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

Dez 9, 2021

admin

Hypothesis development

Theory and empirical evidence to date suggest that the indirect effects of tort reform on health insurance costs are ambiguous. Desenvolvemos nossa hipótese principal sob o pressuposto de que o risco de uma ação judicial por negligência médica influencia a natureza dos cuidados médicos prestados pelos prestadores de serviços de saúde e, mais amplamente, o mercado de prestadores de serviços. Antes da reforma, a regulação do seguro de malversação médica de um estado e as características demográficas únicas estão associadas a um nível de reclamações de seguro de malversação médica que reflete, entre outras coisas, a litigiosidade da população e a experiência dos prestadores de serviços de saúde. Hipótese de que os provedores percebem o risco de serem processados por negligência médica de forma racional, guiados por sua experiência anterior, informações sobre reclamações de negligência médica sendo feitas contra outros provedores, ou o custo do seguro de negligência médica.Nota de rodapé 8 Assumindo que o ambiente de negligência médica afeta os custos de responsabilidade esperados, haverá um incentivo para que os provedores de negligência médica tomem ações para reduzir a exposição ao risco. Por exemplo, um provedor que percebe um aumento na exposição de responsabilidade civil poderia encomendar mais testes para pacientes segurados, ver menos pacientes com problemas de saúde específicos, ou mesmo sair do mercado geográfico por completo. Estas mudanças comportamentais irão gerar uma mudança nos níveis de reclamações de seguros de saúde, e podemos esperar encontrar uma relação significativa entre mudanças no ambiente legal para negligência médica e perdas incorridas pelas seguradoras de saúde. No entanto, como os provedores podem responder de formas que aumentem os custos da saúde ou reduzam os custos da saúde, a direção dessa relação, quando avaliada no agregado, é ambígua. Na medida em que as mudanças de comportamento podem, de fato, todas se anularem mutuamente no agregado, fornecemos a seguinte hipótese nula:

H o : A reforma de redução de responsabilidade no mercado de negligência médica não tem efeito sobre o nível de perdas no seguro de saúde.

Se formos capazes de rejeitar a hipótese nula, então encontramos a favor de uma hipótese alternativa de que a reforma das más práticas médicas leva a mudanças no comportamento do provedor que aumentam ou diminuem significativamente as perdas do seguro de saúde. Na medida em que os provedores não compreendem instantaneamente as conseqüências das reformas no momento da promulgação, o efeito sobre o mercado de planos de saúde pode ser potencialmente retardado. No entanto, os esforços para tratar em excesso por razões defensivas resultarão em um aumento das perdas no seguro de saúde, enquanto os esforços para evitar certos pacientes resultarão em uma redução das perdas no seguro de saúde. Observamos que a rejeição das hipóteses nulas também pode resultar de mudanças no comportamento do provedor fora da simples interação com o paciente. Reformas poderiam levar a uma expansão no número de médicos no estado e na oferta de assistência médica. As reformas do mercado de negligência médica também poderiam influenciar a natureza dos aluguéis exigidos pelos médicos das seguradoras de saúde, influenciando assim potencialmente as perdas dos seguros de saúde sem alterar a natureza das interações provedor-paciente. Como tal, evidências sobre a validade da nossa hipótese não irão avaliar a natureza específica das mudanças de comportamento de um profissional médico em torno das reformas de negligência médica, mas sim o efeito final das mudanças nas perdas do seguro de saúde.

Examinar a experiência das seguradoras privadas de saúde no Texas antes e depois do esforço de reforma de negligência forneceria evidências sobre se as reformas de negligência têm implicações para os mercados de seguro de saúde, bem como a direção desses efeitos. Especificamente, se as reformas aprovadas no Texas não tivessem efeito sobre o comportamento dos provedores, então esperaríamos que os níveis de perdas com seguros de saúde incorridos pelas seguradoras de saúde do Texas fossem iguais antes e depois da reforma. Tal resultado daria suporte à nossa hipótese nula. Alternativamente, se as reformas do Texas alterassem o comportamento dos médicos de uma forma que resultasse em níveis mais altos ou mais baixos de perdas no seguro de saúde, então esperaríamos que os níveis de perdas no seguro de saúde incorridos pelas seguradoras de saúde no Texas antes das reformas fossem diferentes dos níveis após a implementação das reformas. Tal resultado apoiaria nossa hipótese alternativa de que as ramificações das reformas de más práticas médicas para seguros de saúde são conseqüentes.

Data

Identificamos várias fontes de dados para testar nossa hipótese. Os dados sobre as medidas de reforma em matéria de delitos civis provêm da American Tort Reform Association (ATRA) e do Banco de Dados de Reformas da Lei de delitos civis do Estado. Os dados demográficos do estado, adicionados à análise para uma maior verificação de robustez, são obtidos do Centro de Controle de Doenças (CDC) e do Escritório do Censo dos Estados Unidos. O “Estado de Saúde” é uma variável fornecida pelo CDC que indica o estado geral de saúde de um determinado estado em um determinado ano e está aumentando em boa saúde. “Dependentes” é o número de pessoas com menos de 18 anos de idade per capita em um determinado estado em um determinado ano. “Feminino” é a proporção da população de um estado que é feminina em um determinado ano. “Renda mediana” é o nível de renda mediana para residentes de um determinado estado durante um determinado ano. “Taxa de desemprego” é a proporção da força de trabalho disponível de um determinado estado que não está empregada em um determinado ano.

Teste da nossa hipótese também requer dados específicos do estado relativos às perdas do seguro de saúde. Utilizamos dados financeiros de seguradoras das páginas estaduais da Associação Nacional dos Comissários de Seguros (NAIC) para os anos de 2001 a 2010.Nota de rodapé 9 Este conjunto de dados fornece a base de dados mais completa e abrangente de perdas em seguros de saúde privados.Nota de rodapé 10 Aplicamos então vários filtros a este conjunto de dados em bruto, a fim de examinar as seguradoras que não têm um nível significativo de negócios em um determinado estado.Nota de rodapé 11 Como estamos interessados em examinar até que ponto os níveis de perdas sofridas pelas seguradoras de saúde mudaram após a reforma do Texas, seria inapropriado incluir empresas que entram em um mercado estadual após a reforma. Como tal, se a seguradora i não operar no estado j de 2001 a 2003, eliminamos essa observação seguradora-estado para todos os anos futuros.Nota de rodapé 12

Para testar nossa hipótese relativa à influência da reforma do seguro de saúde sobre as perdas do seguro de saúde, usamos os dados do NAIC para calcular as perdas do seguro de saúde por segurado inscrito (LPE). Esta variável é definida como o total de perdas do seguro de saúde incorridas pela seguradora i no estado j durante o ano t, escalonadas pelo total de inscritos para a seguradora i no estado j durante o ano t, e é ideal para nossa análise porque fornece uma métrica padronizada de perdas do seguro de saúde que facilita a comparação entre todas as empresas.Em todas as tabelas e figuras apresentadas nesta análise, o LPE é sempre expresso em escala de $1000 para facilitar a formatação.

Nossa análise foca as seguradoras que operam no Texas, Nova Jersey, Colorado, e três subamostras adicionais de estados que não adotaram reformas médicas significativas durante o período de amostragem. A Tabela 2 fornece estatísticas resumidas de LPE de seguros de saúde, escalonados em $1000, para as seguradoras que operam nesses estados de 2001 a 2010 em termos de dólares de 2010.nota de rodapé 14 A tabela indica que o LPE geralmente aumentou ao longo do período amostral em todas as amostras de estados e sugere que os custos de saúde estão aumentando, em geral. A inspeção resumida dos dados do Texas, em particular, indica que o LPE médio das seguradoras aumentou em cerca de US$ 1000 do início ao fim do nosso período amostral. Entretanto, não há quebra óbvia nesta tendência em torno da promulgação das reformas do Texas, o que é consistente com nossa hipótese nula.

Table 2 Health Insurance Losses per Enrollee for Different Samples

Figure 1a – 1f mostram a média do LPE, e o intervalo de confiança de 95% em torno da média para as diferentes amostras de seguradoras em nossa análise ao longo do período amostral. Os números reforçam as nossas observações nos dados resumidos. A tendência de aumento gradual do LPE no Texas é facilmente observável e, com exceção de Nova Jersey, em grande parte reflete as tendências observadas nos outros estados não-reformes. No entanto, a figura destaca um aumento relativamente súbito do LPE no Texas em 2003 – o ano em que as reformas foram promulgadas – em relação a 2002. A magnitude desse aumento no LPE médio é de aproximadamente 300 dólares e pode sugerir que as reformas tiveram o efeito inicial de aumentar as perdas com seguros de saúde incorridas pelas seguradoras do Texas. Investigamos essa possibilidade com mais detalhes nas seções seguintes.

Análise de diferenças em diferenças

A dramática revisão do clima de responsabilidade profissional médica do Texas em 2003, resultante da promulgação de reformas de negligência médica, apresenta um cenário ideal para testar nossa hipótese usando um desenho de experimentos naturais.Nota de rodapé 15 Se, como nossa hipótese alternativa prevê, a mudança no ambiente de negligência médica levou a mudanças na forma como os prestadores de serviços médicos se comportam no mercado de saúde, o que acabou levando a mudanças nas perdas do seguro de saúde, então não esperaríamos que os níveis de perdas do seguro de saúde antes da reforma fossem iguais aos níveis de perdas após a reforma. Além disso, como as medidas da reforma só se aplicam ao ambiente legal no Texas após a implementação da nova lei, não esperaríamos que a lei aprovada no Texas tivesse influência nos mercados de seguros de outros estados antes ou depois da reforma do Texas. Portanto, comparando a diferença nos níveis de perdas nos seguros de saúde do Texas antes e depois da reforma do Texas com a diferença nos níveis de perdas nos seguros de saúde antes e depois da reforma do Texas de um estado não afetado pelas perdas nos permite isolar a influência direta das medidas de reforma de danos no mercado de seguros de saúde no Texas.

Para robustez no DD, primeiramente identificamos seguradoras operando em dois estados diferentes não tratados – Nova Jersey e Colorado, e realizamos duas análises DD separadas. Nenhum dos dois estados teve grandes perturbações no mercado de seguros de saúde (como as reformas de seguros de saúde) no tempo que antecedeu e acompanhou de perto a implementação das reformas de responsabilidade civil no Texas. Além disso, nenhum dos dois estados decretou qualquer grande reforma de seguros de negligência médica durante o período da reforma do Texas em matéria de delitos civis. É de notar que o Colorado tinha várias medidas de reforma em matéria de delitos civis em vigor antes de 2003, incluindo limites aos danos não econômicos (promulgada em 1987), enquanto Nova Jersey tinha relativamente poucas medidas de reforma em matéria de delitos civis em vigor e nenhum limite aos danos não econômicos.

Following Paik et al. , também identificamos três subamostras adicionais não tratadas, compostas de seguradoras operando em estados não afetados pelas reformas em matéria de delitos civis durante o período da nossa amostra. A primeira subamostra consiste de seguradoras operando nos 41 estados que não promulgaram uma grande reforma em matéria de delitos civis de 2001 a 2010.Nota de rodapé 16 A segunda subamostra consiste de seguradoras operando nos 18 estados que nunca promulgaram um teto sobre danos não econômicos ou danos totais durante o período amostrado.Nota de rodapé 17 A terceira subamostra consiste de seguradoras operando em nove estados que não promulgaram um teto sobre danos e, como sugerido por Paik et al.Nota de rodapé 18 Usando os mesmos estados não tratados como Paik et al. acrescenta outro elemento de robustez às nossas comparações estaduais individuais e nos permite considerar suas conclusões no contexto dos mercados de seguros de saúde privados.Nota de rodapé 19

Em teoria, a implementação da análise DD envolve a comparação da diferença na média dos seguros de saúde LPE entre as seguradoras que operam no Texas e as seguradoras nas amostras não tratadas antes da promulgação da reforma do Texas. Esta diferença é então comparada com a diferença na média de LPE de seguros de saúde entre seguradoras operando no Texas e seguradoras nas amostras não tratadas após a reforma do Texas. Enquanto as reformas do Texas entraram em vigor na segunda metade de 2003, seu primeiro ano completo de implementação foi 2004. Como resultado, nossa análise de DD considera como as perdas mudaram em 2004 e em diante em relação a 2003 e antes.

Na prática, a análise de DD é implementada usando uma estrutura de regressão.Nota de rodapé 20 Estimamos várias especificações únicas de modelos que tomam a forma geral do seguinte modelo OLS:

$$ {LPE}_{it}=a+{\beta}_1{Treat}_{it}+{\beta}_2\mathit{\operatorname{Re}}{form}_t+{\beta}_3{Treat}_{it}\ast Mathit{\i1}{form}_t+{\i1}_t+{\i}varepsilon}_{it} $$

(1)

where.

Treat = uma variável dummy indicando que a seguradora i é um membro do grupo de tratamento no ano t e captura as diferenças entre o grupo de tratamento e o grupo de controle. Em nossa análise, Tratamento é igual a uma para seguradoras operando no Texas e zero para seguradoras operando nos outros estados sem tratamento descritos anteriormente;

Reforma = uma variável dummy igual a uma se o ano for maior ou igual a 2004 e 0 se o ano for menor que 2004; e.

Tratamento*Reforma = uma variável dummy igual a uma para seguradoras que são membros do grupo de tratamento nos anos após a promulgação das reformas de delito civil.

O coeficiente no Tratamento*Reforma, β 3, é o estimador DD. Formally,

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

O valor numérico deste coeficiente é a diferença entre as diferenças da média dos seguros de saúde LPE no Texas e no estado de controle antes e depois da implementação das reformas. O teste t do coeficiente indica se a estimativa da diferença em diferença é estatisticamente significativa. Um valor estatisticamente insignificante β 3 nos impediria de rejeitar a hipótese nula de que as reformas do Texas influenciaram o comportamento dos médicos de uma forma que se espalhou para o mercado de planos de saúde. Uma estimativa estatisticamente significante e positiva (negativa) β 3 nos daria suporte à nossa hipótese alternativa de que a promulgação das reformas do Texas influenciou o comportamento dos médicos de uma forma que, no agregado, aumentou (diminuiu) as perdas do seguro de saúde.

Análise da diferença-em-diferença-em-diferenças

Em um esforço para fornecer mais evidências sobre a validade de nossa hipótese, empregamos uma análise da diferença-em-diferença-em-diferenças (DDD) onde incluímos, como um grupo de controle adicional, uma subamostra de seguradoras operando em linhas de negócios não relacionadas a seguros de saúde ou mercados de malversação médica. As hipóteses de identificação do DDD são mais robustas do que as de uma análise DD e ajudam a confirmar as conclusões da secção anterior. Em particular, uma estratégia de DDD controla a tendência potencialmente confusa das mudanças nas perdas dos seguros de saúde ao longo do tempo que não estão relacionadas com a reforma das más práticas médicas. Como tal, a estrutura do DDD melhora as deficiências da análise do DD, controlando para um amplo conjunto de outras influências. Se nossos resultados são robustos para uma análise DDD, isso sugere que nossos resultados não são devidos a desenvolvimentos espúrios no ambiente de seguro de saúde do estado.

Para implementar o DDD, selecionamos como grupo de controle adicional uma subamostra de seguradoras que operam no seguro de danos físicos de automóveis particulares de passageiros no Texas, Nova Jersey, Colorado, e as três subamplas multiestados identificadas por Paik et al.Nota de rodapé 22 Nós quantificamos as perdas incorridas por essas seguradoras em determinados estados como perdas por automóvel (LPA), calculadas como o montante de perdas por danos físicos de automóveis particulares de passageiros incorridas pela seguradora i no estado j durante o ano t, escalonadas por uma medida ponderada do número de automóveis segurados pela seguradora i no estado j durante o ano t.Em seguida, comparamos a diferença em diferenças entre a LPE e a LPA no Texas pré e pós-reforma de responsabilidade civil do Texas com a diferença em diferenças entre a LPE e a LPA no(s) estado(s) de controle pré e pós-reforma de responsabilidade civil do Texas.

Na prática, a análise DDD é implementada utilizando uma estrutura de regressão. Estimamos várias especificações únicas de modelos que tomam a forma geral do seguinte modelo OLS:

$$ {Perdas}_{it}={a}_i+{\beta}_1 Treat+{\beta}_2 Treat+{\beta}_3 Treat=ast Control+{\beta}_4mathit{\beta}_4mathit{\beta}_5 Treat=mathit{\beta}_5 Treat=mathit{\beta}_5mathit{\beta}_3 Treat=ast Control+{\beta}_4mathit{\beta}_4mathit{\beta}_4mathit{\beta}_5 form+{\fev}_6 Control+6mathit{\fev}_form+7 Treat+ Control+mathit{\fev}_6mathit{\fev}_form+{\fev}_varepsilon{\fev}_$

(2)

where.

Perdas = LPE da seguradora i se a seguradora for uma seguradora de saúde ou LPA da seguradora i se a seguradora for uma seguradora automóvel num determinado estado num determinado ano;

Tratamento = uma variável dummy indicando que a seguradora i é um membro do grupo de tratamento no ano t e captura as diferenças entre o grupo de tratamento e o grupo de controlo. Em nossa análise, Tratamento é igual a uma para seguradoras operando no Texas e zero para seguradoras operando nos outros estados descritos anteriormente;

Controle = uma variável dummy indicando que a seguradora i é uma seguradora de saúde no ano t e captura os efeitos que o mercado de seguros, em geral, pode ter nos níveis de perdas do seguro de saúde. Em nossa análise, o Controle é igual a um se a seguradora estiver operando em linhas de seguro de saúde e igual a zero se a seguradora estiver operando em linhas de seguro de automóveis em um determinado estado em um determinado ano;

Reforma = uma variável dummy igual a uma se o ano for maior ou igual a 2004 e 0 se o ano for menor que 2004; e.

>

Tratamento*Controle*Reforma = uma variável dummy igual a uma se a seguradora i for uma seguradora de saúde operando em estado não tratado no ano 2004 ou posterior.

O coeficiente no Tratamento*Controle*Reforma, β 7, é o estimador de diferença-em-diferenças-em-diferenças. O valor numérico deste coeficiente é a diferença-em-diferenças-em-diferenças de LPE e LPA médios no Texas e o estado de controle antes e depois da implementação das reformas. O teste t do coeficiente indica se o DDD é estatisticamente significativo. Uma estatística insignificante β 7 nos impediria de rejeitar a hipótese nula de que as reformas do Texas influenciaram o comportamento dos médicos de uma forma que se espalhou para o mercado de planos de saúde. Um estatisticamente significativo e positivo (negativo) β 7 daria suporte à nossa hipótese alternativa de que a promulgação das reformas do Texas influenciou o comportamento dos médicos de uma forma que, no agregado, aumentou (diminuiu) as perdas do seguro de saúde.