Hypothesis development

Az eddigi elmélet és empirikus bizonyítékok arra utalnak, hogy a kártérítési reformnak az egészségbiztosítási költségekre gyakorolt közvetett hatásai nem egyértelműek. Fő hipotézisünket azzal a feltételezéssel alakítjuk ki, hogy az orvosi műhibaperek kockázata befolyásolja az egészségügyi szolgáltatók által nyújtott orvosi ellátás jellegét és tágabb értelemben a szolgáltatói piacot. A reformot megelőzően egy állam orvosi műhiba-biztosítási szabályozása és egyedi demográfiai jellemzői összefüggnek az orvosi műhiba-biztosítási igények szintjével, ami többek között a lakosság pereskedő kedvét és az egészségügyi szolgáltatók szakértelmét tükrözi. Feltételezzük, hogy a szolgáltatók racionális módon érzékelik annak kockázatát, hogy orvosi műhiba miatt beperelik őket, amelyet korábbi tapasztalataik, a más szolgáltatók ellen indított műhiba-keresetekről szóló információk vagy az orvosi műhiba-biztosítás költségei vezérelnek.8. lábjegyzet Feltételezve, hogy az orvosi műhiba-környezet befolyásolja a várható felelősségi költségeket, az orvosi műhiba-biztosítók számára ösztönző lesz, hogy intézkedéseket tegyenek a kockázatnak való kitettség csökkentése érdekében. Például az a szolgáltató, aki a felelősségvállalási kockázat növekedését érzékeli, több vizsgálatot rendelhet a biztosított betegek számára, kevesebb beteget fogadhat bizonyos egészségügyi problémákkal, vagy akár teljesen kivonulhat a földrajzi piacról. Ezek a magatartásbeli változások az egészségbiztosítási kárigények szintjének változását eredményezik, és várhatóan szignifikáns kapcsolatot találunk az orvosi műhibák jogi környezetében bekövetkező változások és az egészségbiztosítóknál felmerülő veszteségek között. Mivel azonban a szolgáltatók olyan módon reagálhatnak, amely vagy növeli az egészségügyi költségeket, vagy csökkenti az egészségügyi költségeket, ennek a kapcsolatnak az iránya, ha összességében értékeljük, nem egyértelmű. Amennyiben a viselkedésben bekövetkező változások valójában mind kiolthatják egymást az aggregátumban, a következő nullhipotézist adjuk meg:

H o : A felelősséget csökkentő reform az orvosi műhibaperek piacán nincs hatással az egészségbiztosítási veszteségek szintjére.

Ha a nullhipotézist el tudjuk vetni, akkor az alternatív hipotézis mellett szól, hogy az orvosi műhiba-biztosítási reform olyan változásokat eredményez a szolgáltatók magatartásában, amelyek jelentősen növelik vagy csökkentik az egészségbiztosítási veszteségeket. Amennyiben a szolgáltatók nem értik meg azonnal a reformok következményeit a hatályba lépéskor, az egészségbiztosítási piacra gyakorolt hatás potenciálisan késleltetett lehet. A védekezési okokból történő túlkezelésre irányuló erőfeszítések azonban az egészségbiztosítási veszteségek növekedését fogják eredményezni, míg az egyes betegek elkerülésére irányuló erőfeszítések az egészségbiztosítási veszteségek csökkenését fogják eredményezni. Megjegyezzük, hogy a nullhipotézisek elutasítása a beteggel való egyszerű interakción kívüli szolgáltatói magatartás változásaiból is eredhet. A reformok az államban az orvosok számának és az orvosi ellátás kínálatának bővüléséhez vezethetnek. Az orvosi műhibapiaci reformok befolyásolhatják az orvosok által az egészségbiztosítóktól követelt bérleti díjak jellegét is, ezáltal potenciálisan befolyásolhatják az egészségbiztosítási veszteségeket anélkül, hogy a szolgáltató-beteg interakciók jellege megváltozna. Mint ilyen, a hipotézisünk érvényességére vonatkozó bizonyítékok nem az orvosi műhibaperek reformját övező orvosi szakemberek magatartásváltozásainak konkrét jellegét fogják értékelni, hanem a változásoknak az egészségbiztosítási veszteségekre gyakorolt végső hatását.

A texasi magán-egészségbiztosítók tapasztalatainak vizsgálata a műhibaperek reformjára irányuló erőfeszítések előtt és után bizonyítékot szolgáltatna arra vonatkozóan, hogy a műhibaperek reformja hatással van-e az egészségbiztosítási piacokra, valamint e hatások irányára. Konkrétan, ha a Texasban elfogadott reformoknak nem lenne hatása a szolgáltatók magatartására, akkor azt várnánk, hogy a texasi egészségbiztosítók által elszenvedett egészségbiztosítási veszteségek szintje azonos lenne a reform előtt és után. Egy ilyen eredmény alátámasztaná nullhipotézisünket. Ha viszont a texasi reformok olyan módon változtatták meg az orvosok magatartását, hogy az magasabb vagy alacsonyabb szintű egészségbiztosítási veszteségeket eredményeztek, akkor azt várnánk, hogy a texasi egészségbiztosítók által a reformok előtt elszenvedett egészségbiztosítási veszteségek szintje eltér a reformok végrehajtása utáni szintektől. Egy ilyen eredmény alátámasztaná alternatív hipotézisünket, miszerint az orvosi műhibaperek reformjának az egészségbiztosításra gyakorolt hatásai következményekkel járnak.

Adatok

A hipotézisünk teszteléséhez több adatforrást azonosítunk. Az állami kártérítési reformintézkedésekre vonatkozó adatok az American Tort Reform Association (ATRA) és a Database of State Tort Law Reforms . Az elemzéshez további robusztussági ellenőrzés céljából hozzáadott állami demográfiai adatok a Centers for Disease Control (CDC) és az U.S. Census Bureau-tól származnak. Az “egészségi állapot” a CDC által biztosított változó, amely egy adott állam általános egészségi állapotát jelzi egy adott évben, és a jó egészségi állapot növekedését mutatja. Az “eltartottak” az egy főre jutó 18 év alatti személyek száma egy adott államban egy adott évben. “Nők”: az állam lakosságának adott évben a nők aránya. “medián jövedelem”: az adott állam lakosainak medián jövedelmi szintje egy adott évben. “Munkanélküliségi ráta” az adott állam rendelkezésre álló, nem foglalkoztatott munkaerő arányát jelenti egy adott évben.

A hipotézisünk teszteléséhez az egészségbiztosítási veszteségekre vonatkozó állam-specifikus adatokra is szükség van. A biztosítók pénzügyi adatait a Biztosítási Biztosítók Nemzeti Szövetségének (National Association of Insurance Commissioners, NAIC) 2001 és 2010 közötti évekre vonatkozó jogszabályi bejelentéseiből származó állami oldalakról használjuk.9. lábjegyzet Ez az adatállomány a legteljesebb és legátfogóbb adatbázist nyújtja a magán-egészségbiztosítási veszteségekről.Lábjegyzet 10 Ezt követően több szűrőt alkalmazunk erre a nyers adathalmazra, hogy kiszűrjük azokat a biztosítókat, amelyek nem rendelkeznek jelentős üzleti tevékenységgel egy adott államban.Lábjegyzet 11 Mivel annak vizsgálata érdekel bennünket, hogy az egészségbiztosítók által elszenvedett veszteségszintek milyen mértékben változtak a texasi reformot követően, nem lenne helyénvaló olyan cégek bevonása, amelyek a reform után léptek be egy állam piacára. Ezért, ha az i biztosító 2001 és 2003 között nem működik j államban, akkor ezt a biztosító-állam megfigyelést minden további évre vonatkozóan eltávolítjuk.12. lábjegyzet

A kártérítési reformnak az egészségbiztosítási veszteségekre gyakorolt hatására vonatkozó hipotézisünk teszteléséhez a NAIC adatait használjuk az egy beiratkozóra jutó egészségbiztosítási veszteségek (LPE) kiszámításához. Ezt a változót úgy határozzuk meg, mint az i biztosítónak a j államban a t évben a j államban a t évben az i biztosítónak a j államban a t évben az összes egészségbiztosítási kárát, és ideális az elemzésünkhöz, mert az egészségbiztosítási veszteségek szabványosított mérőszámát adja, amely megkönnyíti az összes vállalat közötti összehasonlítást.Lábjegyzet 13 Az elemzésben bemutatott valamennyi táblázatban és ábrán az LPE-t a könnyebb formázás érdekében mindig 1000 dollárral skálázva fejezzük ki.

Elemzésünk a Texasban, New Jerseyben, Coloradóban és három további olyan államban működő biztosítókra összpontosít, amelyek nem léptettek életbe jelentős orvosi műhiba-biztosítási reformokat a mintaidőszakunk alatt. A 2. táblázat az ezekben az államokban működő biztosítók egészségbiztosítási LPE-jének 1000 dollárral skálázott összefoglaló statisztikáit tartalmazza 2001 és 2010 között, 2010-es dollárban kifejezve. 14. lábjegyzet A táblázat azt mutatja, hogy az LPE általában nőtt a mintaidőszakunk alatt az összes állami mintában, és arra utal, hogy az egészségügyi költségek általában emelkednek. A texasi adatok összefoglaló vizsgálata különösen azt mutatja, hogy a biztosítók átlagos LPE-je nagyjából 1000 dollárral nőtt a mintaidőszak elejétől a végéig. A texasi reformok bevezetése körül azonban nincs nyilvánvaló törés ebben a trendben, ami összhangban van a nullhipotézisünkkel.

Az 1a-1f. ábra mutatja az átlagos LPE-t és az átlag körüli 95%-os konfidenciaintervallumot az elemzésünkben szereplő biztosítók különböző mintáira a mintaidőszakban. Az ábrák megerősítik az összefoglaló adatokban tett megfigyeléseinket. A texasi LPE fokozatos emelkedő tendenciája jól megfigyelhető, és New Jersey kivételével nagymértékben tükrözi a többi nem reformállamban megfigyelt tendenciákat. Az ábra azonban rávilágít arra, hogy Texasban 2003-ban – a reformok bevezetésének évében – a 2002-es évhez képest viszonylag hirtelen emelkedett az LPE. Az átlagos LPE növekedésének nagyságrendje körülbelül 300 dollár, és arra utalhat, hogy a reformok kezdeti hatása a texasi biztosítók egészségbiztosítási veszteségeinek növekedése volt. Ezt a lehetőséget a következő szakaszokban részletesebben megvizsgáljuk.

a Az egy biztosítottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – Texas. b Az egy biztosítottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – New Jersey.c Az egy beiratkozottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – Colorado. d Az egy beiratkozottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – 9 állami részminta. e Az egy beiratkozottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – 18 állami részminta. f Az egy beiratkozottra jutó egészségbiztosítási veszteségek alakulása (LPE) – – 41 állami részminta.Megjegyzések: Ezek az ábrák az egészségbiztosító cégek egy beiratkozóra jutó veszteségének (LPE) tendenciáit mutatják az elemzésünkben használt cégek mindegyik almintájára vonatkozóan a mintaidőszak alatt. Az LPE-t úgy határozzuk meg, mint egy adott államban, egy adott államban, egy adott évben egy adott biztosító által elszenvedett egészségbiztosítási veszteségek dollárösszegét, amelyet az adott államban, egy adott évben, egy adott biztosítónál beiratkozottak számával méretezünk. Az LPE szintén 1000-rel van skálázva

Különbség-különbség-elemzés

A texasi orvosi szakmai felelősségi környezet 2003-as drámai átalakítása, amely az orvosi műhibaperek reformjának elfogadásából ered, ideális környezetet biztosít hipotézisünk természetes kísérleti elrendezéssel történő tesztelésére.Lábjegyzet 15 Ha, ahogy azt alternatív hipotézisünk megjósolja, az orvosi műhibaperek környezetének változása az egészségügyi szolgáltatók egészségügyi piacon való viselkedésének változásához vezetett, ami végül az egészségbiztosítási veszteségek változásához vezetett, akkor nem várnánk, hogy a reform előtti egészségbiztosítási veszteségszintek megegyeznének a reform utáni veszteségszintekkel. Továbbá, mivel a reformintézkedések csak az új törvény végrehajtása után vonatkoznak a texasi jogi környezetre, nem várnánk, hogy a Texasban elfogadott törvény hatással lenne más államok biztosítási piacaira a texasi reform előtt vagy után. Ezért a texasi reform előtti és utáni texasi egészségbiztosítási veszteségszintek különbségének összehasonlítása a texasi reform előtti és utáni egészségbiztosítási veszteségszintek különbségével egy olyan államban, amelyet a veszteségek nem érintettek, lehetővé teszi számunkra, hogy elkülönítsük a kártérítési reformintézkedések közvetlen hatását a texasi egészségbiztosítási piacra.

A DD robusztussága érdekében először azonosítjuk a két különböző, nem kezelt államban – New Jerseyben és Coloradóban – működő biztosítókat, és két külön DD-elemzést végzünk. Egyik államban sem volt nagyobb felfordulás az egészségbiztosítási piacon (például egészségbiztosítási reformok) a texasi kártérítési reformok végrehajtását közvetlenül megelőző és követő időszakban. Továbbá egyik állam sem vezetett be jelentős orvosi műhiba-biztosítási reformokat a texasi kártérítési reformok idején. Megjegyzendő, hogy Coloradóban 2003 előtt számos kártérítési reformintézkedés volt érvényben, beleértve a nem gazdasági károk felső határát (1987-ben léptették hatályba), míg New Jerseyben viszonylag kevés kártérítési reformintézkedés volt érvényben, és nem volt felső határ a nem gazdasági károkra vonatkozóan.

A Paik és társai nyomán három további, nem kezelt almintát is azonosítunk, amelyek a mintánk időszakában a kártérítési reformok által nem érintett államokban működő biztosítókból állnak. Az első almintát azon 41 államban működő biztosítók alkotják, amelyek 2001 és 2010 között nem vezettek be jelentős kártérítési reformot.16 A második almintát azon 18 államban működő biztosítók alkotják, amelyek a mintaidőszak alatt nem vezettek be felső határt a nem gazdasági károkra vagy a teljes kártérítésre vonatkozóan.17 A harmadik almintát azon kilenc államban működő biztosítók alkotják, amelyek nem vezettek be felső határt a kártérítésre vonatkozóan, és – ahogy Paik et al. javasolta – földrajzi és kulturális szempontból is hasonlóak Texashoz.Lábjegyzet 18 Ha ugyanazokat a nem kezelt államokat használjuk, mint Paik et al., akkor az egyes államokra vonatkozó összehasonlításaink egy újabb robusztussági elemet kapnak, és lehetővé teszi, hogy következtetéseiket a magán-egészségbiztosítási piacokkal összefüggésben vizsgáljuk. lábjegyzet 19

A DD-elemzés végrehajtása elméletileg azt jelenti, hogy a Texasban működő biztosítók és a nem kezelt mintákban lévő biztosítók közötti átlagos egészségbiztosítási LPE különbségét hasonlítjuk össze a texasi reform hatályba lépése előtt. Ezt a különbséget ezután összehasonlítjuk a Texasban működő biztosítók és a nem kezelt mintákban lévő biztosítók közötti átlagos egészségbiztosítási LPE különbségével a texasi reform után. Bár a texasi reformok 2003 második felében léptek hatályba, a végrehajtás első teljes éve 2004 volt. Ennek eredményeképpen DD-elemzésünk azt vizsgálja, hogy a veszteségek hogyan változtak 2004-ben és az azt követő években 2003-hoz és az azt megelőző évekhez képest.

A DD-elemzést a gyakorlatban regressziós keretrendszerrel hajtják végre.Lábjegyzet 20 Több egyedi modellspecifikációt becslünk, amelyek a következő OLS-modell általános formáját veszik fel:

hol.

veszteségek = az i biztosító LPE-je, ha a biztosító egészségbiztosító, vagy az i biztosító LPA-ja, ha a biztosító gépjármű-biztosító egy adott államban egy adott évben;

Treat = egy dummy változó, amely azt jelzi, hogy az i biztosító a t évben a kezelési csoport tagja, és a kezelési és a kontrollcsoport közötti különbségeket ragadja meg. Elemzésünkben a Treat egy a Texasban működő biztosítók esetében és nulla a korábban ismertetett többi államban működő biztosítók esetében;

Control = egy dummy változó, amely azt jelzi, hogy az i biztosító a t évben az egészségbiztosító csoport tagja, és azt a hatást ragadja meg, amelyet a biztosítási piac általában véve gyakorolhat az egészségbiztosítási veszteség szintjére. Elemzésünkben a Control egyenlő eggyel, ha a biztosító egészségbiztosítási üzletágban tevékenykedik, és egyenlő nullával, ha a biztosító gépjármű-biztosítási üzletágban tevékenykedik egy adott államban egy adott évben;

Reform = egy dummy változó, amely egyenlő eggyel, ha az év 2004-nél nagyobb vagy azzal egyenlő, és 0, ha az év 2004-nél kisebb; és.

Treat*Control*Reform = egy eggyel egyenlő dummy változó, ha az i biztosító egy nem kezelt államban működő egészségbiztosító 2004-ben vagy annál későbbi évben.

A Treat*Control*Reform együtthatója, β 7, a különbség a különbségekben a különbségekben becslő. Ennek az együtthatónak a számértéke a reformok bevezetése előtti és utáni átlagos LPE és LPA különbség-in-különbözetek különbsége Texasban és a kontrollállamban. Az együttható t-tesztje jelzi, ha a DDD statisztikailag szignifikáns. Egy statisztikailag nem szignifikáns β 7 megakadályozná, hogy elutasítsuk a nullhipotézist, miszerint a texasi reformok úgy befolyásolták az orvosok viselkedését, hogy az átgyűrűzött az egészségbiztosítási piacra. Egy statisztikailag szignifikáns és pozitív (negatív) β 7 alátámasztaná alternatív hipotézisünket, miszerint a texasi kártérítési reformok hatályba lépése úgy befolyásolta az orvosok viselkedését, hogy az összességében növelte (csökkentette) az egészségbiztosítási veszteségeket.