The net effects of medical malpractice tortractice reform on health insurance losses: the Texas experience

joulu 9, 2021

admin

Hypothesis development

Tämänhetkisen teorian ja empiirisen näytön mukaan vahingonkorvausoikeudellisen uudistuksen epäsuorat vaikutukset sairausvakuutuskustannuksiin ovat epäselvät. Kehitämme päähypoteesimme olettaen, että hoitovirhekanteen riski vaikuttaa terveydenhuollon tarjoajien antaman hoidon luonteeseen ja laajemmin palveluntarjoajien markkinoihin. Ennen uudistusta osavaltion hoitovirhevakuutussääntely ja erityiset demografiset piirteet ovat yhteydessä hoitovirhevakuutuskanteiden määrään, joka heijastaa muun muassa väestön riitaisuutta ja terveydenhuollon tarjoajien asiantuntemusta. Oletamme, että palveluntarjoajat arvioivat rationaalisesti riskinsä joutua haastetuksi oikeuteen hoitovirheiden vuoksi aikaisempien kokemustensa, muita palveluntarjoajia vastaan nostetuista hoitovirheitä koskevista kanteista saatujen tietojen tai hoitovirhevakuutuksen kustannusten perusteella.Alaviite 8 Jos oletetaan, että hoitovirheitä koskeva toimintaympäristö vaikuttaa odotettavissa oleviin vastuuvelvollisuuskustannuksiin, hoitovirheiden tarjoajilla on kannustin ryhtyä toimenpiteisiin, joilla vähennetään riskille altistumista. Esimerkiksi palveluntarjoaja, joka havaitsee vastuuvahinkoriskin kasvavan, voi tilata enemmän testejä vakuutetuille potilaille, ottaa vähemmän potilaita, joilla on erityisiä terveysongelmia, tai jopa poistua kokonaan maantieteellisiltä markkinoilta. Nämä käyttäytymismuutokset aiheuttavat muutoksia sairausvakuutuskorvausvaatimusten määrissä, ja voisimme odottaa, että sairausvirheiden oikeudellisessa ympäristössä tapahtuvien muutosten ja sairausvakuutuslaitoksille aiheutuneiden tappioiden välillä olisi merkittävä yhteys. Koska palveluntarjoajat voivat kuitenkin reagoida tavalla, joka joko lisää tai vähentää terveydenhuoltokustannuksia, tämän suhteen suunta on kokonaisuutena arvioituna epäselvä. Siltä osin kuin käyttäytymismuutokset saattavat tosiasiassa kaikki kumota toisensa kokonaisuutena, esitämme seuraavan nollahypoteesin:

H o : Vastuuta vähentävällä uudistuksella hoitovirhemarkkinoilla ei ole vaikutusta sairausvakuutustappioiden tasoon.

Jos pystymme hylkäämään nollahypoteesin, päätämme vaihtoehtoisen hypoteesin puolesta, että hoitovirhevastuuuudistus johtaa sellaisiin muutoksiin palveluntarjoajien käyttäytymisessä, jotka lisäävät tai vähentävät merkittävästi sairausvakuutustappioita. Siltä osin kuin palveluntarjoajat eivät ymmärrä uudistusten seurauksia välittömästi niiden voimaantulohetkellä, vaikutus sairausvakuutusmarkkinoihin voi mahdollisesti viivästyä. Pyrkimykset ylihoitoon puolustuksellisista syistä johtavat kuitenkin sairausvakuutustappioiden kasvuun, kun taas pyrkimykset välttää tiettyjä potilaita johtavat sairausvakuutustappioiden vähenemiseen. Huomattakoon, että nollahypoteesin hylkääminen voi johtua myös palveluntarjoajien käyttäytymisen muutoksista, jotka eivät liity pelkästään vuorovaikutukseen potilaan kanssa. Uudistukset voisivat johtaa lääkäreiden määrän kasvuun osavaltiossa ja sairaanhoidon tarjonnan lisääntymiseen. Lääkäreiden hoitovirhemarkkinoiden uudistukset voisivat myös vaikuttaa lääkäreiden sairausvakuutusyhtiöiltä vaatimien vuokrien luonteeseen ja siten mahdollisesti vaikuttaa sairausvakuutustappioihin muuttamatta palveluntarjoajan ja potilaan välisen vuorovaikutuksen luonnetta. Näin ollen hypoteesimme paikkansapitävyyttä koskevissa todisteissa ei arvioida lääkäreiden ammattihenkilöiden käyttäytymismuutosten erityisluonnetta sairausvirheoikeudellisten uudistusten yhteydessä, vaan pikemminkin muutosten lopullisia vaikutuksia sairausvakuutustappioihin.

Teksasin yksityisten sairausvakuutusyhtiöiden kokemusten tutkiminen ennen ja jälkeen sairausvirheoikeudellisten uudistusten antaisi näyttöä siitä, onko sairausvirheoikeudellisilla uudistuksilla vaikutuksia sairausvakuutusmarkkinoihin sekä näiden vaikutusten suunnasta. Jos Teksasissa hyväksytyillä uudistuksilla ei olisi vaikutusta palveluntarjoajien käyttäytymiseen, olettaisimme, että Teksasin sairausvakuutusyhtiöiden sairausvakuutustappiot olisivat samat ennen ja jälkeen uudistuksen. Tällainen tulos tukisi nollahypoteesia. Vaihtoehtoisesti, jos Texasin uudistukset muuttaisivat lääkäreiden käyttäytymistä tavalla, joka johtaisi joko suurempiin tai pienempiin sairausvakuutustappioihin, odottaisimme, että Texasin sairausvakuutusyhtiöiden sairausvakuutustappiot ennen uudistuksia eroaisivat uudistusten toteuttamisen jälkeisistä tasoista. Tällainen tulos tukisi vaihtoehtoista hypoteesiamme, jonka mukaan hoitovirheitä koskevien uudistusten vaikutukset sairausvakuutukseen ovat seurauksellisia.

Aineisto

Hypoteesimme testaamiseksi käytämme useita tietolähteitä. Tiedot osavaltioiden vahingonkorvausoikeudellisista uudistustoimenpiteistä ovat peräisin American Tort Reform Associationilta (ATRA) ja Database of State Tort Law Reforms -tietokannasta. Osavaltioiden demografiset tiedot, jotka on lisätty analyysiin robustisuuden tarkistamiseksi, saadaan Centers for Disease Control (CDC) -virastosta ja U.S. Census Bureausta. ”Terveydentila” on CDC:n antama muuttuja, joka ilmaisee tietyn osavaltion yleistä terveydentilaa tiettynä vuonna ja joka kasvaa hyvän terveydentilan myötä. ”Huollettavat” on alle 18-vuotiaiden henkilöiden määrä asukasta kohti tietyssä osavaltiossa tiettynä vuonna. ”Naiset” on naisten osuus osavaltion väestöstä tiettynä vuonna. ”Mediaanitulo” on tietyn osavaltion asukkaiden mediaanitulotaso tiettynä vuonna. ”Työttömyysaste” on osuus tietyn osavaltion käytettävissä olevasta työvoimasta, joka ei ole työssä tiettynä vuonna.

Hypoteesimme testaaminen edellyttää myös osavaltiokohtaisia tietoja, jotka koskevat sairausvakuutustappioita. Käytämme vakuutuksenantajien taloudellisia tietoja, jotka on saatu National Association of Insurance Commissionersin (NAIC) lakisääteisten ilmoitusten osavaltiosivuilta vuosilta 2001-2010.Alaviite 9 Tämä tietokanta tarjoaa täydellisimmän ja kattavimman tietokannan yksityisen sairausvakuutuksen tappioista.Alaviite 10 Tämän jälkeen sovellamme useita suodattimia tähän raakatietoaineistoon, jotta voimme karsia pois vakuutuksenantajat, joilla ei ole merkittävää liiketoimintaa tietyssä osavaltiossa.Alaviite 11 Koska olemme kiinnostuneita tutkimaan, missä määrin sairausvakuutuksenantajille aiheutuneet tappiot muuttuivat Teksasin uudistuksen jälkeen, ei olisi tarkoituksenmukaista sisällyttää mukaan yrityksiä, jotka ovat tulleet osavaltiomarkkinoille uudistuksen jälkeen. Jos vakuutuksenantaja i ei toimi osavaltiossa j vuosina 2001-2003, poistamme kyseisen vakuutuksenantajan ja osavaltion välisen havainnon kaikilta tulevilta vuosilta.Alaviite 12

Testaaksemme hypoteesimme, joka koskee vahingonkorvauslain uudistuksen vaikutusta sairausvakuutustappioihin, käytämme NAIC:n tietoja laskeaksemme sairausvakuutustappiot ilmoittautunutta kohti (LPE). Tämä muuttuja määritellään vakuutuksenantajalle i osavaltiossa j vuonna t aiheutuneiden sairausvakuutustappioiden kokonaismääräksi skaalattuna vakuutuksenantajan i osavaltiossa j vuonna t kirjattujen sairausvakuutettujen kokonaismäärällä, ja se soveltuu erinomaisesti analyysiimme, koska se tarjoaa standardoidun mittarin sairausvakuutustappioille, mikä helpottaa vertailua kaikkien yritysten välillä.Alaviite 13 Kaikissa tässä analyysissä esitetyissä taulukoissa ja kuvioissa LPE ilmaistaan aina skaalattuna 1000 dollarilla muotoilun helpottamiseksi.

Analyysissämme keskitytään vakuutuksenantajiin, jotka toimivat Teksasissa, New Jerseyssä, Coloradossa ja kolmessa muussa osavaltiossa, jotka eivät säätäneet merkittäviä sairausvirheoikeudellisia uudistuksia otantajaksomme aikana. Taulukossa 2 esitetään yhteenvetotilastot näissä osavaltioissa vuosina 2001-2010 toimineiden vakuutusyhtiöiden sairausvakuutuksen LPE:stä, joka on skaalattu 1000 dollarilla, vuoden 2010 dollareina.Alaviite 14 Taulukosta käy ilmi, että LPE yleensä kasvoi otantajaksomme aikana kaikissa osavaltioiden otoksissa, ja se viittaa siihen, että terveydenhuoltokustannukset ovat yleisesti ottaen nousussa. Erityisesti Texasin tietojen yhteenvetotarkastelu osoittaa, että vakuutuksenantajien keskimääräinen LPE kasvoi noin 1 000 dollaria otosjaksomme alusta loppuun. Tässä suuntauksessa ei kuitenkaan ole havaittavissa selvää katkosta Texasin uudistusten voimaantulon ympärillä, mikä vastaa nollahypoteesia.

Taulukko 2 Sairausvakuutustappiot vakuutettua kohti eri otoksissa

Kuviossa 1a-1f esitetään keskimääräiset LPE-arvot ja 95 prosentin luottamusväli keskiarvon ympärillä analyysissämme mukana olleiden vakuutuksenantajista koostuvien eri otosten osalta otosjaksomme aikana. Luvut vahvistavat yhteenvetotiedoista tekemämme havainnot. Teksasin LPE:n asteittainen nouseva suuntaus on helposti havaittavissa, ja New Jerseytä lukuun ottamatta se heijastelee suurelta osin muissa osavaltioissa, jotka eivät ole uudistuneet, havaittuja suuntauksia. Kuviossa korostuu kuitenkin Teksasin LPE:n suhteellisen äkillinen kasvu vuonna 2003 – uudistusten voimaantulovuonna – verrattuna vuoteen 2002. Keskimääräisen LPE:n nousun suuruus on noin 300 dollaria, ja se saattaa viitata siihen, että uudistukset lisäsivät aluksi Teksasin vakuutuksenantajille aiheutuneita sairausvakuutustappioita. Tutkimme tätä mahdollisuutta yksityiskohtaisemmin seuraavissa jaksoissa.

Difference-in-differences-analyysi

Teksasin lääketieteellisen ammatillisen vastuun ilmapiirin dramaattinen muutos vuonna 2003, joka johtui lääkärin virkavelvollisuuden uudistuksista, tarjoaa ihanteelliset olosuhteet hypoteesimme testaamiselle luonnollisen kokeen avulla.Alaviite 15 Jos, kuten vaihtoehtoinen hypoteesimme ennustaa, sairausvahinkovastuuympäristön muutos johti muutoksiin tavassa, jolla lääketieteen tarjoajat käyttäytyvät terveydenhuoltomarkkinoilla, mikä lopulta johti muutoksiin sairausvakuutustappioissa, emme odottaisi, että sairausvakuutustappiot ennen uudistusta olisivat yhtä suuret kuin tappiot uudistuksen jälkeen. Koska uudistustoimenpiteet koskevat ainoastaan Teksasin oikeudellista ympäristöä uuden lain täytäntöönpanon jälkeen, emme odota, että Teksasissa hyväksytty laki vaikuttaisi muiden osavaltioiden vakuutusmarkkinoihin ennen tai jälkeen Teksasin uudistuksen. Näin ollen vertaamalla Teksasin sairausvakuutustappioiden tasojen eroa ennen ja jälkeen Teksasin uudistuksen Teksasin sairausvakuutustappioiden tasojen eroon ennen ja jälkeen Teksasin uudistuksen sellaisessa osavaltiossa, johon tappiot eivät vaikuta, voimme eristää vahingonkorvauslainsäädännön uudistustoimenpiteiden suoran vaikutuksen Teksasin sairausvakuutusmarkkinoihin.

DD-analyysin kestävyyden vuoksi tunnistamme ensin vakuutuksenantajat, jotka toimivat kahdessa erilaisessa osavaltiossa, joita ei ole käsitelty, eli New Jerseyssa ja Coloradossa, ja suoritamme kahdet erillisten DD-analyysit. Kummassakaan osavaltiossa ei ollut merkittäviä mullistuksia sairausvakuutusmarkkinoilla (kuten sairausvakuutusuudistuksia) Teksasin vahingonkorvausoikeudellisten uudistusten täytäntöönpanoa välittömästi edeltävänä ja seuraavana aikana. Kummassakaan osavaltiossa ei myöskään toteutettu merkittäviä sairausvahinkovakuutusuudistuksia Teksasin vahingonkorvausoikeudellisten uudistusten aikana. Huomionarvoista on, että Coloradossa oli voimassa useita vahingonkorvausoikeudellisia uudistuksia ennen vuotta 2003, mukaan lukien ei-taloudellisten vahingonkorvausten ylärajat (säädetty vuonna 1987), kun taas New Jerseyssä oli voimassa suhteellisen vähän vahingonkorvausoikeudellisia uudistuksia eikä ei-taloudellisia vahingonkorvauksia koskevia ylärajoja.

Paik ym. mukaan yksilöimme myös kolme muuta käsittelemätöntä osaotosta, jotka koostuvat vakuutuksenantajista, jotka toimivat osavaltioissa, joihin vahingonkorvausoikeudellisilla uudistuksilla ei ole ollut vaikutusta otoksemme ajanjaksolla. Ensimmäinen osaotos koostuu vakuutuksenantajista, jotka toimivat 41 osavaltiossa, jotka eivät toteuttaneet merkittävää vahingonkorvausoikeudellista uudistusta vuosina 2001-2010.alaviite 16 Toinen osaotos koostuu vakuutuksenantajista, jotka toimivat 18 osavaltiossa, jotka eivät koskaan ottaneet käyttöön ylärajaa ei-taloudellisille vahingonkorvauksille tai kokonaisvahingonkorvauksille otantajakson aikana.alaviite 17 Kolmas osaotos koostuu vakuutuksenantajista, jotka toimivat yhdeksässä osavaltiossa, jotka eivät ottaneet käyttöön vahingonkorvausten ylärajaa, ja jotka ovat Paikin ym. ehdotusten mukaisesti samankaltaisia Teksasin kaltaisia niin maantieteellisesti kuin myös kulttuurin kannalta katsoen.Footnote 18 Samojen käsittelemättömien osavaltioiden käyttäminen kuin Paik et al. lisää yksittäisten osavaltioiden vertailujemme kestävyyttä ja antaa meille mahdollisuuden tarkastella heidän johtopäätöksiään yksityisten sairausvakuutusmarkkinoiden yhteydessä.Footnote 19

Teoriassa DD-analyysin toteuttaminen edellyttää, että verrataan Teksasissa toimivien vakuutuksenantajien ja käsittelemättömien otosten vakuutuksenantajien keskimääräisten sairausvakuutuslupien eroa ennen Teksasin uudistuksen voimaansaattamista. Tätä eroa verrataan sitten Teksasissa toimivien vakuutuksenantajien ja käsittelemättömien otosten vakuutuksenantajien keskimääräisen sairausvakuutuksen LPE:n eroon Teksasin uudistuksen jälkeen. Vaikka Texasin uudistukset tulivat voimaan vuoden 2003 loppupuolella, niiden ensimmäinen täysi täytäntöönpanovuosi oli 2004. Tämän vuoksi DD-analyysissämme tarkastellaan, miten tappiot muuttuivat vuonna 2004 ja sen jälkeen suhteessa vuoteen 2003 ja sitä edeltäviin vuosiin.

Käytännössä DD-analyysi toteutetaan regressioanalyysin avulla.Alaviite 20 Estimoimme useita yksilöllisiä mallispesifikaatioita, joiden yleinen muoto on seuraava OLS-malli:

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

(1)

missä.

Treat = dummy-muuttuja, joka osoittaa, että vakuutuksenantaja i kuuluu hoitoryhmään vuonna t, ja joka kuvaa hoito- ja kontrolliryhmän välisiä eroja. Analyysissämme Treat on yhtä suuri kuin yksi Teksasissa toimiville vakuutuksenantajille ja nolla muissa aiemmin kuvatuissa osavaltioissa toimiville vakuutuksenantajille, joita ei ole käsitelty;

Reform = dummy-muuttuja, joka on yhtä suuri kuin yksi, jos vuosi on yhtä suuri tai suurempi kuin vuosi 2004, ja 0, jos vuosi on pienempi kuin vuosi 2004; ja.

Treat*Reform = dummy-muuttuja, joka on yhtä suuri kuin yksi niiden vakuutuksenantajien osalta, jotka kuuluvat käsittelyryhmään vahingonkorvausoikeudellisten uudistusten voimaantulon jälkeisinä vuosina.

Treat*Reform -muuttujan kerroin β 3 on DD-estimaattori. Formally,

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

Tämän kertoimen numeerinen arvo on Teksasin ja vertailuvaltioiden keskimääräisten sairausvakuutus-LPE:iden erojen ero ennen ja jälkeen uudistusten toteuttamisen. Kertoimen t-testi osoittaa, onko eroeroestimaatti tilastollisesti merkitsevä. Tilastollisesti merkityksetön β 3 estäisi meitä hylkäämästä nollahypoteesia, jonka mukaan Texasin uudistukset vaikuttivat lääkärien käyttäytymiseen tavalla, joka heijastui sairausvakuutusmarkkinoille. Tilastollisesti merkitsevä ja positiivinen (negatiivinen) β 3 antaisi tukea vaihtoehtoiselle hypoteesillemme, jonka mukaan Teksasin vahingonkorvausoikeudellisten uudistusten voimaantulo vaikutti lääkärien käyttäytymiseen tavalla, joka lisäsi (vähensi) sairausvakuutustappioita.

Difference-in-difference-in-differences-analyysi

Pyrkiessämme saamaan lisänäyttöä hypoteesimme paikkansapitävyydestä käytämme difference-in-difference-in-differences (DDD) -analyysiä, jossa otamme mukaan ylimääräisenä kontrolliryhmänä alaotoksen vakuutuksenantajia, jotka toimivat sairausvakuutus- tai hoitovirhemarkkinoihin liittymättömillä toimialoilla. DDD-analyysin identifiointioletukset ovat vankempia kuin DD-analyysin, ja se auttaa vahvistamaan edellisen jakson havainnot. Erityisesti DDD-strategia kontrolloi sairausvakuutustappioiden ajallisten muutosten mahdollisesti sekoittavaa suuntausta, joka ei liity sairausvirheiden väärinkäytösuudistukseen, ja se kontrolloi myös vakuutustappioihin yleisesti vaikuttavien osavaltiokohtaisten tekijöiden sekoittavia vaikutuksia. Näin ollen DDD-kehys parantaa DD-analyysin puutteita kontrolloimalla laajaa joukkoa muita tekijöitä. Jos tuloksemme ovat kestäviä DDD-analyysille, tämä viittaisi siihen, että tuloksemme eivät johdu osavaltion sairausvakuutusympäristön vääristyneestä kehityksestä.

Toteuttaaksemme DDD-analyysin valitsemme ylimääräiseksi kontrolliryhmäksi osaotoksen vakuutuksenantajista, jotka toimivat yksityisautojen henkilövahinkovakuutuksen alalla Teksasissa, New Jerseyssä, Coloradossa ja kolmessa Paik et al. yksilöimässä usean osavaltiota käsittävässä osaotoksessa.Alaviite 22 Määritämme näille vakuutuksenantajille kyseisissä osavaltioissa aiheutuneet tappiot tappioina autoa kohti (LPA), jotka lasketaan vakuutuksenantajalle i osavaltiossa j vuonna t aiheutuneiden henkilöautojen henkilövahinkovahinkojen määränä skaalattuna painotetulla mittarilla, joka kuvaa vakuutuksenantajan i osavaltiossa j vuonna t vakuuttamien autojen lukumäärää.Alaviite 23 Tämän jälkeen verrataan LPE:n ja LPA:n eroja Teksasissa ennen Teksasin vahingonkorvausoikeudellista uudistusta ja sen jälkeen Teksasin vahingonkorvausoikeudellista uudistusta sekä LPE:n ja LPA:n eroja vertailuvaltiossa (-osavaltioissa) ennen Teksasin vahingonkorvausoikeudellista uudistusta ja sen jälkeen.

Käytännössä DDD-analyysi toteutetaan regressioanalyysin avulla. Estimoimme useita yksilöllisiä mallispesifikaatioita, joiden yleinen muoto on seuraava OLS-malli:

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

(2)

missä.

Losses = vakuutuksenantajan i LPE, jos vakuutuksenantaja on sairausvakuutuksenantaja, tai vakuutuksenantajan i LPA, jos vakuutuksenantaja on autovakuutuksenantaja tietyssä osavaltiossa tiettynä vuonna;

Treat = dummy-muuttuja, joka ilmaisee, että vakuutuksenantaja i on hoitoryhmän jäsen vuonna t, ja joka kuvaa eroja hoidon piiriin kuuluvan vakuutuksenantajan i ja kontrolliryhmän välillä. Analyysissämme Treat on yhtä suuri kuin yksi Teksasissa toimiville vakuutuksenantajille ja nolla muissa aiemmin kuvatuissa osavaltioissa toimiville vakuutuksenantajille;

Control = dummy-muuttuja, joka ilmaisee, että vakuutuksenantaja i on sairausvakuutuksenantaja vuonna t, ja joka kuvaa vaikutuksia, joita vakuutusmarkkinoilla yleensä voi olla sairausvakuutustappioiden tasoon. Analyysissämme Control on yhtä suuri kuin yksi, jos vakuutuksenantaja toimii sairausvakuutusalalla, ja yhtä suuri kuin nolla, jos vakuutuksenantaja toimii autovakuutusalalla tietyssä osavaltiossa tiettynä vuonna;

Reform = dummy-muuttuja, joka on yhtä suuri kuin yksi, jos vuosi on suurempi tai yhtä suuri kuin vuosi 2004, ja yhtä suuri kuin 0, jos vuosi on pienempi kuin vuosi 2004; ja.

Treat*Control*Reform = dummy-muuttuja, joka on yhtä suuri kuin yksi, jos vakuutuksenantaja i on sairausvakuutuksenantaja, joka toimii muussa kuin käsitellyssä osavaltiossa vuonna 2004 tai sen jälkeen.

Treat*Control*Reform -muuttujan kerroin, β 7, on difference-in-differences-in-differences -estimaattori. Tämän kertoimen numeerinen arvo on Teksasin ja vertailuvaltioiden keskimääräisten LPE- ja LPA-arvojen ero eroissa ennen ja jälkeen uudistusten toteuttamisen. Kertoimen t-testi osoittaa, onko DDD tilastollisesti merkitsevä. Tilastollisesti merkityksetön β 7 estäisi meitä hylkäämästä nollahypoteesia, jonka mukaan Texasin uudistukset vaikuttivat lääkärien käyttäytymiseen tavalla, joka heijastui sairausvakuutusmarkkinoille. Tilastollisesti merkitsevä ja positiivinen (negatiivinen) β 7 antaisi tukea vaihtoehtoiselle hypoteesillemme, jonka mukaan Teksasin vahingonkorvausoikeudellisten uudistusten voimaantulo vaikutti lääkäreiden käyttäytymiseen tavalla, joka kokonaisuutena lisäsi (vähensi) sairausvakuutustappioita.