{beta}_1 Tratar+{beta}_2 Control+{beta}_3 Tratar Control+{beta}_4mathit{operador}{Re} forma+{beta}_5 Tratar+{mathit{operador}{Re} forma+{beta}_6 Controlast \mathit{operatorname{Re} forma+{beta}_7 Treat+ Controlast \mathit{operatorname{Re} forma+{\varepsilon}_{it} $$

(2)

donde.

Pérdidas = LPE de la aseguradora i si la aseguradora es una aseguradora de salud o LPA de la aseguradora i si la aseguradora es una aseguradora de automóviles en un estado determinado en un año determinado;

Tratar = una variable ficticia que indica que la aseguradora i es miembro del grupo de tratamiento en el año t y captura las diferencias entre el grupo de tratamiento y el de control. En nuestro análisis, Treat es igual a uno para las aseguradoras que operan en Texas y a cero para las aseguradoras que operan en los otros estados descritos anteriormente;

Control = una variable ficticia que indica que la aseguradora i es una aseguradora de salud en el año t y captura los efectos que el mercado de seguros, en general, puede tener en los niveles de pérdidas de los seguros de salud. En nuestro análisis, Control es igual a uno si la aseguradora opera en las líneas de seguro de salud e igual a cero si la aseguradora opera en las líneas de seguro de automóviles en un estado determinado en un año determinado;

Reforma = una variable ficticia igual a uno si el año es mayor o igual a 2004 y 0 si el año es menor a 2004; y.

Tratar*Control*Reforma = una variable ficticia igual a uno si la aseguradora i es una aseguradora sanitaria que opera en un estado no tratado en el año 2004 o posterior.

El coeficiente de Tratar*Control*Reforma, β 7, es el estimador de diferencia en diferencias. El valor numérico de este coeficiente es la diferencia en diferencias de las medias de LPE y LPA en Texas y el estado de control antes y después de la aplicación de las reformas. La prueba t del coeficiente indica si la DDD es estadísticamente significativa. Un β 7 estadísticamente insignificante nos impediría rechazar la hipótesis nula de que las reformas de Texas influyeron en el comportamiento de los médicos de una manera que se extendió al mercado de seguros de salud. Un β 7 estadísticamente significativo y positivo (negativo) proporcionaría apoyo a nuestra hipótesis alternativa de que la promulgación de las reformas de responsabilidad civil de Texas influyó en el comportamiento de los médicos de una manera que, en conjunto, aumentó (disminuyó) las pérdidas de los seguros de salud.